李紅

【摘要】人民幣匯率波動影響著我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定，研究匯率、利率和貨幣供應(yīng)量三者之間的關(guān)系，對匯率政策、利率政策及貨幣政策的制定具有重要的意義。本文構(gòu)建三元VAR模型，結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解詳細(xì)分析三者之間的動態(tài)機(jī)制。研究表明，匯率是利率與貨幣供應(yīng)量變動的格蘭杰原因，且影響顯著，貢獻(xiàn)度隨著時間的推移呈上升趨勢。

【關(guān)鍵詞】人民幣匯率；方差分解；脈沖響應(yīng)；VAR模型

一、引言

2008年的金融危機(jī)對我國外匯市場產(chǎn)生了不小的影響，人民幣逐漸出現(xiàn)升值壓力，為保持我國幣值穩(wěn)定，央行做出了一系列穩(wěn)定貨幣的政策，其中包括增發(fā)或者減少M2的供應(yīng)。據(jù)中國人民銀行顯示，2017年9月我國M2同比增長9.2%，10月M2增至1653434億元人民幣，同比增長8.8%，人民幣實際有效匯率同比增長0.4%，利率同比增長30%。我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，面對世界各國加息的局勢，維持幣值穩(wěn)定關(guān)乎我國經(jīng)濟(jì)，有必要研究M2、利率及匯率三者之間的關(guān)系，以采取更為有效的政策。

國內(nèi)外學(xué)者對三者之間的關(guān)系進(jìn)行了理論與實證研究。Jyh-Lin Wu（1999）考察了實際匯率與預(yù)期實際利差之間的長期協(xié)整關(guān)系，同時加入累計經(jīng)常賬戶余額擴(kuò)展了模型。Mathias和Ronald（2009）建立了基于VAR的現(xiàn)狀模型來論述實際匯率與實際利差之間的關(guān)系，認(rèn)為二者在經(jīng)濟(jì)上是顯著的且實際利率可以作為長期預(yù)測匯率的合理估計的解釋變量。楊紅偉、郭世玉（2011）以人民幣兌美元匯率和一年期定期存款利率分別作為匯率、利率的變量，實證結(jié)果表明近十年來，我國匯率和利率之間呈負(fù)相關(guān)。石湘謹(jǐn)（2011）在抵補利率平價理論和利率一匯率傳導(dǎo)機(jī)制分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個動態(tài)VAR模型，美國國內(nèi)的貨幣政策對美元兌人民幣匯率的溢出效應(yīng)較大，中國國內(nèi)利率和人民幣兌美元匯率是美國國內(nèi)利率變化的Granger原因，但中國的利率政策對匯率影響小。周亮（2017）通過協(xié)整模型和ARMAX-GRACH模型發(fā)現(xiàn)通貨膨脹、廣義貨幣供應(yīng)量增速與利率水平之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

二、變量及數(shù)據(jù)選擇

本文選取中國2008年1月至2017年10月的月度數(shù)據(jù)，共118組樣本數(shù)據(jù)。其中貨幣供給量選取中國人民銀行公布的M2（單位億元），人民幣匯率采用國際清算銀行公布的人民幣實際有效匯率（reer），利率選取的是全國銀行間同業(yè)拆借7日利率，首先對每個變量取對數(shù)，然后以此構(gòu)建了三元VAR模型。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

首先采用ADF檢驗法對時間序列進(jìn)行單位根檢驗，檢驗序列是否平穩(wěn)，以排除虛假回歸現(xiàn)象，檢驗結(jié)果如表1所示。在1%的顯著性水平下，人民幣匯率、利率、貨幣供應(yīng)量的ADF值都小于臨界值，并不能拒絕原假設(shè)，即是非平穩(wěn)的時間序列；而一階差分后的ADF值均小于臨界值，即一階差分后是平穩(wěn)的。

d.表示對序列的一階差分，M2表示對貨幣供應(yīng)量M2取自然對數(shù)，ir指人民幣利率，reer指人民幣匯率。檢驗類型（c，t，p）中的c 表示是否存在截距項，t表示是否存在趨勢項，p表示滯后階數(shù)，使用AIC進(jìn)行判定。

（二）協(xié)整檢驗

初步避免了偽回歸的可能性之后，為了研究三者是否存在長期關(guān)系，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗。通常有E-G檢驗法和Johansen檢驗法，由于E-G檢驗法適用于兩變量模型，本文采用Johansen協(xié)整檢驗法，結(jié)果如表2。

表2顯示只有一個線性無關(guān)的協(xié)整向量，可以在5%的水平上拒絕協(xié)整秩為0的原假設(shè)，但無法拒絕協(xié)整秩為1的原假設(shè)，即匯率、利率和貨幣供應(yīng)量之間存在長期的均衡關(guān)系。

協(xié)整方程：reert==-8.644305irt+105.9416lm2t-0.9479992t-1251.303（0.000）（0.008）

（三）格蘭杰因果關(guān)系

協(xié)整方程刻畫了變量間的長期關(guān)系，然而變量間是否存在更具體的互動關(guān)系呢？用Granger因果檢驗法進(jìn)一步研究，據(jù)信息準(zhǔn)則，判定最優(yōu)滯后階數(shù)為5階。確定最優(yōu)滯后階數(shù)后，對變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表3。

原假設(shè)“ir不是reer變動的原因”和“ir不是lm2的原因”都被接受了；在10%的顯著性水平下拒絕“reer不是lm2變動的原因”，即認(rèn)為匯率變動能夠影響M2的變動但是這種影響較微弱；原假設(shè)“l(fā)m2不是reer的格蘭杰原因”“reer不是ir的格蘭杰原因”“l(fā)m2不是ir的原因”都被強(qiáng)烈的拒絕了?？烧J(rèn)為貨幣供應(yīng)量與匯率存在雙向因果關(guān)系，匯率與貨幣供給量對利率變化存在單向因果關(guān)系。

（四）向量自回歸模型（VAR）的建立

通過檢驗“殘差是否自相關(guān)”，進(jìn)一步地認(rèn)為所構(gòu)建的模型可以接受“殘差無自相關(guān)”的原假設(shè)。根據(jù)殘差判別圖，所有的特征值均在單位圓之內(nèi)，故VAR模型是穩(wěn)定的。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

據(jù)協(xié)整檢驗和Ganger檢驗結(jié)果以及VAR（5）模型，可得變量間的響應(yīng)函數(shù)。

1.人民幣利率的脈沖相應(yīng)

圖1給ir一個單位的脈沖后，ir立即對自身有一個0.5的正向影響，之后開始減弱，在第13期這種影響由正轉(zhuǎn)負(fù)。利率對來自貨幣供應(yīng)量的沖擊，反應(yīng)強(qiáng)烈，波動明顯，在開始的前幾期內(nèi)，響應(yīng)值波動頻率大，在第10期之后趨于緩和，但仍然呈現(xiàn)下降的趨勢。M2與利率之間有持續(xù)的關(guān)系。給M2一個單位的脈沖后，ir在第一期沒有立即做出響應(yīng)，在第2期產(chǎn)生一個0.05左右的正沖擊，第3期達(dá)到最低點，且為負(fù)值，此后開始波動上升，直到20期以后才趨于0。

2.貨幣供應(yīng)量的脈沖相應(yīng)

圖2給利率一個正向的沖擊，M2顯示下降，在第4期達(dá)到最小值-0.005之后開始回升，逐漸趨于平緩，第20期之后趨于0。同樣的，對于來自匯率的正向沖擊，M2在前期是受到影響的，在第10期之前波動上升，之后便趨于平緩。可認(rèn)為匯率能夠有效影響我國貨幣供給量。M2對于來自自身的沖擊的反應(yīng)降為強(qiáng)烈，波動下降之后趨于平緩。

3.匯率的脈沖相應(yīng)

圖3給M2一個單位的脈沖，增加貨幣供應(yīng)量，匯率迅速下跌，在第5期達(dá)到最低點后有所回升，此后趨于平緩，接近0值。當(dāng)利率一個單位的脈沖，匯率對于這種變化的反應(yīng)先是上升后是下降的，逐漸趨于平緩，即前期利率能夠影響匯率變動，后期這種關(guān)系減弱，不再顯著。

（六）方差分解

利用方差分解可以分析一個結(jié)構(gòu)性沖擊對內(nèi)生變量影響的貢獻(xiàn)度，貢獻(xiàn)度用百分比表示。根據(jù)不同結(jié)構(gòu)沖擊對影響的貢獻(xiàn)度的不同，可以區(qū)分結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量影響的重要性大小。本文基于誤差修正模型的方差分解來分析沖擊對變量影響的貢獻(xiàn)度大小。

1.隨著時間的推移，人民幣利率對自身影響的貢獻(xiàn)度在減小，而人民幣匯率和貨幣供應(yīng)量的影響貢獻(xiàn)度在增加。匯率在第7期開始貢獻(xiàn)度逐漸增大，在第18期貢獻(xiàn)度達(dá)到0.26后速度放緩；利率對自身的貢獻(xiàn)度在第3期開始下降，速度較快，第19期后下降速度放緩；貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)度在第7期開始增加，速度較為緩慢。當(dāng)作第20期預(yù)測時，利率的預(yù)測方差有27%來自匯率的變動，14%來自m2的變動，僅有58%來自自身的變動。這意味著，隨著時間的推移，利率受到自身影響的程度逐漸減弱，匯率及m2的影響作用逐漸增大，其中匯率變動的影響較為顯著。

2.貨幣供應(yīng)量M2的變動在第1期的預(yù)測誤差有93.4%主要來自于自身，3.3%來自匯率，3.2%來自利率。隨著時間的推移，匯率的貢獻(xiàn)度逐漸增加，利率的貢獻(xiàn)度也在逐漸增加。匯率在前5期的增速小，貢獻(xiàn)度也小，僅為2%，在5-16期內(nèi)增速較大，16期的時候貢獻(xiàn)度達(dá)到了17%；利率在第5期時，貢獻(xiàn)度就達(dá)到了21%，此后增速放緩，貢獻(xiàn)度變化幅度基本維持不變；M2在第2期的時候貢獻(xiàn)度開始減少，在第11期下降到66%，此后下降速度放緩，在第20期的時候下降到了59%。因此可以認(rèn)為，在對貨幣供應(yīng)量的沖擊中，利率的影響作用較之匯率對m2的影響是顯著的，且較為穩(wěn)定的，m2對自身的解釋能力逐漸減弱。

3.匯率的變動在第1期預(yù)測是時，預(yù)測誤差全部來自自身，隨著時間的推移，匯率對自身影響的貢獻(xiàn)度在減小，利率和貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)度在逐漸增大。利率的貢獻(xiàn)度在第6期開始逐漸增加，速度緩慢；貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)度在第3期的時候突然大幅度增加，在第11期達(dá)到最大值后開始逐漸減小，速度緩慢。當(dāng)作20期預(yù)測時，匯率變動有18%來自貨幣供應(yīng)量，11%來自利率，71%來自匯率自身，這意味著，匯率主要受到自身的影響，利率對匯率的影響作用很小，這與格蘭杰檢驗的結(jié)果相一致。

四、結(jié)論

本文以2008年1月至2017年10月的月度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對人民幣匯率、利率、貨幣供應(yīng)量之間建立了VAR模型，并運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法對其進(jìn)行了分析。得出的結(jié)論如下：

（一）貨幣供應(yīng)量、利率、匯率之間存在協(xié)整關(guān)系

根據(jù)協(xié)整方程，利率的上升會使匯率下降，貨幣供應(yīng)量的增加會使利率上升，且對匯率的影響大，M2每增加1%，匯率上升0.36%。這與理論分析的結(jié)果是一致的，當(dāng)我國擴(kuò)大M2的供給，增發(fā)貨幣時，相對于流通在市場上的外幣，本幣過多存在貶值壓力，這就導(dǎo)致在直接標(biāo)價法下，100美元能夠兌換的人民幣增多，匯率上升，人民幣貶值。當(dāng)我國提升存款利率時，會吸引大量的外資涌入，增加外幣的供給，使得本幣升值，匯率下降。

（二）貨幣供應(yīng)量的變動與匯率變動互為因果

匯率和貨幣供應(yīng)量的變動是利率變動的原因，但是利率變動不是匯率跟貨幣供應(yīng)量變動的原因。貨幣供應(yīng)量與匯率之間存在雙向的因果關(guān)系。

（三）匯率、M2、利率之間存在長期和短期的關(guān)系

貨幣供應(yīng)量對匯率的影響是正向持久的，利率與匯率之間存在負(fù)向關(guān)系，這與我國實際是相符合的。匯率與時間趨勢項是反向變動的，隨著時間的增加，匯率在逐漸減少，但是對于匯率得影響是很小的。由于本文采用的是月度數(shù)據(jù)，根據(jù)時間趨勢項可以知道我國人民幣存在增值壓力，各變量對于其他變量的影響存在一個長期的自我恢復(fù)調(diào)整機(jī)制，短期內(nèi)，利率和貨幣供應(yīng)量的增加會對匯率有一個負(fù)向的影響，并且持續(xù)下去。

參考文獻(xiàn)：

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