杜正博　吳志軍

摘 要： 我國自2005年進(jìn)行了匯率制度改革，人民幣匯率的形成由盯住制改革為有管理的浮動，從此我國人民幣匯率市場自由化前進(jìn)了一大步。因此即期利率的調(diào)整對遠(yuǎn)期匯率的影響顯得更加復(fù)雜。采用2006年以來的人民幣對美元的匯率以及中美兩國間的利率水平差異的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。分析結(jié)論表明，我國人民幣對美元的匯率變化主要受到前期的匯率和利率差的影響，而當(dāng)期的利率差的變化還不是影響人民幣匯率變化的主要因素。

關(guān)鍵詞： 利率；調(diào)整；研究

中圖分類號： F83

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A

文章編號： 16723198（2013）06010402

1 引言

我國自2005年進(jìn)行了匯率制度改革，人民幣匯率的形成由盯住制改革為有管理的浮動，從此我國人民幣匯率市場自由化前進(jìn)了一大步。因此即期利率的調(diào)整對遠(yuǎn)期匯率的影響顯得更加復(fù)雜。即期利率對遠(yuǎn)期匯率的影響及實(shí)證分析，最直接和最全面的表述就是利率平價(jià)理論。

對該問題的文獻(xiàn)研究主要集中在以下兩個(gè)方面：一是理論模型層面。有學(xué)者在利率平價(jià)模型中加入一些可能相關(guān)的新的變量，如實(shí)際貨幣需求變量，因?yàn)樗麄兛紤]到利率是由該國的實(shí)際貨幣需求和攻擊決定的。二是實(shí)證驗(yàn)證方面。有學(xué)者采用新的統(tǒng)計(jì)模型進(jìn)行實(shí)證分析，如用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整建模來研究利率變動對匯率波動的影響；采用向量自回歸模型進(jìn)行建模分析。另外，有學(xué)者采用實(shí)際匯率和實(shí)際利率來取代相應(yīng)的名義變量，這樣更好地去分析實(shí)際狀態(tài)。

2 理論闡述及模型介紹

2.1 利率平價(jià)理論（Interest Rate Parity）

利率平價(jià)理論認(rèn)為，均衡匯率是通過國際拋補(bǔ)套利所引起的外匯交易形成的。在兩國利率存在差異的情況下，資金將從低利率國流向高利率國以謀取利潤。套利者往往將套利與掉期業(yè)務(wù)相結(jié)合，以避免匯率風(fēng)險(xiǎn)，保證無虧損之虞。大量掉期外匯交易的結(jié)果是，低利率國貨幣的現(xiàn)匯匯率下浮，期匯匯率上??；高利率國貨幣的現(xiàn)匯匯率上浮，期匯匯率下浮。遠(yuǎn)期差價(jià)為期匯匯率與現(xiàn)匯匯率的差額，由此低利率國貨幣就會出現(xiàn)遠(yuǎn)期升水，高利率國貨幣則會出現(xiàn)遠(yuǎn)期貼水。隨著拋補(bǔ)套利的不斷進(jìn)行，遠(yuǎn)期差價(jià)就會不斷加大，直到兩種資產(chǎn)所提供的收益率完全相等，這時(shí)拋補(bǔ)套利活動就會停止，遠(yuǎn)期差價(jià)正好等于兩國利差，即利率平價(jià)成立。

該理論的假定為：（1）假設(shè)國際資金自由流動；（2）存在著有效的外匯市場；（3）交易成本為零；（4）本國與外國的金融資產(chǎn)可根據(jù)到期的時(shí)間跟風(fēng)險(xiǎn)完全替代。用公式可以描述如下：（F-S）/ S≈i-i*。

式中，F(xiàn)表示遠(yuǎn)期匯率（直接標(biāo)價(jià)法），S表示即期匯率（直接標(biāo)價(jià)法），i為國內(nèi)利率，i*為國外利率。

2.2 協(xié)整理論及分布滯后模型

協(xié)整是指多個(gè)非平穩(wěn)序列的某種線性組合是平穩(wěn)的，表明某些非平穩(wěn)序列之間存在著某種長期均衡關(guān)系。

如果序列{X1t，X2t，…，}都是d階單整，存在向量：a=（a1，a2，…，ak），使得： Zt= aX ～ I（d，b）。 其中，b>0，X=（X1t，X2t，…，Xkt），則認(rèn)為序列{X1t，X2t，…，Xkt}是（d，b）階協(xié)整，記為Xt～CI（d，b），a為協(xié)整向量。

分布滯后模型：如果回歸模型中不僅包括解釋變量的本期值，而且包括解釋變量的滯后值，則這種回歸模型稱為分布滯后模型。

3 實(shí)證分析

3.1 模型的初步設(shè)定

3.1.1 利率平價(jià)公式的變形

利用利率平價(jià)公式可以描述匯率變動與利率差異的關(guān)系，即遠(yuǎn)期匯率升貼水應(yīng)等于國內(nèi)外利差，并且高利率貨幣在外匯市場上表現(xiàn)為貼水，低利率貨幣在外匯市場上表現(xiàn)為升水。用公式可以描述為：（F-S）/S≈i-i*。

由于人民幣對美元的遠(yuǎn)期匯率出臺較晚，數(shù)據(jù)太少，因此，將上式稍作調(diào)整，只檢驗(yàn)人民幣對美元即期匯率與中美利率差異之間的關(guān)系。于是，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥優(yōu)椋篠=a+b（i-i*）。

為了方便，在不影響對目標(biāo)問題的分析下，進(jìn)一步將模型簡化為：S=a+bR，R表示中美兩國利差。

3.1.2 數(shù)據(jù)說明

本文采用及計(jì)算的所用數(shù)據(jù)包括：2006年1月～2012年12月年的美元對人民幣即期匯率，中國的一年期存款利率和美國一年期聯(lián)邦基金利率。本文所有數(shù)據(jù)都是根據(jù)中國人民銀行網(wǎng)站、美聯(lián)儲網(wǎng)站的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理得到。為了減少數(shù)據(jù)的處理的工作量，本文采用的都是名義變量。HV代表人民幣對美元的匯率；LVC代表中美兩國一年期基準(zhǔn)利率之差（中國利率-美國利率）。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)

由表1可以看出，該兩變量的描述性統(tǒng)計(jì)中，HV和LVC的偏度分別為0125287和-0.273364，基本位于零附近；峰度值分別為2.590872和2.772367，在3附近；JB檢驗(yàn)的p值分別為0.121033和0.175709，均大于10%。因此，綜合可以看出，HV和LVC基本符合正態(tài)分布，可以采用OLS估計(jì)法進(jìn)行相應(yīng)的系數(shù)估計(jì)。

3.3 序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，要求模型中相應(yīng)的數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的。但一般情況下各項(xiàng)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，需要通過差分將數(shù)據(jù)變換成為新的平穩(wěn)序列后再進(jìn)行回歸分析。本文采用ADF檢驗(yàn)方法，分別檢驗(yàn)相關(guān)序列的平穩(wěn)性。

模型中各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果表1。

由表1可看出，時(shí)間序列HV和LVC的p值分別為03724和0.8423，在相應(yīng)的顯著性水平下都不能拒絕原假設(shè)，即都存在單位根，序列不是平穩(wěn)的。將兩個(gè)序列進(jìn)行一階差分處理后，發(fā)現(xiàn)其p值分別為0.0674和0，能夠很好地拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，變得平穩(wěn)了。因此，該兩時(shí)間序列均為一階單整序列。于是可以嘗試著對該兩個(gè)變量的一階差分進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并可以對其長期均衡進(jìn)行建模。

3.4 協(xié)整檢驗(yàn)

雖然即期匯率和兩國利率差異都是一階單整序列，但是，如果能證明二者是協(xié)整的，則可以確定他們之間存在著一個(gè)長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。進(jìn)一步，本文采用Engle-Granger 檢驗(yàn)，利用該方法進(jìn)行HV和LVC的協(xié)整檢驗(yàn)，首先利用OLS方法估計(jì)兩者的協(xié)整方程。結(jié)果如下：

DHV1 = -0.583149729714*DLVC

-00233605083417

該協(xié)整方程實(shí)證結(jié)果見表1，其殘差項(xiàng)的自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)見表2。

從表1的實(shí)證結(jié)果可以看出：該協(xié)整方程的DLVC系數(shù)的p值為0.257，其顯著性水平太差，且模型的R2和調(diào)整的R2值分別為0.022482和0.005333，模型的擬合優(yōu)度很差，表明中國和美國的利率差很難解釋我國人民幣匯率的變化，即利率差不是影響我國人民幣匯率變化的主要因素?；貧w方程的D.W.值為0.917813偏小，而且分析該模型殘差序列的AC和PAC值可知，該殘差序列存在著很強(qiáng)的二階自相關(guān)性。

3.5 分布滯后模型

那么，人民幣匯率變化主要跟什么有關(guān)呢？由于上述回歸方程的D.W.值很小，考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，得到HV和LVC的分布滯后模型：

DHV1 = -0.250832805685*DLVC -

0.709672878395*DLVC（-1） + 0.354310314146*DHV1（-1） - 0.0792484170325*DLVC（-2） +

0.327905199061*DHV1（-2） - 0.00651789739475

該協(xié)整方程實(shí)證結(jié)果見表1，其殘差項(xiàng)的自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)見表2。由上表可以明顯地看出，該分布滯后模型的殘差變量的AC和PAC值均很小，表明新模型很好地處理了變量的自相關(guān)性問題。

該分布滯后模型系數(shù)的p值分別為04552、01242、00113、0.8594、0.0145，除了DLVC的當(dāng)期變量和滯后二階變量的系數(shù)顯著性較差外，其他變量在統(tǒng)計(jì)上都具有很好的顯著性。而且，該分布滯后模型的R2和調(diào)整的R2值分別為0.906243和0.903913，表明該模型具有很好的擬合優(yōu)度。從上述我國人民幣對美元的匯率變化主要受到前期的匯率和利率差的影響，當(dāng)期和滯后兩期的利率差的變化還不是影響人民幣匯率變化的主要原因。

4 結(jié)論

由于我國還沒有真正實(shí)現(xiàn)資本的完全流動，人民幣匯率市場化程度仍然較低。國內(nèi)的利率市場化改革還沒有推進(jìn)，因而利率的內(nèi)生性程度偏低，使得人民幣對美元的市場化市場基礎(chǔ)不堅(jiān)實(shí)。以上種種原因，使得在我國即期利率的短期波動對人民幣匯率的影響仍然比較復(fù)雜，離利率平價(jià)理論中的理論關(guān)系較遠(yuǎn)。

經(jīng)過收集匯改以來的相關(guān)數(shù)據(jù)，不斷進(jìn)行模型的擬合和修改，最終實(shí)證結(jié)論表明：我國人民幣對美元的匯率變化主要受到前期的匯率和利率差的影響，而當(dāng)期的利率差的變化還不是影響人民幣匯率變化的主要因素。

參考文獻(xiàn)

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