匯率的波動是可以相互傳遞放大的

1、匯率的波動是可以相互傳遞放大的匯率的波動是可以相互傳遞放大的摘要在金融全球化背景下,各國匯率波動更加頻繁和劇烈。我們運用向量誤差修正模型(VEC模型)和脈沖反應函數(shù)進行對比實證分析,探討三種主要的國際貨幣匯率美元英鎊、代寫碩士論文美元歐元及美元日元之間的內(nèi)在波動過程。單個匯率的波動可以通過不同匯率之間的連鎖反應機制而傳遞放大,正是這種不同匯率之間的連鎖反應機制加劇了外匯市場的頻繁波動。 關鍵詞匯率;VEC模型;脈沖反應函數(shù);連鎖反應 一、問題的提出今年來國際外匯市場上的匯率波動頻繁且劇烈,從下面三個圖形可以看出,從1999年歐元推出以來,主要的國際貨幣美元、歐元、日元以及英鎊之間的匯率經(jīng)歷了劇

2、烈的波動。歐元自1999年1月作為賬面貨幣誕生以來,在最初美元的較量中一直處于弱勢, 19992001年,美元歐元匯率一路走低;但從2001年起,美元歐元匯率開始緩慢回升, 2003年美元歐元的比價大幅回升,美元在第四季度的跌勢尤其明顯,至2004年四月份,美元歐元已從低位上升約37%。從上圖中可以看出,相比與美元日元及美元英鎊的匯率,美元歐元的變動幅度是最大的。這一結果與歐洲貨幣當局對歐元的態(tài)度是直接相關的。前任歐洲中央銀行行長杜伊森貝赫曾經(jīng)表示,堅挺的歐元符合歐洲的利益,一方面,歐元堅挺可有效抑制石油價格過快上漲所可能引起的通貨膨脹,另一方面歐元持續(xù)走強將加強人們對歐洲單一貨幣的信心。美元

3、英鎊的變化趨勢與美元兌歐元的趨勢非常相似,從1999年年初開始,美元英鎊匯率緩慢下跌,直2001年年中,美元英鎊跌了近15%,此后,美元英鎊匯率穩(wěn)步上升,直2004年4月,上升了31%。相比與美元歐元匯率與美元英鎊匯率,由于日本政府對外匯市場的頻繁干預,美元日元匯率波動幅度相對小些,但趨勢更加多變。從99年初,美元日元匯率開始下跌,至5月份下跌了大約7%,此后迅速回升,至年底上升了大約19%,然后又是一路下跌,至2002年4月份共下跌約23%。從2002年5月開始,美元日元匯率上升了近25%。對于匯率波動性的解釋,傳統(tǒng)的匯率決定理論主要從經(jīng)濟實質面(如物價水平、利率、貨幣供給、進出口水平、產(chǎn)出

4、等)角度進行分析,其核心是市場參與者對資料數(shù)據(jù)進行理性分析評估并一貫堅持利用它們。但對經(jīng)濟實質面的分析持批評的人認為該方法在考慮諸多影響市場的經(jīng)濟因素的意外變化時不夠靈活和及時,因為對政治、經(jīng)濟因素產(chǎn)生影響的考慮經(jīng)常有滯后性。持有一定頭寸的金融市場參與者經(jīng)常會面臨時機選擇問題。進一步講,對經(jīng)濟數(shù)據(jù)做評估需要豐富的專業(yè)知識,且市場參與者并不具有同樣的知識水平。另外,不同經(jīng)濟學流派的理論分歧經(jīng)常會導致分析出現(xiàn)模糊不清的結論。但不管如何,這種分析方法從長期看還是一種有用的分析工具。在過去的510年里,市場變得越來越透明,現(xiàn)代信息技術快速地傳播著大量信息,信息對價格的沖擊也越來越小,任何人在一個合理的

5、時間段內(nèi)都無法控制、理解和處理如此巨大的信息流。因此以評估短期市場變化為特征的技術分析受到了廣泛的青睞(時間區(qū)間最長可達3個月)。技術分析僅依賴于對匯率波動的觀察和解釋來作出分析結論。本文則試圖通過分析匯率之間的相互聯(lián)系和不同匯率之間波動的傳導效應,解釋匯率的波動是可以相互傳遞放大的,正是這種內(nèi)在的相互作用過程進一步加劇了外匯市場的頻繁波動。本文的分析方法和結論與傳統(tǒng)的基本分析和技術分析得出的結論不是相悖,而是相輔相成的。本文采用的是從1999年1月2004年4月美元歐元、美元日元以及美元英鎊三種主要的國際貨幣匯率的數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來源:中國國家外匯管理局網(wǎng)站)。 二、實證分析采用向量誤差修正模型(

6、vectorerrorcorrectionmodel)對匯率的長期變動情況進行分析,分析過程共分四個步驟進行,第一步首先要檢驗三種貨幣匯率時間序列的平穩(wěn)性,如果不平穩(wěn),則要進一步確定原序列需經(jīng)幾階差分才能成為平穩(wěn)序列;第二步,利用Johansen協(xié)整檢驗判斷協(xié)整方程的數(shù)量;第三步,在以上兩步實證結果的基礎上,采用向量誤差修正模型進行回歸分析;最后,利用VEC模型的脈沖反應函數(shù)說明匯率的動態(tài)變化過程。(一)序列平穩(wěn)性檢驗理論上,匯率的變動應該是隨機的,因此,首先利用ADF檢驗來驗證三個匯率時間序列服從隨機游走的假設。檢驗方程為:yt=+yt-1+t其中,yt是匯率時間序列的一階差分,yt-1是滯

7、后一期的序列值,、表示系數(shù),t服從白噪音。檢驗假設是=0,若檢驗值大于臨界值,則拒絕單位根假設,即匯率時間序列是平穩(wěn)的或不存在隨機游走。反之,若檢驗值小于臨界值,則接受單位根假設,即匯率時間序列是不平穩(wěn)的或存在單位根。由檢驗結果可看出,對三個匯率時間序列分別進行ADF檢驗,所得的三個檢驗統(tǒng)計量在所有的顯著性水平下都大于相對應的臨界值,因此應該接受單位根假設,即主要國際貨幣匯率的時間序列是不穩(wěn)定的,即具有單位根,或者說服從隨機游走。為了確定序列是幾階單整的( integrated),即確定I(d)中的d,應繼續(xù)對原匯率時間序列的一階差分進行ADF檢驗。檢驗結果表明,對一階差分后的三個匯率時間序列

8、進行ADF檢驗所得的檢驗統(tǒng)計量在所有的顯著性水平下都小于相對應的臨界值,因此應該拒絕單位根假設,也就是說一階差分后的匯率時間序列是平穩(wěn)的。由此,我們可得出結論,這三個匯率時間序列都是一階單整的,表示為I(1)。(二)協(xié)整檢驗(cointegrated test)Engle and Granger(1987)指出,兩個或多個非平穩(wěn)序列的線性組合有可能是平穩(wěn)的這種線性組合被稱為協(xié)整方程,它可以反映變量在長期存在的均衡關系。通過第一步的檢驗結果,三個匯率時間序列是不平穩(wěn)的,且為一階單整,很自然地,我們想知道,原匯率序列可以構成的協(xié)整方程的數(shù)目,即三個匯率序列能組成幾個線性組合,從而在長期可以達成均衡

9、。原匯率序列有三個,協(xié)整向量的可能數(shù)目為02。如果數(shù)目為0,下面第三步中可直接對原匯率序列的一階差分進行向量自回歸(VAR)分析;如果協(xié)整向量的數(shù)目為1,VAR中將包含1個協(xié)整向量作為誤差修正項;如果協(xié)整向量的數(shù)目為2,VAR中包含2個協(xié)整向量作為誤差修正項。利用Johansen協(xié)整檢驗可判斷協(xié)整方程的數(shù)量。Johansen協(xié)整檢驗給出兩個檢驗統(tǒng)計值,一個是Trace統(tǒng)計值,一個是Max-eigen統(tǒng)計值。兩表中第二行均檢驗沒有協(xié)整向量的假設,即三個匯率序列之間無法進行線型組合以使其在長期能處于均衡狀態(tài);第三行檢驗有一個協(xié)整向量的假設;第四行檢驗有兩個協(xié)整向量的假設。由上述檢驗結果可知,無論是

10、Trace檢驗,還是Max-eigenvalue檢驗,所得的統(tǒng)計量都小于不同水平下的臨界值,因而接受原假設,即協(xié)整向量r的數(shù)量最多為2。這兩個協(xié)整方程分別為:EURO=00. 8 509 334 237GBPJAPAN=-0. 005 952GBP在上述協(xié)整方程中,EURO表示美元歐元匯率序列, JAPAN表示美元日元匯率序列,GBP表示美元英鎊匯率序列。協(xié)整檢驗結果表明了三個匯率序列之間存在的長期均衡關系。(三)VEC模型根據(jù)協(xié)整檢驗的結果,三個匯率時間序列的協(xié)整向量數(shù)目為2,因此回歸時應使用包含兩個向量誤差修正項的向量誤差修正模型(vectorerror correction model)

11、。VEC模型用于分析可以進行協(xié)整的非平穩(wěn)時間序列,是施加了限制條件(即協(xié)整向量)的向量自回歸模型(VAR model),通過在VAR模型的方程中加入?yún)f(xié)整關系,可以判斷內(nèi)生變量經(jīng)過短期的動態(tài)調(diào)整后在長期是否可以收斂到此協(xié)整關系。則VEC模型為:D(EURO)=A(1, 1)* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+B(1, 4)+A(1, 2)* (JAPAN(-1)-0. 0060*GBP(-1)+B(2, 4)+C(1, 1)*D(EURO(-1)+C(1, 2)*D(EURO(-2)+C(1, 3)*D(JAPAN(-1)+C(1, 4)*D(JAPAN(-2)+C(1,

12、5)*D(GBP(-1)+C(1, 6)*D(GBP(-2)+C(1, 7)D(JAPAN)=A(2, 1)* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+B(1, 4)+A(2, 2)* (JAPAN(-1)-0. 0060*GBP(-1)+B(2, 4)+C(2, 1)*D(EURO(-1)+C(2, 2)*D(EURO(-2)+C(2,3)*D(JAPAN(-1)+C(2, 4)*D(JAPAN(-2)+C(2, 5)*D(GBP(-1)+C(2, 6)*D(GBP(-2)+C(2, 7)D(GBP)=A(3, 1)* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+B(

13、1, 4)+A(3, 2)* (JAPAN(-1)-0. 0060*GBP(-1)+B(2, 4)+C(3, 1)*D(EURO(-1)+C(3, 2)*D(EURO(-2)+C(3, 3)*D(JAPAN(-1)+C(3, 4)*D(JAPAN(-2)+C(3, 5)*D(GBP(-1)+C(3, 6)*D(GBP(-2)+C(3, 7)上述模型中,D()表示序列的一階差分,EURO(-1)、GBP(-1)、JAPAN(-1)表示滯后一期的匯率序列值,D(EURO(-1)、D(GBP(-1)、D(JAPAN(-1)表示滯后一期的匯率的一階差分值,D(EURO(-2)、D(GBP(-2)、D(

14、JAPAN(-2)表示滯后兩期的匯率的一階差分值。模型中的三個方程表示,匯率的變動值取決于兩個協(xié)整向量、三個匯率序列滯后一期和滯后二期的一階差分值。VEC模型的回歸方程如下:D(EURO)=-0. 0 325* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+0. 3 203)-11. 1 086* (JAPAN(-1)-0. 0 060*GBP(-1)+0. 0 006)+0. 2 011*D(EURO(-1)+0. 1 900*D(EURO(-2)+18. 5982*D(JAPAN(-1)+0. 06 805*D(JAPAN(-2)-0. 3 196*D(GBP(-1)-0. 2 0

15、97*D(GBP(-2)+0. 0 034(1)D(JAPAN)=-0. 0 003* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+0. 3 203)-0. 1 463* (JAPAN(-1)-0. 0 060*GBP(-1)+0. 0 006)+ 0. 0 005*D(EURO(-1)+0. 0 019*D(EURO(-2)+0. 2845*D(JAPAN(-1)+0. 0 253*D(JAPAN(-2)-0. 0 023*D(GBP(-1)-0. 0 017*D(GBP(-2)+2. 3e-05(2)D(GBP)=0. 3 190* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(

16、-1)+0. 3 203)+0. 5 337* (JAPAN(-1)-0. 0 060*GBP(-1)+0. 0 006)+0. 3 399*D(EURO(-1)-0. 1 328*D(EURO(-2)+10. 0 510*D(JAPAN(-1)+14. 5 752*D(JAPAN(-2)-0. 3 985*D(GBP(-1)-0. 0 578*D(GBP(-2)+0. 0 044(3)回歸結果表明,美元歐元匯率對其他貨幣匯率的變動最為敏感,回歸方程中美元日元匯率及美元英鎊匯率滯后兩期的變動值的系數(shù)絕對值加總為7. 92,表示美元日元及美元英鎊滯后兩期的變動值分別變動一個單位,將引起美元歐元匯

17、率總共多變動7. 92個單位;其次為美元英鎊匯率,回歸方程中美元歐元匯率及美元日元匯率滯后兩期的變動值的系數(shù)絕對值和為5. 42,表示美元歐元及美元日元滯后兩期的變動值分別變動一個單位,將引起美元英鎊匯率總共多變動5. 42個單位;最后為美元日元匯率,回歸方程中美元歐元匯率及美元英鎊匯率滯后兩期的變動值的系數(shù)絕對值和為0. 02,表示美元歐元及美元英鎊滯后兩期的變動值分別變動一個單位,僅引起美元日元匯率總共多變動0. 02個單位。因此,統(tǒng)計結果表明,當其他匯率變動一個單位時,美元歐元匯率的相應波動幅度最大,美元英鎊匯率的波動幅度居中,波動幅度最小的是美元日元匯率。統(tǒng)計結論與現(xiàn)實情況是相吻合的。(四)脈沖反應(Impulse Response)為了說明匯率之間長期是如何相互作用的,即匯率的動態(tài)變化過程,可使用VEC模型中的脈沖反應函數(shù)