【2019年整理】利率市場化論文利率論文：實(shí)際匯率的變動(dòng)趨勢(shì)分析

1、利率市場化 論文利率論文：實(shí)際匯率的變動(dòng)趨勢(shì)分析摘要：人民幣匯率問題一直是學(xué)術(shù)界重視的一個(gè)問題。特別是在金融危機(jī)以來，我國的經(jīng)濟(jì)增長仍然 保持著較高的速度，越來越多的發(fā)達(dá)國家開始指責(zé)人民幣存在低估問題，人民幣升值的壓力受到了嚴(yán)重 的挑戰(zhàn)。文章利用簡化巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)和利率平價(jià)假說來研究實(shí)際匯率的變動(dòng)趨勢(shì)，試圖尋找到 人民幣匯率是否低估的證據(jù)。 我們利用協(xié)整 VAR 模型的 MA 表示形式，對(duì)中、美兩國 2000 年 1 月至 2010 年 9 月的數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。實(shí)證結(jié)果表明，人民幣實(shí)際匯率的變動(dòng)趨勢(shì)來源于美國利率的累積沖擊，我 國利率的累積沖擊，以及調(diào)整的實(shí)際匯率的累積沖擊。其中，調(diào)整的實(shí)

2、際匯率的累積沖擊影響最大。關(guān)鍵詞：實(shí)際匯率；簡化巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)；利率平價(jià)；協(xié)整 VAR 的 MA 模型一、 引言2005年 7 月 21日起，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯 率制度。幾年來，人民幣匯率形成機(jī)制改革有序推進(jìn)，取得了預(yù)期的效果，發(fā)揮了積極的作用。從匯率 改革至今，人民幣匯率逐漸升值，已經(jīng)由匯改前的 8.27 元兌一美元升值到現(xiàn)在已經(jīng)突破了6.60 元兌換一美元的關(guān)口。目前，人民幣匯率是否會(huì)繼續(xù)升值已經(jīng)成為了國內(nèi)外學(xué)者討論的焦點(diǎn)。Faria 和 Leon-Ledesma（ 2000）用相對(duì)平均產(chǎn)出和相對(duì)邊際產(chǎn)出與實(shí)際匯率的關(guān)系來替代傳統(tǒng)的巴拉

3、 薩薩繆爾森效應(yīng)，得出了巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)不成立的結(jié)論。高海紅（2003）采用 1980 年 2000 年七國集團(tuán)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用“邊限檢驗(yàn)”法對(duì)簡化的巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，英國、 德國、日本和加拿大四國存在長期關(guān)系。而意大利和法國的實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在長期關(guān)系 則依賴于回歸式中趨勢(shì)項(xiàng)的設(shè)定。 Canzoneri et al. （ 1999）對(duì)該理論的前提假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果認(rèn)為在 長期相對(duì)價(jià)格能夠反映相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率。但是Strauss（ 1998）卻得出了相反的結(jié)論。我國對(duì)利率平價(jià)假說的檢驗(yàn)起步較晚。黃小蓉、李娥（2009 ）從利率平價(jià)理論的角度研究了利率和匯率的聯(lián)動(dòng)

4、效應(yīng)。文章指出，由于中國現(xiàn)實(shí)條件諸多對(duì)利率平價(jià)的不利因素，匯率和利率的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)也 受到影響。范立夫、周繼燕（ 2010）把資產(chǎn)價(jià)格套利因素引入到利率平價(jià)模型中，對(duì)利率平價(jià)理論的套 利方式進(jìn)行修正和擴(kuò)展，認(rèn)為該擴(kuò)展模型可以為中國金融體制的改革提供依據(jù)，還能夠?yàn)樨泿耪叩闹?定提出一定的政策指導(dǎo)。本文試圖利用協(xié)整 VAR 模型 MA 表示形式， 聯(lián)合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)和利率平價(jià)理論來研究實(shí)際 匯率的變動(dòng)問題。協(xié)整 VAR 模型是由 Johansen（ 1988）以及 Johansen 和 Juselius（ 1990）提出的，該模 型的 MA 表示是由 Juselius（ 2006）總結(jié)出來的。二

5、、 簡化巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)效應(yīng)和利率平價(jià)理論我們主要采用 Faria 和 Leon-Ledesma（ 2000）的簡化巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)理論，來對(duì)人民幣實(shí)際匯率進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn)。 Faria 和 Leon-Ledesma（ 2000）他們假設(shè)存在兩個(gè)國家，在不變的技術(shù)規(guī)模收益 下用勞動(dòng)力生產(chǎn)可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品。根據(jù)假設(shè)條件，勞動(dòng)力在一國內(nèi)部可以自由流動(dòng)，所以可貿(mào)易 和不可貿(mào)易部門的名義工資相等，且等于商品價(jià)格乘以邊際收益：PTf（ LT） =w=PNg （ LN） , PT*F （ L*T ） =w=P*NG （ L*N ） （1） 將價(jià)格水平表示為非貿(mào)易和貿(mào)易部門價(jià)格的幾何加權(quán)平均： 在

6、技術(shù)規(guī)模收益不變的假設(shè)下，邊際生產(chǎn)率等于平均生產(chǎn)率，簡化的巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)可以表示為：公式（ 6）表示實(shí)際匯率可以表示為相對(duì)人均產(chǎn)出的函數(shù)。兩國人均產(chǎn)出差異的變動(dòng)將直接影響實(shí)際 匯率的水平。利率平價(jià)假說則分析了匯率與利率之間的關(guān)系。拋補(bǔ)利率平價(jià)可以表示為：?籽 t=i-i* （5）其中，？籽t表示即期匯率與遠(yuǎn)期匯率之間的升（貼）水率為？籽，i為利率，i*為外國利率。它的經(jīng)濟(jì)含義是：匯率的遠(yuǎn)期升貼水率等于兩國利率之差。如果本國利率高于外國利率，則意味著本幣將在遠(yuǎn) 期貶值；反之，則本幣在遠(yuǎn)期升值。兩國利率之間的差異通過匯率的變動(dòng)來消除，從而達(dá)到金融市場的 平衡狀態(tài)。三、 人民幣實(shí)際匯率的變動(dòng)趨

7、勢(shì)分析本文利用協(xié)整 VAR 模型來研究實(shí)際匯率問題，所以需要首先創(chuàng)建 VAR 模型。根據(jù)上述理論和 2001 年2010年9月的中美兩國的月度數(shù)據(jù)，我們建立向量Xt=（?駐Pt, ?駐Pt*，it，it*，rert，syt）,其中？駐Pt和？駐Pt*CPI分別為兩國CPI計(jì)算的通貨膨脹率，it和it*為兩國的利率水平。rert為實(shí)際利率， 計(jì)算公式如下：rert=lnSt+lnP*t-lnPt （ 6）其中，St為中美兩國的即期匯率，P*t和Pt分別為兩國的 GDP平減指數(shù)。syt中美實(shí)際人均產(chǎn)出的差異，用yt和y*t分別表示中美的實(shí)際人均產(chǎn)出，則計(jì)算公式如下：sy=y*-y （ 7）1. 協(xié)

8、整 VAR 模型形式的確立和協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)的確定。通過無約束的VAR 模型,我們將向量自回歸模型的滯后階數(shù)確定為 k=2，并引入常數(shù)項(xiàng) C作為模型的確定性成分。對(duì)初步回歸后殘差中出現(xiàn)的離群 值設(shè)定虛擬變量，用以化解它們對(duì)正態(tài)性分布的影響。具體做法是將|?著t/?滓e|的殘差定義為離群值，然后在對(duì)應(yīng)的時(shí)點(diǎn)上設(shè)定虛擬變量。按照這個(gè)標(biāo)準(zhǔn),我們找到了13 個(gè)離群值,他們所在的時(shí)間點(diǎn)分別為：2001 年 1 月, 2002年 1 月, 2005年 2月和 7月, 2006年 9月, 2007年 9月, 2008年2 月、10月和 11 月, 2009年 1 月和 4月, 2010 年1 月。由于本文中各變

9、量的差分后的均值為零,我們可以確定常數(shù)項(xiàng)只 進(jìn)入?yún)f(xié)整關(guān)系,不進(jìn)入各變量的差分方程。至此,我們完成了無約束VAR 模型的確立。我們接下來利用特征跡檢驗(yàn)來確定協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)。該檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：該統(tǒng)計(jì)量的原假設(shè)是至少存在 p-r個(gè)單位根。表1是特征根跡檢驗(yàn)的結(jié)果，其中， ?姿 i為特征根，？ 子（p-r）為特征根跡檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量， C0.95為顯著性水平為 5%的臨界值，最后一列表示 ？子（p-r）的P 值。根據(jù)特征跡檢驗(yàn)結(jié)果我們可以把協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)確定為r=3。2. 變動(dòng)趨勢(shì)和權(quán)重矩陣的確定。 在確定了模型協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)以后, 我們就可以對(duì)協(xié)整 VAR 的移動(dòng) 平均表示形式進(jìn)行估計(jì)了。其中，？琢丄為

10、模型系統(tǒng)的 p-r個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)，？茁丄為變動(dòng)趨勢(shì)的權(quán)重矩陣。在我們的研究系統(tǒng)中，C、？琢丄和？茁丄矩陣的秩均為 p-r=3。為了估計(jì)矩陣？琢丄和？茁丄，需要先識(shí)別？琢和？茁。首先,我們通過對(duì)三個(gè)協(xié)整關(guān)系施加約束來對(duì) 進(jìn)行識(shí)別。我們施加的約束如下： 利用極大似然估計(jì),我們可以得到各個(gè)長期關(guān)系?茁 i 的估計(jì)值。通過 LR 統(tǒng)計(jì)量,我們可以檢驗(yàn)約束條件是否成立。表2是長期關(guān)系的估計(jì)值和 LR檢驗(yàn)的P值。從表2中我們可以看出，三個(gè)長期關(guān)系通 過了各自的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。也就是說,我們施加的約束是成立的。從該約束條件我們還可以看出，在r=3的情況下，美國的通貨膨脹率？駐Pt*是平穩(wěn)序列，所以該序列不存在趨勢(shì)變

11、動(dòng)成分，在趨勢(shì)變動(dòng)的權(quán)重矩陣中，？茁丄對(duì)應(yīng)于？駐Pt*的行向量應(yīng)為零向量。確定了約束的協(xié)整關(guān)系后, 我們需要進(jìn)一步確定系數(shù)調(diào)整矩陣?琢。為了確定 ?琢,我們對(duì)各變量的弱外生性進(jìn)行檢驗(yàn)。一個(gè)變量對(duì)系統(tǒng)中所有協(xié)整關(guān)系的調(diào)整系數(shù)均為零,那么該變量即為弱外生變量。我 們利用似然比檢驗(yàn)來確定各個(gè)變量的弱外生性。結(jié)果如表3所示。似然比檢驗(yàn)服從卡方分布，自由度為？自=rm=3，其中r為協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)，m為檢驗(yàn)的弱外生變量個(gè)數(shù)。,中美兩國的利率是弱外生變量,這說明系統(tǒng)中其他變量的長期關(guān)系受到兩國利率的影響,但是兩國 利率的長期關(guān)系不受系統(tǒng)其它變量的影響。由于it和it*的弱外生性，系數(shù)調(diào)整矩陣？琢對(duì)應(yīng)于這兩個(gè)變

12、量的行向量為零,由此我們可以確定?琢丄具有兩個(gè)單位向量,并且單位1 所在的位置分別對(duì)應(yīng)于我國利率 變量和美國利率變量。由以上的分析我們確定了變動(dòng)趨勢(shì)？琢丄中的兩個(gè)單位向量和權(quán)重矩陣？茁丄對(duì)應(yīng)于？駐Pt*的零向量。下面，我們利用計(jì)量軟件Cats來對(duì)？琢丄和？茁丄進(jìn)行估計(jì)。從表4中，我們可以從？琢丄的估計(jì)值得出三個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)（ Driving Trends），將他們記為DT1、 DT2 和 DT3 ：這三個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)分別為經(jīng)過兩國通貨膨脹率和人均產(chǎn)出差異調(diào)整的實(shí)際匯率的累積沖擊，美國利率的累積沖擊，我國利率的累積沖擊。由權(quán)重矩陣?茁丄的估計(jì)，我們可以得到上述三個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)在各個(gè)變量回歸中的系數(shù)。其中，美

13、國通貨膨脹率？駐Pt*的變動(dòng)趨勢(shì)的回歸系數(shù)為零。四、基本結(jié)論本文利用 2000 年 1 月至 2010年 9 月的樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整向量自回歸模型在簡化的巴拉薩 薩繆爾森效應(yīng)和利率平價(jià)家說框架下分析了實(shí)際匯率的變動(dòng)趨勢(shì)。通過實(shí)證檢驗(yàn)和分析我們可以得出以 下結(jié)論：首先，人民幣實(shí)際匯率的增長動(dòng)力主要來自于三個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)的影響，即：美國利率的累積沖擊， 我國利率的累積沖擊，和經(jīng)過兩國通貨膨脹率和人均產(chǎn)出差異調(diào)整的實(shí)際匯率的累積沖擊。其次，從這三個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)的影響程度來看，人民幣實(shí)際匯率的增長趨勢(shì)主要受到調(diào)整實(shí)際匯率 的累積沖擊的影響，其次受到兩國利率的累積沖擊影響。再次，美國的通貨膨脹率是平穩(wěn)序列，因此

14、不存在增長動(dòng)力。除此外，三個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)對(duì)系統(tǒng)中 的其他變量都產(chǎn)生不同的影響。我國通貨膨脹率的增長動(dòng)力主要來自調(diào)整實(shí)際匯率的累積沖擊；我國利 率的增長動(dòng)力受三個(gè)變動(dòng)趨勢(shì)的影響強(qiáng)度接近；美國利率和兩國相對(duì)人均產(chǎn)出的增長都主要受調(diào)整的實(shí) 際匯率影響。參考文獻(xiàn)：1. 范立夫 ,周繼燕 .利率平價(jià)理論評(píng)析 .經(jīng)濟(jì)與管理 ,2010, （8） .2. 高海紅 .實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長運(yùn)用邊限檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)巴拉薩薩繆爾森假說.世界經(jīng)濟(jì),2003, （ 7） .3. 黃小蓉，李娥 .利率平價(jià)視角下的利率匯率聯(lián)動(dòng).中國商界 （下半月 ）,2009, （1） .4. Canzoneri, M.B., Cumby, R.E

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