虞文美，何晶華

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

當(dāng)今國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境形勢(shì)日趨復(fù)雜，大大小小的金融危機(jī)時(shí)有發(fā)生。而隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)及貿(mào)易順差的逐年擴(kuò)大，人民幣匯率問題已經(jīng)成為當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的焦點(diǎn)問題。人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)于我國(guó)來(lái)說是一個(gè)巨大的挑戰(zhàn)，也給我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)帶來(lái)更大的匯率風(fēng)險(xiǎn)。因此,我國(guó)要制定合適的政策穩(wěn)定人民幣匯率以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。在匯率的相關(guān)研究中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究并提出的主流理論包括利率平價(jià)理論、國(guó)際借貸理論、匯兌心理理論、購(gòu)買力平價(jià)理論等。針對(duì)我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)，根據(jù)姜波克的《國(guó)際金融新編》中關(guān)于購(gòu)買力平價(jià)理論的闡述可以看出，購(gòu)買力平價(jià)理論與我國(guó)匯率實(shí)際情況不符合。[1]66-70因此，就我國(guó)匯率影響因素方面還需進(jìn)一步的探究。

一、文獻(xiàn)綜述

匯率作為國(guó)際貿(mào)易的重要工具，在調(diào)節(jié)本國(guó)的國(guó)際收支、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)內(nèi)外均衡方面發(fā)揮著重要的作用。夏勇等認(rèn)為,穩(wěn)健中性的貨幣政策和平穩(wěn)向好的宏觀經(jīng)濟(jì)為人民幣匯率的穩(wěn)定奠定了一定的基礎(chǔ)。[2]羅文浩等利用量化分析得出貨幣M2供應(yīng)量增長(zhǎng)率、社會(huì)消費(fèi)品總額、社會(huì)融資規(guī)模、國(guó)家外匯儲(chǔ)備、銀行同業(yè)拆借加權(quán)平均利率是影響人民幣匯率的主要因素。[3]何倩倩從國(guó)際收支角度得出我國(guó)外匯儲(chǔ)備與人民幣匯率是正相關(guān)的關(guān)系。[4]曹秋菊利用VAR模型得出人民幣匯率受前期的匯率影響顯著，外商直接投資和貨幣供應(yīng)量對(duì)人民幣匯率影響較大，而進(jìn)出口總額對(duì)匯率波動(dòng)的影響微弱。[5]費(fèi)廣平認(rèn)為，貿(mào)易順差對(duì)人民幣匯率具有顯著的影響。[6]李琳等利用ARMA模型得出國(guó)際收支與人民幣是負(fù)相關(guān)關(guān)系，外匯儲(chǔ)備、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與人民幣匯率是正相關(guān)關(guān)系。[7]彭一揚(yáng)等利用VAR模型得出中美貿(mào)易順差和利率波動(dòng)不是導(dǎo)致人民幣匯率變動(dòng)的原因。[8]Kim等通過構(gòu)建VAR 模型研究經(jīng)常賬戶和實(shí)際匯率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)常賬戶的變化主要由暫時(shí)性沖擊推動(dòng)，而匯率的波動(dòng)主要由永久性沖擊推動(dòng)。[9]易綱等在探究利率平價(jià)等因素對(duì)人民幣匯率的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率的解釋能力和預(yù)測(cè)能力受利率平價(jià)因素的影響較大。[10]唐文進(jìn)等通過構(gòu)建MSIH(2)-VAR(5)和DCC MGARCH(1，1)研究人民幣匯率與利率之間的關(guān)聯(lián)性時(shí)發(fā)現(xiàn)，利率與人民幣匯率之間并不具有顯著性的影響。[11]王詩(shī)杰等通過建立VAR模型和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)得出結(jié)論：從長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系來(lái)看，中美經(jīng)濟(jì)增速差異、我國(guó)進(jìn)出口差額和廣義貨幣供給量都會(huì)對(duì)人民幣實(shí)際匯率造成影響。[12]夏連峰根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整來(lái)研究人民幣匯率變動(dòng)影響因素，提出根據(jù)人民幣匯率的變動(dòng)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的策略。[13]魯政委通過分析人民幣在國(guó)際金融市場(chǎng)經(jīng)歷的三次重大沖擊，得出影響國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的最主要因素不是國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境而是靈活的人民幣匯率，靈活的人民幣匯率可以最大限度地緩沖國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的巨大沖擊。[14]

二、人民幣匯率發(fā)展趨勢(shì)分析

(一)研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

國(guó)內(nèi)很多學(xué)者發(fā)表的有關(guān)人民幣幣值的論文數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《國(guó)際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)年鑒》，這說明《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《國(guó)際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)具有極高的權(quán)威性，故本研究的數(shù)據(jù)從以上兩種統(tǒng)計(jì)年鑒中獲取。

2.變量選取

本研究選擇將人民幣匯率R(每100美元)作為被解釋變量，解釋變量為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP(億元)、居民消費(fèi)水平P(元)、進(jìn)出口總額MI(億元)、貨幣M1供應(yīng)量M(億元)、存款利率I(%)、外匯儲(chǔ)備FER(億美元)、經(jīng)常項(xiàng)目差額NX(億美元)。

3.描述性統(tǒng)計(jì)

具體的描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)表

4. VAR模型設(shè)計(jì)和變量假定

lnRt=C+α1lnRt-1+…+αilnRt-i+

β1lnGDPt-1+…+βilnGDPt-1+η1lnPt-1+…+

ηilnPt-i+μ1lnMIt-1+μilnMIt-i+δ1lnMt-1+…+

δilnMt-i+ε1lnIt-1+…+εilnIt-i+λ1lnFERt-1+…+

λilnFERt-i+ωt-1lnNXt-1+…+ωt-ilnNXt-i+ξt。

為了消除數(shù)據(jù)異方差、弱化共線性、使選取的樣本數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，本研究對(duì)所有的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，假定人民幣匯率、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平、進(jìn)出口總額、貨幣M1供應(yīng)量、存款利率、外匯儲(chǔ)備、經(jīng)常項(xiàng)目差額構(gòu)成的VAR模型的最佳滯后期數(shù)為i期。

(二)相關(guān)性分析

相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果具體見表2。

表2 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

(三)時(shí)間序列平穩(wěn)性分析

1.單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表3。由表3可以看出，時(shí)間序列l(wèi)nR、lnGDP、lnP、lnMI、lnM、lnI、lnFER和 lnNX是不平穩(wěn)的，但其經(jīng)過二階差分后是平穩(wěn)的，即lnRt～I(xiàn)(0)、lnGDPt～I(xiàn)(0)、lnPt～I(xiàn)(0)、lnMIt～I(xiàn)(0)、lnMt～I(xiàn)(0)、lnIt～I(xiàn)(0)、lnFERt～I(xiàn)(0)和 lnNXt～I(xiàn)(0),△2lnRt～I(xiàn)(2)、△2lnGDPt～I(xiàn)(2)、△2lnPt～I(xiàn)(2)、△2lnMIt～I(xiàn)(2)、△2lnMt～I(xiàn)(2)、△2lnIt～I(xiàn)(2)、△2lnFEt～I(xiàn)(2)、△2lnNXt～I(xiàn)(2),被解釋變量與解釋變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，故進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.協(xié)整性檢驗(yàn)

(1) 建立OLS模型

lnRt=β0+β1lnGDPt+β2lnPt+β3lnMIt+β4lnMt+β5lnIt+β6lnFERt+β7lnNXt+εt。

其中，βi為系數(shù)，εt為殘差項(xiàng)。

其中，式子下括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為對(duì)應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。

(2) EG檢驗(yàn)法

對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行DF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明，DF值為-5.4895，對(duì)應(yīng)的1%的顯著性水平為-2.728252，對(duì)應(yīng)的5%的顯著性水平為-1.9663，對(duì)應(yīng)的10%的顯著性水平為-1.605，因而殘差序列在顯著性水平為1%、5%和10%上均為顯著，殘差序列為平穩(wěn)序列，表明人民幣匯率R與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、居民消費(fèi)水平P、進(jìn)出口總額MI、貨幣M1供應(yīng)量M、存款利率I、外匯儲(chǔ)備FER、經(jīng)常項(xiàng)目差額NX為協(xié)整的。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(四)VAR模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)VAR模型中的AIC和SC信息準(zhǔn)則，人民幣匯率R、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、居民消費(fèi)水平P、進(jìn)出口總額MI、貨幣M1供應(yīng)量M、存款利率I、外匯儲(chǔ)備FER、經(jīng)常項(xiàng)目差額NX構(gòu)成的VAR 模型的最佳滯后期數(shù)為2期。因此，可以建立VAR(2)模型:

lnRt=C+α1lnRt-1+α2lnRt-2+β1lnGDPt-1+

β2lnGDPt-2+η1lnPt-1+η2lnPt-2+μ1lnMIt-1+

μ2lnMIt-2+δ1lnMt-1+δ2lnMt-2+ε1lnIt-1+

ε3lnIt-2+λ1lnFERt-1+λ2lnFERt-2+

ωt-1lnNXt-1+ωt-2lnNXt-2+2ξt。

表4為VAR模型的估計(jì)結(jié)果。lnR滯后1期對(duì)lnR影響的t值為2.50544，系數(shù)為0.990844，說明對(duì)lnR的影響在5%顯著性水平下顯著，但滯后2期的人民幣匯率對(duì)當(dāng)期的匯率并沒有顯著的影響，這說明前期的人民幣匯率會(huì)直接影響未來(lái)的人民幣匯率的高低，因而具有正相關(guān)性。lnGDP滯后1期對(duì)lnR影響的t值為2.36521，系數(shù)為 0.595656，說明對(duì)lnR的影響在5%顯著性水平下顯著。lnGDP滯后2期對(duì)lnR影響的t值為2.36521，系數(shù)為-0.618938，說明對(duì)lnR的影響在5%顯著性水平下顯著，同時(shí)說明滯后2期的GDP對(duì)未來(lái)人民幣的匯率具有顯著的影響，且為負(fù)相關(guān)性，表現(xiàn)為滯后2期的GDP越高，市場(chǎng)對(duì)貨幣的需求越高，投資會(huì)增加，人民幣升值，匯率降低。lnP滯后2期對(duì)lnR的系數(shù)為0.493252，t值為2.38083，說明對(duì)lnR的影響在5%顯著性水平下顯著，相比于滯后1期，居民消費(fèi)水平滯后2期對(duì)人民幣匯率具有更顯著的影響，且為正相關(guān)性，居民消費(fèi)水平越高，人民幣需求增加，政府為穩(wěn)定物價(jià)，使本幣升值，匯率下降，但是政府通過貨幣政策干預(yù)市場(chǎng)需要一定的時(shí)間來(lái)實(shí)施，所以導(dǎo)致居民消費(fèi)水平對(duì)匯率影響存在一個(gè)2期的時(shí)間滯后性。lnMI滯后1期對(duì)lnR影響的t值為-2.00768，系數(shù)為-0.080912，說明對(duì)lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，相比滯后2期，進(jìn)出口總額滯后1期對(duì)人民幣匯率具有更顯著的影響，且為負(fù)相關(guān)性，表現(xiàn)為前期的進(jìn)出口總額越大，市場(chǎng)對(duì)人民幣的需求越多，政府為了穩(wěn)定市場(chǎng)，降低人民幣需求，本幣升值，匯率下降，但是總體來(lái)說進(jìn)出口總額MI對(duì)人民幣匯率R的影響程度并不高。lnM滯后2期對(duì)lnR的影響的t值為-2.39764，系數(shù)為-0.141801，說明對(duì)lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，相比滯后1期，貨幣M1供應(yīng)量滯后2期對(duì)人民幣匯率具有更顯著的影響，且為負(fù)相關(guān)性，表現(xiàn)為滯后2期的貨幣M1供應(yīng)量升高，市場(chǎng)利率降低，投資增加，人民幣升值，匯率下降。lnI滯后2期對(duì)lnR的影響的t值為-1.97518，系數(shù)為-0.068502，說明對(duì)lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，且為負(fù)相關(guān)性，表現(xiàn)為滯后2期的利率升高，外國(guó)資本會(huì)流入本國(guó)資本市場(chǎng)，本幣升值，匯率下降，但利率I對(duì)人民幣匯率R的影響相對(duì)較小。lnFER滯后1期對(duì)lnR的影響的t值為-2,84768，系數(shù)為-0.129267，說明對(duì) lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，且為負(fù)相關(guān)性，表現(xiàn)為前期的外匯儲(chǔ)備升高，外匯市場(chǎng)上外匯供給大于外匯需求，導(dǎo)致人民幣短期升值，匯率下降。lnFER滯后2期對(duì)lnR的影響的t值為2.44075，系數(shù)為0.126094，說明對(duì)lnR的影響在5%的顯著性水平下顯著，且為正相關(guān)性，表現(xiàn)為滯后2期的外匯儲(chǔ)備升高，即期外匯供給大于外匯需求，人民幣升值，但未來(lái)人民幣會(huì)出現(xiàn)貶值，因而遠(yuǎn)期匯率下降。經(jīng)常項(xiàng)目差額的1期滯后、2期滯后均對(duì)人民幣匯率沒有明顯的影響作用，因?yàn)榻?jīng)常項(xiàng)目差額是衡量一國(guó)國(guó)際收支長(zhǎng)期狀況的指標(biāo)，與匯率并沒有明顯的關(guān)系。

表4 VAR模型的估計(jì)結(jié)果

(五)VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖1是VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，由圖1可知，VAR模型的全部特征根的倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi)，表明VAR模型是穩(wěn)定的。

圖1 VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(六)脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2中八個(gè)脈沖響應(yīng)圖像分別為人民幣匯率(lnR)對(duì)其自身的沖擊強(qiáng)度、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關(guān)系、居民消費(fèi)水平(lnP)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關(guān)系、進(jìn)出口總額(lnMI)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關(guān)系、貨幣M1供應(yīng)量(lnM)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關(guān)系、利率(lnI)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關(guān)系、外匯儲(chǔ)備(lnFER)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關(guān)系、經(jīng)常項(xiàng)目差額(lnNX)與人民幣匯率(lnR)的沖擊關(guān)系。

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖(1) 說明：圖像的橫坐標(biāo)為周期，縱坐標(biāo)為沖擊影響強(qiáng)度，每一個(gè)圖都表示沖擊效果。

圖2(1)表明了人民幣匯率(lnR)的變化對(duì)其自身的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。人民幣匯率(lnR)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)自身的影響在前6期為正向的促進(jìn)作用，經(jīng)過 6 期之后變?yōu)樨?fù)向沖擊，表現(xiàn)為反向的抑制作用，在第10期逐漸趨近于0，相關(guān)關(guān)系逐漸消失。這說明人民幣匯率的波動(dòng)方式具有周期性的特征，一個(gè)周期約等于10個(gè)單位。我國(guó)政府在進(jìn)行相關(guān)的政策調(diào)整時(shí)可以充分利用人民幣匯率對(duì)自身影響的周期性規(guī)律，提高調(diào)整效率，降低成本。

圖2(2)表明了國(guó)民消費(fèi)水平(lnP)變化對(duì)人民幣匯率(lnR)的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。在前3期，國(guó)民消費(fèi)水平的變動(dòng)對(duì)人民幣匯率的沖擊為正向促進(jìn)作用，在第2期達(dá)到最大值，居民消費(fèi)水平提高，貨幣需求增加，利率下降，本幣貶值，匯率上升。在第3期以后表現(xiàn)為反向抑制作用，利率下降后，出口增加，進(jìn)口減少，本國(guó)就業(yè)機(jī)會(huì)增加，產(chǎn)出增加，投資增加，外資引入，本幣升值，匯率下降。在第10期沖擊作用逐漸趨近于0。我國(guó)應(yīng)該制定一定的政策促進(jìn)本國(guó)就業(yè)，同時(shí)吸引外資進(jìn)入，促進(jìn)本幣的幣值穩(wěn)定，穩(wěn)定本幣國(guó)際地位。

圖2(3)表明了經(jīng)常賬戶差額(lnNX)變化對(duì)人民幣匯率(lnR)的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。沖擊效果比較平緩，說明經(jīng)常賬戶差額變化對(duì)人民幣匯率的影響較小，與前文述說一致，經(jīng)常項(xiàng)目差額是衡量一國(guó)國(guó)際收支長(zhǎng)期狀況的指標(biāo)，與匯率并沒有明顯的關(guān)系。

圖2(4)表明了進(jìn)出口總額(lnMI)的變化對(duì)人民幣匯率(lnR)的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。進(jìn)出口總額對(duì)匯率的沖擊影響一直表現(xiàn)為反向抑制作用，在第 1期、第4期和第8期的影響作用趨近于0，說明進(jìn)出口總額對(duì)人民幣幣值的影響具有一定的周期性，周期為4個(gè)單位，但總體的影響效果不是很明顯。前期進(jìn)出口總額的增加有利于促進(jìn)本國(guó)的國(guó)際資本流動(dòng)，隨著進(jìn)出口總額的增加，人民幣的國(guó)際地位不斷提升，表現(xiàn)為匯率下降。這說明我國(guó)要充分抓住當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，不斷開展海外業(yè)務(wù)，同時(shí)穩(wěn)定國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，充分發(fā)揮進(jìn)出口貿(mào)易在國(guó)際資本流動(dòng)中的作用，不斷提高本幣的國(guó)際地位和市場(chǎng)價(jià)值。

圖2(5)表明了利率(lnI)對(duì)人民幣匯率(lnR)的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。在前7期一直表現(xiàn)為利率對(duì)人民幣幣值的沖擊影響為反向抑制作用，并且在第3期達(dá)到最大值，利率下降，貨幣供給增加，本幣貶值，匯率升高。在第7期至第10期表現(xiàn)為利率對(duì)人民幣幣值的沖擊影響為正向促進(jìn)作用，利率下降之后，投資增加，吸引外資，外匯供給大于外匯需求，本幣升值，匯率下降。在第10期沖擊作用逐漸趨近于0。這說明我國(guó)要制定合理的貨幣政策，在促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)吸引外資，起到穩(wěn)定本幣幣值和本幣國(guó)際地位的作用。

圖2(6)表明了貨幣供應(yīng)量(lnM)對(duì)人民幣匯率(lnR)的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。在前3期貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對(duì)人民幣匯率的沖擊為正向促進(jìn)作用，在第2期達(dá)到最大值，貨幣供應(yīng)量增加，通貨膨脹加劇，本幣貶值，匯率升高。在第3期以后表現(xiàn)為反向抑制作用，匯率升高之后，本幣貶值，資本外逃，利率下降，投資增加，本幣升值，匯率下降。到第9期沖擊作用逐漸趨近于0。這說明我國(guó)宏觀調(diào)控的貨幣政策對(duì)當(dāng)期的匯率高低影響較及時(shí)，但持續(xù)時(shí)間短，之后匯率會(huì)逐漸上升。

圖2(7)表明了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)對(duì)人民幣匯率(lnR)的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。在前3期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)對(duì)人民幣匯率的沖擊為正向促進(jìn)作用，在第2期達(dá)到最大值，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值提高，市場(chǎng)資金增加，在小周期內(nèi)促進(jìn)人民幣升值，并達(dá)到最大效果。在第3 期以后表現(xiàn)為反向抑制作用，人民幣升值后，抑制了一定的出口，使GDP有所下降，市場(chǎng)資金減少，人民幣貶值，匯率升高。在第10期沖擊作用逐漸趨近于0。這說明我國(guó)應(yīng)實(shí)施一些鼓勵(lì)性政策吸引外商直接投資，同時(shí)促進(jìn)本國(guó)出口，使人民幣的幣值趨于穩(wěn)定，維持人民幣的國(guó)際地位，擴(kuò)大國(guó)內(nèi)外資本的投資空間。

圖2(8)表明了外匯儲(chǔ)備(lnFER)對(duì)人民幣匯率(lnR)的沖擊強(qiáng)度的大小關(guān)系。總體呈現(xiàn)波浪式的沖擊影響作用，整體的影響作用不明顯。這說明我國(guó)的外匯儲(chǔ)備實(shí)際上屬于政策性因素，是一個(gè)長(zhǎng)期的過程，對(duì)人民幣匯率的影響是長(zhǎng)期的。我國(guó)要不斷完善外匯儲(chǔ)備，切勿出現(xiàn)外匯缺少的狀況，畢竟外匯可以在經(jīng)濟(jì)低落時(shí)促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

(七)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(滯后3期)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表5。由表5可知，在5%的顯著性水平下，滯后3期的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒痪哂?階自相關(guān)，并且同時(shí)具有較小的AIC值。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是人民幣匯率R的格蘭杰原因，同時(shí)人民幣匯率R也是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因；居民消費(fèi)水平P是人民幣匯率R的格蘭杰原因，反之不成立；進(jìn)出口總額MI不是人民幣匯率R的格蘭杰原因，人民幣匯率R也不是進(jìn)出口總額MI的格蘭杰原因；貨幣M1供應(yīng)量是人民幣匯率R的格蘭杰原因，同時(shí)人民幣匯率R也是進(jìn)出口總額MI的格蘭杰原因；利率I不是人民幣匯率R的格蘭杰原因，但人民幣匯率R是利率I的格蘭杰原因;外匯儲(chǔ)備FER是人民幣匯率R的格蘭杰原因，但人民幣匯率R不是外匯儲(chǔ)備FER的格蘭杰原因；經(jīng)常項(xiàng)目差額NX是人民幣匯率R的格蘭杰原因，但人民幣匯率R不是經(jīng)常項(xiàng)目差額NX的格蘭杰原因。其中，就利率I而言，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果與前文結(jié)論相符。當(dāng)給予利率I一個(gè)沖擊后，利率發(fā)生了波動(dòng)，人民幣匯率R同步波動(dòng)，但利率I的變動(dòng)對(duì)人民幣匯率R的變動(dòng)是一個(gè)間接影響的過程，利率I對(duì)人民幣匯率R的直接影響較小，所以在脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中的沖擊影響效果上利率I對(duì)人民幣匯率R的影響較大；就經(jīng)常項(xiàng)目差額NX而言，經(jīng)常項(xiàng)目差額NX反映的是一國(guó)的國(guó)際收支狀況，對(duì)人民幣匯率R有一定的影響，雖然影響的效果不太明顯，但在實(shí)際研究中并不能忽略這一影響因素；就進(jìn)出口總額MI而言，與前文的結(jié)論不一致，在前文中進(jìn)出口總額MI對(duì)人民幣匯率R的影響比經(jīng)常項(xiàng)目差額NX對(duì)人民幣匯率R的影響稍微大一些，可能進(jìn)出口總額MI對(duì)人民幣匯率R的影響周期較長(zhǎng)。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表

(八)方差分析

圖3為人民幣匯率(lnR)自身的沖擊強(qiáng)度對(duì)其自身變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度、居民消費(fèi)水平(lnP)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度、經(jīng)常項(xiàng)目差額NX(lnNX)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度、進(jìn)出口總額(lnMI)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度、利率(lnI)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度、貨幣M1供應(yīng)量(lnM)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度、外匯儲(chǔ)備(lnFER)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度。

圖3(1)表明人民幣匯率(lnR)自身的沖擊強(qiáng)度對(duì)其自身變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度在第1期為100%，之后逐漸遞減，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，經(jīng)過10期以后，穩(wěn)定在45%。圖3(2)表明居民消費(fèi)水平(lnP)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度在第1期為 0，之后逐漸遞增，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，經(jīng)過10期以后，對(duì)lnR總變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在20%。這與VAR模型的結(jié)果相一致，與脈沖響應(yīng)函數(shù)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果也相一致。圖3(3)表明經(jīng)常項(xiàng)目差額(lnNX)的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，在10期之后，其相對(duì)貢獻(xiàn)度維持在5%。這與VAR模型的檢驗(yàn)結(jié)果相一致，與脈沖響應(yīng)函數(shù)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果也相一致。圖3(4)表明進(jìn)出口總額(lnMI)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度由一開始的0逐漸遞增，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，在10期之后，其相對(duì)貢獻(xiàn)度維持在10%。這與VAR模型的檢驗(yàn)結(jié)果相一致，與脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果也相一致，進(jìn)出口總額MI對(duì)人民幣匯率R的影響比經(jīng)常項(xiàng)目差額NX對(duì)人民幣匯率R的影響稍微大一些。圖3(5)表明利率(lnI)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，在10期之后，其相對(duì)貢獻(xiàn)度維持在10%。這與VAR模型的檢驗(yàn)結(jié)果相一致，與脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果也相一致，但與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)不一致，具體解釋前文已說明。圖3(6)表明貨幣M1供應(yīng)量(lnM)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，在10期之后，其相對(duì)貢獻(xiàn)度維持在10%。這與VAR模型的結(jié)果相一致，與脈沖響應(yīng)函數(shù)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果也相一致。圖3(7)表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，在10期之后，其相對(duì)貢獻(xiàn)度維持在4%。圖3(8)表明外匯儲(chǔ)備(lnFER)對(duì)lnR的沖擊強(qiáng)度對(duì)lnR變化的相對(duì)貢獻(xiàn)度在第1期為0，之后逐漸遞增，直到呈現(xiàn)出平穩(wěn)的趨勢(shì)，在10期之后，其相對(duì)貢獻(xiàn)度維持在2%。外匯儲(chǔ)備FER對(duì)人民幣匯率R的影響是一個(gè)長(zhǎng)期的過程。

圖3 方差分析圖(2) 圖中的橫坐標(biāo)表示周期，縱坐標(biāo)表示方差貢獻(xiàn)度，每一個(gè)圖都表示各個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的貢獻(xiàn)程度。

三、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

根據(jù)上述VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果分析得出以下結(jié)論：人民幣匯率的變化幅度受前期的人民幣匯率高低的影響較大，直接標(biāo)價(jià)法下(每100美元)，前期的人民幣匯率越高，那么當(dāng)期的匯率就會(huì)越高，二者呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系；人民幣匯率的變化幅度受后期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響較大，且為負(fù)相關(guān)性，即期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越高，人民幣匯率就會(huì)越低，同時(shí)人民幣匯率也在影響著國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；人民幣匯率的變化幅度受后期居民消費(fèi)水平的影響較大，且為正相關(guān)性，即期的居民消費(fèi)水平升高，人民幣匯率就會(huì)升高；人民幣匯率的變化幅度受后期貨幣M1供應(yīng)量的影響，且為正相關(guān)性，貨幣供應(yīng)量提高，而在市場(chǎng)需求不變的情況下，導(dǎo)致貨幣供給大于貨幣需求，通貨膨脹程度提高，人民幣貶值，匯率上升；同時(shí)，利率、進(jìn)出口總額、經(jīng)常項(xiàng)目差額和外匯儲(chǔ)備對(duì)人民幣匯率的影響程度不是很大，但都對(duì)人民幣匯率的影響呈現(xiàn)出反向相關(guān)的關(guān)系，利率提高，外匯供給大于外匯需求，貨幣供給量降低，貨幣升值，人民幣匯率下降；進(jìn)出口總額增加，人民幣需求增加，本幣升值，匯率下降；外匯儲(chǔ)備對(duì)人民幣匯率的影響是長(zhǎng)期性的；經(jīng)常項(xiàng)目差額與人民幣匯率沒有明顯的關(guān)系。

(二)政策建議

1.利用宏觀經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)進(jìn)而穩(wěn)定匯率

匯率的走勢(shì)在極大程度上受到我國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，隨著中美之間貿(mào)易摩擦的不斷升級(jí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的外部環(huán)境發(fā)生了極大變化，為此我國(guó)制定了經(jīng)濟(jì)發(fā)展力求穩(wěn)中有變的總體方針，提出了穩(wěn)就業(yè)、穩(wěn)金融、穩(wěn)外貿(mào)、穩(wěn)投資和穩(wěn)預(yù)期的“六穩(wěn)”目標(biāo)。要實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，我國(guó)需要在就業(yè)、金融、外貿(mào)、投資各領(lǐng)域探索穩(wěn)中求進(jìn)的方法，充分利用財(cái)政政策、貨幣政策對(duì)市場(chǎng)的靈活調(diào)整作用，繼續(xù)利用公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)操作等貨幣政策來(lái)間接影響人民幣匯率的變動(dòng)，增強(qiáng)對(duì)人民幣匯率的預(yù)期。同時(shí)商業(yè)銀行作為外匯交易的主體，應(yīng)該對(duì)外匯實(shí)施一定程度的政策干預(yù)，進(jìn)一步提高政策的有效性和完善性，以確保供給側(cè)改革的穩(wěn)定運(yùn)作，促進(jìn)人民幣匯率的穩(wěn)定。

2.合理調(diào)整外匯儲(chǔ)備和國(guó)際收支結(jié)構(gòu)

穩(wěn)定外匯儲(chǔ)備有助于國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展。根據(jù)美國(guó)芝加哥大學(xué)和英國(guó)倫敦經(jīng)濟(jì)學(xué)院的約翰遜和他的學(xué)生弗蘭科[1]42-44提出的貨幣論：Ms=D+R=Md=M0，在市場(chǎng)貨幣需求既定的情況下，外匯儲(chǔ)備的降低必然會(huì)導(dǎo)致本國(guó)信貸市場(chǎng)的擴(kuò)張，而國(guó)內(nèi)信貸的持續(xù)擴(kuò)張最終會(huì)使本國(guó)的外匯儲(chǔ)備耗盡，外匯儲(chǔ)備對(duì)于政府來(lái)說是穩(wěn)定匯率的主要工具，一旦外匯儲(chǔ)備耗盡，必然導(dǎo)致外匯出現(xiàn)較大幅度的調(diào)整，進(jìn)而極大地影響本國(guó)的經(jīng)濟(jì)。同時(shí)，外匯投機(jī)者會(huì)對(duì)本國(guó)貨幣進(jìn)行攻擊，更大程度上沖擊本國(guó)匯率。我國(guó)應(yīng)密切關(guān)注進(jìn)出口的差異，調(diào)整對(duì)外出口結(jié)構(gòu)，適時(shí)提供進(jìn)出口優(yōu)惠政策；政府要加強(qiáng)對(duì)外貿(mào)企業(yè)的政策扶植，緩解由于人民幣貶值帶來(lái)的進(jìn)口壓力和人民幣升值帶來(lái)的出口壓力，以完善進(jìn)出口差異，促進(jìn)國(guó)際收支結(jié)構(gòu)合理化；政府還應(yīng)該合理調(diào)整我國(guó)的外匯儲(chǔ)備，協(xié)調(diào)國(guó)際收支結(jié)構(gòu)，穩(wěn)定匯率。

3.利用匯率小幅度升值趨勢(shì)加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)

一方面，我國(guó)下一階段在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上應(yīng)該將重點(diǎn)放在發(fā)展電子、新能源、新材料及軟件設(shè)計(jì)等行業(yè)上，縮小與這些行業(yè)對(duì)應(yīng)的領(lǐng)先國(guó)家的發(fā)展差距，利用小幅度的本幣升值，不斷運(yùn)用多種經(jīng)濟(jì)手段和金融工具，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、技術(shù)進(jìn)步，促使相關(guān)產(chǎn)業(yè)在市場(chǎng)的強(qiáng)烈推動(dòng)下加快產(chǎn)業(yè)升級(jí)從而適應(yīng)市場(chǎng)的變化。另一方面，我國(guó)應(yīng)該充分利用小幅度的本幣升值優(yōu)勢(shì)積極開展對(duì)戰(zhàn)略性資源的進(jìn)口，為新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供一定的資源基礎(chǔ)，降低研發(fā)成本，提高企業(yè)利潤(rùn)，促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。