人民币升值压力与货币_基于货币模型的实证分析

卜永祥

　　内容提要:利用1994年1月至2008年1月的月度数据,采用外汇市场压力的货币模

型,构建了人民币外汇市场升值压力指数,并利用向量自回归方法研究了银行国内信

贷变化、中美相对经济增长率变化、中国利率水平变化与外汇市场压力之间的相互作用,

探讨了美国基础货币增长、美国利率水平变化等外生变量对人民币升值压力的影响。发

现中国银行国内信贷与人民币升值压力呈现负向关系,而中国经济增长和国内利率

水平与人民币升值压力呈正向关系。当人民币升值压力增加时,货币当局的反应是减少

其净国内信贷,而国内利率水平的变化则并不显著地反映人民币升值压力的变化。

关键词:外汇市场压力　货币　经济增长

一、引　言

1994年以来,人民币汇率制度进行了数次调整。伴随人民币汇率制度的不断改革,人民币对美元名义汇率不断升值,中国外汇市场存在较大的人民币升值压力。1994年1月1日,全国统一的外汇市场汇率为1美元8172元人民币,至1997年7月,人民币对美元名义汇率达到1美元8130元人民币,升值了418%。2005年7月21日人民币汇改当日,人民币对美元的汇率调整为1美元8111元人民币,升值大约2%。2005年汇改以来,人民币对美元汇率总体升值,2007年末,汇率中间价为1美元兑713046元人民币,比2006年末升值619%,与2005年汇改日相比,人民币对美元汇率累计升值1313%。同时,人民币汇率弹性进一步增强。2007年,人民币对美元汇率中间价单日最大升值幅度为0141%,达到310个基点。①

面对人民币外汇市场升值压力,需要回答下面的问题,即如何度量这种升值压力?从货币和货币工具的角度看,哪些因素影响和决定升值压力?银行应对升值压力,采取了哪些措施?这些措施的有效性如何等。度量外汇市场升值压力并分析其与货币工具的关系对制定中国货币和汇率具有重要意义。从定义看,G irton和R oper(1977)最早提出了外汇市场压力(E MP)的概念,这一概念可以用于分析固定汇率机制、完全浮动汇率机制以及有管理的浮动汇率机制下的外汇市场压力问题(Y ounus,2005)。一国货币面临升值压力时,在固定汇率制度下,名义汇率的变化为零;在完全浮动汇率制度下,国际储备的变化为零;而在有管理的浮动汇率制度下,外汇市场的升值压力要么被货币升值吸收掉,要么表现为外汇储备的积累,要么表现为两者的结合。

G irton和R oper(1977)把外汇市场压力定义为名义汇率升值的百分点数与外汇储备与基础货币之比变化的百分点数之和。②

3　卜永祥,北京大学中国经济研究中心,邮政编码:100871,电子信箱:buy ongxiang@ccer.edu.cn。本文得到国家自然科学基金(第70573121ΠG0302号)资助和中国博士后科学基金资助。作者感谢易纲教授的指导和匿名审稿人的宝贵建议。

①　参见《中国货币执行报告》(2007年第4季度)。

②　G irton和R oper(1977)的定义为外汇市场升值压力,但其后的文献多数用来分析新兴市场的外汇贬值压力,本文采用G irton 和R oper(1977)的定义,研究人民币升值压力问题。

本文研究的目的是采用G irton和R oper(1977)的定义,构建人民币对美元的名义汇率升值压力指标,在此基础上,着重研究两方面问题,一是人民币对美元名义汇率升值压力产生的根源,哪些要素决定了人民币的升值压力,分析货币(银行国内信贷以及国内利率水平)、经济增长对人民币升值压力的决定作用以及美国的相关经济金融指标对人民币升值压力的影响,二是研究应对人民币的升值压力,银行采取的货币工具的有效性。全文第二部分总结有关采用货币模型分析外汇市场压力的文献,第三部分引入修正的货币模型,第四部分建立向量自回归模型,分析有关数据,第五部分讨论经济计量模型估计结果,第六部分提出相关结论。

二、文献回顾

对外汇市场压力(Exchange Market Pressure)的研究是近30年来经济研究中的热点。研究的重点是讨论E MP与国内信贷、利率、产出水平等内生指标的相互作用,以及E MP与国外利率、汇率的失衡幅度等外生变量的关系。从决定E MP的因素看,G irton和R oper(1977)建立了关于衡量外汇市场压力的货币模型,并利用1952年至1974年的数据研究了加拿大外汇市场压力与本国国内信贷、储备货币、产出水平等指标的关系,实证研究结果与货币模型的结论基本一致,即加拿大元的升值压力与国内信贷呈负向关系,与本国产出呈正向关系。K im(1985)利用韩国1980年3月至1983年7月的月度数据,研究了韩国实行有管理浮动汇率期间外汇市场压力与国内信贷等指标的关系,发现韩国外汇市场升值压力与国内信贷创造之间存在负向关系,在样本期间韩国外汇市场压力大部分都由外汇储备的调整予以吸收。T anner(1999)利用1990年至1998年间的月度数据,研究了巴西、智利、墨西哥、印度尼西亚、韩国和泰国等六个亚洲和拉美国家外汇市场贬值压力与货币的关系,研究发现,在这些国家,减少国内信贷有助于降低外汇市场贬值压力,一国维持对外国的较高的利差水平也有利于缓解汇率贬值压力。K amaly和Erbil(2000)利用1990年1月至2000年4月的月度数据,分析了中东和北非地区(ME NA)的埃及、突尼斯和土耳其的外汇市场贬值压力与国内信贷、国内外利差的关系,发现外汇市场贬值压力和国内信贷有很强的关系。G ochoco2Bautista和Bautista(2005)使用菲律宾1990年1月至2000年4月的月度数据,研究了菲律宾外汇市场贬值压力与国内信贷、国内外利差之间的关系,发现与传统理论的结论一致,紧缩性的货币(紧缩国内信贷增长和提高国内利率)有利于降低汇率贬值压力。G arcia和Malet(2005)利用阿根廷1993年1月至2004年3月的月度数据,研究了阿根廷外汇市场贬值压力与货币和经济增长的关系,得出的主要结论是,产出增长是导致国内信贷、国内利率和外汇市场压力变化的原因;阿根廷提高利率导致外汇市场贬值压力的提高,这是因为提高利率会使投资者认为,阿根廷货币将继续贬值。

从外生变量与E MP的关系看,G irton和R oper(1977)认为加拿大元的升值压力与美国基础货币供给呈正向关系。K amaly和Erbil(2000)认为,中东和北非地区国家与世界经济的联系十分密切,汇率与购买力平价(PPP)水平的偏离程度和国外通货膨胀水平等外生变量对E MP的解释能力都十分显著。G arcia和Malet(2005)认为,美国提高利率将导致阿根廷外汇市场贬值压力的提高,这是因为美国提高利率使得资本流出阿根廷,提高了阿根廷外汇市场贬值压力。

从货币当局对外汇市场压力的应对措施看,T anner(1999)认为,6个亚洲和拉美国家货币当局对于已经出现的汇率贬值压力,采取的应对措施不是紧缩国内信贷,而是扩大国内信贷。K amaly 和Erbil(2000)认为,当外汇市场贬值压力提高时,中东和北非地区国家货币当局的反应是同时增加国内信贷和提高利率。G ochoco2Bautista和Bautista(2005)认为,菲律宾货币当局在危机时期对贬值压力的反应与非危机时期不同,在非危机时期,货币当局为缓解贬值压力常常采用对冲和给银行提供流动性等手段;但在危机时期,货币当局不采取对冲手段,转而采取紧缩国内信贷。

从分析的方法看,这些文献都采用G irton和R oper(1977)提出的货币模型,但计量分析方法有

所不同,早期的文献大多使用普通最小二乘法(O LS ),如G irton 和R oper (1977)以及K im (1985)等,近期文献则采用向量自回归(VAR )的方法,如T anner (1999)、K amaly 和Erbil (2000)、G ochoco 2Bautista 和Bautista (2005)、G arcia 和Malet (2005)等。

对人民币外汇市场压力(E MP )的研究在文献中并不多见,虽然朱杰(2003)利用1994年至2002年的季度数据估计了中国外汇市场压力指数,但其研究的重点是分析在此期间人民币E MP 的变化趋势,没有研究决定E MP 的因素,也没有讨论E MP 与货币工具之间的相互关系。

三、货币模型的设定

G irton 和R oper (1977)建立了衡量外汇市场压力的货币模型,外汇市场的升值压力(E MP )可以通过一个货币市场的均衡模型获得。在运用这一模型分析人民币问题时,考虑到中国货币当局发行银行票据对购买外汇的基础货币进行了对冲操作,①我们把中国人民银行发行票据引入这一货币模型。假定中国基础货币的需求为指数形式,即:

M d =PY βexp (-α

ρ),其中,P 为物价水平,Y 为实际收入水平,β为货币需求对收入水平的弹性,满足β>0,ρ为利率水平,α为利率系数,满足α>0。中国的基础货币供给为:

H =F +D -B ,其中,H 为银行的基础货币供给,F 为因外汇储备增加导致的基础货币供给,D 是因为货币当局国内信贷扩张导致的基础货币供给,B 为货币当局发行银行票据收回的基础货币量。在基础货币市场均衡的条件下,满足:

H =F +D -B =PY βexp (-α

ρ)(1)　　对式(1)两边取对数,并对时间t 求导数,可得:

1H ・5H 5t =1H ・5(F +D -B )5t =1P ・5P 5t +β1Y ・5Y 5t -α5ρ5t

(2)　　由外汇储备增加导致的基础货币供给以及因银行发行票据回收的基础货币量可表示为:

F (t )=∫t -∞E (t )R ′(t )dt ,B (t )=∫t -∞E (t )B ′(t )dt (3)

　　(3)式中,R (t )表示中国在时刻t 持有的国际储备的存量,R ′

(t )表示在t 时刻中国新增的国际储备的数量,B (t )表示中国人民银行在t 时刻的银行票据的存量,B ′

(t )表示在t 时刻人民银行新增的银行票据的数量。E (t )表示在t 时刻主要储备货币的汇价水平。分别对(3)式求导数,并带入(2)式得到:

1H ・5H 5t =1H ・E 5R 5t +5D 5t -E 5B 5t =1P ・5P 5t +β1Y ・5Y 5t -α5ρ5t

(4)　　我们定义h =1H ・5H 5,r =E H ・5R 5,d =1H ・5D 5,b =E H ・5B 5,π=1P ・5P 5,y =1Y ・5Y 5, ρ=5ρ5,因而,中国货币均衡条件成为:

h c =r c +d c -b c =πc +βc y c -αc ρc ,(5)

其中下标“c ”代表中国。

本文主要分析人民币对美元汇率的升值压力,重在分析人民币与美元之间以及人民币货币市场与美元货币市场的相互影响。对美元而言,不存在美国货币当局发行票据对冲外汇占款的问题,

①2002年以来,中国外汇储备大量增加,外汇占款持续大幅增加,为防止基础货币增加过快,人民银行采取了对冲操作,但由于人民银行在国债公开市场操作中持有债券的数量有限,2002年9月24日决定,将当年6月25日至9月24日进行的公开市场业务未到期正回购转换为银行票据,转换后的银行票据共19只,发行总量为193715亿元,开始了银行票据的发行,以此作为对冲因外汇储备增加过快导致基础货币投放增加的重要手段。截至2008年2月底,人民银行资产负债表中,发行债券的余额达到了人民币36877158亿元,参见中国人民银行网站。

因而美国货币市场均衡条件成为:

h u =r u +d u =πu +βu y u -αu ρu

(6)

　　其中下标“u ”代表美国。

用(5)式减(6)式,得到:

h c -h u =(r c +d c -b c )-(r u +d u )=(πc +βc y c -αc ρc )-(πu +βu y u -αu ρu )

(7)　　与G irton 和R oper (1977)的设定不同,我们与G arcia 和Malet (2005)一样,设定美国和中国货币

市场均衡条件中的利率系数不同,即αu ≠αc ,此外,定义中美两国经过汇率调整后的通货膨胀之差

θcu =πc -πu +

e cu , e cu 是人民币相对于美元名义汇率的升值比率,这里汇率的标价方法是美元Π每单位人民币, e cu =1e ・5e

5t ,是人民币对美元汇率水平的变化率。 e cu >0表示e 增加,人民币对美元名

义汇率升值; e cu <0,表示e 减少,人民币对美元名义汇率贬值。式子(7)可进一步表示为:

r c -r u + e cu =-d c +d u +b c +βc y c -βu y u +θcu -αc ρc +αu ρu (8)

　　衡量中国和美国外汇市场的压力,我们也采用G irton 和R oper (1977)的设定,即美国和中国在国际货币体系中的地位不同,美国货币体系在全球货币体系中占据主导地位,人民币外汇市场相对于美国外汇市场而言,在全球外汇市场中处于次要地位,我们假定因为人民币对美元供求不均衡造成的汇率调整的压力需要全部由人民币承担,也就是说,表示美国国际收支不平衡状况的美国外汇储备的调整指标r u 要从等式的左边移动到右边,这样(8)式变为:

r c + e cu =-d c +b c +h u +βc y c -βu y u +θcu -αc ρc +αu ρu (9)

　　等式右边的r u 与d u 加总后成为h u ,美国基础货币的增加h u 可以看成影响人民币对美元汇率和中国外汇储备变化的外生变量。(9)式左边就是我们要研究的人民币外汇市场压力指数(E MP ),中国外汇储备增加越多,对美元的名义汇率升值越多,则中国外汇市场的升值压力指数越高。

通过式(9)可以得出以下命题:(1)人民银行国内信贷的增加将导致相同比率的汇率贬值和外汇储备的流出,①而银行票据的变化可以成为外汇市场升值压力的一个对冲项目。宽松的货币将导致外汇储备的减少或本国货币的贬值,外汇市场升值压力降低。(2)中国实际收入水平的增长将导致一定比例的汇率升值或外汇储备增加。反之,中国经济增长率降低,对人民币需求的增幅下降,需要或者外汇储备增幅下降、或者人民币名义汇率升值幅度下降(或贬值)的调整,或两种调整的结合。(3)中国利率水平的提高,将导致人民币汇率贬值和外汇储备的流出。(4)从美国经济和美国货币市场对人民币外汇市场升值压力的影响看,存在三个渠道,一是美国基础货币供给的影响,美国基础货币增幅提高,将增加对中国的资金流入,提升人民币汇率水平和增加中国外汇储备;二是美国收入增长的效应,美国实际收入增加,将导致中国一定比例的汇率贬值或外汇储备减少;三是利率渠道,美国提高利率,将导致人民币汇率升值和外汇储备流入的增加。

从长短期工具看,(9)式说明外汇市场升值压力与国内信贷的变化率方向相反,与中国利率变化和美国实际收入的变化率负相关;与美国实际货币需求同比例变化,与美国利率变化和中国实际收入的变化率正相关。在短期内,货币当局可以选择的抑制外汇市场升值压力的工具不多,因为控制实际收入的增长是一个长期目标,不是短期目标。中国人民银行在短期内可以控制的指标主要是国内信贷,利率因为更多地被用于控制国内通货膨胀等目标,在外汇

①这种对外汇储备和汇率的影响是一种联合影响,可以是外汇储备的同比率的单独变化而汇率保持不变,也可以是汇率的同比率变化而外汇储备维持不变,也可以是汇率和外汇储备同时变化,但两者增长率降低之和等于国内信贷的增长率。

市场压力方面,可操作性不如国内信贷。

①四、向量自回归模型的建立

我们将根据由外汇市场压力的货币模型得出的公式(9)建立计量模型,研究人民币外汇市场升值压力与货币、经济增长以及国际因素的关系。选择的样本为1994年1月至2008年1月的月度数据,选择这一样本区间,是因为从1994年1月开始,中国实行以市场供求为基础、有管理的浮动汇率制度,相应地出现了人民币对美元名义汇率的升值和外汇储备的积累,使用这一区间的样本较有意义。从计量研究方法看,使用普通最小二乘法(O LS )分析人民币外汇市场升值压力的决定及中国货币当局对升值压力的应对措施,容易产生解释变量的内生性问题(endogeneity problem )。因此,我们参照K amaly 和Erbil (2000)、G ochoco 2Bautista 和Bautista (2005)、G arcia 和Malet (2005)等研究,使用向量自回归(VAR )方法。与货币模型的理论假设一致,我们假定在中国与美国货币调整的相互关系中,中国经济和货币当局处于从属和次要的地位,②所有美国经济的变量,包括美国产出水平、美国基础货币和美国利率水平的变化,以及人民币名义汇率与购买力平价的偏离程度都是VAR 系统的外生变量,是由中国经济体系和货币体系以外的因素决定的,不决定于中国。而中国的人民币外汇市场升值压力、国内信贷、利率水平和中国实际产出水平的变化四个指标是VAR 系统的内生变量。在中国,经济增长也是导致人民币汇率升值的重要原因,③根据Balassa 2Samuls on 效应,决定人民币对美元汇率水平的产出增长率应是中国相对于美国的产出增长率的变化,④因而,我们把内生变量中国实际产出水平的变化修正为中美相对产出增长率的变化,而把美国产出水平的变化从外生变量中剔除。要估计的经济计量模型设定为:

X t =

∑p

j =1A j X t -j +λ1θt +λ2USh t +λ3US ρt +v t (10)

　　(10)式中,X t =[EM P t ,CNd t ,CNy t ,CN ρt ]′

,{v t }是误差项矩阵,满足期望值为0,方差协方差矩阵为∑v 的同分布{v t }≡iid (0,∑v ),A j ,λ1,λ2,λ3为要估计的系数参数。各项变量的意义分别是:

EMP t 为人民币对美元外汇市场升值压力指数,CNd t 为经过滞后基础货币处理后的中国货币

当局国内信贷变化,CNy t 是中国对美国的相对产出增长率,CN ρt 是中国利率水平的变化,θt 是人

民币对美元名义汇率与中美两国之间购买力平价的偏离程度,USh t 是美国基础货币的增长率,US ρt 是美国利率水平的变化。

主要数据来源是:人民币对美元的名义汇率(美元Π人民币)、中国基础货币和外汇储备的数据

来自国际货币基金组织2008年3月期的《国际金融统计》

(International Financial Statistics ,以下简称IFS ),其中2008年2月和3月的汇率数字、基础货币数据来自中国人民银行,2008年各月的外汇储备数字取自中国人民银行网站。1994年至1999年货币当局的国内信贷数据取自IFS 的12a 、12d 、12e 、12f 各行数据的加总,⑤2000年以后的国内信贷数据来自中国人民银行公布的货币当局资产

①②③④⑤分别为人民银行对债权、对其他部门债权、对存款货币银行债权和对其他银行类金融机构债权。

关于相对生产率增长与汇率升值关系的研究,可以参见卢锋和刘鎏(2006)。

关于产出增长与人民币汇率升值关系的研究,可以参见卢锋等(2006)。

从美国联邦储备银行货币供应量和利率调整的实践看,其主要目标是保持美国物价水平稳定,促进美国经济增长,人民币因素目前还不是影响美国银行货币决策的要素,因此,这一假定是合理的。

式子(9)中的结论建立在货币模型的假定基础上,实证研究中有关指标之间可能存在多种方向的因果关系。例如,人民币外汇市场升值压力与人民币利率之间可能存在正向关系。人民币利率提高,刺激国际资本流入中国,增加外汇储备,提升外汇市场的升值压力。

负债表,①中国货币当局资产负债表在1999年6月以前只公布季度末数据,缺乏月度数据,为保持样本数量不减少,我们假定1994年1月至1999年6月期间,对货币当局的国内信贷和基础货币而

言,各季度内的月度数据都等于季度末数据。②银行票据数字来自中国人民银行公布的货币

当局资产负债表,中国现价工业增加值取自中国人民银行中国宏观经济数据库,根据中国人民银行公布的企业商品价格指数(见《中国人民银行统计季报》各期)把现价工业增加值折算成不变价工业增加值,并进行了X11季节调整。美国基础货币和月度工业产出数据取自IFS ,并进行了X11季节调整。中国利率水平变化为银行间隔夜拆借利率月变动额(百分点数),其中1996年上半年利率变化为银行间7天期同业拆借利率月变动额,1996年以前的利率变化为商业银行1年期贷款利率的月变动额。美国利率水平变化为美国联邦基金利率的月变动额。两国的月平均利率均取自CEIC 数据库。

主要指标的计算方法是:

EMP =r c + e cu ,其中 e cu =(e t Πe t -1-1)3100,

r c =(人民币计价的外汇储备月增加额Π滞后1期的基础货币)3100,

人民银行的净国内信贷=人民银行的国内信贷余额-人民银行票据余额,之后对净国内信贷余额进行X11季节调整,计算

CNd =(银行净国内信贷的增加额Π滞后1期的基础货币)3100

中美相对产出增长率的变化(CNy )

=[(中国不变价工业增加值Π上期工业增加值)Π(美国不变价工业产出Π上期美国工业产出)-

1]3100

θt =(中国CPI 月环比增长百分点-美国CPI 月环比增长百分点+

e cu )。1994年2月至2008年3月,人民币外汇市场升值压力(EMP )的走势见图1。图1中的直线为

E MP 的12月移动平均趋势线。③1994年初人民币汇率制度实现并轨后,当年面临较强的升值压

力,之后从1995年初至1997年7月,升值压力基本保持稳定。东亚金融危机时期,1997年10月至2000年9月,人民币升值压力降为最低水平,个别月份甚至面临贬值压力。东亚金融危机过后,从2000年10月至2005年8月,升值压力不断增强,但之后的15个月内升值压力略有下降。2006年12月至2007年9月,人民币升值压力继续增加。从移动平均趋势线看,2007年10月至2008年3月,人民币外汇市场升值压力有所缓解。

VAR 系统内生指标的稳定性检验结果见表1,表1说明人民银行国内信贷增长率、中美相对产出增长率和中国利率水平变化三个指标在1%的显著性水平上、E MP 在5%的显著性水平上都是平稳的。

对VAR 系统内生变量因果关系(G ranger Causality )检验的结果见表2,表2列出了VAR 系统中,四个内生变量之间因果关系检验结果显著性水平高于10%的七对变量,从决定外汇市场升值压力的原因看,银行国内信贷和产出增长率的变化是造成升值压力变化的格兰杰原因,虽然国内利率水平的变化不是造成人民币外汇市场升值压力变化的直接原因,但国内利率水平的变化是造成

①②③是当月及前11个月各月数值的简单算术平均数。

从1999年6月后货币当局公布的数据看,同一季度内各月货币当局的资产负债数是相对稳定的。鉴于1999年6月前缺乏月度统计数据,为不损失样本,我们采用这种做法,考虑到这些指标还要进行季节调整,可以提高数据的可信度。

2006年以后的月度数据包括对债权、对其他存款性公司债权、对其他金融性公司债权、对非金融性公司债权四项之和,2002年至2005年的月度数据包括对债权、对存款货币银行债权、对特定存款机构债权、对其他金融机构债权、对非金融机构债权五项之和。2000年至2001年的数据包括对债权、对存款货币银行债权、对非货币金融机构债权、对非金融部门债权四项之和。

图1　人民币外汇市场升值压力(E MP)的走势和12月移动平均趋势线

银行国内信贷变化的原因,利率通过银行国内信贷间接影响人民币外汇市场升值压力。三个指标对外汇市场升值压力的影响时滞较长,人民银行国内信贷和中美相对产出增长率对外汇市场升值压力的显著影响发生在12个月以后。另一方面,人民币外汇市场升值压力的变化又是造成银行国内信贷、中美相对产出增长率以及国内利率水平变化的格兰杰原因,而且这种影响的时滞较短,对银行国内信贷、国内利率水平变化的影响在1个月后就十分显著,对产出增长的影响则相对时滞较长。

表1内生指标的单位根检验结果(ADF统计量)

指标设定滞后长度ADF T统计量概率

EMP水平值,只有截距项1-3107701030

CNd水平值,只有截距项0-12178001000

CNy水平值,只有截距项0-19181301000

ρ水平值,只有截距项0-14147701000

CN

1%显著性水平关键值-31470

5%显著性水平关键值-21879

10%显著性水平关键值-21576

　　注:ADF检验滞后期按Schwarz信息判据(SIC)标准选择。

表2具有格兰杰因果关系(G ranger Causality)的内生变量

零假设样本数滞后期F2统计量概率CNd对EMP不存在G ranger因果关系156122109701021

CNy对EMP不存在G ranger因果关系156121179701055

EMP对CNd不存在G ranger因果关系16718152601004

EMP对CNy不存在G ranger因果关系16081172201098ρ不存在G ranger因果关系16718135401004 EMP对CN

ρ不存在G ranger因果关系16712174901099 CNd对CN

ρ对CNd不存在G ranger因果关系16261185601092

CN

　　注:(1)样本区间为1994年2月至2008年1月。(2)检验的显著性水平在10%以上。

五、估计结果

虽然按某些检验标准,①VAR 系统的最优时滞为1,但根据格兰杰因果关系检验结果,银

行信贷增长、中美相对产出增长率的变化影响外汇市场升值压力的时滞较长,为12个月,次序修正后的似然比统计量(LR )检验结果也说明,在5%的显著性水平上最优时滞为12个月。因此,我们选择滞后期为12个月。VAR 估计的结果见表3。　表3VAR 估计结果样本区间(调整后):1995年2月至2008年1月包含样本:终点调整后的样本为156个被解释变量EMP t CNd t

CNy t

CN ρt

R 201796014120144501358调整R 2

01696011240117201043F 2统计量

71911430

11632

11138

　　　EMP t (-1)01483(51147)

　　　EMP

t (-2)-01455(-11627)

　　　EMP t (-3)01110(11112)01741(11539)

　　　EMP t (-4)-01121(-11196)

　　　EMP t (-7)01397(11393)-01059(-11056)　　　EMP t (-8)01333(111)-01804(-11620)

01066(11167)

　　　EMP t (-10)-01483(-11677)

　　　EMP t (-11)01117(11136)

　　　EMP t (-12)-01421(-11473)

-01721(-11456)

　　　CNd t (-1)-01027(-11456)

　　　CNd t (-4)-01043(-11226)　　　CNd t (-8)-01037(-11081)-01121(-11258)

　　　CNd t (-9)01046(11328)

-01220(-11309)

-01033(-11739)

　　　CNd t (-10)01186(11880)

　　　CNd t (-12)

-01107(-21926)

-01052(-21574)

　　表3说明,VAR 系统解释了7916%的E MP 波动,对于外生变量对人民币外汇市场升值压力的影响,虽然购买力平价的偏离程度(θt )的显著性水平不高,但参数估计符号与货币

模型的设定是一致的,即购买力平价的偏离程度为正,在汇率超升的情况下,将加大人民币市场升值压力。外生变量中美国基础货币的增长率以及美国利率变化的系数估计符号与货币模型设定的系数符号不同,可能的解释是美国增加货币供给后,增加的流动性没有流入中国,而是带动美国资产价格的上涨,进一步吸引资本流入美国,降低了人民币升值压力;美国提高利率可能吸引国际资本流入美国、流出中国,因而降低人民币升值压力。但无论美国基础货币增长还是美国利率变化,指标的显著性水平都不高。外生变量(美国经济的相关指标)对人民币升值压力缺乏解释力。

我们分析人民币外汇市场升值压力的决定因素。首先,分析银行国内信贷对E MP 的影响。估计结果与货币模型的结论是一致的,即对银行国内信贷的一个冲

①如Akaike 信息判据(AIC )、Schwarz 信息判据(SC )等。

　　　　续表3　　　CNy t (-1)

-01566(-51904)　　　CNy t (-2)

-01279(-21617)

　　　CNy t (-4)

-01097(-11597)　　　CNy t (-5)

-01097(-11623)

　　　CNy t (-6)01161(11586)01016(11352)

　　　CNy t (-7)01211(21030)01022(11878)　　　CNy t (-8)01033(11507)

-01067(-11082)　　　CNy t (-11)01212(119)

　　　CNy t (-12)01043(21178)　　　CN ρt (-3)-01243(-21437)

　　　CN ρt (-5)01243(11386)

01631(11285)018(11044)

01214(21205)

　　　CN ρt (-6)-11260(-21520)

　　　CN ρt (-8)01231(21265)　　　CN ρt (-10)01125(11212)

　　　CN ρt (-12)-11135(-21135)-01291(-01315)　　　C 01343

(11721)01155(01279)11426(11475)-01073(-01662)　　　θt 01001(01020)01109(01574)-01756(-21296)-01005(-01128)　　　USh t

-01023(-01385)

01302(11829)

01109(01380)

-01020(-01606)

　　　US ρt

-01190(-01469)-11211(-11071)01317(01162)01044

(01197)

　　　注:(1)小括号内数字为t 2统计量。(2)对VAR 系统的内生变量,本表只列出了估计结果较为显著的有关解释变量的参数值。击,12个月后,将带来E MP 的显著的负向反应(见图2),从

格兰杰因果关系检验看,人民银行国内信贷的变化是导致人

民币升值压力变化的原因。其

次,再对美国相对经济

增长率变化对E MP 的影响。图2显示经济增长的冲击对

E MP 的影响在12个月后十分显著(t 统计量为21178),且为正向的影响,即中国相对于美国经济增长率的提高将带来人民币汇率的升值压力,中国经济的强劲增长是人民币汇率升值的基本决定因素,格兰杰因果关系检验也说明经济增长是导致人民币外汇市场升值压力增加的原因。再次,从国内利率水平变化对E MP 的影响看,究竟是像货币模型指出的,国内利率水平变化对人民币升值压力的影响系数为负值,还是如汇率决定的利率平价理论,国内利率水平提高,将吸引更多的国际资本流入,带来人民币升值,估计结果表明,在国内利率变动后的1—2个月内,对E MP 的影响方向是负的,但之后表现为正向的影响(见图2),但所有这些影响在统计检验上是不显著的。从因果关系检验的结果看,国内利率水平的变化不是导致E MP 变化的格兰杰原因。这一结果说明,货币当局降低利率虽然在短期

内不利于缓解升值压力,但从较长的时间看,在一定的程度

上有利于缓解升值压力,但利率对人民币升值压力的影响不显著。

我们再考察外汇市场升值压力对银行国内信贷、中国经济增长和国内利率水平变化的动

图2　E MP对其他内生变量的脉冲响应(虚线为正负2个标准误差)　

态影响。首先,实证研究的结果表明,人民币升值压力增加导致中国货币当局减少国内信贷(或增加发行银行票据),以对冲外汇储备增加,减少经济系统过多的流动性,E MP的一个脉冲对人民银行的净国内信贷有较显著的负向效应,尤其是在2个月、5个月和12个月以后(参见图3)。根据格兰杰因果关系检验的结果,E MP变化是导致银行国内信贷变化的原因。图3显示中国人民银行通过减少其国内信贷应对了外汇储备的增加,从动态效果看,前6个月内国内信贷减少,但7月到11月,银行国内信贷增加,应对升值压力增加的效果不明显,滞后12个月后,效果较为明显。

其次,分析E MP对相对产出增长率的影响。第二代货币危机模型认为,在新兴市场经济国家,本国货币的升值压力是该国拥有较多的净出口或更多的净资本流入的结果,因此,货币存在升值压力有利于促进本国经济增长。实证研究结果说明,人民币升值压力在短期内(前4个月内)对产出增长率的影响为正向关系,即滞后1—4个月,人民币升值压力增加有利于促进产出增长,在滞后6—8个月以及长期内,人民币升值压力增加不利于中国产出增长,参见图3。也应看到,E MP对产出增长率的影响在统计检验上都不显著。

再次,分析E MP变化对中国利率水平变化的影响。国内利率水平对升值压力变化的反应,理论上存在两种可能。一方面,第二代货币危机模型认为,一国货币贬值将促其提高利率,利率和升值压力之间呈负向关系;另一方面,当一国货币面临升值压力时,货币当局为缓冲因外汇储备增加而过多投放的基础货币,常常提高利率水平,以过多的流动性,这样利率水平与货币升值压力又呈现正向关系。中国利率水平变化对E MP的脉冲响应图表明,在一定的时期内(如前11个月),国内利率水平的变化与人民币升值压力总体上呈正向关系,即E MP增加,带来国内利率水平的提升,但这种反应在统计检验上并不显著,即国内利率水平的变化并不显著地反映人民币升值压力的

图3　其他内生变量对E MP的脉冲响应(虚线为正负2个标准误差)

变化。从因果关系检验看,E MP的变化也不是国内利率水平变化的格兰杰原因。

六、结论和涵义

通过VAR系统的估计,我们发现中国银行国内信贷、经济增长和人民币升值压力之间存在较强的联系。从人民币升值压力的决定因素看,银行国内信贷与人民币外汇市场升值压力呈现负向关系,而中国相对经济增长率以及国内利率水平则与人民币外汇市场升值压力呈现正向关系。通过脉冲响应分析,发现当人民币升值压力增加时,货币当局的反应是减少其净国内信贷,国内利率水平则不对E MP变化做出显著反应。人民币升值压力的增加在长期还可能产生对经济增长的抑制作用。通过估计E MP方程,发现作为内生解释变量的银行国内信贷和国内利率变化的系数估计值较小,外生解释变量的t值不显著,反映了中国货币当局在制定货币时具有较高的性,人民币升值压力产生的根源主要来自国内,人民币汇率对购买力平价的偏离、美国货币供给、美国利率水平的变化等因素不是造成人民币外汇市场升值压力不断增加的直接原因。

2005年以来,中国货币当局为应对人民币升值压力,采取了一系列措施,包括加大银行票据发行力度,搭配运用公开市场操作、存款准备金率等多种方式回收流动性,严格控制基础货币增幅;增大人民币汇率波动区间,更大程度地发挥市场供求的作用,允许更大幅度的汇率升值;鼓励资本流出,放宽境内企业、个人使用和持有外汇的,鼓励境外投资;为避免增加升值压力,慎用提高利率的。这些措施是有效的,人民币升值压力有所缓解。为升值压力,货币的取向应是,第一,保持银行国内信贷的稳定增长;第二,实现人民币汇率形成机制更大程度的市场化,由市场吸收大部分压力;第三,既然决定人民币升值的基本因素是中国劳动生产率和经济增长率的不断提升,就必须保持中国经济的可持续发展,降低国内储蓄率,减少对出口的过度激励,加大

劳工保护、能源保护和环境保护,实施经济结构调整。

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’s Exchange Market Pressure and Monetary Policy:

A Monetary Model

B ased on Empirical Analysis

Bu Y ongxiang

(China Center of Economic Research;Peking University)

Abstract:Based on a m onetary m odel this study derives a measure of Renminbi foreign exchange market pressure(E MP),and investigates the interactions between E MP,central bank domestic credit,China’s relative economic growth rate against US,and domestic interest rate.Als o this paper explores the im pacts of US m onetary base and interest rate on China’s E MP.M onthly data for the period1994201to2008201and a VAR methodology are used.We found s ome evidence of a negative relationship between Renminbi appreciation pressure and central bank domestic credit,as well as positive relationships between Renminbi appreciation pressure and economic growth,domestic interest rate respectively.Als o there is s ome evidence that E MP affects domestic credit negatively,while no significant im pacts on China’s interest rate.

K ey Words:Exchange Market Pressure;M onetary P olicy;Economic G rowth

JE L Classification:E580

(责任编辑:王利娜)(校对:子　璇)