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    匯改、流動(dòng)性和人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)

    2018-07-30 10:05:40趙先立
    關(guān)鍵詞:實(shí)際匯率匯率波動(dòng)

    趙先立

    (中國(guó)人民銀行蘭州中心支行 金融研究處,甘肅 蘭州 730000)

    一、引 言

    自2005年起,中國(guó)在參考一籃子貨幣,有管理的浮動(dòng)匯率制下不斷推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革,在經(jīng)濟(jì)向好預(yù)期和各方面因素的共同作用下,人民幣名義匯率和實(shí)際匯率均已升值超過30%。但事實(shí)上,人民幣仍主要參考美元進(jìn)行浮動(dòng),并且形成機(jī)制較為僵化。為了進(jìn)一步推動(dòng)人民幣匯率的市場(chǎng)化,2012年中國(guó)人民銀行將人民幣匯率的日波動(dòng)區(qū)間擴(kuò)大至±1%,2014年3月進(jìn)一步擴(kuò)大至±2%。2015年8月,中國(guó)央行宣布做市商在每日銀行間外匯市場(chǎng)開盤前,參考上日銀行間外匯市場(chǎng)收盤匯率,綜合考慮外匯供求情況以及國(guó)際主要貨幣匯率變化,向中國(guó)外匯交易中心提供中間價(jià)報(bào)價(jià)。這些改革措施標(biāo)志著央行增強(qiáng)人民幣匯率彈性和靈活性的決心,同時(shí)也可能加劇人民幣名義和實(shí)際匯率的波動(dòng)性。國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論認(rèn)為,對(duì)一國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生真實(shí)影響的是本幣的實(shí)際匯率 ,在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化、金融一體化的發(fā)展趨勢(shì)下,在發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢,新興市場(chǎng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力,全球金融市場(chǎng)動(dòng)蕩,流動(dòng)性泛濫與緊縮交替出現(xiàn),以及我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”的背景下,人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的復(fù)雜性和不確定性會(huì)進(jìn)一步增加。這可能通過不同傳導(dǎo)渠道對(duì)我國(guó)的經(jīng)常賬戶和資本金融賬戶產(chǎn)生影響,也可能對(duì)我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)金融造成沖擊。因此,本文的研究目的在于明確各影響因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的作用大小和方向,并主要探究人民幣匯率形成機(jī)制改革和國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響,這對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展具有重大意義且具有緊迫性。

    二、人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的相關(guān)研究綜述

    大量的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)表明,實(shí)際匯率無論在長(zhǎng)期還是短期內(nèi)都存在一定的波動(dòng)性。Rogoff(1996)對(duì)于購(gòu)買力平價(jià)(PPP)理論進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果顯示,短期PPP并不成立,而長(zhǎng)期PPP是否成立則缺乏一致的結(jié)論,這說明,實(shí)際匯率并不是平穩(wěn)過程,名義匯率與相對(duì)價(jià)格的偏離也不僅僅是短期表現(xiàn)。Murray和Papell(2002)研究認(rèn)為,即使長(zhǎng)期PPP成立,向PPP收斂的速度也極緩慢,PPP偏離的半衰期約為3至5年甚至更久,因此實(shí)際匯率既存在短期的大幅波動(dòng)也存在緩慢的長(zhǎng)期均值自反現(xiàn)象。

    均衡匯率的相關(guān)研究證明,人民幣實(shí)際匯率在長(zhǎng)期偏離其均衡狀態(tài)。國(guó)外的代表研究有彼得森研究所自2008年起逐年使用FEER方法估計(jì)全球主要貨幣的均衡匯率,其2012年的報(bào)告指出隨著中國(guó)貿(mào)易順差的下降,人民幣近期的低估程度約為3%左右(Cline等,2012)。國(guó)內(nèi)研究有唐亞暉和陳守東(2010)、趙先立(2013)以及孫國(guó)峰和孫碧波(2013)等,這些研究認(rèn)為人民幣呈現(xiàn)高估和低估并存的狀態(tài),但已經(jīng)逐步趨向于均衡匯率水平。

    對(duì)于人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)問題的研究核心是實(shí)際匯率由何種因素決定以及這些因素的影響程度。王澤填和姚洋(2009)構(gòu)建了包含農(nóng)業(yè)部門的三部門模型并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn),中國(guó)處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟(jì)特征是導(dǎo)致貿(mào)易部門生產(chǎn)率的提高對(duì)工資水平與非貿(mào)易品部門價(jià)格水平提升受到抑制的主要原因,這使得巴薩效應(yīng)在中國(guó)的傳遞受到了阻礙。方福前和吳江(2009)比較研究了人民幣、日元和韓元在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相似時(shí)期的實(shí)際匯率波動(dòng),實(shí)證結(jié)果表明貨幣沖擊對(duì)三種實(shí)際匯率都有重要影響,供給沖擊對(duì)人民幣和韓元實(shí)際匯率波動(dòng)的影響大于對(duì)日元的影響,需求沖擊對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響最大。劉堯成(2010)將2005年第二次匯改之后的人民幣匯率分解為三部分:確定性趨勢(shì)、隨機(jī)性趨勢(shì)和周期趨勢(shì),然后對(duì)技術(shù)供給沖擊和貨幣需求沖擊進(jìn)行了模擬。沖擊對(duì)于人民幣匯率波動(dòng)影響的擬合結(jié)果證實(shí),供給沖擊相對(duì)于需求沖擊具有更優(yōu)的擬合程度和解釋力。

    近期一些研究者從不同的視角推進(jìn)了人民幣匯率波動(dòng)的研究。徐建煒和楊盼盼(2011)對(duì)人民幣1997年1月至2010年9月的數(shù)據(jù)進(jìn)行分解發(fā)現(xiàn),貿(mào)易品偏離一價(jià)定律對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的解釋力約為60%至80%,而BSH假說在解釋人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)時(shí)僅占比不到40%,而劉達(dá)禹和劉金全(2015)的研究發(fā)現(xiàn),2012年之前,一價(jià)定律解釋了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的主導(dǎo)誘因,2012年之后,相對(duì)價(jià)格的解釋力更為顯著。高鐵梅等(2013)基于彈性價(jià)格貨幣模型,選取1995年至2012年6月的數(shù)據(jù),使用線性回歸模型和EGARCH方法分別實(shí)證檢驗(yàn)了央行干預(yù)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的作用和市場(chǎng)信息沖擊影響人民幣匯率波動(dòng)的非對(duì)稱性,研究發(fā)現(xiàn),各因素對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響程度不同,總體而言,隨著人民幣市場(chǎng)化水平的提高,人民幣不會(huì)出現(xiàn)大幅升值超過預(yù)期的現(xiàn)象。范言慧(2015)在隨機(jī)一般均衡的非對(duì)稱框架下分析發(fā)現(xiàn),新興市場(chǎng)國(guó)家貨幣匯率波動(dòng)的方向取決于發(fā)達(dá)國(guó)家與其之間產(chǎn)出變動(dòng)幅度之差,也與發(fā)達(dá)國(guó)家居民對(duì)財(cái)富和社會(huì)地位的重視程度有關(guān)。

    通過對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理可知,上述研究使用不同的研究角度、模型和數(shù)據(jù),所得出的結(jié)果也存在一定的差異,并且多數(shù)研究套用國(guó)外的一些方法和模型,但結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展特征的研究較少。因此,可以從以下方面進(jìn)行改進(jìn)和拓展:一是研究實(shí)際匯率波動(dòng)應(yīng)首先分析實(shí)際匯率的決定機(jī)制,經(jīng)典的理論模型大多假設(shè)市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)且價(jià)格完全彈性,與現(xiàn)實(shí)存在較大脫離,難以清晰地揭示各類因素對(duì)實(shí)際匯率波動(dòng)的影響;二是現(xiàn)有研究對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)影響因素的涉及較為狹窄,多集中于技術(shù)沖擊和需求沖擊方面。事實(shí)上,人民幣匯率形成機(jī)制改革的推進(jìn)以及近年來國(guó)內(nèi)、國(guó)外由于刺激經(jīng)濟(jì)而泛濫的貨幣流動(dòng)性是否對(duì)人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)造成重要影響,現(xiàn)有文獻(xiàn)并未進(jìn)行深入研究。因此,本文試圖建立一個(gè)實(shí)際匯率決定的理論模型,將微觀主體跨期效用最大化,并將黏性價(jià)格下的宏觀經(jīng)濟(jì)均衡納入一個(gè)分析框架,由此得到實(shí)際匯率的決定因素,并結(jié)合國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)、金融的現(xiàn)實(shí)背景進(jìn)行擴(kuò)展,引入國(guó)內(nèi)外相對(duì)流動(dòng)性和人民幣匯率形成機(jī)制改革因素來研究人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)。

    三、實(shí)際匯率的決定——模型推導(dǎo)

    假定世界經(jīng)濟(jì)由本國(guó)和外國(guó)共同構(gòu)成,兩國(guó)都是具有貿(mào)易部門與非貿(mào)易部門的兩部門經(jīng)濟(jì),兩部門生產(chǎn)率存在差異,且兩者所生產(chǎn)的貿(mào)易品是互有差異性的非完全替代品。本國(guó)居民的正效用來自消費(fèi)本國(guó)商品和進(jìn)口品,負(fù)效用來自勞動(dòng)的付出。則可以設(shè)定本國(guó)代表性居民在t時(shí)刻的效用函數(shù)為①:

    (1)

    在(1)式中,β為貼現(xiàn)因子,σ 為跨期消費(fèi)的替代彈性,Ct為t期的總消費(fèi)。 LT,t與LN,t各自代表本國(guó)居民在貿(mào)易品和非貿(mào)易品生產(chǎn)時(shí)的勞動(dòng)付出。KT與KN分別為勞動(dòng)付出LT,t與LN,t在居民總效用中的占比,μ為效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)付出的彈性,有μ>1。根據(jù)對(duì)稱性,外國(guó)的居民與本國(guó)居民有著同樣的效用函數(shù)②③。我們將總消費(fèi)Ct設(shè)定為包含貿(mào)易品和國(guó)內(nèi)非貿(mào)易品消費(fèi)量CT,t與CN,t的函數(shù),函數(shù)形式如下:

    (2)

    (3)

    (4)

    (5)

    我們進(jìn)一步假定本國(guó)貿(mào)易品與非貿(mào)易品的產(chǎn)出YT,t與YN,t都是勞動(dòng)L的函數(shù):

    YT,t=AT,tLT,t

    (6)

    YN,t=AN,tLN,t

    (7)

    PtCt+Bt=(1+rt-1)Bt-1+PH,tAT,tLT,t+PN,tAN,tLN,t

    (8)

    在(8)式中,rt-1代表世界的實(shí)際利率水平。外國(guó)居民的約束條件和式(8)相似。建立拉格朗日函數(shù),可以得到本國(guó)和外國(guó)最優(yōu)化一階條件如下:

    (9)

    (10)

    (11)

    (12)

    (13)

    (14)

    本國(guó)在貿(mào)易品與非貿(mào)易生產(chǎn)的最優(yōu)勞動(dòng)付出分別通過等式(11)和(13)表達(dá),如果本國(guó)的總消費(fèi)Ct增加,那么居民出于跨期效用最大化的目標(biāo),將會(huì)減少勞動(dòng)付出,從而使本國(guó)貿(mào)易品和非貿(mào)易品的產(chǎn)出減少。等式(12)(14)分別為外國(guó)兩部門勞動(dòng)付出最優(yōu)化形式。

    假設(shè)在t=0的初始穩(wěn)態(tài)條件下,本國(guó)和外國(guó)居民所持有的外部資產(chǎn)現(xiàn)值都為0,則此時(shí)的宏觀均衡為:兩國(guó)居民對(duì)于貿(mào)易品的消費(fèi)總量等于兩國(guó)貿(mào)易部門的產(chǎn)量之和。進(jìn)一步假設(shè)本國(guó)和外國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)出清時(shí)兩國(guó)居民分別在兩部門所提供的勞動(dòng)力為:

    (15)

    (16)

    (17)

    (18)

    (15)至(18)式結(jié)合非貿(mào)易品供求相等(市場(chǎng)出清),我們可以得到本國(guó)總收入與總消費(fèi)相等時(shí)的均衡條件:

    (19)

    將等式(4)至(7),(9)和(11)以及(13)和(19)進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化,并添加上標(biāo)∧表示各經(jīng)濟(jì)要素在穩(wěn)態(tài)附近的百分比變動(dòng),則可得出本國(guó)非貿(mào)易品價(jià)格的變動(dòng):

    (20)

    (21)

    將等式(21)兩側(cè)各項(xiàng)進(jìn)行積分,即可得到:

    (22)

    在(22)式中, Γ為常數(shù)項(xiàng)。由式(22)可知,本國(guó)所持有的外部資產(chǎn)B/Y,本國(guó)貿(mào)易條件PH以及本國(guó)與外國(guó)的兩部門相對(duì)生產(chǎn)率是決定本幣實(shí)際匯率的主要因素。另外,為了防止出現(xiàn)變量選擇遺漏影響最終的研究結(jié)果準(zhǔn)確性,考慮金融危機(jī)之后各國(guó)先后出臺(tái)不同規(guī)模的量化寬松政策,美國(guó)從2014年起逐步退出QE政策且于2015年進(jìn)入加息周期,造成國(guó)際金融市場(chǎng)動(dòng)蕩,2013年起中國(guó)的貨幣供應(yīng)存量已經(jīng)超過100萬億,以及人民幣匯率形成機(jī)制的改革在不斷推進(jìn),這些都可能對(duì)人民幣實(shí)際匯率產(chǎn)生影響。因此,應(yīng)擴(kuò)展引入國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣流動(dòng)性和人民幣匯率形成機(jī)制改革這兩類控制因素,而人民幣匯率形成機(jī)制改革主要體現(xiàn)在匯率浮動(dòng)彈性的變化方面。下面定性分析各因素對(duì)實(shí)際匯率的影響。

    第一,本國(guó)持有的凈外部資產(chǎn)越多則對(duì)外償付能力越強(qiáng),使本國(guó)出現(xiàn)較強(qiáng)的對(duì)外需求和較強(qiáng)的國(guó)際收支赤字承受力,這將可能造成實(shí)際匯率貶值;同時(shí),持有凈外部資產(chǎn)所獲得的外部收益,會(huì)增加國(guó)際收支盈余而導(dǎo)致實(shí)際匯率升值;再者,根據(jù)本文理論模型中的消費(fèi)者效用組成,凈外部資產(chǎn)增加可能使本國(guó)非貿(mào)易部門的勞動(dòng)投入減少,從而減少本國(guó)非貿(mào)易品供給導(dǎo)致其價(jià)格上漲,可能導(dǎo)致實(shí)際匯率升值?,F(xiàn)有相關(guān)研究表明,通常升值效應(yīng)占主導(dǎo)地位,因此凈外部資產(chǎn)增加的總效應(yīng)是實(shí)際匯率升值。第二,根據(jù)國(guó)際收支理論,本國(guó)貿(mào)易條件改善,則經(jīng)常賬戶順差增加,引發(fā)實(shí)際匯率升值,如果貿(mào)易條件惡化,實(shí)際匯率可能趨于貶值。第三,相對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)步對(duì)實(shí)際匯率的影響渠道遵循“巴拉薩—薩繆爾森”效應(yīng),本國(guó)的兩部門相對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)步快于外國(guó),則本幣實(shí)際匯率將會(huì)升值。第四,本國(guó)貨幣流動(dòng)性相對(duì)于外國(guó)的增加一方面會(huì)增加本國(guó)居民的消費(fèi)需求,購(gòu)買外國(guó)產(chǎn)品可能導(dǎo)致經(jīng)常賬戶盈余減少,另一方面貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使實(shí)際利率降低,導(dǎo)致資本流出,因此其總效應(yīng)是令實(shí)際匯率貶值。第五,本幣匯率形成機(jī)制改革即匯率浮動(dòng)彈性增加對(duì)實(shí)際匯率的影響受到外匯市場(chǎng)對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)、國(guó)際收支前景的預(yù)期,如果預(yù)期向好,則彈性增加會(huì)加大由市場(chǎng)決定的實(shí)際匯率的升值幅度;反之,則可能加大實(shí)際匯率的貶值幅度。另外,如果實(shí)際匯率存在低估,更靈活的匯率形成機(jī)制會(huì)使實(shí)際匯率升值,向均衡匯率調(diào)整,反之則貶值。

    綜上所述,則可以設(shè)定人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證模型如下:

    lnRERt=β0+β1NFAt+β2lnTOTt+β3TNTt+β4lnMRt+β5VE+εt

    (23)

    在(23)式中,NFA為本國(guó)持有的凈外部資產(chǎn),TOT為貿(mào)易條件,TNT為國(guó)內(nèi)外兩部門相對(duì)生產(chǎn)率差異,MR為國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣供應(yīng)量,VE則代表匯率形成機(jī)制改革推進(jìn)中人民幣名義匯率的波動(dòng)率。

    四、實(shí)證檢驗(yàn)和分析

    實(shí)證部分我們主要使用VAR模型進(jìn)行人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)和分析。VAR模型相較于其他方法的優(yōu)勢(shì)在于,無需對(duì)各變量之間的內(nèi)生或外生性做出區(qū)分,能夠比較直接地運(yùn)用真實(shí)數(shù)據(jù)來刻畫不同變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系,并且可以運(yùn)用脈沖響應(yīng)與方差分解來判斷某一因素的沖擊效應(yīng)和貢獻(xiàn)程度。下面首先對(duì)各變量和相關(guān)數(shù)據(jù)的選取進(jìn)行說明。

    (一)變量、數(shù)據(jù)的選取和說明

    考慮到各變量數(shù)據(jù)的可得性以及與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民幣匯率形成機(jī)制改革的進(jìn)程匹配,我們這里選取2005年7月至2017年12月為實(shí)證分析的樣本區(qū)間,共140個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

    為更全面、綜合地反映一國(guó)貨幣的實(shí)際對(duì)外價(jià)值和綜合競(jìng)爭(zhēng)力,我們選擇人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)作為實(shí)際匯率的代理變量,月度數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫;使用間接標(biāo)價(jià)法,數(shù)值增加代表升值。

    凈外部資產(chǎn)NFA的季度數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫,與理論模型保持一致,使用NFA與中國(guó)GDP之比作為凈外部資產(chǎn)的代理變量,月度數(shù)據(jù)由季度數(shù)據(jù)進(jìn)行頻率轉(zhuǎn)換計(jì)算得到。

    貿(mào)易條件TOT使用中國(guó)的出口商品價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口商品價(jià)格指數(shù)之比作為代理變量,來源于Wind數(shù)據(jù)庫的月度出口、進(jìn)口價(jià)格指數(shù)。

    國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR使用中美兩國(guó)的M2之比作為代理變量,為消除貨幣單位的影響,兩國(guó)的M2均以各自1992年的M2為基期數(shù)據(jù),進(jìn)行定基指數(shù)化處理計(jì)算,數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

    由于人民幣匯率形成機(jī)制改革主要體現(xiàn)在人民幣名義匯率浮動(dòng)的靈活性方面,因此我們選取人民幣名義匯率的波動(dòng)率VE代表匯改推進(jìn)過程中的匯率浮動(dòng)彈性,VE使用即期匯率與中間價(jià)匯率的偏離度作為代理變量,人民幣名義匯率和中間價(jià)匯率月度數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

    在實(shí)證檢驗(yàn)中,除VE本身為波動(dòng)百分比并取絕對(duì)值外,我們對(duì)其余各變量均取自然對(duì)數(shù),對(duì)各變量中季節(jié)性較強(qiáng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)采用了X-12季節(jié)調(diào)整法,計(jì)量工具使用Eviews9.0軟件。

    (二)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

    在進(jìn)行人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)之前,必須要對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn),我們這里選取ADF檢驗(yàn)方法,檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示,各變量的數(shù)據(jù)均為一階單整I(1)過程,即原序列水平值為非平穩(wěn),一階差分為平穩(wěn)序列。

    表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

    注:△為一階差分形式;C、T、L分別代表檢驗(yàn)包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù),N表示不含對(duì)應(yīng)的項(xiàng)或無滯后階數(shù),帶﹡號(hào)表示序列在5%的置信水平下平穩(wěn).

    平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明6個(gè)變量都為一階單整序列,因此具備協(xié)整檢驗(yàn)和VAR模型建立的前提條件。要建立VAR模型并檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系,首先必須確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù),我們?cè)谶@里綜合考慮對(duì)數(shù)似然值、AIC和SC信息準(zhǔn)則,最終選定最優(yōu)滯后階數(shù)為2的VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)(見表2)。

    表2 VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

    注:檢驗(yàn)在5%的顯著水平下.

    進(jìn)一步我們運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)來判斷6個(gè)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,需要進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn),結(jié)果如表3所示,各變量之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,因此,無法進(jìn)行長(zhǎng)期均衡關(guān)系的分析,必須建立VAR模型,通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來分析各因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率的短期影響和沖擊。

    表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

    (三)脈沖響應(yīng)函數(shù)

    由于所有的特征值均在單位圓內(nèi)(圖形略),滿足穩(wěn)定性條件,因此可以使用脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function)來展示和分析人民幣實(shí)際匯率對(duì)各因素沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。

    圖1 人民幣REER對(duì)各因素沖擊的反應(yīng)

    圖1為VAR模型所生成的脈沖響應(yīng)曲線,當(dāng)人民幣REER受到1單位來自中國(guó)凈外部資產(chǎn)NFA的正向沖擊時(shí),在前6期幾乎未出現(xiàn)變動(dòng),在第6期之后,人民幣REER出現(xiàn)較緩慢的升值,沖擊造成的總影響非常小,這表明以短期內(nèi)本國(guó)外部資產(chǎn)的累積(減少)來判斷實(shí)際匯率是否需要升值或貶值是不合理的,NFA變動(dòng)存在滯后且較弱的效應(yīng)。當(dāng)人民幣REER受到1單位來自貿(mào)易條件TOT的正向沖擊時(shí),在前2期出現(xiàn)非常大的正向變動(dòng)并在第2期達(dá)到峰值,第2期之后波動(dòng)幅度逐漸下降至平緩,說明貿(mào)易條件改善對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響是一定幅度的升值效應(yīng)。當(dāng)受到1單位來自相對(duì)生產(chǎn)率TNT的正向沖擊時(shí),人民幣REER的正向變動(dòng)幅度較平緩,總體出現(xiàn)較小幅度的升值,這可能是由于短期內(nèi)生產(chǎn)率難以發(fā)生大幅變動(dòng),生產(chǎn)率通過巴薩效應(yīng)傳導(dǎo)至實(shí)際匯率更多地體現(xiàn)在中長(zhǎng)期。當(dāng)人民幣REER受到1單位來自相對(duì)貨幣供應(yīng)量的沖擊時(shí),在前10期人民幣REER出現(xiàn)小幅的負(fù)向波動(dòng),但第10期之后,負(fù)向波動(dòng)幅度逐步擴(kuò)大,沖擊造成的總體影響是出現(xiàn)一定幅度的貶值,說明在我國(guó)當(dāng)前資本項(xiàng)目未實(shí)現(xiàn)可自由兌換的背景下,貨幣供應(yīng)量相對(duì)外幣的不斷增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)中的流動(dòng)性無法向外“宣泄”,從而致使本幣的實(shí)際價(jià)值下降。當(dāng)人民幣REER受到1單位來自人民幣名義匯率浮動(dòng)彈性增大的沖擊時(shí),在前8期人民幣REER的正向波動(dòng)幅度較快速地?cái)U(kuò)大,第8期之后,正向波動(dòng)幅度逐漸下降并趨于平緩,沖擊的總體影響是人民幣REER出現(xiàn)較大幅度的升值,但沖擊造成的超調(diào)影響會(huì)在一定程度上被修正,說明如果名義匯率波動(dòng)過大會(huì)明顯體現(xiàn)在實(shí)際匯率的變動(dòng)上。

    總體而言,五類影響因素對(duì)人民幣REER的脈沖效應(yīng)函數(shù)表明,人民幣REER向其均衡匯率水平的調(diào)整修復(fù)速度比較緩慢,這也反映了人民幣匯率形成機(jī)制仍未達(dá)到完善的市場(chǎng)化程度,自身調(diào)節(jié)能力較為不足,需要依靠貨幣當(dāng)局進(jìn)行相機(jī)調(diào)控這一實(shí)際情況。

    (四)各因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率沖擊的方差分解

    通過方差分解,可以得到各類因素的沖擊對(duì)人民幣REER波動(dòng)的貢獻(xiàn)百分比,從而可以進(jìn)一步明確各類因素影響人民幣REER的重要性差異,分解結(jié)果如表4所示。

    表4 人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的方差分解

    根據(jù)表4可以發(fā)現(xiàn),不考慮人民幣REER對(duì)自身波動(dòng)的解釋力,人民幣匯率形成機(jī)制改革的推進(jìn),即人民幣名義匯率浮動(dòng)彈性VE的增加對(duì)人民幣REER的波動(dòng)具有最強(qiáng)的解釋力,在預(yù)測(cè)期內(nèi)平均達(dá)到約17%。依據(jù)實(shí)際匯率的定義,其變動(dòng)主要有兩條直接的渠道:一是本幣名義匯率的變動(dòng),二是國(guó)內(nèi)外相對(duì)價(jià)格水平的變動(dòng)。人民幣名義匯率和REER共同的升值趨勢(shì)表明,人民幣名義匯率的浮動(dòng)彈性的增加,會(huì)傳導(dǎo)至人民幣REER的波動(dòng)。未來隨著人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)一步改革,名義匯率彈性的逐步增加,人民幣REER將具有更大的自調(diào)節(jié)能力,使之向代表經(jīng)濟(jì)基本面的均衡匯率水平回歸,改變單邊升值的趨勢(shì)。

    貿(mào)易條件TOT對(duì)人民幣REER波動(dòng)有較強(qiáng)的解釋力,僅次于VE,平均達(dá)到約11.6%。這說明了中國(guó)貿(mào)易條件的改善,可以通過正向的收入效應(yīng)(財(cái)富效應(yīng)),以及非貿(mào)易品與貿(mào)易品之間的替代效應(yīng),共同作用于人民幣REER,促使人民幣REER升值④。TOT對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力隨預(yù)測(cè)期而增大也從另一層面表明了,隨著中國(guó)居民收入的逐年增長(zhǎng),消費(fèi)收入彈性也在逐漸改變之前過于偏低的狀態(tài),居民消費(fèi)已經(jīng)由生活必需品轉(zhuǎn)向多元化的需求和消費(fèi)。

    國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性變量即相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR對(duì)人民幣REER的波動(dòng)有一定的解釋力,平均約為9.8%。這一因素的影響力度不大的原因在于,雖然我國(guó)貨幣供應(yīng)量目前已經(jīng)超過140萬億,這一需求因素應(yīng)當(dāng)通過對(duì)外國(guó)商品的消費(fèi)需求使人民幣REER出現(xiàn)貶值,但另一方面,MR的增加也導(dǎo)致對(duì)國(guó)內(nèi)商品的需求增加,和國(guó)內(nèi)流動(dòng)性擴(kuò)張一起推高了中國(guó)的整體物價(jià)水平,根據(jù)實(shí)際匯率的定義,這會(huì)導(dǎo)致人民幣REER升值,加之后金融危機(jī)時(shí)期發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體先后出臺(tái)多輪量化寬松政策,造成國(guó)際流動(dòng)性泛濫,其他主要國(guó)際貨幣相對(duì)于人民幣出現(xiàn)貶值(由于人民幣尚未國(guó)際化,資本賬戶也未完全開放)。在這些因素的共同作用下,MR對(duì)人民幣REER波動(dòng)的影響和解釋力度被相反的效應(yīng)所削弱。

    國(guó)內(nèi)外兩部門相對(duì)生產(chǎn)率差異對(duì)人民幣REER的波動(dòng)存在一定的解釋力,但其解釋力不大,平均約為7.7%。由于這一變量代表了中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)過程中的巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng),這一結(jié)果說明中國(guó)兩部門相對(duì)生產(chǎn)率的快速提高并不會(huì)導(dǎo)致人民幣REER快速升值,也不會(huì)導(dǎo)致以美國(guó)為首的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體所宣稱的“人民幣被大幅低估”。事實(shí)上,B-S效應(yīng)無法很好解釋人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)的原因在于兩點(diǎn):其一是我國(guó)特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu),導(dǎo)致勞動(dòng)力無法暢通地自由流動(dòng),社會(huì)工資難以趨于一致水平,并且貿(mào)易部門生產(chǎn)率提高但農(nóng)村仍有大量廉價(jià)勞動(dòng)力作為雇工需求的補(bǔ)充,導(dǎo)致工資無法快速上漲;其二是中國(guó)工資收入占GDP的比重非常低,工資占產(chǎn)品的生產(chǎn)成本也較低(姜波克,2011)。在上述兩點(diǎn)的共同作用下,B-S效應(yīng)的最重要的渠道(貿(mào)易部門生產(chǎn)率提高→工資提高→國(guó)內(nèi)價(jià)格水平上升→本幣實(shí)際匯率升值或被低估)在中國(guó)無法有效和暢通的傳導(dǎo)。圖2和圖3說明,雖然分別代表我國(guó)貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的制造業(yè)相對(duì)于服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率(以相對(duì)人均GDP代表)基本處于上升趨勢(shì),但制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的平均工資說明,生產(chǎn)率增長(zhǎng)較慢的服務(wù)業(yè)工資水平無論在絕對(duì)值還是提升速度上都快于制造業(yè),這一現(xiàn)實(shí)違背了B-S效應(yīng)的先決條件。但是,相對(duì)生產(chǎn)率差異對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力隨預(yù)測(cè)期逐步增加也說明,隨著中國(guó)的人口紅利、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)趨于消失,B-S效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道會(huì)更加通暢,相對(duì)生產(chǎn)率提高會(huì)更清晰地反映在衡量一國(guó)真實(shí)競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)際匯率上。

    圖2 我國(guó)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)平均工資(元) 數(shù)據(jù)來源:根據(jù)各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》進(jìn)行整理計(jì)算. 圖3 我國(guó)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)相對(duì)人均GDP

    凈外部資產(chǎn)NFA對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力度較弱,平均約3.9%。這一實(shí)證結(jié)果有力地反駁了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體指責(zé)中國(guó)“經(jīng)常賬戶持續(xù)順差導(dǎo)致人民幣被大幅低估”的言論。NFA解釋力較弱的原因在于,在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化和國(guó)際新型分工下,發(fā)展中國(guó)家出口具有比較優(yōu)勢(shì)的貿(mào)易品,通過國(guó)際收支順差積累外匯儲(chǔ)備,發(fā)達(dá)國(guó)家(美國(guó)為代表)出口具有比較優(yōu)勢(shì)的金融產(chǎn)品,發(fā)展中國(guó)家以其外匯儲(chǔ)備為發(fā)達(dá)國(guó)家融資,支撐著發(fā)達(dá)國(guó)家的過度消費(fèi),這是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段形成的“新均衡”。

    五、結(jié)論和啟示

    本文在一個(gè)微觀、宏觀一致的框架下建立了實(shí)際匯率決定的理論模型,確定了實(shí)際匯率的三類決定因素,在結(jié)合國(guó)際環(huán)境和中國(guó)現(xiàn)實(shí)條件的基礎(chǔ)上,擴(kuò)展引入了代表國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性和匯率形成機(jī)制改革的兩類控制因素,選取2005年7月至2017年12月的數(shù)據(jù),通過VAR模型進(jìn)行了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)和分析,得到了以下幾點(diǎn)結(jié)論和啟示:

    一是人民幣名義匯率的浮動(dòng)彈性增加對(duì)人民幣REER的波動(dòng)有最強(qiáng)的影響,說明我國(guó)的匯率形成機(jī)制改革卓有成效,在匯率彈性逐漸增大的同時(shí),也使人民幣實(shí)際匯率可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)基本面和市場(chǎng)供求進(jìn)行調(diào)節(jié)。根據(jù)脈沖響應(yīng)的分析,如果一次性將人民幣名義匯率的彈性區(qū)間大幅開放,則會(huì)導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率在短期內(nèi)出現(xiàn)較大幅度的波動(dòng),這和中國(guó)經(jīng)濟(jì)的預(yù)期前景有關(guān)(人民幣匯率2014之前的持續(xù)升值、2015~2016年的較大幅度貶值反映了預(yù)期),但這種預(yù)期包含了投機(jī)的因素,因此人民幣如果過快開放彈性區(qū)間,將可能造成過度貶值甚至大幅失調(diào)的結(jié)果,這對(duì)于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)、外貿(mào)以及世界經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇都不利。另一方面,脈沖響應(yīng)分析說明,人民幣實(shí)際匯率在過度偏離均衡水平后擁有自動(dòng)調(diào)節(jié)機(jī)制,其超調(diào)的波動(dòng)幅度會(huì)逐步縮減。從上述兩點(diǎn)可以看出,人民幣堅(jiān)持漸進(jìn)匯率形成機(jī)制改革,漸進(jìn)放開匯率浮動(dòng)區(qū)間是非常符合我國(guó)現(xiàn)實(shí)的決策。中國(guó)目前還不具備實(shí)行完全浮動(dòng)匯率制的條件,正如Mckinoon和Schnabl(2009)在其研究中所指出的:從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度出發(fā),當(dāng)公眾未擺脫對(duì)人民幣的慣性思維,無法理性看待人民幣的趨勢(shì)時(shí),不宜過快放開匯率浮動(dòng)彈性是可行之策。

    二是貿(mào)易條件對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響說明,中國(guó)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)彈性隨著國(guó)民收入水平的提高在逐漸變化,未來中國(guó)社會(huì)保障進(jìn)一步完善,市場(chǎng)信息更加通暢,通過貿(mào)易條件變動(dòng)可以更好地調(diào)節(jié)國(guó)際收支。相對(duì)貨幣供給量對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)影響說明,貨幣供應(yīng)量在中國(guó)作為貨幣政策的中介變量之一,由于利率尚未完全市場(chǎng)化、資本流動(dòng)管制較嚴(yán)格,因此無法非常明顯地對(duì)人民幣實(shí)際匯率產(chǎn)生影響和調(diào)節(jié)。未來在我國(guó)金融市場(chǎng)化不斷推進(jìn)的過程中,作為匯率形成機(jī)制改革的輔助,貨幣供應(yīng)量可以作為調(diào)節(jié)人民幣實(shí)際匯率的手段之一。

    三是國(guó)內(nèi)外兩部門相對(duì)生產(chǎn)率、凈外部資產(chǎn)對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響都說明了,依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)測(cè)在多數(shù)情況下都與現(xiàn)實(shí)情況難以完美相符。由于經(jīng)濟(jì)理論往往建立在抽象的條件和假設(shè)下,因此,在考慮了例如中國(guó)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、世界經(jīng)濟(jì)新型分工的現(xiàn)實(shí)之后,國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論在解釋中國(guó)的實(shí)際情況時(shí)表現(xiàn)難稱優(yōu)異。然而,我們也必須注意到,隨著中國(guó)市場(chǎng)化改革的深入,現(xiàn)實(shí)條件逐漸接近于經(jīng)典理論模型的假設(shè),則這些理論在中國(guó)的解釋力應(yīng)當(dāng)會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)。

    總體而言,人民幣實(shí)際匯率作為反映中國(guó)商品真實(shí)競(jìng)爭(zhēng)力、連接國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的紐帶,不應(yīng)處于波動(dòng)較大的狀態(tài)中,而應(yīng)當(dāng)保持相對(duì)穩(wěn)定,這有利于國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)金融的健康發(fā)展。根據(jù)本文的研究,要充分發(fā)揮各影響因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率的調(diào)節(jié)作用,使之不過分偏離其均衡水平,這就要求中國(guó)政府對(duì)國(guó)內(nèi)投資和出口商品結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化,積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)本國(guó)企業(yè)開展對(duì)外直接投資,轉(zhuǎn)移國(guó)內(nèi)過剩產(chǎn)業(yè),增加高技術(shù)和能源類產(chǎn)品進(jìn)口,減輕中國(guó)國(guó)際收支失衡的程度,合理引導(dǎo)市場(chǎng)的預(yù)期,及時(shí)釋放人民幣匯率升值或貶值的壓力。另一方面,應(yīng)加快推進(jìn)外匯管理體制改革,推進(jìn)國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)化程度,減少國(guó)內(nèi)流動(dòng)性過剩所引發(fā)的不穩(wěn)定風(fēng)險(xiǎn),使內(nèi)外金融政策可以更好地配合,調(diào)節(jié)并保持人民幣實(shí)際匯率不過度低估或高估。最后,應(yīng)當(dāng)大力促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)(服務(wù)業(yè))的發(fā)展,從內(nèi)部經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)入手調(diào)節(jié)人民幣實(shí)際匯率,使之趨向于均衡水平。

    注釋:

    ①根據(jù)購(gòu)買力平價(jià)理論(PPP)成立的條件和結(jié)論,兩種貨幣之間的實(shí)際匯率應(yīng)為固定不變值或均值回歸過程。事實(shí)上,大多數(shù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),PPP理論無論在短期還是長(zhǎng)期都難以成立,現(xiàn)實(shí)中的實(shí)際匯率往往不穩(wěn)定且偏離其均衡水平。中國(guó)自改革開放以來已經(jīng)歷了三十多年的經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng),巴拉薩—薩繆爾森(B-S)假說認(rèn)為,一國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)過程中常常伴隨著實(shí)際匯率的升值和高估,但人民幣實(shí)際匯率的走勢(shì)顯然與B-S假說難以相符(盧鋒,2006).

    ②效用函數(shù)的設(shè)定參考Devereux(2006)的可分離效用函數(shù)形式.

    ③為表達(dá)清晰,不帶*號(hào)表示本國(guó)變量,帶*號(hào)表示外國(guó)相應(yīng)變量.

    ④趙先立.跨期一般均衡下的人民幣實(shí)際匯率的決定和失調(diào)——1994年一季度至2012年二季度[J].金融理論與實(shí)踐2013,(3):74-82.

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