加元匯率建模

1、本文旨在重新思考加拿大銀行經(jīng)濟學家所提出加元匯率標 準模型，在此基礎上納入歐元對美元匯率變量以替代利差，結果 發(fā)現(xiàn)新的模型解釋能力較強。文章先回顧了匯率建模的宏觀經(jīng)濟 思想，評析加拿大銀行的標準匯率模型及修正模型，并運用協(xié)整 和誤差修正方法重新建立模型，最后對照實際值進行比較分析。 在國際外匯市場上，加拿大元同澳大利亞元和新西蘭元被通稱為資源性貨幣，其原因在于這些貨幣的匯率變化受國 際商品價格影響很大。加拿大地大物博，人口稀少，有著豐富的 石油、礦產、木材及海洋資源。由加拿大出口貿易構成可知， 農、林和能源產品占有非常高的比例，這些商品的價格變化均 影響加元的價值。但不管是經(jīng)濟結構、經(jīng)濟總量、

2、貨幣政策還 是財政政策，加拿大、澳大利亞和新西蘭這三個國家之間存在 較大的區(qū)別。加拿大屬于西方七國集團，又位于北美自由貿易 區(qū)，而且其貨幣的成交量穩(wěn)步上升，在國際外匯市場占有重要 的地位，加元的匯率特點因而此外，我國與加拿大經(jīng)貿關系日益 密切。最近十年，加拿大對華貿易增長迅速。2003年，中國成為 加拿大第二大貿易伙伴。就出口而言，2009年中國取代日本成 為加拿大第三大出口市場。我國對加拿大原材料的需求也日益旺 盛，我國企業(yè)頻繁出手收購加拿大資源開發(fā)企業(yè)或其海外分公 司，加元匯率必然是中心問題，因為匯率變動直接影響到收購成 本和經(jīng)濟效益。2008年，中信泰富意在收購澳大利亞一家礦業(yè) 公司，但

3、因對澳元走勢判斷失誤，外匯頭寸過大，投機損失一度 高達150億港元。可見，匯率趨勢把握和交易時機選擇是跨國經(jīng) 貿活動的非常重要的環(huán)節(jié)。國內對加元匯率研究的成果稀少，更 缺乏系統(tǒng)性研究，本文探討加元對美元匯率的建模方法，并與實 際結果進行比較，以期發(fā)現(xiàn)加拿大匯率的變化原因和特點，供政 府和企業(yè)決策參考。文章第一部分對匯率建模作一般性回顧；第 二部分主要評析加拿大銀行的標準匯率模型；第三部分則試圖在 該模型的基礎上納入加入新的變量，并作協(xié)整和誤差修正運算； 第四部分對結果進行比較和分析；最后為結束語。一、匯率的宏觀經(jīng)濟基礎建模方法回顧傳統(tǒng)的匯率研究文獻基于兩國模型，雙邊匯率被視為兩國 貨幣的相對價

4、格。稍后的匯率模型將匯率變動描述為多個宏觀 經(jīng)濟變量集的函數(shù)。這些變量包括物價、貨幣、利率、生產率 差異、政府負債、貿易條件和凈出口，匯率表示為這些變量的 差異。為了討論方便，本文不妨分貨幣方法、投資組合法、動 態(tài)均衡模型、生產效率法加以評析。最早出現(xiàn)的模型為貨幣方法，始于上世紀七十年代，當 時許多工業(yè)化國家開始實行浮動匯率政策。該學派把匯率定義 為兩國貨幣的相對價格，力圖用貨幣的供應和需求建立匯率 模型，即所謂的利率平價理論。該模型基于以下重要假設：價 格具有完全彈性；國內和外國資產是完全可替代品；購買力平 價在任何時候均成立；無套補的利率平價條件在任何時候均成 立。后來的研究（Dornbu

5、sch ）放寬了購買力平價的嚴格假設 條件，代之以粘性價格模型。從長期來看，購買力平價成立， 但因階躍變量（如利率和匯率）需抵消價格的粘性特點，購買 力平價在短期內不成立，匯率會偏離其長期均衡水平。 投資組合方法的視野更加開闊一些，認為所有的國外資產及國內 資產的供需關系決定匯率水平。投資組合方法修改了貨幣模型的 主要假設，即國內和外國資產是完全可替代品，其會計等式W=M+B+SF（ M為國內貨幣，B為國內債券， SF為國外債券）表示一國的財富，而匯率確立投資組合的均衡 水平。債券需求取決于兩個因素：國內債券需求跟國內利率水平 呈正相關；國內對國外債券的需求跟國外利率水平及匯率預期變化 E（s

6、 ）呈正相關。那么，投資組合中國內債券和國外債券的對比 取決于國外債券的預期超額收益率。動態(tài)一般均衡模型始于上世紀八十年代，并在新的開放經(jīng) 濟宏觀經(jīng)濟學思潮中發(fā)展至今。先期模型充分考慮到市場的微 觀結構（研究在明確的交易規(guī)則下資產交換的過程與結果，涉 及市場信息傳遞、投資者行為、指令流重要性、市場代理人的 預期差異及其對成交量和匯率波動率的影響X名義價格粘性 和不完全競爭，該模型實際上是單因素貨幣模型的擴展。較新 的模型由Obsfield和Rogoff（ 1995）提出，對微觀基礎作了嚴 謹?shù)姆治?，但是模型對于微觀基礎的具體定義非常敏感，而業(yè)界尚未就此形成共識。最近一種建模方法賦予生產效率以中

7、心地位，認為生 產效率差異能夠解釋真實匯率的變化。該模型基于Balassa（1964）和Samuelson（ 1964）的研究成果，并放松了購買力 平價的假設條件，使得真實匯率變化取決于非貿易產品的相對 價格，認為非貿易產品部門體現(xiàn)了兩國生產率差異。實證研究 也表明生產效率和真實匯率之間存在長期關系。然而，不管 哪個模型，其解釋和預測匯率變動能力比較弱。如果說這些模 型能夠比較滿意地解釋匯率長期趨勢，那么它們完全無法預測 短期變化，或者事后解釋匯率變動。自然而然，以后的匯率研 究轉向在更為現(xiàn)實的假設條件下的外匯市場結構。正如美國聯(lián) 邦儲備銀行主席艾倫.格林斯潘在2002年7月16日在美國國會

8、聽證會上所講地那樣：預測匯率者多，但成功者少，主要原因是 征；另外，限于獲取數(shù)據(jù)的原因，本論文選擇的是小規(guī)模樣 本，對于大規(guī)模樣本尚未涉及?！皡R率是個非常復雜的價格盡管常用真實利率差、生產 率水平差及長期對外逆差等指標來預測匯率行為，沒有哪一種指 標能夠連續(xù)用來預測未來相當一段時期的匯率水平，哪怕是一 年或者兩年疽二、AvN模型的優(yōu)點與調整加拿大銀行的標準匯率模型似乎是個例外。加拿大央行努 力認清加元匯率變動的原因，在建模過程中吸收了國際通行的 匯率建模思想，但在應用中結合加拿大具體國情選擇適當?shù)慕?jīng) 濟變量，取得了較為理想的結果。加拿大銀行兩位經(jīng)濟學家阿 馬諾和范諾頓（Amano及van No

9、rden，1993）提出的加元匯率 方程（即AvN模型）能夠很好跟蹤和解釋1973-1990期間美元 對加元匯率的大部分變化，更重要的是對于之后十三年的變化也 有出人意料的解釋和預測能力。其實，該模型基于簡單的誤差 修正模型，可以寫成：Ak）grer = A,（log住*-ct - Ji, 1。甘0國_ +int+e式中，因變量為美元對加元的實際匯率RFX，即加拿大銀 行每日中午12時（東部時間）所采集的日即期匯率的季度平均 值乘以美國國內生產總值縮減指數(shù)與加拿大國內生產總值縮減 指數(shù)的比率。方程包括三個自變量：COM為剔除能源后的實際 商品價格指數(shù)，即由加拿大銀行計算出的每日非能源類商品價

10、格指數(shù)的季度平均值（令1982年9月=100）除以美國國內生產 總值縮減指數(shù)；ENER為由加拿大銀行計算出的每日能源類商品 價格指數(shù)的季度平均值（令1982年9月=100）除以美國國內生 產總值縮減指數(shù)；INTDIFF為美-加名義利率差，即加拿大銀行 所收集的每日加拿大3月期優(yōu)質公司票據(jù)利率的季度平均值與 美聯(lián)儲理事會數(shù)據(jù)庫中的美國90天AA級非金融商業(yè)票據(jù)收盤 利 率的季度均值之利差。COM和ENER項用來生成匯率的長期均 衡值，而INTDIFF用來捕捉匯率的短期變化。由于加拿大為商品 出口大國，跟鄰國美國經(jīng)貿往來十分密切，該模型抓住了實體 經(jīng)濟的本質，故能夠成功解釋加元匯率變化的基本原因。

11、模型的成立基于多種假設條件，一旦現(xiàn)實改變了，模型也必 須加以修正。在2003-2005期間，加元對美元大幅度升值，由1 加元等于65美分升至85美分，但是AvN模型未能很好解釋加 元最近的表現(xiàn)。于是，加拿大銀行研究人員提出了不同的修改意 見，在原有的模型基礎上加入了更多的變量，以改進模型的預測 能力。其中一些經(jīng)濟學家（Issa，Lafrance，and Murray，2005） 認為，加拿大能源出口占總量的比例越來越高，具有重要的地位, 能源價格上漲，出口收入提高，投資增加，產生更大的財富效 應，因此能源與美元對加元匯率的關系也相應發(fā)生改變。他們認 為，1993年第三季度后，兩者之間的關系發(fā)生

12、了實質性變化。 修正后的模型引入了啞變量，可寫為：岫=cc （質I 一口 一黑碼 T - fl, / （f Tf r t ） +intJ_l+Ed,式中，I （）為指示函數(shù)，若時間大于1993年第三季度就取 1，否則為零。還有一些研究人員（Bailliu，Dib，and Schembri， 2005）觀察到美國的巨額貿易是美元對大多數(shù)貨幣貶值的主 要原因，因此在模型中加入了美國經(jīng)常性項目赤字的變化趨 勢。還有一些研究人員(Helliwell , Issa , Lafrance , and Zhang , 2005)完全拋棄AvN模型，而是利用美加兩國的生產率 增長速度差異來解釋美元對加元匯率的

13、變化。他們研究對象為 美國和加拿大的制造業(yè)的相對勞動生產率，因為該部門對外經(jīng) 濟聯(lián)系比較多，可比性均較強。盡管這些修正方法較最初的 AvN模型能較好地解釋最近美元兌加元的大幅度貶值，但跟實 際的匯率水平相比仍存在較大的缺口。三、模型變量調整與結果在全球經(jīng)濟一體化日益加深的條件下，正確預測匯率走 勢是件困難的事情。近幾年來所發(fā)生的經(jīng)濟事件無不證明了匯 率變化的復雜多變性，次債危機、迪拜債務重組風波、希臘債 務危機就是最好的腳注。加拿大銀行將匯率變動簡單分為兩大 基本類型：第一類變化和第二類變化。前者指加元匯率變化直 接反映了國外市場對加拿大商品和服務的需求變化，后一類變 化的原因很多，包括全球投

14、資組合資產調整、國際金融危機情 形下尋求“安全場所”行為、全球儲蓄和投資失衡等因素。然 而，上述的初始模型及之后的修正模型更多地考慮到第一類變 化、以及利差因素，而根本沒有考慮到第二類變化。事實上，除 了商品價格是影響加元匯率的主要因素外，利率已成為次要 因素，因為最近十幾年來，全球利率水平呈現(xiàn)同步變化趨勢。 近十幾年來，匯率變化的國際性特點也越來越突出。主要 非美貨幣對美元匯率幾乎同時達到幾年的最大值或最小值。隨著 計算機信息技術的廣泛使用，信息傳播速度快，外匯交易量不斷 創(chuàng)新高，在以投機交易為主的外匯市場，加元匯率的第二類變化 在許多情況下可能成為主要因素。既然加拿大央行研究的重點是 加元

15、匯率變化的根本原因，而且誠如前述，加元屬于自由浮動貨 幣，其價值完全由市場的供需因素所決定，那么國際外匯市場變 化就成為必須考慮的重要因素。根據(jù)國際清算銀行的2007年調 查報告，美元對歐元、美元對日元、美元對英鎊的成交量分別占 全球日成交量的27%、13%、12%。因此，本文用美元對歐元 的匯率近似代表國際匯市變化，并取代原模型中的利差因素。本文使用的數(shù)據(jù)樣本時間跨度為2000年第一季度至2010 年第一季度，共420個季度數(shù)據(jù)。其中，加元匯率數(shù)據(jù)為每個 交易日正午的買入價，取自加拿大銀行網(wǎng)站；歐元匯率為每個 交易日正午的買入價，取自美國聯(lián)邦儲備銀行圣路易斯分行網(wǎng) 站。加拿大的商品指數(shù)和能源

16、指數(shù)序列數(shù)據(jù)則直接向加拿大統(tǒng) 計局購買。加拿大加拿大3個月期優(yōu)質公司票據(jù)利率取自加拿 大銀行網(wǎng)站；美國90天AA級非金融商業(yè)票據(jù)收盤利率取自美 國聯(lián)邦儲備銀行圣路易斯分行網(wǎng)站。本文利用這些數(shù)據(jù)先建立回歸方程，經(jīng)估計得到下列個回 歸結果log rex = 0.0016 - 0.0008 * 。邸村+0,1* log m用+ O.Slogewr+E:=匚一匚第二步，對回歸值進行單位根檢驗，并確立整關系。跟所有的金融時間序列一樣，加元對美元匯率、商品指數(shù)、能源指 數(shù)、歐元對美元時間序列的原序列存在單位根，即為非平穩(wěn)序 列。如表1所示，這四個時間序列的ADF檢驗統(tǒng)計量均分別大 于1%、5%、10%的臨

17、界值，但其一階差分為平穩(wěn)序列。因而，加 元對美元匯率、商品指數(shù)、能源指數(shù)、歐元對美元時間序列均 為一階單整序列，都服從I（ 1）b奏一變結的單位根椎嵌，原序列卞變量趨鶉無苴野加元-3.01926-1. 4237商品指數(shù)-2. 9286-0. 7926能源推數(shù)-3. 4-135-0. 8133歐元-1. 9125-0. 4087表二 變量的單位根椅驗一階差分皿：趨勢無趨勢詢無-1 4597-1. 3-155商品排數(shù)-4. 3744-1. 4427能源指數(shù)-4. 8461-1. 91-18歐元-4. 2955-3. 7893第三步，本文對四個時間序列進行協(xié)整檢驗，并在此基礎 上建立誤差修正模型。如

18、表3所示，本文分別用采取無趨勢和有 趨勢兩種方法作協(xié)整檢驗，結果表明，加元對美元匯率、商品指 數(shù)、能源指數(shù)、歐元對美元時間序列之間具有協(xié)整關系，即它們 之間有著長期穩(wěn)定的均衡關系。以檢驗水平0.05和0.01判斷，似 然比統(tǒng)計量為74.36，大于5%臨界值47.21、1%臨界值54.46， 因此檢驗值拒絕原假設，接受這一結論：加元對美元匯率、商品指 數(shù)、能源指數(shù)、歐元對美元時間序列存在協(xié)整關系。最后，在檢驗了時間序列的協(xié)整關系之后，為了考察加元對 美元匯率與商品指數(shù)、能源指數(shù)、歐元對美元時間序列間的短期 動態(tài)關系，現(xiàn)通過誤差修正模型（VECM）作進一步分析。1 炊u =0.崩54一0,3640

19、-01七畔_1 一A=-1.1087 *vccm + 0.527Alogrexr . +0一59Alog州5 一。L-HO舛 *心也薩“叫_2 0.08 0.02S+ 0.169 加四論邸0,4我*.0C01加元對美元匯率、商品指數(shù)、能源指數(shù)、歐元對美元時間 序列誤差修正項的系數(shù)大小反映了針對偏離長期均衡的調整力 度。從系數(shù)估計值來看，當短期波動偏離長期均衡時，市場力 量以-1.1087調整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)表三序列協(xié)整檢監(jiān)皓果協(xié)整方程數(shù)（無趨仍）特征監(jiān)敏然比臨界值1蜀臨界位0個協(xié)量* *0. 63863374. 3567717. 2151. 16至少1個協(xié)整向屋心0, 50173

20、238. 7311429. 6835.65至少2個協(xié)整向呈0. 22626614. 3495515. 1120. 04至少3個協(xié)整向去0.142265土 3710883. 765. 65協(xié)整力.程數(shù)（有趨科1。個協(xié)整:nJ 11+0. 636B5590.2379862. 9970. 05至少1個協(xié)整向坦*0. 15577551. 7-1575似4418.45至少2個協(xié)整向量*0. 366-II228. 6268325. 32皿拒至少3個協(xié)整向星0. 2569071I.2S35012. 251&. 26四、對結果的討論與比較如前所述，標準實際匯率模型是加拿大銀行的經(jīng)濟學家十 多年來的研究結晶，然

21、而在全球經(jīng)濟一體化日益加深的今天， 該模型從2003年以后就越來越偏離實踐。雖然經(jīng)濟學家在不斷 修正該模型，并嘗試添加新的變量，如生產率、啞變量、貿易 逆差等，但其效果并不十分明顯，模型預測值與實際匯率值的 差距依然較大。本文也嘗試在標準匯率模型的基礎上引入歐元 對美元的實際匯率變量以替代模型中的利差，其效果分兩部分 表述：依然采用標準模型，比較不同研究成果的計量參數(shù)；直 接比較剔除利差納入歐元后的計量結果。在眾多的研究中， John Murray等人研究比有代表性。他們先后連續(xù)研究了標準 匯率模型在不同時期的表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)2003年以后模型的解釋能力 較弱。本文選取他們對1973第一季度-199

22、2第一季度、1973第 一季度-1999第四季度、1973第一季度至2005第四季度的加元 對美元實際匯率的研究結果，對比本文對2000第一季度-2010 第一季度的加元匯率的研究結果（見表四）。本研究的樣本時 間跨度為十年，低于Murray的研究樣本，差異是難免的。本研 究結果發(fā)現(xiàn)，模型的調整速度明顯高于Murray的結果，誤差、 能源指數(shù)、利率的系數(shù)均小于Murray的結果，但商品指數(shù)項 的系數(shù)基本一致。此外，本研究的模型檢驗值R2和D.W.均大于 Murray的結果。研究的最大區(qū)別是能源指數(shù)的系數(shù)為負數(shù)，而 Murray的幾次研究結果都為負數(shù)亶四實底匯率標準方程怙計值Murray的研究結

23、果本研究結果參數(shù)1973-19鴕1973-13991973-20052000-2010?000-201Q*Q-0. 1650.151-0. 086-0. 746-1. 1090.3560. 442QL 363-0. 006-0. 007.-0.298-Q. 417-0. 307-0. 382-0. 3640. 1410. 09Q. 001-0. 065-0. 525-0. 639-0. 340. 0030. 001統(tǒng)計縊0,2680. 2280. 026。.淘0. 193D.W.1.1361.232L 159L511.43*用歐元替代利差的結果從預測效果來看，用歐元替代利差的效果比較明顯（見圖 一誠然，預測值和實際值的差距依然存在，但是較之含利 差的模型，新的模型彌補了預測值和實際值的一部分缺口。含 利差的模型預測值在圖上表現(xiàn)比較平穩(wěn)，雖然在某一段時候跟 新模型的預測值曲線重疊，但預測值未能對最近幾年的實際匯 率的變化趨勢作出有意義的回應。相比之下，含歐元項的新模 型預測效果較好，能夠跟蹤實際匯率的變化，特別是在次債危 機期間實際值和預測值非常接近。就回歸模型的殘差而言，新