中國央行匯率溝通的有效性及作用渠道研究*

谷 宇 王軼群 翟羽娜

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中國央行匯率溝通的有效性及作用渠道研究*

谷 宇 王軼群 翟羽娜

（大連理工大學管理與經濟學部 遼寧大連 116023）

本文構建了包含了人民幣匯率預期、匯率溝通和實際干預變量的實證模型，運用EGARCH模型考察了我國央行匯率溝通的有效性。結果表明匯率溝通對人民幣匯率的水平變動產生了合意的影響，并且增加了匯率的波動性。并且，央行溝通效應在2010年匯改重啟后更強，在統(tǒng)計上更顯著。進一步，本文通過在模型中分別引入人民幣錯位程度、匯率波動性與匯率溝通的交乘項，檢驗了匯率溝通的作用渠道，結果表明央行匯率溝通是基于協(xié)調渠道而不是信號渠道來發(fā)揮效力的。這意味著央行在匯率溝通時可進行政策立場的重述，而不一定釋放新的政策信息。

匯率溝通 人民幣匯率 信號渠道 協(xié)作渠道

一、引 言

自2005年7月人民幣匯改實施以來，人民幣匯率的市場化和國際化程度逐步提升，其波動態(tài)勢基本反映了我國相對外部的經濟基本面變動情況。但另一方面，人民幣匯率受美國貨幣政策、國際避險情緒等擾動因素影響，出現(xiàn)長期超調或短期異動的可能性也大幅增加。因此，盡管實施了“有管理的浮動匯率制度”，我國央行仍有必要采用匯率溝通或直接干預等外匯干預工具來影響匯率，避免匯率大幅超調或異動引發(fā)金融體系和宏觀經濟風險。直接干預，即直接在外匯市場買賣外匯來影響一國匯率水平及波動性。而匯率溝通是指一國央行通過向市場參與者陳述他們在外匯市場中的立場和意圖，以此影響市場參與者的預期，從而減少匯率的波動幅度并且使匯率向央行合意的方向發(fā)展。

在應對升值趨勢時，長期、持續(xù)的直接干預可能導致國際儲備的累積、基礎貨幣的投放及后續(xù)的巨額沖銷成本；在應對貶值趨勢時，直接干預則可能導致國際儲備流失，甚至誘發(fā)貨幣危機；因此直接干預本身存在巨大的隱性成本。并且，由于直接干預的作用方向、干預規(guī)模和持續(xù)時間取決于央行對匯率水平及波動性是否合理的主觀判斷，是一種主觀性較強的干預工具，因此直接干預可能造成匯率與市場均衡水平更大的偏差或加劇匯率的波動。與此相對，匯率溝通僅要求貨幣當局明確表達政策意圖，幾乎無實施成本，同時由于匯率溝通是通過影響市場中交易者的預期及交易行為來發(fā)揮效力的，具備政策實施的微觀市場基礎，不易造成匯率的大幅錯位。

如果從央行治理這一更廣泛的視角出發(fā)，還可以發(fā)現(xiàn)匯率溝通工具的運用有利于增強政策透明度。很多央行在進行直接干預時，并不批露準確的干預數(shù)據，或者在事后進行披露，這就造成了市場中的信息不對稱，甚至增加市場中的噪聲。而包含匯率溝通的央行溝通則強調通過發(fā)布宏觀經濟預期、前瞻性指引等來引導、穩(wěn)定市場預期，保證市場內信息的充分性和可獲性，因此不易形成市場中的噪聲。

正是由于其在作用成本、作用機制和作用效果方面的優(yōu)勢，匯率溝通在發(fā)達國家和一些新興經濟體得到了廣泛應用。美國和歐盟的貨幣政策當局自1995年以來，已基本放棄實際干預，而是采用匯率溝通來影響匯率水平。自2005年7月人民幣匯改啟動以來，我國央行也多次表態(tài)要退出常態(tài)化的外匯市場干預。在此背景下，央行可否用匯率溝通這一更為市場化的政策工具來替代直接干預影響人民幣匯率水平及其波動幅度，就成為政策當局的核心議題之一?；诖耍疚氖紫然谕卣沟呢泿胖髁x模型，運用EGARCH模型考察央行的匯率溝通對人民幣匯率的影響，判斷匯率溝通的有效性。進一步，本文在測度人民幣匯率錯位程度和波動率的基礎上，考察央行的匯率溝通究竟是基于協(xié)調渠道還是信號渠道發(fā)揮效力的。本文的結論有助于央行在實踐中更合理地使用匯率溝通工具。

二、匯率溝通的理論基礎及文獻綜述

（一）央行匯率溝通的度量

學者們一般通過判斷匯率溝通的方向（強化本幣、弱化本幣或中性）對匯率溝通進行度量，例如弗拉茨舍（Fratzscher，2006，2008），將匯率溝通劃分為書面溝通（）和口頭溝通（），根據溝通意向進行賦值，具體如下：

（二）央行匯率溝通有效性的辨識標準

匯率溝通是否有效的辨識標準包括匯率溝通后，基于匯率波動方向和匯率波動性的判斷標準。

1、匯率波動方向的標準

方向的標準主要指這兩種干預是否能使得匯率朝著央行合意的方向發(fā)展。如貨幣當局發(fā)表關于支持本幣升值的言論，而本幣隨即升值，則認為匯率溝通有效，即。表示直接標價法下的本幣匯率下降，即本幣升值。表示強化本幣的匯率溝通。同理，貨幣當局發(fā)表弱化本幣的言論，而本幣隨之貶值，則匯率溝通有效，即。其中表示直接標價法下的匯率上升，即本幣貶值。表示弱化本幣的匯率溝通。

2、匯率波動性的標準

當本幣劇烈波動時，央行通過匯率溝通暗示未來的實際干預方向、貨幣政策操作等政策意圖，降低市場中的信息不對稱，引導經濟人預期。如在匯率溝通后，外匯市場中形成一致、穩(wěn)定的預期，并反映為匯率波幅的下降，則認為匯率溝通是有效的。

（三）央行匯率溝通的作用渠道

1、信號渠道

穆薩（Mussa，1981）基于其提出的新聞模型，最早分析了央行匯率溝通的信號渠道：央行通過匯率溝通釋放的信息會使得市場中的參與者形成符合央行政策意圖的匯率預期，并導致市場參與者在外匯市場上的行為產生變動，最終引起匯率朝著央行期望的方向變動。信號渠道發(fā)揮作用存在著三個隱含條件。第一，市場中參與者持有理性預期，會充分利用可獲信息（包括匯率溝通信息）對市場進行理性判斷。第二，市場是充分競爭并且信息是有效的。第三，貨幣當局在公眾心中具有良好的信譽。

弗拉茨舍（Fratzscher，2008）結合匯率決定的利率平價模型，給出了匯率溝通影響匯率的動態(tài)模型（2）：

2、協(xié)作渠道

與信號渠道的理論基礎不同，協(xié)調渠道從外匯市場微觀結構理論（皮爾斯（Peiers，1997）；埃文斯和里昂（Evans和Lyons，2002））出發(fā)，假定市場中的參與者存在異質性，即基于相同的信息也存在對匯率走勢的不同看法。并且，協(xié)作渠道理論將市場參與者分為做市商和普通的市場交易者。做市商通過對市場中信息的分析，形成對未來匯率走勢的看法和觀點，并反映到所報出的外匯賣出價和買入價，來引領外匯市場上的普通交易者進行買入和賣出操作。在這種情況下，央行的匯率溝通行為能夠協(xié)調做市商關于匯率的預期，通過做市商的報價來影響市場上眾多的交易者，使得市場中的參與者行動一致，從而使得匯率向央行合意的方向發(fā)展。協(xié)調渠道發(fā)揮作用的隱含條件為兩個：首先，外匯市場已具備做市商制度。其次，做市商與普通交易者對信息的認識和理解存在明顯差異，即存在信息異質性。

關于協(xié)調渠道，弗拉茨舍（Fratzscher，2008）也給出了動態(tài)模型（3）：

（四）匯率溝通的有效性及作用機制的相關文獻

很多學者對發(fā)達經濟體匯率溝通的運用時機、作用效力等進行了研究。在運用時機抉擇方面，弗拉茨舍（Fratzscher，2005）發(fā)現(xiàn)美國、德國、日本通常在匯率水平偏離預期以及匯率波動劇烈的時候，匯率溝通和實際干預都變得更頻繁。德瓦洽特等人（Dewachter et al.，2014）的研究表明，貨幣當局應該在外匯市場不確定性較高時進行匯率溝通。在作用效力上，學者們的研究結論不盡相同。揚森和德哈恩（Jansen和De Haan，2005）研究發(fā)現(xiàn)歐洲央行的口頭溝通對于歐元匯率影響雖然顯著，但影響非常小，并只在短期內有效。弗拉茨舍（Fratzscher，2006）發(fā)現(xiàn)匯率溝通在當期存在顯著影響，但2天后有效性消失。加拉茨等人（Galati et al.，2005）發(fā)現(xiàn)溝通行為確實能夠影響日元匯率水平，并且溝通能夠降低匯率波動性。弗拉茨舍（Fratzscher，2008）也驗證了匯率溝通是有效政策工具。

同時也有一些學者研究新興經濟體的匯率溝通行為。戈亞爾和阿羅拉（Goyal和Arora，2010）認為印度央行的匯率溝通可以減少市場上的噪聲。能夠使得匯率朝著貨幣當局合意的升值方向發(fā)展，同時也降低了匯率波動，但影響在統(tǒng)計上不顯著。埃杰特和柯森達（Egert和Kocenda，2013）的研究發(fā)現(xiàn)，在美國次貸危機前，匯率溝通對于捷克克朗、匈牙利福林的影響是顯著的，而對于波蘭茲羅提的影響不顯著。李云峰和李仲飛（2011）發(fā)現(xiàn)我國央行的匯率溝通研究，驗證了匯率溝通的有效性。王自鋒等（2015）也得出了類似的結論。

三、央行匯率溝通的有效性實證檢驗

（一）人民幣匯率溝通的度量

有關匯率溝通的度量，我們參考弗拉茨舍（Fratzscher，2006），同樣將匯率溝通劃分為書面溝通和口頭溝通，并根據強化本國貨幣（+1），弱化本國貨幣（-1）和模棱兩可（0）三種情況進行賦值。對于書面匯率溝通的數(shù)據來源，本文選取中國人民銀行網站定期公布的貨幣政策執(zhí)行報告、貨幣政策委員會例會報告和中國區(qū)域金融運行報告中關于人民幣匯率走勢的觀點和看法。由于央行口頭溝通的政策意圖是向市場中所有的參與者表明央行對人民幣匯率的看法，即口頭溝通應是貨幣政策制定者在公開場合的相關言論。因此對于口頭的匯率溝通，本文借鑒李云峰（2011）的研究，通過在百度中輸入關鍵字（官員名稱+人民幣匯率+具體時間，如周小川+人民幣匯率+2014年12月30日），來查詢相關的媒體報道及其中官員的具體表述。①關于這些重要領導人的講話會有不同的媒體進行陸續(xù)的報道，本文在數(shù)據整理時選取最早報道同一匯率溝通行為的文章。當領導人在公開場合表示人民幣匯率彈性將穩(wěn)步增大，這意味著人民幣升值的可能性極大，所以我們在賦值過程中，會將“人民幣匯率彈性增大”的溝通賦值為+1；當央行行長等人發(fā)表“人民幣匯率將保持雙向浮動”的看法時，意味著人民幣匯率在近期將出現(xiàn)貶值，這時我們將匯率溝通賦值為-1；當溝通的內容為“人民幣匯率水平適中”這時我們將匯率溝通賦值為0。①

通過對匯率溝通賦值后統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)：從2005年7月21日至2014年12月31日，我國一共進行了142次匯率溝通，從溝通的形式上來看，書面溝通69次，口頭溝通73次，分別占比48.59%和51.41%，口頭溝通次數(shù)略高于書面溝通；從溝通的策略角度出發(fā)，強化人民幣的溝通（賦值為+1）次數(shù)為61次，模棱兩可的匯率溝通（賦值為0）63次，而弱化人民幣幣值的溝通（賦值為-1）。本文將月度內匯率溝通的賦值總和與月度內匯率溝通的次數(shù)比值作為該月度的匯率溝通平均值，如式（4）：

（二）基于貨幣主義模型的匯率溝通的有效性檢驗

1、模型構建

考慮到月度人民幣匯率存在異方差性，并考察匯率溝通能否同時影響匯率水平及波動性，本文采用納爾遜（Nelson，1991）提出的EGARCH方法來構建實證模型，具體如（5）和（6）所示：

為比較口頭溝通和書面溝通作用的差異性，本文還將匯率溝通劃分為口頭溝通和書面溝通。模型（5）中的表示經濟人對匯率的預期。在模型（2）和（3）中，經濟人是基于利率平價模型來對匯率進行預期的，但由于我國資本流動受限，同時利率市場化仍在進行當中，因此利率平價模型只能在一定程度上解釋人民幣匯率的波動。并且由于本文采用月度數(shù)據進行考察，因此選用匯率決定的貨幣主義模型可能比選用利率平價模型更適于解釋人民幣匯率在較長期限內的波動。綜上，本文假定市場中的交易者是基于貨幣主義模型來判斷人民幣匯率的均衡水平的，并形成有關匯率的預期。最后，考慮到實際干預是央行調控匯率水平的另一重要工具，并且兩者可能存在協(xié)作關系，因此在模型（5）和（6）中加入了實際干預變量。

2、數(shù)據的選取及處理

由于我國自2005年7月實施人民幣匯改，因此本文選取2005年7月至2014年12月的月度數(shù)據進行研究，其中為人民幣對美元匯率月度均值的對數(shù)值；中國利率采用銀行間同業(yè)拆借利率的月度均值，美國利率采用美國聯(lián)邦基準利率；中美兩國貨幣供應量，用兩國狹義貨幣供應量和對數(shù)值表示；兩國產出水平，用中美兩國GDP的對數(shù)值表示表示。①由于我國央行不對外發(fā)布在外匯市場上的實際干預數(shù)據，因此這里采用我國外匯儲備變動率作為實際干預的替代變量，即用外匯儲備對數(shù)值的差分項表示。數(shù)據來源于中國經濟信息網、美聯(lián)儲官方網站和美國商務部網站。

3、實證結果

在本文考察的樣本區(qū)間內，人民幣匯率在2008年6月至2010年6月之間，回歸了盯住美元的匯率制度。2010年6月央行宣布匯改重啟后，數(shù)次調整人民幣匯率的日度波幅，人民幣匯率的市場化水平顯著上升。為進一步考察匯率市場化程度對央行溝通有效性的可能影響，本文分別對2005年7月至2014年12月的樣本區(qū)間和2010年6月至2014年12月的樣本區(qū)間進行回歸，以進行比較。

表1 模型（5）回歸結果

注：***，**，*表示在1%，5%，10%的置信水平下顯著。

表1中，宏觀經濟基本面變量的系數(shù)方向都與理論假設一致，這表明貨幣主義模型對人民幣匯率波動具有較好的解釋效力。在兩個樣本區(qū)間內，實際干預的系數(shù)要大于口頭溝通和書面溝通的系數(shù)，這表明央行實際干預在影響匯率水平上更有效，但實際干預系數(shù)方向與理論假設相反。這可能是由于匯改后市場主體長期持有匯率升值預期并選擇盡快結匯，這導致外匯儲備持續(xù)增長，而這又被市場解讀為人民幣還存在繼續(xù)升值的空間。因此，外匯儲備增量對人民幣匯率就表現(xiàn)為促進其升值的關系。

根據表1，匯率溝通對人民幣匯率的均值水平產生了顯著的、合意的影響。而比較兩個樣本區(qū)間，口頭溝通的效應要大于書面溝通效應。在兩個樣本區(qū)間內，口頭溝通系數(shù)分別為-0.03和-0.14，并且都在統(tǒng)計上顯著。在2005年7月至2014年12月的樣本區(qū)間內，書面溝通系數(shù)不顯著。而在匯改重啟后，書面溝通的系數(shù)為-0.05，系數(shù)方向符合假設并且在統(tǒng)計上顯著。兩個時間區(qū)間的結果表明，隨著人民幣匯改進程的逐步推進，無論是書面溝通，還是口頭溝通，其對人民幣匯率的作用效力都在增強，并更為顯著。

表2 模型（6）回歸結果

注：***，**，*表示在1%，5%，10%的置信水平下顯著。

但表2的結論也可能反映出央行匯率溝通的真實意圖就是增加匯率的波動性。我國在匯改后雖然數(shù)次調整了人民幣匯率的日波幅，但總體而言，匯率彈性有限。在此背景下，由于市場中長期持有人民幣匯率升值的預期，導致人民幣匯率在匯改后主要表現(xiàn)為單邊升值的波動態(tài)勢，國際資本可以無風險地賺取匯差；而在近期經濟遇冷后，市場又迅速形成匯率貶值預期，導致資本外流、誘發(fā)金融體系風險。因此，近年來我國央行多次陳述要“增加人民幣匯率彈性”、“實現(xiàn)人民幣匯率的雙向波動”，以使短期資本無利可圖?；谌嗣駧艆R率彈性仍不足的背景考慮，如果央行匯率溝通的目的是增加匯率彈性，那么表2的結論恰好說明匯率溝通在擴大匯率彈性方面也是有效的。

四、央行匯率溝通的信號渠道和協(xié)調渠道檢驗

在分析了匯率溝通有效性的基礎上，本文進一步檢驗匯率溝通的作用渠道。

（一）信號渠道的檢驗

弗拉茨舍（Fratzscher，2008）認為，當一國匯率偏離其均衡值時，央行的匯率溝通將作為一種信號，影響市場參與者對實際干預的概率的預期。這一渠道的作用機制是假定政策當局的口頭干預是釋放給市場參與者的信號，口頭干預意味著未來進行干預的概率要增加，這將促使市場參與者改變資產組合，導致匯率立即改變。當匯率水平偏離均衡幅度較高時，即匯率錯位（misalignment）程度較高時，匯率溝通可視為央行期望匯率向均衡水平恢復的信號。因此，可以在模型（5）和模型（6）中引入匯率錯位程度和匯率溝通的交乘項，得到模型（7）和模型（8）來進行考察。

表3得到的模型（7）的回歸結果。②

表3 模型（7）回歸結果

注：***，**，*表示在1%，5%，10%的置信水平下顯著。

表3的結果表明，在2005年7月至2014年12月期間，匯率錯位水平與書面溝通的交乘項系數(shù)不顯著，而匯率錯位水平與口頭溝通的交乘項的系數(shù)在10%的置信水平下顯著，但作用方面同我們的預期不符。而匯改重啟區(qū)間，交乘項和的系數(shù)在統(tǒng)計上都不顯著。上述結果表明我國央行的匯率溝通不是通過信號渠道發(fā)揮效力的。

（二）協(xié)作渠道的檢驗

根據薩爾諾和泰勒（Taylor和Sarno，2001）的假設，當外匯市場存在較大的不確定性的時候，干預可能對外匯市場有著較大的影響。因此，本文在模型（5）和（6）中引入度量市場不確定性的指標，并構建不確定性與匯率溝通的交乘項，對匯率溝通的協(xié)調渠道進行考察。

其余變量與匯率溝通的有效性檢驗中的數(shù)據來源于處理均一致。表4得到模型（9）的回歸結果。

表4 模型（9）回歸結果

注：***，**，*表示在1%，5%，10%的置信水平下顯著。

從檢驗結果中我們可以看出，協(xié)作渠道的檢驗效果更加顯著，這表明我國央行的匯率溝通主要是通過協(xié)作渠道發(fā)揮作用效力的。之所以是這個渠道起作用，可能是由于我國外匯市場一直存在著顯著的異質性交易者。正如李曉峰、陳華（2012）所指出的：在匯改后初期，技術分析者占主導，但隨著時間推移，基本面分析者開始占主導，而2010年6月央行重啟匯改后，技術分析者又開始占主導地位。因此，在外匯市場存在異質性預期的時候，央行溝通能夠協(xié)調預期，從而達到政策干預的目的。

五、結 論

本文基于弗拉茨舍（Fratzscher,2005）提出匯率溝通的作用機制模型，對我國央行的匯率溝通的有效性進行了檢驗。研究表明，匯率溝通對人民幣匯率的均值水平存在合意的影響，同時也加大了人民幣匯率的波動性，這同央行“增加人民幣匯率彈性”的表述是符合的。其中，口頭溝通的效力要強于書面溝通，但兩者的效力仍弱于實際干預。并且，隨著匯率市場化程度的加深，匯率溝通的效力在增強。進一步，通過分別引入人民幣匯率錯位程度、匯率波動性與匯率溝通的交乘項，本文還檢驗了央行匯率溝通的作用渠道。結果表明，我國央行的匯率溝通主要通過協(xié)作渠道而不是信號渠道發(fā)揮效力。

綜上，隨著央行在外匯市場常態(tài)化干預的退出，央行應在未來的實踐中，加強匯率溝通這種市場化的政策工具的運用，并注重口頭溝通工具的運用，使匯率向合意的方向發(fā)展。

1. 李曉峰、陳華：《行為金融視角下的人民幣匯率決定模型研究》[J]，《管理科學學報》2012年第8期。

2. 李云峰、李仲飛：《匯率溝通、實際干預與人民幣匯率變動——基于結構向量自回歸模型的實證分析》[J]，《國際金融研究》2011年第4期。

3. 王自鋒、白玥明、何翰：《央行匯率溝通與實際干預調節(jié)人民幣匯率變動的實效與條件改進》[J]，《世界經濟研究》2015年第3期。

4. Dewachter, H., Erdemlioglu, D., and Gnabo, J. Y., 2014,“The Intra-day Impact of Communication on Euro-dollar Volatility and Jumps”[J],43: 131-154.

5. égert, B., and Kocenda, E., 2013, “The Impact of Macro News and Central Bank Communication on Emerging European Forex Markets”[J],, 38(1):73-88.

6. Evans, M. D. , and Lyons, R. K.,1999, “ Order Flow and Exchange Rate Dynamics”[R], National Bureau of Economic Research, No.w7317.

7. Fratzscher, M., 2005, “ Strategies of Exchange Rate Policy in G3” [J],, 89:68-74.

8. Fratzscher, M., 2006, “On the Long-term Effectiveness of Exchange Rate Communication and Interventions”[J],,25: 146-167.

9. Fratzscher, M., 2008, “Communication and Exchange Rate Policy”[J],,30(4): 1651-1672.

10. Galati, G., and Melick, W., 2005, “Central Bank Intervention and Market Expectations” [M], Bank for International Settlements.

11. Goyal, A., and Arora, S., 2010, “The Indian Exchange Rate and Central Bank Action: A GARCH Analysis”[R], Indira Gandhi Institute of Development Research. Mumbai Working Paper, No.009.

12. Jansen, D. J., and De Haan, J., 2005, “Talking Heads: the Effects of ECB Statements on the Euro–dollar Exchange Rate”[J],, 24(2):343-361.

13. Mussa, M., 1981, “The Role of Official Intervention”[M], New York: Group of Thirty.

14. Nelson, D. B., 1991,“Conditional Heteroskedasticity in Asset Returns: A New Approach” [J],, 59(2):347-370

15. Peiers, B., 1997, “Informed Traders, Intervention, and Price Leadership: A Deeper View of the Microstructure of the Foreign Exchange Market”[J],52(4): 1589-1614.

16. Taylor, M. P., and Sarno, L., 2001, “Official Intervention in the Foreign Exchange Market: Is It Effective, and, If So, How Does It Work? ”[R],CEPR Discussion Paper , No. 2690.

（LF）

①口頭溝通信息的抓取方面，國外學者一般通過彭博、路透等財經交易終端進行。國內學者由于信息可獲性等問題，一般通過百度、谷歌等搜索引擎來獲取匯率溝通的公開信息。通過在百度等搜索引擎輸入關鍵字，可查詢媒體對國家領導人、央行高層在各種場合（如“兩會”、“G20峰會”等）有關人民幣匯率表述的報道，保證了溝通信息獲取的全面、客觀和及時性。并且，被市場認為重要的匯率溝通表述，會引起各媒體進行解析或評論，可以反映出市場對央行溝通信息意向的解讀，也有助于作者對具體的匯率溝通表述進行賦值，避免了主觀性。

①對于書面溝通和口頭溝通的賦值過程可能受到個人主觀判斷的干擾，所以本文由幾位作者相互獨立地對相同的溝通內容進行賦值，然后將賦值結果進行比對，若對同一內容的溝通賦值不同，將重新核對該匯率溝通的內容，進行重新賦值，盡可能減少個人主觀因素。

①由于GDP數(shù)據是季度數(shù)據，因此本文通過插值法將其轉換成月度數(shù)據。并且，美國的貨幣供應量和GDP都用當月的人民幣兌美元平均匯率轉換成人民幣計價的數(shù)據。

①其中美國CPI數(shù)據來自美聯(lián)儲網站，中國CPI數(shù)據來自中經數(shù)據庫，將美中CPI數(shù)據均轉換成以2005年1月為基期的（2005年1月=100）月度數(shù)據序列。其余變量與匯率溝通的有效性檢驗中的數(shù)據來源與處理均一致。

②在考察作用渠道方面，主要關注均值方程結果，因此未列出方差方程的結果。

* 本項研究得到國家社會科學青年基金項目“中美貨幣政策背離視角下人民幣匯率的波動趨勢、特征及升值空間研究”（項目號：11CJY100）和中央高?；緲I(yè)務費“美國貨幣政策沖擊與匯率動態(tài)性——基于新興經濟體的研究”（項目號：DUT14RW113）資助。感謝匿名審稿人的評審意見，當然文責自負。