匯價與通膨及利率的關系研究

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基于利率與通脹的匯率行為周期分析

首先參考Anas等(2008)［11］的做法，依照以下方法和步驟確定三個變量的行為周期轉折點:(1)運用Bry-Boschan算法初步確定經濟周期的峰和谷。時間t的峰:{yt＞yt－k，yt＞yt+k，k=1，…，K};時間t的谷:{yt＜yt－k，yt＜yt+k，k=1，…，K}。其中對于季度時間序列K=2，而對于月度時間序列K=5。(2)忽略序列開始或結尾2個季度內的轉折點。(3)通過下列規則確保峰和谷交替出現:在出現雙谷的情況下，選擇最低值的谷;在出現雙峰的情況下，選擇最高值的峰。(4)一個擴張或收縮階段必須至少持續2個季度;一個完整的周期必須至少持續5個季度。(5)求深度(deepness)。深度用以衡量每個周期階段的波幅(amplitude)，例如對于一次收縮:deepness=(XP－XT)/XP，其中XP和XT分別是所考察的經濟周期的峰值和谷值。擴張或收縮的深度不低于0.5個百分點(即0.005)。通過以上方法得出的計算結果見表1。由表1可知，從1994年1季度到2011年3季度，CPI經歷了7個轉折點，一年期居民儲蓄存款名義利率經歷了6個轉折點，人民幣名義有效匯率經歷了9個轉折點。其中CPI的四個谷點中有三個僅比DER對應的谷點提前一個季度，而其中有三個僅比NEER的峰點晚一個季度;CPI的三個峰點中有兩個與DER完全一致，而CPI和DER各有兩個峰點比NEER對應的兩個谷點晚一個季度。圖1給出了1994年以來三個變量的行為軌跡。結合圖1和表1，以CPI的行為軌跡為基準，1994年以來大致可以劃分為九個階段。第一階段，1994年國內遭遇了嚴重的通貨膨脹，CPI從1994Q1的22.23%上升到Q4的26.9%，相反，NEER處于貶值狀態，一度從73.02跌至72.01，利率則維持在10.98%不變。第二階段從1995Q1至1999Q2，CPI由通脹轉入通縮，從22.6%一直降到－2.17%，相反，NEER從73.25上升到92.22，期間僅有幾次小的起伏，利率則經過7次降息一路從10.98%降到2.25%。第三階段，從1999Q3至2001Q2，CPI逐漸走出通縮的陰影，從－1.17%上升到1.57%，NEER從91.11上升到99.26，但期間曾一度下降到89.60，利率則保持在2.25%不變。第四階段，從2001Q3至2002Q2，CPI從0.8%降到－1.07%，相反，NEER則一度從98.8上升到101.54，期間利率從2.25%降到1.98%。第五階段，從2002Q3至2004Q3，這期間國內再次發生通脹，CPI從－0.77%上升到5.27%，相反，NEER從95.97下降到88.63，利率則從1.98%恢復到2.25%。第六階段，從2004Q4至2006Q1，國內反通脹效果顯著，CPI從3.17%降到1.2%，相反，NEER從85.72上升到89.68，利率則維持在2.25%不變。第七階段，從2006Q2至2008Q1，國內再次發生通脹，CPI從1.37%上升到8.03%，與以往不同，這期間NEER也有所上升，從88.52上升到91.15，利率則經過5次升息從2.25%上升到4.14%。第八階段，從2008Q2至2009Q2，國內反通脹效果顯著，CPI從7.77%大幅下降到－1.53%，NEER則從92.80上升到103.66，利率從4.14%直接降回到2.25%。第九階段，從2009Q3至2011Q3，期間國內再次發生通脹，CPI從－1.27%上升到6.27%，相反，NEER從100.29下降到99.43，利率則經過4次升息從2.25%上升到3.5%。從上述行為分析中可以發現，在多數階段，NEER的行為軌跡與CPI方向相反。由此可以推斷，NEER與CPI之間可能具有此消彼長的替代關系，并且這種替代關系在短期就很顯著;而DER的軌跡在多數階段與CPI方向相同，這似乎意味著通脹上升會導致央行提高利率(以抑制通脹的上升)，但提高利率對通脹的抑制作用可能有時滯，因此短期內表現為二者的運行方向大致相同。若果真如此，顯然短期內匯率升值對抑制通脹效果顯著，而利率政策對抑制通脹在短期內難有作為。為驗證推論的正確性，筆者將進行實證研究。

我國匯率與通脹和利率的相互替代檢驗

(一)數據說明

本文使用季度數據，樣本區間為1994年1季度至2011年3季度(1994Q1－2011Q3)，共71個樣本。各變量的數據來源和具體處理方式說明如下:1．通貨膨脹率(CPI)。用居民消費價格指數CPI的同比變化率表示，數據來自《中國人民銀行統計季報》各期中的“居民消費價格指數”，由于只公布了月度數據，季度數據由當季月度數據簡單平均得到。2．利率(DER)。在我國的利率體系中，儲蓄存款利率和貸款利率對社會公眾和宏觀經濟影響最大，而一年期儲蓄存款利率在存貸款利率體系中具有標桿性作用(盛松成、吳培新，2008)［12］。因此，本文選其作為利率的變量。數據來自中國人民銀行官方網站。如果一個季度中有多次利率變化，則取最后一次變化后的利率作為該季度的數據。3．匯率(NEER)。雖然實現匯率并軌后，人民幣在相當長時間基本上是盯住美元的，但實際上除美國外，許多國家和地區也是中國重要的貿易伙伴，其貨幣對美元匯率波動比較頻繁，會間接引致人民幣對這些國家和地區貨幣價值的變動，因此用有效匯率更能反映綜合影響。由于匯率變動對通貨膨脹的影響效應即“匯率傳遞效應”通常是指名義匯率變動對一國貿易品的進出口價格和國內物價水平的影響(紀敏、伍超明，2008)［13］，因此本文選用人民幣名義有效匯率(NEER，間接標價法，匯率上升表示貨幣升值)作為人民幣匯率的變量。數據來自國際清算銀行(BIS)網站。

(二)格蘭杰因果關系檢驗

(1)在滯后1期時，盡管在5%的顯著性水平上CPI和DER互為因果關系，但在1%的顯著性水平上CPI是DER的格蘭杰原因而非相反，并且在滯后1－5期，CPI都是DER的格蘭杰原因，這與前面的行為分析結果一致，正是CPI的變化導致貨幣當局對利率的同向調整。(2)在滯后1期時，在1%的顯著性水平上DLNNEER是CPI的格蘭杰原因，其實在滯后1－3期，相比之下DLNNEER都傾向于是CPI的格蘭杰原因，這也與前文“匯率的變化能夠迅速導致CPI反向變化”的行為分析一致。(3)在滯后5期時，在5%的顯著性水平上，DER與CPI和DLNNEER互為格蘭杰因果關系，CPI是DLNNEER的單向格蘭杰原因。結合滯后1－3期的情況，這似乎意味著DLNNEER與CPI和DER之間可能具有雙向替代關系。另外值得注意的是，如果適當提高顯著性水平，比如說提高到13%，那么不但在滯后5期時DER、CPI和DLNNEER互為格蘭杰因果關系，而且在滯后1期時，DER和DLNNEER也互為格蘭杰因果關系，下文的VAR模型構建將用到這兩個結果①?？傊裉m杰因果關系檢驗結果進一步肯定了我國匯率與通脹和利率之間存在雙向替代關系的可能性。

(三)VAR模型估計系數t檢驗

我們通過構建和估計VAR模型，在一個統一的模型框架中進一步解決該問題。1．模型構建。如前所述，由于利率、匯率和通脹膨脹率三者之間相互影響、互為因果，這種情況下單方程模型無法準確描述三者間的動態關系，盡管聯立方程組模型和VAR模型都能很好地描述這種經濟現象，但是聯立方程組模型進行估計的前提條件是系統中每個方程均可識別。為了形成識別約束，需要基于金融或經濟理論把某些變量作為外生變量進行設定，這種設定在大多數情況下很可能是無效的，而VAR模型估計卻不需要施加這類約束(Brooks，2005)［15］，因此構建了如下VAR模型:在VAR模型中，變量的先后順序有時很重要，改變變量順序很可能會導致脈沖響應有很大不同。其原理在于，第一個變量對來自其他所有變量沖擊的反應都存在一期滯后;第二個變量對來自第一個變量的沖擊能夠瞬時做出反應，對其他變量沖擊的反應存在一期滯后;最后一個變量對所有變量的沖擊都能做出瞬時反應。根據前面的行為分析和格蘭杰因果關系檢驗，本文對三個內生變量的排序是匯率、通貨膨脹率和利率，如模型(1)所示。2．滯后階數的確定。滯后階數的確定是VAR模型一個重要的問題，在進行選擇時需要綜合考慮，既要有足夠數目的滯后項，又要有足夠數目的自由度［18］280。這里根據似然比檢驗統計量(LR)、最終預測誤差(FPE)、AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則來確定最大滯后階數［16］212，結果見表4。從中可以看到，當最高階數設置為8時，有超過一半的準則選出來的滯后階數為5階，因此我們將該VAR模型簡化式的滯后階數定義為5階。3．VAR參數估計。VAR模型的參數估計結果見表5。盡管“由于參數是否顯著不為零不是VAR模型最關注的，所以在建立VAR模型時可以保留各個滯后變量”［16］215，但估計系數是否顯著對于本文的研究目的卻十分重要。由表5可見，就匯率和通貨膨脹率之間的關系而言，一方面，在以DLNNEER為因變量的方程中(表5第2列)，在統計上顯著的各滯后CPI的系數(1階和4階)之和為負(－1.0119);另一方面，在以CPI為因變量的方程中(表5第3列)，在統計上顯著的各滯后DLNNEER的系數(1階和5階)之和也為負(－0.1767)，綜合這兩個方面，說明人民幣匯率與通貨膨脹率之間確實存在此消彼長的相互替代關系。另外，由表5第3列可見，在以CPI為因變量的方程中，只有一階滯后DER的系數在統計上是顯著的，并且其值為正(0.4650)，說明短期內利率變化與通貨膨脹同升共降。這些結果與前面的行為分析和格蘭杰因果檢驗一致。由于在滯后1－5期，匯率對通脹的顯著作用為負向，而利率對通脹的顯著作用為正向，說明短期內二者不存在替代關系而會相互抵消，也說明短期內匯率升值比提高利率的反通脹效果要好得多①。由于VAR模型系數估計值只反映了5期內的短期替代關系，為考察中長期的替代關系應繼續進行脈沖響應函數檢驗和方差分解檢驗。

(四)脈沖響應函數檢驗

出于本文的研究目的，通過脈沖響應函數刻畫系統的動態特征，特別是匯率沖擊和利率沖擊對通貨膨脹率產生的影響以及匯率對通脹沖擊進行的響應，以進一步考察匯率變化與通脹和利率之間的短期乃至中長期的替代關系，是我們感興趣的重要方面。采用逆來正交化方法和Cholesky分解技術，對模型(1)進行脈沖響應分析，累積效應結果見圖2～4。圖2顯示，初期DLNNEER在受到CPI一個標準差的正向沖擊后，先降后升，3期之內的累積響應為負值，從第4期轉為正值，隨著滯后期的延長不斷緩緩上升;圖3則表明，初期CPI在受到DLN-NEER一個標準差的正向沖擊后，隨著滯后期的延長不斷下降，在第13期基本穩定，累積響應一直是負值;圖4顯示，初期CPI在受到DER一個標準差的正向沖擊后，8期之內的累積響應為正值，從第9期轉為負值，隨著滯后期的延長緩緩下降。由于脈沖響應函數反映的是每個內生變量的一個標準差沖擊對該變量自身及所有其他內生變量產生的影響作用，不能直接度量前述兩個替代關系，為此構建以下指數。先看匯率和通脹之間的替代關系。由表6可見，在DLNCNEER沖擊下，匯率升值對通貨膨脹的替代率逐期上升，從第1期的－0.1056上升到第20期的－3，即DLNNEER上升1%，第1期僅能使通脹下降0.1%，5年(20期)后則可使通脹下降3%。這說明人民幣升值在短期對通貨膨脹的替代作用較弱，而在中長期能夠顯著抑制通脹，這與肖耿(2006)［1］和魯政委(2008)［19］的判斷一致。相反，在CPI沖擊下，在第2期，CPI上升1%，DLNNEER下降0.19%;在第3期，CPI上升1%，僅使DLNNEER下降0.09%，此后替代率轉為正值。這說明通貨膨脹上升僅在短期對人民幣升值有微弱的替代作用，長期則會促進人民幣升值。再看匯率和利率之間的替代關系。由表6可見，在DER沖擊下，在8期內DER對CPI的替代率是正值①，從第9期開始轉為負值，直到3年后(第12期)替代率才達到0．79%，這與前面的分析和推斷一致，即短期內利率和通貨膨脹同升共降，提高利率在中長期才對通脹具有抑制作用。應注意的是，盡管匯率和通脹之間的替代率可以直接反映二者間的替代關系，匯率和利率之間的替代關系卻只能通過二者對通脹的替代率來間接反映。為了更直觀地反映匯率和利率之間的替代關系，我們創造出“替代比”(替代率之比)的概念。從“替代比”來看(表6最后1列)，匯率升值確實比提高利率對通脹的抑制作用要強得多，但這種差距隨著時間的推移逐漸變小。脈沖響應函數檢驗的結果，一方面再次表明匯率變化與通貨膨脹率之間存在雙向替代關系，且這種關系僅在短期內微弱存在，但是匯率變化對通貨膨脹有著持續的逐漸增強的單向替代性;另一方面表明盡管就反通脹而言，匯率變化和利率變化之間在短期不存在替代關系，但在中長期雙向替代關系是存在的?？傮w來說，就抑制通脹而言，人民幣升值比提高利率見效更快，作用更強。

(五)方差分解檢驗

運用方差分解可以評估匯率沖擊和利率沖擊對通脹變化的貢獻度以及通脹沖擊對匯率變化的貢獻度，從而可進一步定量分析兩個替代關系的強弱。各變量20期的方差分解結果見表7①。由表7可知，在短期(4個季度內)，通脹沖擊僅能解釋匯率變化的8%，至第7期基本穩定，能夠解釋匯率變化的15%;而在4個季度內匯率沖擊對通貨膨脹變化的貢獻度要大得多，達到18%，至第7期基本穩定，能夠解釋通脹變化的25%。相比之下，利率沖擊對通貨膨脹變化的貢獻要小得多，在4個季度內僅能解釋通脹變化的4%，在第10期才能解釋通脹變化的10%，直到4年后(第16期)才基本穩定，能夠解釋通脹變化的13%。由此可見，在匯率和通脹的雙向替代關系中，匯率變化對通脹的替代能力更強。而從對通脹變化的貢獻度來看，匯率沖擊比利率沖擊要大得多，在中長期差不多有2倍，在短期差別更大。顯然，這些結果與前面的分析是基本一致的。

本文作者：郭紅兵1喻凱西2作者單位：1廣東商學院2北京林業大學