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摘要:通過建立VAR模型,運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解的方法對人民幣匯率的超調(diào)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明,1990年以來,我國實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長GDP之間存在一種單向的因果關(guān)系,并且方差分解結(jié)果表明來自上期價(jià)格的沖擊對實(shí)際匯率的變化貢獻(xiàn)率較大。最后,對匯率超調(diào)模型在我國的適用性進(jìn)行了分析。
關(guān)鍵詞:匯率超調(diào);向量自回歸;Granger因果檢驗(yàn);脈沖響應(yīng);方差分解
1引言
匯率超調(diào)模型是由多恩布施(Dornbusch)于1976年在《政治經(jīng)濟(jì)學(xué)雜志》(JournalofPoliticalEconomy)上的著作《期望和匯率動態(tài)學(xué)》(ExpectationsandExchangeRateDynamics)中首先提出來的。他認(rèn)為,在符合利率平價(jià)的條件下,雖然資本的國際流動將使本、外幣資產(chǎn)的收益率在一價(jià)定律前提下趨于一致,使得國內(nèi)外實(shí)際匯率等于本幣實(shí)際匯率變動率。但面對內(nèi)外沖擊,短期內(nèi)商品市場的價(jià)格具有粘性,僅僅是緩慢的調(diào)整,金融市場的變動要快得多,事實(shí)上是瞬間完成的。因此金融市場為了彌補(bǔ)商品市場價(jià)格粘性會作出過度的調(diào)整,從而會出現(xiàn)匯率超調(diào)現(xiàn)象;而在長期內(nèi),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(diào)理論為國際金融領(lǐng)域的政策和學(xué)術(shù)研究做出了開創(chuàng)性的貢獻(xiàn)。
由于我國是一個(gè)發(fā)展中大國,縣一級的基層單位構(gòu)成了我國的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。因此,我國商品市場仍然是一個(gè)分割程度相當(dāng)高的市場,分割走向統(tǒng)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(jià)定律不成立。這樣,商品價(jià)格的調(diào)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(gè)統(tǒng)一競價(jià)的證券市場、外匯市場和貨幣市場。雖然整個(gè)市場還有待于進(jìn)一步的規(guī)范發(fā)展,還不是一個(gè)有效的市場,但信息的流動相對充分,且成本較小,一價(jià)定律基本滿足,價(jià)格的調(diào)整也就相當(dāng)迅速。所以,在統(tǒng)一市場中資產(chǎn)價(jià)格的調(diào)整速度要大于商品市場價(jià)格的調(diào)整速度,可能產(chǎn)生匯率超調(diào)。本文利用VAR模型分析了我國匯率的超調(diào)效應(yīng)。
2模型的運(yùn)用和數(shù)據(jù)的選擇
2.1數(shù)據(jù)選擇
分析使用的數(shù)據(jù)是1990-2004年年度數(shù)據(jù)(來源于WIND金融數(shù)據(jù)庫和世界經(jīng)濟(jì)年鑒),包括人民幣對美元的實(shí)際匯率(lse),貨幣存量M1(和),國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP(和),消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI(和)。我們根據(jù)陳志昂和方霞(2004)的分析,選擇1990年作為基期。
3實(shí)證分析
3.1穩(wěn)性檢驗(yàn)
(1)ADF檢驗(yàn)。
我們對本文模型中年度數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)可以看出,在5%置信水平下,貨幣供應(yīng)量、產(chǎn)出都是平穩(wěn)的。雖然實(shí)際匯率、價(jià)格的ADF檢驗(yàn)都是不平穩(wěn)的,但是其二階差分變量都是平穩(wěn)的。我們分別用LSE2代表實(shí)際匯率的二階差分變量,用P2表示相對價(jià)格水平的二階差分變量。
(2)協(xié)整檢驗(yàn)。
根據(jù)上面的單整檢驗(yàn)結(jié)果,不適合進(jìn)行協(xié)整分析。原因如下:對于非平穩(wěn)變量而言,只有被解釋變量的單整階數(shù)不高于任何一個(gè)解釋變量的單整階數(shù),變量之間才有可能存在協(xié)整關(guān)系。而在上面的檢驗(yàn)結(jié)果中,至少有兩個(gè)單整階數(shù)高于被解釋變量。
3.2格蘭杰因果檢驗(yàn)
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(shè),實(shí)際匯率是中國經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因,反之不成立??梢姡瑥?990年以來,我國實(shí)際匯率LSE2與經(jīng)濟(jì)增長GDP之間存在一種單向的因果關(guān)系。
3.3基于VAR模型的沖擊響應(yīng)與沖擊分解
我們把匯率和貨幣供應(yīng)量看作內(nèi)生變量,用實(shí)際匯率LSE2、貨幣供應(yīng)量的相對變化M、產(chǎn)出的相對變化GDP、價(jià)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(yīng)函數(shù)(IRF)和方差分解,我們可以對LSE2、M、GDP和P2的沖擊的響應(yīng)進(jìn)行測算。
(1)脈沖響應(yīng)分析。
下圖給出了變量間沖擊的影響。橫軸代表追溯期數(shù),這里為10;縱軸表示因變量對個(gè)變量的響應(yīng)大小,實(shí)線表示響應(yīng)函數(shù)曲線,兩條虛線代表兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。
上左圖是實(shí)際匯率對貨幣供應(yīng)量相對變化的脈沖響應(yīng)圖,在本期給貨幣供應(yīng)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊以后,實(shí)際匯率是個(gè)正的響應(yīng),在第2.5期以后變?yōu)樨?fù)的響應(yīng),隨后在3.5期以后又變?yōu)檎捻憫?yīng)并在第四期時(shí)達(dá)到頂點(diǎn),之后慢慢的收斂。
上右圖是實(shí)際匯率對GDP相對變化的脈沖響應(yīng)圖。在本期給GDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊以后,實(shí)際匯率是個(gè)負(fù)的響應(yīng)并在第2期時(shí)達(dá)到頂點(diǎn),之后慢慢收斂。
下左圖是實(shí)際匯率對相對物價(jià)水平變化的脈沖響應(yīng)圖。在本期給價(jià)格一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊以后,實(shí)際匯率第3期以后逐漸上升在第4期達(dá)到正的響應(yīng)的頂點(diǎn)。隨后開始逐漸下跌并緩慢收斂。
下右圖是實(shí)際匯率對自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)圖??梢钥闯鰧?shí)際匯率在第2期以后是個(gè)負(fù)值并逐漸收斂。
(2)預(yù)測方差分解。
從表中可以看出,實(shí)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(wěn)定在32%左右,這與脈沖響應(yīng)的結(jié)論相一致;貨幣供應(yīng)量M的變化對實(shí)際匯率LSE2的波動的影響逐漸上升,然而到第4期后基本穩(wěn)定在14%左右;產(chǎn)出GDP的變化從長期來看只能解釋實(shí)際匯率LSE2波動的2%左右,這與前邊的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)論一致;而物價(jià)相對變動P2對實(shí)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(wěn)定在50%左右,起主要作用。
4總結(jié)
以上基于實(shí)際匯率與相對貨幣供應(yīng)量(m)、相對GDP、相對價(jià)格水平(p)的1990年到2004年統(tǒng)計(jì)資料實(shí)證分析表明,相對價(jià)格水平(p)和實(shí)際匯率(lse)都是非平穩(wěn)的,但在二階差分以后都是平穩(wěn)的。利用平穩(wěn)的數(shù)據(jù)分析得出,滯后一期的相對價(jià)格水平對實(shí)際匯率的影響最大。如果本年我國的價(jià)格水平高于美國的話,在三年后將使實(shí)際匯率上升,本幣開始貶值。貶值達(dá)到頂點(diǎn)以后,實(shí)際匯率開始下降,本幣又開始升值。也就是說,在面對內(nèi)外沖擊時(shí),短期內(nèi)金融市場為了彌補(bǔ)商品市場價(jià)格粘性會在一定范圍內(nèi)作出過度的調(diào)整,從而會出現(xiàn)匯率超調(diào)現(xiàn)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(diào)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(shí),多恩布施關(guān)于匯率超調(diào)和商品市場價(jià)格粘性、本市場價(jià)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(jī)制有很大的借鑒意義。
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