2009-07-13 11:27 來源：周歡歡 陳會林
摘 要：通過建立VAR模型，運用脈沖響應函數和預測方差分解的方法對人民幣匯率的超調效應進行實證分析。結果表明，1990年以來，我國實際匯率與經濟增長GDP之間存在一種單向的因果關系，并且方差分解結果表明來自上期價格的沖擊對實際匯率的變化貢獻率較大。最后，對匯率超調模型在我國的適用性進行了分析。
關鍵詞：匯率超調；向量自回歸；Granger因果檢驗；脈沖響應；方差分解
1 引言
匯率超調模型是由多恩布施(Dornbusch)于1976年在《政治經濟學雜志》(Journal of Political Economy)上的著作《期望和匯率動態學》(Expectations and ExchangeRate Dynamics)中首先提出來的。他認為,在符合利率平價的條件下,雖然資本的國際流動將使本、外幣資產的收益率在一價定律前提下趨于一致,使得國內外實際匯率等于本幣實際匯率變動率。但面對內外沖擊，短期內商品市場的價格具有粘性，僅僅是緩慢的調整，金融市場的變動要快得多，事實上是瞬間完成的。因此金融市場為了彌補商品市場價格粘性會作出過度的調整，從而會出現匯率超調現象；而在長期內，匯率會緩慢趨向于回到其長期均衡水平。多恩布施提出的匯率超調理論為國際金融領域的政策和學術研究做出了開創性的貢獻。
由于我國是一個發展中大國，縣一級的基層單位構成了我國的經濟基礎。因此，我國商品市場仍然是一個分割程度相當高的市場，分割走向統一需要較長的歷程。在分割的市場中，信息的流動不是充分的，且是有成本的，一價定律不成立。這樣，商品價格的調整速度就具有更大的滯后性和遲緩性。而我國已基本上形成了一個統一競價的證券市場、外匯市場和貨幣市場。雖然整個市場還有待于進一步的規范發展，還不是一個有效的市場，但信息的流動相對充分，且成本較小，一價定律基本滿足，價格的調整也就相當迅速。所以，在統一市場中資產價格的調整速度要大于商品市場價格的調整速度，可能產生匯率超調。本文利用VAR模型分析了我國匯率的超調效應。
2 模型的運用和數據的選擇
2.1 數據選擇
分析使用的數據是1990-2004年年度數據(來源于WIND金融數據庫和世界經濟年鑒),包括人民幣對美元的實際匯率(lse),貨幣存量M1,國內生產總值GDP ,消費者物價指數CPI。我們根據陳志昂和方霞（2004）的分析，選擇1990年作為基期。
3 實證分析
3.1 穩性檢驗
�。�1）ADF檢驗。
我們對本文模型中年度數據進行單位根檢驗可以看出，在5%置信水平下，貨幣供應量、產出都是平穩的。雖然實際匯率、價格的ADF檢驗都是不平穩的，但是其二階差分變量都是平穩的。我們分別用LSE2代表實際匯率的二階差分變量，用P2表示相對價格水平的二階差分變量。
（2）協整檢驗。
根據上面的單整檢驗結果，不適合進行協整分析。原因如下：對于非平穩變量而言，只有被解釋變量的單整階數不高于任何一個解釋變量的單整階數，變量之間才有可能存在協整關系。而在上面的檢驗結果中，至少有兩個單整階數高于被解釋變量。
3.2 格蘭杰因果檢驗
從表中可以看出，在5%的顯著性水平下,只拒絕“LSE2不是GDP的格蘭杰原因”的零假設，實際匯率是中國經濟增長的格蘭杰原因，反之不成立�？梢�，從1990年以來，我國實際匯率LSE2與經濟增長GDP之間存在一種單向的因果關系。
3.3 基于VAR模型的沖擊響應與沖擊分解
我們把匯率和貨幣供應量看作內生變量，用實際匯率LSE2、貨幣供應量的相對變化M、產出的相對變化GDP、價格的相對變化P2建立一階的無約束VAR模型。通過基于VAR模型的脈沖響應函數(IRF)和方差分解，我們可以對LSE2、M、GDP和P2的沖擊的響應進行測算。
�。�1）脈沖響應分析。
下圖給出了變量間沖擊的影響。橫軸代表追溯期數，這里為10；縱軸表示因變量對個變量的響應大小，實線表示響應函數曲線，兩條虛線代表兩倍標準差的置信帶。
上左圖是實際匯率對貨幣供應量相對變化的脈沖響應圖,在本期給貨幣供應量一個標準差沖擊以后，實際匯率是個正的響應，在第2.5期以后變為負的響應，隨后在3.5期以后又變為正的響應并在第四期時達到頂點，之后慢慢的收斂。
上右圖是實際匯率對GDP相對變化的脈沖響應圖。在本期給GDP一個標準差沖擊以后，實際匯率是個負的響應并在第2期時達到頂點，之后慢慢收斂。
下左圖是實際匯率對相對物價水平變化的脈沖響應圖。在本期給價格一個標準差的沖擊以后，實際匯率第3期以后逐漸上升在第4期達到正的響應的頂點。隨后開始逐漸下跌并緩慢收斂。
下右圖是實際匯率對自身一個標準差沖擊的脈沖響應圖。可以看出實際匯率在第2期以后是個負值并逐漸收斂。
�。�2）預測方差分解。
從表中可以看出，實際匯率LSE2的波動在第1期只受自身波動沖擊的影響，從第2期開始來自LSE2自身的擾動逐漸下降，到第5期以后基本穩定在32%左右，這與脈沖響應的結論相一致；貨幣供應量M的變化對實際匯率LSE2的波動的影響逐漸上升，然而到第4期后基本穩定在14%左右；產出GDP的變化從長期來看只能解釋實際匯率LSE2波動的2%左右，這與前邊的格蘭杰因果檢驗結論一致；而物價相對變動P2對實際匯率LSE2波動的解釋能力從第2期開始逐漸增加，到第5期以后基本穩定在50%左右，起主要作用。
4 總結
以上基于實際匯率與相對貨幣供應量（m）、相對GDP、相對價格水平（p）的1990年到2004年統計資料實證分析表明，相對價格水平（p）和實際匯率（lse）都是非平穩的，但在二階差分以后都是平穩的。利用平穩的數據分析得出，滯后一期的相對價格水平對實際匯率的影響最大。如果本年我國的價格水平高于美國的話，在三年后將使實際匯率上升，本幣開始貶值。貶值達到頂點以后，實際匯率開始下降，本幣又開始升值。也就是說，在面對內外沖擊時，短期內金融市場為了彌補商品市場價格粘性會在一定范圍內作出過度的調整，從而會出現匯率超調現象；而在長期會匯率會緩慢趨向于回到其均衡水平。
雖然匯率超調模型不能完全適用于我國的情況，但我們在探討人民幣匯率變動時，多恩布施關于匯率超調和商品市場價格粘性、本市場價格彈性的思想仍然在起作用，并且對我國如何完善人民幣匯率形成機制有很大的借鑒意義。
參考文獻
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