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1、Good is good, but better carries it.精益求精，善益求善。利率市场化论文利率论文：实际汇率的变动趋势分析-利率市场化论文利率论文：实际汇率的变动趋势分析摘要：人民币汇率问题一直是学术界重视的一个问题。特别是在金融危机以来，我国的经济增长仍然保持着较高的速度，越来越多的发达国家开始指责人民币存在低估问题，人民币升值的压力受到了严重的挑战。文章利用简化巴拉萨萨缪尔森效应和利率平价假说来研究实际汇率的变动趋势，试图寻找到人民币汇率是否低估的证据。我们利用协整VAR模型的MA表示形式，对中、美两国2000年1月至2010年9月的数据进行了分析。实证结果表明，人民币实际
2、汇率的变动趋势来源于美国利率的累积冲击，我国利率的累积冲击，以及调整的实际汇率的累积冲击。其中，调整的实际汇率的累积冲击影响最大。关键词：实际汇率；简化巴拉萨萨缪尔森效应；利率平价；协整VAR的MA模型一、引言2005年7月21日起，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。几年来，人民币汇率形成机制改革有序推进，取得了预期的效果，发挥了积极的作用。从汇率改革至今，人民币汇率逐渐升值，已经由汇改前的8.27元兑一美元升值到现在已经突破了6.60元兑换一美元的关口。目前，人民币汇率是否会继续升值已经成为了国内外学者讨论的焦点。Faria和Leon-Ledesma
3、（2000）用相对平均产出和相对边际产出与实际汇率的关系来替代传统的巴拉萨萨缪尔森效应，得出了巴拉萨萨缪尔森效应不成立的结论。高海红（2003）采用1980年2000年七国集团的数据，运用“边限检验”法对简化的巴拉萨萨缪尔森效应进行了检验，结果发现，英国、德国、日本和加拿大四国存在长期关系。而意大利和法国的实际汇率与经济增长之间是否存在长期关系则依赖于回归式中趋势项的设定。Canzonerietal.（1999）对该理论的前提假设进行了检验，结果认为在长期相对价格能够反映相对劳动生产率。但是Strauss（1998）却得出了相反的结论。我国对利率平价假说的检验起步较晚。黄小蓉、李娥（2009）
4、从利率平价理论的角度研究了利率和汇率的联动效应。文章指出，由于中国现实条件诸多对利率平价的不利因素，汇率和利率的联动效应也受到影响。范立夫、周继燕（2010）把资产价格套利因素引入到利率平价模型中，对利率平价理论的套利方式进行修正和扩展，认为该扩展模型可以为中国金融体制的改革提供依据，还能够为货币政策的制定提出一定的政策指导。本文试图利用协整VAR模型MA表示形式，联合巴拉萨萨缪尔森效应和利率平价理论来研究实际汇率的变动问题。协整VAR模型是由Johansen（1988）以及Johansen和Juselius（1990）提出的，该模型的MA表示是由Juselius（2006）总结出来的。二、简
5、化巴拉萨萨缪尔森效应效应和利率平价理论我们主要采用Faria和Leon-Ledesma（2000）的简化巴拉萨萨缪尔森效应理论，来对人民币实际汇率进行实证分析和检验。Faria和Leon-Ledesma（2000）他们假设存在两个国家，在不变的技术规模收益下用劳动力生产可贸易品和不可贸易品。根据假设条件，劳动力在一国内部可以自由流动，所以可贸易和不可贸易部门的名义工资相等，且等于商品价格乘以边际收益：PTf（LT）=w=PNg（LN），PT*F（L*T）=w=P*NG（L*N）（1）将价格水平表示为非贸易和贸易部门价格的几何加权平均：在技术规模收益不变的假设下，边际生产率等于平均生产率，简化的
6、巴拉萨-萨缪尔森效应可以表示为：公式（6）表示实际汇率可以表示为相对人均产出的函数。两国人均产出差异的变动将直接影响实际汇率的水平。利率平价假说则分析了汇率与利率之间的关系。抛补利率平价可以表示为：?籽t=i-i*（5）其中，?籽t表示即期汇率与远期汇率之间的升（贴）水率为?籽，i为利率，i*为外国利率。它的经济含义是：汇率的远期升贴水率等于两国利率之差。如果本国利率高于外国利率，则意味着本币将在远期贬值；反之，则本币在远期升值。两国利率之间的差异通过汇率的变动来消除，从而达到金融市场的平衡状态。三、人民币实际汇率的变动趋势分析本文利用协整VAR模型来研究实际汇率问题，所以需要首先创建VAR模
7、型。根据上述理论和2001年2010年9月的中美两国的月度数据，我们建立向量Xt=（?驻Pt，?驻Pt*，it，it*，rert，syt），其中?驻Pt和?驻Pt*CPI分别为两国CPI计算的通货膨胀率，it和it*为两国的利率水平。rert为实际利率，计算公式如下：rert=lnSt+lnP*t-lnPt（6）其中，St为中美两国的即期汇率，P*t和Pt分别为两国的GDP平减指数。syt中美实际人均产出的差异，用yt和y*t分别表示中美的实际人均产出，则计算公式如下：sy=y*-y（7）1.协整VAR模型形式的确立和协整关系个数的确定。通过无约束的VAR模型，我们将向量自回归模型的滞后阶数确
8、定为k=2，并引入常数项C作为模型的确定性成分。对初步回归后残差中出现的离群值设定虚拟变量，用以化解它们对正态性分布的影响。具体做法是将|?着t/?滓e|的残差定义为离群值，然后在对应的时点上设定虚拟变量。按照这个标准，我们找到了13个离群值，他们所在的时间点分别为：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。由于本文中各变量的差分后的均值为零，我们可以确定常数项只进入协整关系，不进入各变量的差分方程。至此，我们完成了无约束VAR模型的确立。我们接下来利用特征迹检验来确定协整关系的个
9、数。该检验的统计量为：该统计量的原假设是至少存在p-r个单位根。表1是特征根迹检验的结果，其中，?姿i为特征根，?子（p-r）为特征根迹检验的统计量，C0.95为显著性水平为5%的临界值，最后一列表示?子（p-r）的P值。根据特征迹检验结果我们可以把协整关系的个数确定为r=3。2.变动趋势和权重矩阵的确定。在确定了模型协整关系的个数以后，我们就可以对协整VAR的移动平均表示形式进行估计了。其中，?琢为模型系统的p-r个变动趋势，?茁为变动趋势的权重矩阵。在我们的研究系统中，C、?琢和?茁矩阵的秩均为p-r=3。为了估计矩阵?琢和?茁，需要先识别?琢和?茁。首先，我们通过对三个协整关系施加约束来
10、对进行识别。我们施加的约束如下：利用极大似然估计，我们可以得到各个长期关系?茁i的估计值。通过LR统计量，我们可以检验约束条件是否成立。表2是长期关系的估计值和LR检验的P值。从表2中我们可以看出，三个长期关系通过了各自的平稳性检验。也就是说，我们施加的约束是成立的。从该约束条件我们还可以看出，在r=3的情况下，美国的通货膨胀率?驻Pt*是平稳序列，所以该序列不存在趋势变动成分，在趋势变动的权重矩阵中，?茁对应于?驻Pt*的行向量应为零向量。确定了约束的协整关系后，我们需要进一步确定系数调整矩阵?琢。为了确定?琢，我们对各变量的弱外生性进行检验。一个变量对系统中所有协整关系的调整系数均为零，那
11、么该变量即为弱外生变量。我们利用似然比检验来确定各个变量的弱外生性。结果如表3所示。似然比检验服从卡方分布，自由度为?自=rm=3，其中r为协整关系个数，m为检验的弱外生变量个数。，中美两国的利率是弱外生变量，这说明系统中其他变量的长期关系受到两国利率的影响，但是两国利率的长期关系不受系统其它变量的影响。由于it和it*的弱外生性，系数调整矩阵?琢对应于这两个变量的行向量为零，由此我们可以确定?琢具有两个单位向量，并且单位1所在的位置分别对应于我国利率变量和美国利率变量。由以上的分析我们确定了变动趋势?琢中的两个单位向量和权重矩阵?茁对应于?驻Pt*的零向量。下面，我们利用计量软件Cats来对
12、?琢和?茁进行估计。从表4中，我们可以从?琢的估计值得出三个变动趋势（DrivingTrends），将他们记为DT1、DT2和DT3：这三个变动趋势分别为经过两国通货膨胀率和人均产出差异调整的实际汇率的累积冲击，美国利率的累积冲击，我国利率的累积冲击。由权重矩阵?茁的估计，我们可以得到上述三个变动趋势在各个变量回归中的系数。其中，美国通货膨胀率?驻Pt*的变动趋势的回归系数为零。四、基本结论本文利用2000年1月至2010年9月的样本数据，运用协整向量自回归模型在简化的巴拉萨萨缪尔森效应和利率平价家说框架下分析了实际汇率的变动趋势。通过实证检验和分析我们可以得出以下结论：首先，人民币实际汇率的
13、增长动力主要来自于三个变动趋势的影响，即：美国利率的累积冲击，我国利率的累积冲击，和经过两国通货膨胀率和人均产出差异调整的实际汇率的累积冲击。其次，从这三个变动趋势的影响程度来看，人民币实际汇率的增长趋势主要受到调整实际汇率的累积冲击的影响，其次受到两国利率的累积冲击影响。再次，美国的通货膨胀率是平稳序列，因此不存在增长动力。除此外，三个变动趋势对系统中的其他变量都产生不同的影响。我国通货膨胀率的增长动力主要来自调整实际汇率的累积冲击；我国利率的增长动力受三个变动趋势的影响强度接近；美国利率和两国相对人均产出的增长都主要受调整的实际汇率影响。参考文献：1.范立夫,周继燕.利率平价理论评析.经济
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