張鵬??

[摘要]本文通過(guò)人民幣兌換美元匯率與我國(guó)貨幣供給量的關(guān)系做出經(jīng)濟(jì)模型，從而在對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量與人民幣兌美元匯率的時(shí)間序列單整性判斷的基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果可以看到，我國(guó)貨幣供應(yīng)量與人民幣兌美元匯率之間具有一定長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但是二者只是單向的因果關(guān)系即貨幣供給量是匯率的格蘭杰原因，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步通過(guò)誤差修正回歸分析提出相應(yīng)可行性貨幣政策。

[關(guān)鍵詞]單整性檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521.050

在國(guó)家經(jīng)濟(jì)回升和增長(zhǎng)方面，最直接的指標(biāo)就是廣義和狹義的貨幣增量逐年增加，銀行在經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)方面給予了極大的資金支持，金融信貸供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在一定程度上保持同步的趨勢(shì)。在當(dāng)下國(guó)外以及國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)壓力的雙重作用下，人民幣不斷升值，對(duì)于國(guó)內(nèi)的各行各業(yè)造成了不同程度的影響。從長(zhǎng)期的角度去考量，可以發(fā)現(xiàn)，人民幣的升值可以帶動(dòng)在國(guó)際市場(chǎng)上的購(gòu)買(mǎi)力，加快我國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)和轉(zhuǎn)型，提升企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力，因此其益處是遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于弊端的[1]。此外，人民幣到底有沒(méi)有被低估，究竟該不該升值？而我國(guó)現(xiàn)行的匯率水平是否符合均衡匯率水平以及是否被操控？這些問(wèn)題都建立在人民幣名義匯率水平是否符合人民幣實(shí)際均衡匯率、人民幣均衡匯率決定因素等問(wèn)題的基礎(chǔ)上。在分析諸因素對(duì)人民幣均衡匯率決定的影響時(shí)，要結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況和人民幣匯率制度以及匯率水平的歷史演變過(guò)程，才能得出科學(xué)的判斷。

1貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對(duì)人民幣匯率影響的實(shí)證分析

1..1貨幣供應(yīng)量與人民幣匯率的ADF檢驗(yàn)

首先對(duì)人民幣兌美元匯率（Y）和我國(guó)貨幣供應(yīng)量M0（X）時(shí)間序列數(shù)據(jù)是否為平穩(wěn)序列進(jìn)行檢驗(yàn)，即考察其單整階數(shù)[2]，如表1所示。

從表1檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，表明我國(guó)貨幣供應(yīng)量M0以及人民幣對(duì)美元匯率是一階單整時(shí)間數(shù)列即：Y～I(xiàn)（1），X～I(xiàn)（1）。

1.2貨幣供應(yīng)量與人民幣匯率的OLS回歸分析

為了分析我國(guó)人民幣兌美元匯率（Y）和我國(guó)貨幣供應(yīng)量M0（X）之間是否存在協(xié)整關(guān)系，首先需要對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)變量做一個(gè)簡(jiǎn)單的最小二乘線(xiàn)性回歸，然后分別對(duì)兩個(gè)變量做單整性檢驗(yàn)，也稱(chēng)為平穩(wěn)性檢驗(yàn)[3]。首先，以我國(guó)人民幣兌美元匯率（Y）為被解釋變量，我國(guó)貨幣供應(yīng)量M0（X）為解釋變量，用OLS回歸方法得知相關(guān)參數(shù)，估計(jì)的回歸模型為：

Yt=2485162-0001441Xt+Et（1）

t=（1.450948）（-1.075672）（2）

R2=0113918DW=2.493917（3）

1.3貨幣供應(yīng)量與人民幣匯率回歸模型的殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于殘差時(shí)間序列的均值水平為0，為此需要選擇沒(méi)有截距及趨勢(shì)的單整性檢驗(yàn)。ADF統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)為-3.536956，小于不同水平下的臨界值，因而拒接了H0假設(shè)，從而說(shuō)明了殘差時(shí)間序列是平穩(wěn)序列，不存在單位根的情況。即人民幣兌美元匯率（Y）和我國(guó)貨幣供應(yīng)量M1（X）之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

1.4貨幣供應(yīng)量與人民幣匯率模型的誤差修正回歸分析

人民幣兌美元匯率（Y）和我國(guó)貨幣供應(yīng)量M0（X）之間有著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，兩者之間存在著協(xié)整性。需要對(duì)原來(lái)的模型進(jìn)行修正，以增強(qiáng)模型的精度。具體可以將協(xié)整回歸的誤差性當(dāng)做成為一個(gè)均衡的誤差[4]，進(jìn)行修正。結(jié)果如下所示：

ΔYt=101.2982-0000182ΔXt-07791et-1（4）

t=（1.450948）（-1.024467）（-688380）（5）

R2=0213918DW=2.400317（6）

根據(jù)以上的結(jié)果可以看出，人民幣兌美元匯率（Y）取決于兩個(gè)因素，一是我國(guó)的本期貨幣供給量（X）的變動(dòng)，二是上一期的貨幣供給量（X）相對(duì)于均衡狀態(tài)下的偏離程度。模型中的誤差性的系數(shù)可靠的計(jì)量了對(duì)上期偏離修正的程度。誤差項(xiàng)的系數(shù)越大，對(duì)上期偏離修正的程度也就越大，是一個(gè)系統(tǒng)性的誤差修正機(jī)制。

2我國(guó)貨幣供應(yīng)量與人民幣匯率之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文對(duì)我國(guó)貨幣供給量與人民幣對(duì)美元匯率進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的具體結(jié)果如表2所示。

滯后期數(shù)為4時(shí)，在5%的顯著水平下，貨幣供給不是匯率的格蘭杰原因；在滯后期數(shù)為1、2、3和5時(shí)，在5%與10%的顯著水平下均認(rèn)為貨幣供給是匯率的格蘭杰原因。當(dāng)滯后期數(shù)為1、2、4時(shí)，在5%與10%的顯著水平下均認(rèn)為匯率不是貨幣供給的格蘭杰原因；在滯后期數(shù)為3、5時(shí)，在10%的顯著水平下，匯率是貨幣供給的格蘭杰原因，但結(jié)果在5%水平下不具有一致性，即使匯率可以影響貨幣供給，這種影響效果也是十分有限的。因此可得出這樣的結(jié)論，匯率與貨幣供給之間存在協(xié)整關(guān)系，但對(duì)因果關(guān)系而言，匯率不是貨幣供給的格蘭杰原因，而貨幣供給是匯率的格蘭杰原因。因此，匯率與貨幣供給之間是單向的因果關(guān)系，并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。

3實(shí)證結(jié)論以及相應(yīng)貨幣政策可行性建議

3.1實(shí)證結(jié)論

通過(guò)對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量與人民幣兌美元匯率進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析，得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，目前我國(guó)的貨幣供應(yīng)量與人民幣兌美元匯率之間存在偽回歸的協(xié)整關(guān)系現(xiàn)象。第二，作為現(xiàn)在國(guó)家主要貨幣政策中介目標(biāo)的貨幣供給量，可以很好地結(jié)合公開(kāi)市場(chǎng)業(yè)務(wù)、貼現(xiàn)率以及存款準(zhǔn)備金，發(fā)揮出調(diào)解貨幣供給的作用，從而間接地影響人民幣對(duì)美元匯率。同時(shí)人民幣兌美元匯率的變化反過(guò)來(lái)也對(duì)貨幣供應(yīng)量有影響，中央銀行根據(jù)現(xiàn)階段的匯率對(duì)貨幣供給量的影響進(jìn)行調(diào)解來(lái)適應(yīng)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。但是，由于經(jīng)濟(jì)周期在我國(guó)和歐洲等發(fā)達(dá)國(guó)家有明顯的不一致，尤其是貨幣的率差較大，從而導(dǎo)致了貨幣政策的操作更加困難的局面。

3.2貨幣政策可行性建議

首先，要控制好人民幣的總供給量。隨著改革開(kāi)放的深化，我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)得到了迅猛的發(fā)展，同時(shí)也出現(xiàn)了諸如區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著差異性的問(wèn)題。第一，中國(guó)的東部和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r明顯不同。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，貨幣流通速度越快的東部地區(qū)，貨幣政策的有效性是顯而易見(jiàn)的。但是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低的地區(qū)，如西部地區(qū)，由于貨幣市場(chǎng)化的程度較低，貨幣政策的效果是很差的，從而表現(xiàn)出了投資率，資本回報(bào)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度在東部地區(qū)明顯高于西部地區(qū)。第二，在我國(guó)城鄉(xiāng)之間的差異也是相當(dāng)明顯的。對(duì)于城鎮(zhèn)居民的總體收入和人均收入，均要高于不同地區(qū)的農(nóng)村地區(qū)收入。這就在很大程度上導(dǎo)致了中國(guó)農(nóng)村市場(chǎng)的消費(fèi)不足，進(jìn)而引發(fā)經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢的局面。第三，國(guó)家層面上的社會(huì)群體之間的收入差距也進(jìn)一步拉開(kāi)，可以直接影響貨幣政策的效率。對(duì)于國(guó)外資本的流入，國(guó)家為了保持人民幣匯率的穩(wěn)定，就不得不大量地收購(gòu)?fù)鈳?，投入大量的基礎(chǔ)貨幣，這些政策的結(jié)果就導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的大幅度的增長(zhǎng)。因此，為了保障人民幣匯率的穩(wěn)定，貨幣政策的實(shí)施必須要以調(diào)節(jié)人民幣總量為對(duì)象，防止國(guó)內(nèi)惡性通貨膨脹的產(chǎn)生。

其次，國(guó)家必須要加快對(duì)市場(chǎng)化利率的改革進(jìn)程。在一個(gè)不開(kāi)放的利率市場(chǎng)下，僵化的利率會(huì)引導(dǎo)外來(lái)資本的大量流入，對(duì)于本國(guó)內(nèi)的貨幣供給增加以及通貨膨脹必然會(huì)產(chǎn)生非常嚴(yán)重的影響，根本無(wú)法通過(guò)一系列利率調(diào)節(jié)的變動(dòng)以達(dá)到緩解的目的。另外，在后期的外來(lái)資本外逃上，也無(wú)法用利率控制外逃的進(jìn)度。為此，需要進(jìn)行適當(dāng)?shù)膮R率改革，實(shí)行一個(gè)更加靈活的匯率制度，配合市場(chǎng)完成利率的市場(chǎng)化管理，發(fā)揮出利率與匯率相互協(xié)調(diào)的作用機(jī)制。

最后，加強(qiáng)國(guó)際收支的監(jiān)管力度和放松對(duì)外匯的政策管制。人民幣匯率產(chǎn)生的直接影響是由于我國(guó)金融體系的開(kāi)放而引起資本流出和流入以及居民的外匯需求的增大。因此，貨幣當(dāng)局不但要控制好對(duì)國(guó)際收支項(xiàng)目的監(jiān)管力度，同時(shí)還要嚴(yán)厲打擊各種非法外匯流入活動(dòng)，消除人民幣預(yù)期升值上的投機(jī)取巧。另外，還必須進(jìn)一步采取相關(guān)的措施，穩(wěn)定經(jīng)常賬戶(hù)收支的平衡，縮小進(jìn)出口差距，緩解人民幣外匯儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的速度。在滿(mǎn)足儲(chǔ)備資產(chǎn)必要的流動(dòng)性和安全性的前提下，對(duì)外匯儲(chǔ)備實(shí)施戰(zhàn)略性的投資，強(qiáng)化資本配置力度。

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[作者簡(jiǎn)介]張鵬（1993—），男，安徽亳州人，安徽大學(xué)碩士研究生。研究方向：投資項(xiàng)目管理、金融市場(chǎng)、公司金融。