汇率干预与汇率操纵（通用4篇）
汇率干预与汇率操纵 篇1
一、引言
从2008年开始, 美国深陷金融危机, 国内经济一蹶不振。虽然美联储于2015年12月16日公布加息决策, 宣告金融危机的过去, 但后金融危机时代的经济复苏之路必然面临诸多坎坷。而在过去的7年中, 中国经济发展在全球一枝独秀。虽然外部需求在全球金融危机泥沼中疲弱, 使得中国出口受阻, 但依靠强大经济引擎, 中国对外贸易继续向纵深发展。特别是中美之间的贸易份额不断加大。据美国商务部公布国际贸易数据显示, 2015年1~9月, 中美货物贸易额达到4416亿美元, 同比上升3.7%。这是自1985年以来, 中国首次成为美国最大的贸易伙伴。其中1~9月, 美国向中国出口货物价值839.9亿美元, 进口货物3575.7亿美元, 美国对华贸易逆差2735.7亿美元。美国一直以来都就是中国最大的贸易伙伴国之一。据中国海关统计, 截至2015年10月, 美国为我国第二大贸易伙伴, 中美贸易总值为2.85万亿元, 占我外贸总值的14.3%。
随着中美之间贸易顺差日益扩大, 贸易摩擦也频繁发生。很多美国政府官员和学者基于人民币在国际贸易中的杠杆作用, 认为人民币被人为低估, 甚至叫嚣中国有“操纵”人民币之嫌。加之2015年12月, 人民币加入SD R货币篮子, 对中国“操纵汇率”的观点又甚嚣尘上。
那么, 人民币升值能否真的改善中美之间日益加剧的贸易顺差?中国对人民币实行的有浮动的管理, 是否对人民币汇率问题存在操纵的嫌疑?对于这些都有待于深入研究。客观理性的认识贸易收支和汇率之间的关系, 可以有效地防止贸易摩擦和贸易保护等行为的发生, 对于中美两国经济和贸易的顺利发展发挥积极作用和重要的研究意义。
二、文献综述
从二十世纪末到现在, 人民币汇率问题两度成为关注的焦点:首先是1997年东南亚金融危机所引发的关于人民币是否应贬值的争论;然后是我国在2001年加入世界贸易组织后, 经济的快速增长、经常项目顺差的持续扩大和外汇储备的激增, 人民币面临空前的升值压力, 有关人民币升值问题的争论不断高涨, 中国也在压力中实施汇改。在此背景下, 国内外许多学者运用不同方法对汇率波动和人民币升值所带来的影响, 以及“汇率操纵”进行了广泛的研究。
在汇率波动方面, M aurice (2002) 认为在一个开放经济体中最重要的资产价格就是汇率, 汇率波动会调整一国贸易品部门和不可贸易品部门的生产要素价格, 促使这些要素从使用效率较低的部门流向使用效率较高的繁荣部门, 从而影响一国经济增长, 因而, 汇率波动不仅影响贸易收支, 而且影响国际资本流动与国际收支差额, 对资源配置也具有重要的制约作用。B ahm ani等 (2007) 年也认为汇率波动能后显著影响国际贸易。但是, H ong (2006) 的研究表明, 近年来人民币汇率波动对美国贸易赤字的影响很有限, 因为这个问题已经超越了中美双边贸易的范畴, 关系到现行国际储备系统的缺陷。谢博婕 (2013) 等基于2002年1月至2011年12月的月度数据, 运用自回归分布滞后 (A R D L) 模型, 分别从总体和分行业的角度说明无论长期还是短期, 汇率波动率对中美两国之问总体和分行业贸易收支差额均不会产生显著影响。
在人民币升值影响方面, K oo (2007) 等认为汇率在中美两国贸易中扮演着极其重要的角色, 人民币升值有助于改善中美贸易失衡。但国内学者姚枝仲等 (2010) 发现, 在剔除产品质量提高因素后, 中国出口短期价格弹性大约为-0.6, 意味着人民币升值使出口价格的提高幅度超过出口数量减少的幅度, 出口额反而提高了, 所以人民币升值会促使中国出口的进一步增加。
关于中国是否在操纵人民币汇率的问题, 蒙代尔批驳了“人民币升值论”, 认为贸易账户顺差与人民币升值之间没有必然的联系。C hinn (2004) 基于美国的数据进行实证分析认为, 美国对华贸易逆差需要通过汇率和收入的综合调节才能得到缓解, 单独的汇率“操纵”并不具有可能性。孙华妤和潘红宇 (2010) 基于2005年7月到2008年12月月度数据运用协整一误差修正方法检验人民币名义汇率与中美双边贸易差额的关系, 发现名义汇率与贸易差额之间没有显著的正向关系, 说明中国政府无法依靠“操纵人民币汇率”, 令人民币低估以扩大净出口。贺刚 (2012) 分别运用截面、面板和协整三类模型对1996年第一季度至2007年第四季度人民币实际有效汇率失调程度进行测算, 实证结果表明人民币汇率在部分年度出现低估的现象, 但偏离幅度温和, 人民币币值围绕着均衡汇率在一个可控幅度内上下波动, 不存被“操纵”的现象。
以往学者对人民币汇率波动和升值影响做了多方面的阐述和研究, 但是很少建立统一的框架研究人民汇率波动和升值对贸易差额的影响。因此, 本文将通过构建V EC M模型来综合分析这两类因素对中美贸易平衡的影响, 以此说明中国2005年汇率制度改革后是否真的存在“汇率操纵”。
三、模型设定
V A R模型适用于平稳的时间序列。通常时间序列是不平稳的, 为了满足V A R模型的前提条件, 需要将原始数据进行差分处理, 这样做的后果就是使得数据代表的含义发生改变。V EC模型通过考虑协整关系的检验很好的克服了V A R模型的缺点。
设yt= (y1t, y2t, …, ykt) ’为一k维随机时间序列, t=1, 2, …, T, 且yt~I (1) , 即每一yit~I (1) , i=1, 2, …, k, 如果yt不受d维外生的时间序列xt= (x1t, x2t, …, xdt) ’影响 (限制) , V A R模型变为
将上式进行协整变换, 可写成
如果yt存在协整关系, 则 (2) 的Πyt-1~I (0) , 这时可写成
其中, β’yt-1=ecmt-1即为误差修正项, 反映的是变量之间的长期均衡关系。即, 上式可写成
(5) 式即为向量误差修正模型 (V EC) , 其中每一方程都是一个误差修正模型 (EC M) 。
四、实证检验
(一) 数据选取
R ose和Y ellen (1989) 构建了经典的两国贸易模型, 如式 (6) 所示, 其中T B是两国贸易差额, E是两国实际汇率 (直接标价法) , Y是本国收入水平, Y*是外国收入水平。因此贸易收支差额可以表示为实际汇率、国内收入水平和国外收入水平的函数。在此理论研究的基础上, 本文进一步考虑到汇率波动的影响, 设定汇率波动变量为σ, 则 (6) 式转化为 (7) 式。
建立如下实证模型:
根据 (7) 式中的实证变量选取数据。中美贸易名义顺差由中国对美国出口额和进口额算得。美元兑人名币 (直接标价法) 实际汇率由中美两国C PI指数和名义汇率计算得到, 其中C PI指数是根据两国C PI环比增长率算得, 并以2005年7月为基期;名义汇率由中国人民银行公布的每日中间价算出的月平均值。由于国内收入G D P是季度数据, 不符合数据等频的要求, 因此采用两国的工业生产值同比增长率代替 (美国为A IN D, 中国为C IN D) 。汇率波动变量σ是根据实际汇率 (1) 采用garch (1, 1) 模型计算。以上所有数据来源于中国宏观经济数据库。
(二) 实证检验
1. 数据平稳性检验。
为了保持数据量级的一致性和消除数据的异方差性, 对所有原始数据进行对数处理。除了汇率和汇率变动不具有季节性特征, 需对其他原始数据做X 12季节性调整。对处理后的原始数据进行平稳性检验, 结果如表1所示。结果显示T B和A IN D是平稳序列, 其他序列是一阶单整序列。根据Johansen协整检验理论, 进行协整检验要求两个或两个以上的同阶单整序列。本文中的五个序列并不是同阶单整, 但C IN D、E和σ这三个一阶单整序列可能具有协整关系。考虑到T B和A IN D是平稳序列, 如果三个一阶单整序列能够得到协整关系, 那么这五个序列将可能存在稳定的长期关系。
2. 基于VEC模型的格兰杰因果检验。
根据协整检验可知, 五个变量间存在稳定的长期关系, 因此可以建立V EC模型, 并基于V EC模型进行格兰杰因果检验, 检验结果如表 (6) 所示。检验结果显示, 在5%的置信水平下, A IN D、E和σ并不是T B的格兰杰原因, 而C IN D是T B的格兰杰原因;在联合检验下, A IN D、E、σ和C IN D是T B的格兰杰原因。由此说明, 人民币汇率和汇率波动在并不会引发中美贸易差额的变动, 这意味着中国无法通过汇率操纵来扩大中美贸易顺差;同时, 美国国内收入也不影响中美间的贸易差额。中美间贸易差额变动更多是受到中国自身生产力提高的影响。
3. 脉冲响应和方差分解。
为了更详细深入地刻画解释变量波动对被解释变量的动态影响, 下面用脉冲响应函数和方差分解的方法对中美贸易顺差问题进行探讨。其中, 脉冲响应考量某一变量一个单位标准差的扰动对其他变量影响的动态冲击;方差分解的目的是分析冲击对变量变化的贡献度, 以此评价各类冲击对模型内生变量的相对重要性。
根据上文构建的V EM模型, 考虑贸易、汇率、汇率波动、中国生产能力和美国生产能力等五种冲击对中美贸易顺差的影响。脉冲响应见图 (1) , 方差分解见表 (7) 。
由图1第一幅子图看出, 在短时间内国内生产对中美贸易差额产生显著的正向冲击, 但该冲击在滞后2期后减小, 并在滞后5期后维持较弱的正向冲击;第二幅子图显示, 美国一单位生产标准差的扰动会对中美贸易差额产生较稳定的正向冲击, 但中美贸易差额对该冲击的反应速度较慢, ;第三幅子图显示在短期和中期, 汇率贬值对中美贸易差额的冲击在统计上是不显著的, 但长期会有微弱的负向影响;第四幅子图显示汇率波动会对中美贸易产生微弱的正向影响。总体来看, 中美贸易差额主要受到国内生产和美国生产增长的影响, 受到汇率和汇率波动的影响较弱。
根据表 (7) 的方差分解结果可以知道, 在中美贸易差额走势的波动中, 其自相关性很强。其中, 贸易收支波动是最主要的贡献因素之一。我国生产发展状况对中美贸易顺差的影响显著大于美国经济发展状况所带来的影响, 并且前者的贡献度维持在20%左右, 而后者的贡献度缓慢增长, 并最终维持在8%左右。人民币对美元实际汇率和汇率波动对贸易差额变动的贡献度在短期内都很微弱, 最终两者缓慢增长到8%左右。
从脉冲响应和方差分解结果可以看出, 中美贸易顺差主要是生产驱动的, 特别是中国自身生产力的增长。虽然人民币汇率和汇率波动会对中美贸易差额有一定影响, 但这种影响是较弱的, 并且脉冲响应说明人民币在长期内对贸易差额有微弱的负向作用, 与“贬值扩大顺差”相悖。由此说明中国并不存在所谓的“汇率操纵”以扩大中美贸易顺差。
之所以出现这样的结论, 可能因为以下因素的影响:一是汇率传递率低, 人民币升值时我国出口品的美元价格上升小于人民币升值率, 进口的美国产品人民币价格下降小于人民币升值率;二是美国限制对华出口, 汇率调整的价格效应失去作用;三是受全球宏观经济波动和中美两国经济政策的影响, 比如近几年发生的全球性的金融危机, 美国实施多轮量化宽松货币政策, 以及我国出口退税政策的调整。
五、结论
本文通过实证对中美贸易进行了系统性分析。从协整方程检验结果可以看出, 我国对美国贸易顺差与人民币实际汇率、汇率波动、国内生产和美国生产存在长期成负相关关系。从基于V EM模型的格兰杰因果检验可以看出国内生产是导致中美贸易顺差扩大的主要原因, 而不是人民币贬值和汇率波动;脉冲响应和方差分解印证了格兰杰因果检验的结果, 进一步说明了中美贸易顺差是生产力驱动型, 汇率因素影响较弱。因此我国无法通过“操纵”人民币兑美元汇率来增加贸易顺差。
因此, 单纯的就汇率变动来衡量贸易状况不具有可行性, 中美双方应就完善双边贸易政策和经济状况来改善贸易状况。比如美国需要采取积极的贸易政策, 放宽对华出口的条件, 积极促进对华出口;中国应积极扩大进口, 并扩大我国国内市场内需。同时, 双方应进一步疏通汇率的传导机制, 以有效发挥汇率的价格效应。
注释
11实际汇率的变动值经检验具有ARCH效应。
汇率干预与汇率操纵 篇2
关键词：汇率操纵,汇率波动,贸易收支,自回归分布滞后模型
一、引言
近年来, 伴随中国经济快速发展, 中国对美国的贸易收支顺差不断扩大, 指责中国依靠操纵人民币汇率以谋取贸易竞争优势的声音越来越大。尤其前段时间美国大选期间, 人民币汇率操纵问题, 再度成为中美关系中经济和政治的热门话题。客观理性的认识贸易收支和汇率之间的关系, 可以有效地防止贸易摩擦和贸易保护等行为的发生, 对于中美两国经济和贸易的顺利发展发挥积极作用和重要的研究意义。
关于中国是否在操纵人民币汇率的问题, 国内外学者主要从两个方面进行了讨论。
一方面集中在人民币均衡汇率水平测算, 衡量汇率是否失调及失调程度的研究上, 来判断人民币汇率是否被操纵。人民币均衡汇率及失调程度的测算方法是多样的, 施建淮和余海丰 (2005) [1]采用行为均衡汇率方法, 以季度数据进行估计, 显示2002年第二季度到2004年间人民币实际汇率低估程度在10%左右。贺刚 (2012) [2]分别运用截面、面板和协整三类模型对1996年第一季度至2007年第四季度人民币实际有效汇率失调程度进行测算, 实证结果表明人民币汇率在部分年度出现低估的现象, 但偏离幅度温和, 人民币币值围绕着均衡汇率在一个可控幅度内上下波动, 不存在严重错位的现象。除此之外, 王维国和黄万阳 (2005) [3]、吴丽华和王锋 (2006) [4]和杨长江和钟宁桦 (2012) [5]等均从汇率失调的角度研究了人民币汇率操纵问题。同一学者运用不同的方法测算结论也有很大差异, 而不同的学者在采用同样的方法进行测算时, 由于选择的变量的不同, 测算结果仍然差异巨大 (唐亚晖和陈守东, 2010) [6]。
另一方面是从汇率与贸易收支的角度进行的研究。美国判断一国是否在操纵汇率的依据1988年制订的《贸易和竞争力综合法案》规定, 必须考虑各国是否为阻止有效调整国际收支平衡, 或为在国际贸易中谋取不公平竞争优势而操纵本国货币兑美元的汇率。鉴于此, 一些学者集中从汇率对贸易收支的影响这一角度探讨了人民币汇率操纵问题。孙华妤和潘红宇 (2010) [7]采用2005年7月至2008年人民币兑美元汇率的月度数据, 运用协整分析与误差修正模型, 探讨了汇率与中美贸易收支差额的关系, 协整方程估计结果显示中国对美国贸易顺差与人民币美元名义汇率成反向关系, 而误差修正模型结果显示, 名义汇率不是中美贸易差额的格兰杰原因。这一结果说明在短期和长期中, 中国政府无法依靠人民币低估以扩大净出口, 即不可能操纵人民币汇率。此外, 叶永刚等 (2006) [8]、刘伟和凌江怀 (2006) [9]也研究了人民币汇率与中美贸易收支差额之间的关系。这些研究结果均未能发现汇率与贸易收支差额之间的因果关系, 由此他们认为单纯依靠人民币升值难以缓解中美贸易失衡的问题。
本文在孙华妤和潘红宇 (2010) [7]研究的基础上, 运用自回归分布滞后 (Autoregressive Distributed Lag, 简称ARDL) 模型从长短期汇率传递的角度拟分析人民币汇率与中美贸易收支的关系, 并重点讨论是否存在通过操纵人民币汇率而获取贸易竞争优势的可能性。本研究与已往的研究相比, 有以下几个方面的特点:上述文献主要从汇率水平角度讨论了人民币汇率与中美贸易收支的关系。而诸多理论与实证研究发现, 汇率对国际贸易的影响途径除了汇率水平途径还有汇率波动途径[10,11]。鉴于此, 本研究进一步分析人民币汇率波动对中美贸易收支的影响。另外, 大多数现存文献只使用贸易总数据, 鲜有文献分析不同贸易部门的情况。而本文进一步讨论人民币汇率与不同贸易部门之间的关系。
二、模型设定及数据选取
(一) 模型设定
本文沿用Rose和Yellen (1989) [12]构建的两国贸易模型, 假设国内 (外) 进口商品数量取决于国内 (外) 实际收入水平和进口商品的相对价格, 即:
其中, Dm (Dm*) 表示国内 (外) 进口商品的数量, Ym (Ym*) 表示国内 (外) 实际收入水平, pm (pm*) 表示相对于国内 (外) 价格水平, 以本 (外) 币衡量的本 (外) 国进口商品相对价格。
假设出口商品的数量取决于出口商品的相对价格。
其中, Sx (Sx*) 是国内 (外) 出口商品的数量, px表示相对于国内价格水平P以本币衡量的本国出口商品的相对价格, px*表示相对于国外价格水平p*以外币表示衡量的外国出口商品的相对价格。
本国进口商品的相对价格为:
其中, En表示采用直接标价法衡量的名义汇率, E表示实际汇率, 定义为E≡En·P*/P。
同样, 外国进口商品的价格为:
均衡条件时, 进出口商品的数量和相对价格水平取决于:
所以, 以本币表示的本国贸易收支差额可以表示为:
由式 (1) ~ (5) 可知, px和px*是E, Y, Y*的函数。因此, TB可以表示为:
上式两边同时取自然对数形式后, 可以表示为:
此处小写字母代表取自然对数形式。
由以上理论模型可以看出, 贸易收支差额可以表示为实际汇率et、国内收入水平yt和国外收入水平yt*的函数。在此理论研究的基础上, 本文进一步考虑到汇率波动和人民币汇率制度改革因素的影响建立如下实证模型:
其中, tbt表示贸易收支水平, et表示实际汇率水平, ytc表示国内收入水平, ytu表示国外收入水平, σt表示汇率波动率, ε为误差项。αc, αe, αyc, αyu, ασ, αD均为估计参数。需要说明的是, Dt表示人民币汇率制度改革虚拟变量, 即在实行汇改时期Dt取值为1, 否则为0。但在2008年7月至2010年6月期间人民币汇率一直保持在1美元兑6.83元人民币左右。鉴于此, 汇改时期设定为2005年7月至2008年6月与2010年6月至2011年12月。
我们最关注的是模型 (9) 中的汇率传递参数αe和ασ波动传递参数。如果我们检验结果证实这些系数显著非零, 说明中国有可能操纵汇率来获取贸易优势。反之亦然。
(二) 变量定义与数据概述
中国于2001年12月正式加入世界贸易组织, 这标志着中国国际贸易走向新阶段的第一步, 此后中国的国际贸易总量发生了显著性的增长。因此, 本文研究入世后的情况, 选取2002年1月至2011年12月的月度数据, 共120个样本数据。各变量定义为如下:
tbt表示贸易收支, 这里选用样本期内每月中国对美实际出口额 (rex) 与实际进口额 (rim) 的比值 (1) , 即:
其中, next表示名义对美出口额, xpit表示中国总体出口价格指数 (2) , imt表示名义对美进口额, mpit表示中国总体进口价格指数。
et表示人民币兑美元实际汇率, 即:
其中, etn为以间接标价法表示的人民币兑美元名义汇率的每月平均值, cpitUsa表示美国的消费者物价指数, cpitChn表示中国的消费者物价指数, 数值上升代表人民币贬值。
国内外实际收入通常使用实际GDP。但由于本文所使用的变量为月度数据, 而GDP只有季度数据。为此本文以中国与美国的工业生产指数作为国内外实际收入的代理变量。由于不存在中国的工业生产指数, 本文使用上年全年=100与上年同月=100的当月数据推算而得到2005年=100的名义工业生产指数, 然后除以生产者物价指数计算实际工业生产指数。
汇率波动率的估计方法有多种, 其中最常见的是移动平均标准差 (3) (moving average standard deviation) , 计算方法如下:
其中, et为人民币兑美元的实际汇率, m为移动平均窗口长度。由于本文使用月度数据, 本文采用使用最近12个月的数据来计算, 即m=12。
需要说明的是, 上述数据均来源于Wind数据库, 另外本文特将所有指数数据的基期统一为2005年=100。除了汇率与汇率波动率之外, 其他数据均采用X12-ARIMA方法进行季节调整, 并相应的全部取自然对数值。
三、研究方法
本文应用Pesaran和Shin (1995) [13]、Pesaran和Pesaran (1997) [14]、Pesaran等 (2001) [15]提出的ARDL模型来研究汇率变动对贸易收支的影响。ARDL模型相比于其它模型, 具有最突出的优点表现在:一方面, 可以同时得到长期和短期汇率传递系数;另一方面无论模型中各变量序列是I (0) 还是I (1) , 都可以使用该模型进行估计, 并且得到回归系数的结果是一致、有效的。
ARDL检验法分两步完成, 即ARDL协整检验与ARDL长短期模型的估计。
(一) ARDL模型的协整检验
根据方程 (9) , 建立如下ARDL协整检验模型:
其中, △表示差分算子, 即△xt=xt-xt-1。F检验可用于检验水平变量之间是否存在长期均衡关系。原假设为不存在长期均衡关系, 即方程 (13) :H0∶λtb=λe=λyc=λyu=λσ=0。在原假设成立时, F统计量服从非标准分布。在95%与99%的临界范围分别为2.62~3.79与3.41~4.68 (4) 。当F统计量大于临界上限时, 拒绝原假设, 即变量间存在长期均衡关系。当F统计量落在临界范围内时, 还要进一步检验各变量的单整阶数。
(二) ARDL模型的估计
通过ARDL协整检验发现变量间存在长期均衡关系后, 我们可以分析变量间的长短期关系。关于长期模型, 应用如下长期ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 模型:
估计式 (14) 后可以转换成如下长期均衡关系式:
从现实情况来看, 式 (15) 长期均衡关系并非永远成立。在短期内, 受到各种原因而脱离其均衡关系。基于ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 模型的误差修正模型 (error correction model, ECM) 如下:
其中, ECt-1为误差修正项。当长期均衡关系出现失衡时, 误差修正项起到回调作用。ECt-1<意味着t-1期的出口低于长期均衡值, 在t期△et>0才能回到均衡值。因此参数ξ为负。
四、实证结果及分析
除了总体贸易收支水平之外, 本文使用国际贸易标准分类 (SITC) 数据考察不同贸易部门的情况。需要说明的是, 由于食品及活动物 (第0类) 、饮料及烟类 (第1类) 、非食用原料 (第2类) , 矿物燃料、润滑油及有关原料 (第3类) , 动植物油、脂及动植物蜡 (第4类) 占总进出口额的比率极小, 我们将这些分类加总称为初级产品。于是下面所要分析的对象为初级产品、化学成品及有关产品 (第5类) 、按原料分类的制成品 (第6类) 、机械及运输设备 (第7类) 、杂项制品 (第8类) , 共有5大贸易部门。
(一) ARDL协整检验
首先进行ARDL协整检验。首先要确定式 (13) 的ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 协整检验模型的滞后阶数。本文进行m1=1~3、m2=0~3、m3=0~3、m4=0~3、m5=0~3的768种模型组合的检验, 根据施瓦茨信息准则 (SIC) 选择最优滞后模型。
总体贸易收支、初级产品、化学成品及有关产品、按原料分类的制成品、机械及运输设备、杂项制品的ARDL协整检验结果, 如表1所示。除了机械及运输设备与杂项制品之外均大于95%的临界上限3.79, 表明在5%显著水平拒绝没有协整关系的原假设, 水平变量间存在长期均衡关系。
机械及运输设备与杂项制品未能发现协整关系, 表明本文选取的变量均不能说明这些部门的贸易收支。换言之, 汇率与汇率波动均不影响这些部门的贸易收支, 中国不能通过汇率操纵来获取贸易优势。因此在下面的ARDL长短期模型分析当中, 该行业分类将不予考虑。
注:***和**分别表示在1%和5%水平显著;F检验的1%和5%临界上线分别为4.68和3.79 (Pesaran等 (2001) [14]Table CI, pp.300-301) 。
(二) ARDL长短期模型估计结果
在上述研究证明水平变量之间存在长期均衡关系的基础上, 我们进一步分析长短期模型的具体参数。这里也根据SIC准则选择了式 (14) 的ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 模型的最佳滞后阶数。模型估计结果见表2。
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平显著;括号中的数字为估计系数的标准误差。
1. 总体分析。
从长期来看, 汇率水平传递参数αe与汇率波动传递参数ασ均不显著异于零, 说明长期内无论人民币兑美元实际汇率还是其波动率均不影响中美贸易收支。另外, 代表美国实际收入水平的参数αyu为2.639 9, 在1%的水平上显著为正。这表明长期中美两国贸易收支主要受到美国收入水平的正向影响, 即美国实际收入水平越高, 中美贸易收支顺差越大。换言之, 美国收入的减少将会带来负面影响, 在当前全球经济萎靡而外需持续低迷背景下, 中国贸易收支不断恶化, 贸易部门尤其是出口部门不得不面临严峻挑战, 扩大内需成为中国的当务之急。
从短期来看, 同样人民币兑美元实际汇率和实际汇率波动率的参数都是不显著的, 表明人民币汇率的政策性调整不能在短期内起到立即改善贸易收支的作用。而且中美两国实际收入参数β0yc与β0yu也同样是不显著的, 表明这些变量在短期内均不是影响中美贸易收支的主要因素。另外, 参数ξ为-0.5211并在1%水平显著, 这表明在短期内一旦偏离长期均衡水平, 实际出口在一个月内向均衡水平回调52.11%, 即大约2个月回到均衡水平。
综上实证结果表明, 无论长期还是短期, 中美贸易收支没有受到人民币兑美元实际汇率水平与波动的显著影响, 意味着中国不能通过操纵人民币汇率来影响对美进出口贸易进而改善贸易收支。
2. 行业分析。
表3显示, 初级产品、化学成品与有关产品、按原料分类的制成品贸易部门的ARDL长短期模型的参数估计结果。
在初级产品贸易部门方面, 无论是长期模型还是短期模型, 人民币兑美元实际汇率和汇率波动率前的参数都是不显著的, 这说明无论汇率水平还是汇率波动率的变动, 对于中美初级产品贸易收支都不存在显著影响。
化学用品与有关产品的参数估计结果显示, 在人民币兑美元实际汇率前的参数不显著, 说明长期内汇率水平变动, 对于中美化学用品与有关产品贸易收支不存在显著影响。但汇率波动率前的参数为0.4241, 在5%的水平上显著为正, 这意味着长期内, 汇率波动率对中美化学用品与有关产品的贸易收支产生正向影响。尽管如此, 化学用品与有关产品贸易部门在整个中美进出口贸易所占的比例极小, 根据2011年全年数据计算只有3.84%, 因此该部门对整体的影响是微乎其微的。短期内汇率水平传递参数βe与汇率波动传递参数βσ均不显著异于零, 表明短期汇率水平和汇率波动率的变动对于中美化学用品与有关产品的贸易收支均不存在显著影响。
按原料分类的制成品的参数估计结果与初级产品相似, 即无论是长期还是短期, 人民币兑美元实际汇率与其波动率均不是影响中美贸易收支的主要变量。
另外, 这三种模型的误差修正项参数均在1%水平显著为负, 表明当长期均衡关系出现失衡时误差修正项能够起到回调作用, 即我们设定的ARDL误差修正模型是准确的。
总体而言, 虽然各贸易部门的模型估计结果在参数大小与其显著程度方面有所差异, 然而基本上支持无论汇率水平还是汇率波动均不影响中美贸易收支的结论。也就是说, 中国不能通过汇率水平途径或汇率波动途径来改善中美贸易收支。
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平显著;括号中的数字为估计系数的标准误差。
3. 模型设定检验。
最后, 我们进行模型设定检验, 以确认我们设定的模型合理与否。表4中, Q12表示检验估计模型残差的12阶Ljung-Box统计量。检验结果显示, 所有模型在10%显著水平也不能拒绝残差序列不存在自相关的原假设。LM1Hetero表示检验估计模型残差项1阶异方差的LM统计量。结果发现, 所有模型在10%显著水平也不能拒绝残差序列不存在异方差的原假设。由此可以推断, 我们设定的ARDL模型是合理的。
注:表示修正拟合优度;德宾-沃森统计量;R軍表示检验估计模型残差的12阶Ljung-Box统计量;Q12表示检验估计模型残差项1阶异方差的LM统计量。
五、结论
央行外汇干预与汇率稳定的探讨 篇3
货币当局的外汇市场干预措施, 对于一国汇率稳定和货币国际化程度的提高有着重要的意义。狭义的外汇市场干预是“货币当局在外汇市场上的任何外汇买卖, 以影响本国货币的汇率的行为”;多米格茨提出了广义的定义:“由一个政府的官方机构进行的外汇市场干预的任何交易或者宣布的消息, 都是有影响汇率的价值”。货币当局外汇市场干预的目的主要包括熨平汇率的短期波动、当汇率波动超出本国经济的忍受范围时做出反应、使汇率向新的均衡水平移动。20 05年7月以来, 我国央行的外汇干预主要是建立健全参考一揽子货币的汇率制度, 并促使汇率向较合理的均衡水平移动。经过三年多的持续升值, 人民币的升值速度已开始放缓, 见图1。
数据来源:根据人民银行网站数据整理
人们币兑美元汇率的合理区间仍存在着争议, 本文不再赘述, 下文要探讨的是人民币持续升值到合理区间后的央行外汇市场干预行为。
二、西方发达国家对美元进行联合外汇干预的历史经验
1.1960年第一次美元危机是西方各国共同干预外汇市场的开始, 危机出现的直接原因是美国出现经济危机, 各国投资者担心美国无力维持美元兑换黄金的固定比例而抛售美元购入黄金。2 0世纪6 0年代末美元危机再次爆发, 投资者对美元和英镑失去信心因而抛售美元购买黄金, 但是各国拒绝进行共同干预。
20世纪70年代布雷顿森林体系濒临解体, 直接原因是美国国际收支存在巨额逆差, 市场普遍对美元持悲观态度。为维持对美元的平价, 各国央行在外汇市场上巨资收购美元进行干预, 但是干预效果不佳。最终布雷顿森林体系崩溃, 美元出现了较大幅度的贬值。
2. 布雷顿森林体系崩溃后, 各国纷纷由固定汇率制度转向浮动汇率制度。1 9 7 3年～1 9 7 5年, 各主要发达国家出现了经济衰退, 出于对本国经济利益保护的目的推行了不同的干预措施:西德干预马克升值、英格兰银行干预英镑下跌、瑞士央行干预美元、美国干预金价以维持美元的坚挺, 但这些措施都没有改变美元持续贬值的趋势。1976年～1979日本德国瑞士美国四国同时在市场干预, 试图维持美元汇率, 但是效果并不明显。在2 0世纪8 0年代早期, 美国经济走出衰退, 同时在国内推行高利率的货币政策政策, 导致大量游资流入美国, 美元开始持续升值。198 3年8月美国德国日本法国进行联合干预, 但是美元仍旧在不断升值。
3.1985年9月广场协定签订后, 美元开始下跌, 美日德法英五国央行联合进行干预但是仍然无效, 美元的下跌持续至1987年初。1986年8月, 日本央行开始大规模抛售日元购买美元以求阻止日元升值, 但至卢浮宫协议前后, 日元已由2 5 0日元兑1美元升值至146日元兑1美元, 日本央行的干预失败。1987年秋天, 七国集团也曾经坚定不移的干预支持美元, 同样收效甚微。
4.1987年12月下旬和1988年l月上旬, 在多个发达国家中央银行的联合干预下, 美元汇价在世界各主要外汇市场上均明显回升。1992年3月在德国高利率和美国宽松货币政策, 美元开始贬值, 美国与欧洲国家的中央银行短期内进行了两次大规模千预外汇市场。这两次干预从性质上来说, 虽然有短时的效果, 从中长期来看却完全是失败的。
从上述历史事件中可以看出:布雷顿森林体系实质上是在全球范围内实施美元为中心的固定汇率制度, 这个制度的最大隐患是美元汇率稳定不仅取决于美国的经济状况, 而且和黄金挂钩。这就是说即使美国经济健康发展, 一旦国际市场上自由流动的美元数额远远大于美国的黄金储备, 布雷顿森林体系也可能因为游资的“挤兑”而崩溃。事实上各国经济发展率差异很大、美元大量流出美国, 市场预期出现变化后, 包括美国在内的西方各国不可能提供外汇干预所需要的巨额黄金, 布雷顿森林体系也随之崩溃。
布雷顿森林体系崩溃后, 各国普遍实行浮动汇率制度, 央行干预在熨平汇率的短期波动方面起到了较大的作用, 但是对汇率在中长期的走势难以进行有限干预。原因主要有两点:一是国际外汇交易市场上对美元汇率趋势产生一致的预期, 美元升值或贬值的趋势在短期内就难以被改变, 即使各国央行进行联合干预的规模和力度特别大, 也只能在短期内维持汇率的稳定;二是国家间的经济发展状况和货币政策才是决定汇率均衡水平的根本因素, 如果汇率水平严重偏离了应有的均衡水平, 市场的力量将倾向于使汇率向均衡水平移动。此时进行外汇干预, 即使是多国联合干预也很可能会失败。
近年来国际外汇交易市场规模空前扩张 (见图2) , 各国的外汇储备相对于国际外汇市场的交易量来言已经很小, 干预效果自然也在变小。因此亚洲金融危机结束以来, 绝大多数发达国家和一些新兴市场经济体已很少进行官方外汇干预。除日本以外, 美国、欧盟等发行国际储备货币的央行几乎不进行外汇干预。
三、人民币升值后期的外汇干预与汇率稳定
1. 上世纪60年代～90年代美元兑马克、日元汇率的上升或下降趋势变化, 都与两国货币政策和经济发展率差异密切相关。在全球资本流动规模空前、投机性交易占外汇市场交易量比重日益增加的前提下, 通过与市场投资者逆向操作维持汇率数值的稳定, 难度极大。截止至2008年4月, 中国的外汇储备已达到1.76万亿美元, 超过世界主要7大工业国;而据国际清算银行数据统计, 2 0 0 7年4月全球外汇市场日交易总额达到约3.2万亿美元。这意味着从规模上看, 虽然我国拥有巨额外汇储备, 仍难以通过央行干预直接决定汇率的市场价格。
2. 采取参考一揽子货币的汇率制度并不意味着央行放弃对外汇市场的干预。在一国经济的发展过程中, 如果影响汇率的基本经济因素发生了不可逆转的变化趋势, 就要求汇率随之发生相应的变化。此时官方对汇率的干预就应当是使汇率从当前的水平过渡到一个新的预期均衡状态。长期以来出口导向性经济战略指导下的低汇率政策, 已经使得人民币币值被严重低估, 一旦资本项目完全开放, 人民币币值必将在国际资金的冲击下迅速到达较高水平。因此央行现阶段的干预重点, 应是促使汇率稳健地向较高的均衡水平移动。
3. 汇率稳定并不意味着汇率盯住某种国际货币, 实际均衡汇率受到多种因素的影响因此也在不停变化。参考一揽子货币的汇率制度下, 央行需要通过公开市场业务平抑非理性的波动;更重要的是应当定期对汇率合理水平进行评估, 一旦出现现行汇率区间与合理区间偏离过大时, 应积极主动的调整干预的汇率区间, 而不是简单的利用外汇干预来维持短期汇率数值稳定。
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汇率干预与汇率操纵 篇4
自从中国加入WTO以来, 在“双顺差”的压力之下, 人民币面临很大的升值压力。但由于央行不断的通过购买外汇干预外汇市场, 使得外汇市场供求强行均衡, 从而使得人民币汇率处于超稳定的状态。
央行自2005年开始对人民币汇率形成机制进行了一系列重大改革。尽管如此, 外汇市场仍然呈现出“双头垄断”的市场结构。人民币汇率市场化的程度依然非常有限。
人民币汇率形成机制改革是中国经济改革和对外开放的重要内容之一。在中国继续保持国际收支顺差, 人民币面临升值的压力之下, 央行如何在稳定汇率的目标之下, 进一步推进人民币汇率的市场化, 依然是学术界和决策者关注的重要问题。
二、文献综述
不同的学者从不同的角度研究了外汇市场汇率的形成机制, 并都取得了一定的成果:
一些学者从央行角度研究汇率形成机制。Mussa (1981) 与Lew is (1995) 通过信号假设理论分析央行干预, 文章把干预解释为向市场传递信息, 由此影响市场参加者的预期, 进而影响汇率走向。丁剑平、俞君钛、张景煜 (2006) 从市场微观结构出发, 比较分析了在不同的交易层次上中央银行外汇干预的效果, 结论是:中央银行的参与会使汇率更接近其真实波动水平, 并且央行通过做市商间接参与银行间外汇市场比其直接参与有更好的干预效果。
此外, Evans和Lyons (2002) 运用了行为金融学的理论建立了模型, 他们设计了一个包含信息的指令流汇率决定的简单模型, 证明客户指令流与短期汇率波动是相关的, 他们揭示了指令流、宏观基本面信息以及汇率三者的关系。
最后, 陈海威 (2001) 、栗书茵 (2011) 运用SCP范式, 在对我国外汇市场集中度进行实证的基础上, 得出我国外汇市场结构呈现出“买方较高垄断, 卖方较高寡占的总体特征”判断, 并认为造成我国外汇市场集中度较高的主要原因有外汇管制措施、人民币有限兑换、市场准入限制以及历史因素等。
三、我国人民币汇率形成机制的现状分析
(一) 我国现行的人民币汇率形成机制
2005年, 我国对人民币汇率形成机制进行了重大改革, 具体包括:一是自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。二是交易主体扩大。从2005年8月8日起, 允许符合条件的非金融企业和非银行金融机构进入银行间即期外汇市场进行交易。三是允许人民币有更大的波动幅度。从2007年5月21日开始, 银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价浮动幅度由3‰扩大至5‰。四是交易品种更加丰富。从2005年5月至2006年4月, 银行间市场相继推出了八个外币货币对的即期交易、远期外汇交易以及人民币与外币掉期业务。五是允许多种交易方式。2005年8月15日, 银行间人民币外汇远期交易市场率先采用询价交易, 即OTC交易。紧接着, 在2006年1月4日, 在银行间即期外汇市场上引入询价交易方式, 同时保留撮合方式。同时为了向市场提供更多的流动性, 银行间外汇市场引入了做市商制度。
图一描述了汇改之后人民币汇率形成机制的操作流程。外贸企业在现有的结售汇制度下, 与市场上的外汇指定银行进行售汇或结汇。外汇指定银行由于客户结售汇业务、自身结售汇业务和参与银行间外汇市场交易而形成外汇综合头寸, 如果外汇指定银行持有的外汇头寸超过规定的限额, 则必须在外汇市场上进行“抛补头寸”, 据此形成对外汇的供求。外汇市场上汇率每日的变化被规定在了固定的区间内, 当汇率波动到规定的浮动区间之外时, 央行为了稳定汇率, 将进入外汇交易中心的公开市场操作室进行外汇买卖。如果汇率未波动到规定的区间之外, 央行可以根据自己的政策需要, 自行决定是否入市进行外汇干预。
(二) 我国外汇市场汇率的非均衡分析
本文在分析现行人民币汇率形成机制下外汇市场供给和需求的基础之上, 对我国央行外汇市场干预的效果进行分析。
1. 外汇市场供求情况分析。
如果外汇市场供给大于需求, 汇率将会下降, 这时中央银行为了阻止汇率下降, 会在市场上买入多余的外汇, 从而使外汇储备增加。反之, 当市场上外汇的供给小于需求时, 中央银行为了阻止汇率上涨, 会在市场上卖出外汇, 从而使外汇储备减少。所以可以根据外汇储备的多少来衡量中国的外汇市场供求状况, 进而分析中国的外汇市场均衡状况。
数据显示, 我国的外汇储备逐年快速地增长, 从1994年的516亿元迅速增长到2011年的31311亿元。根据特里芬教授 (R.Tr iffin, 1960) 的观点, 一国合理的外汇储备规模应该能够维持正常的3个月进口, 大约占全年进口总额的30%~40%。中国的外汇储备量高于这一规模很多, 说明中央银行进入外汇市场进行了大量的外汇干预。由此分析出, 我国外汇市场的真实情况是供给大于需求的。
2. 均衡汇率和外汇市场效用分析。
由图一所示, 我国的外汇市场是由银行和客户间的零售市场和银行间外汇市场组成的。由于中国外汇交易主要集中在银行间外汇市场, 因此本文在这一部分以银行间外汇市场为研究对象, 运用供给和需求分析方法, 来研究我国外汇市场汇率是否为均衡汇率。
目前来看, 中国银行间外汇市场主要是由外汇指定银行和中央银行这两个直接的交易主体组成的。本文运用图二对银行间外汇市场主要的交易主体效用进行分析, 以探索外汇市场是否处于均衡状态。
从目的出发, 央行在外汇市场的干预分为主动性交易和被动性交易。前者是指央行主动在外汇市场上买卖一定数量的外汇以达到某种宏观经济目的, 如保持稳定的外汇储备数量等;后者是指央银行被动地在外汇市场买卖外汇, 目的是使外汇市场在规定的汇率波动范围内达到市场出清。如图二所示, 在我国有管理的浮动汇率制下, 规定的外汇浮动区间为E1到E2。若此时外汇的供给和需求使得汇率在此范围内, 则央行不会被动进行外汇干预, 市场汇率自发形成。但正如近些年中国所面临的情况, 市场上的外汇供给为S’而并非S, 外汇需求仍然为D不变, 此时产生了一个供给缺口 (Q2-Q1) , 此时中央银行为了稳定汇率在E1到E2的区间内, 在外汇市场被动购买了 (Q2-Q1) 数量的外汇。因此, 我们可以看到, 按照市场自发形成的供给与需求情况, 均衡汇率应该在B点处。由于央行外汇的干预, 强行将需求提高, 使得汇率固定在C点处。此时的汇率虽然稳定, 但不是市场自发形成的均衡汇率。
(三) 从汇率的非均衡看人民币汇率形成机制存在的问题
从上述分析可以看出, 这种会产生非均衡汇率的外汇干预机制将会导致如下问题:
1. 央行干预的被动性。
由于我国近些年来较大的“双顺差”局面使得外汇指定银行的外汇持有头寸远远大于对其规定的头寸限额, 因此外汇指定银行必须卖出多余的头寸, 而相对应的, 央行就必须被动买入外汇市场的净头寸。
2. 央行干预的成本大。
中央在外汇市场上大量买入外汇的同时, 为了避免人民币大量投放而导致的通货膨胀, 必须在公开市场进行货币冲销, 这将会造成大量的成本。第一, 央行在未来将会为此刻发行的央票支付巨额的利息支出。第二, 对商业银行再贷款的减少将会导致利息收入的大幅减少。
3. 制约了外汇市场的活力。
由于中央银行为了维护汇率稳定, 在外汇市场上大量购买外汇, 尤其是美元, 成为了美元的最后承担者, 担负着很大的汇率风险。这样做使得市场活力下降, 外汇市场市场化程度严重不足。
四、央行干预方式的探索
(一) 汇率目标区制与汇率预期的利用
克鲁格曼的汇率目标区模型是指将汇率浮动限制在一个区域内的汇率制度。该模型充分运用了中央银行外汇干预的预期途径, 揭示了该模型下汇率机制的内在稳定性, 即“蜜月效应”:假定交易者确信汇率目标区是可信的, 政府在按汇率变动到目标区的上下限时会进行有效的逆风向干预。以本币贬值为例, 当本币汇率上升到目标区上限附近时, 交易者预期到政府将会干预, 本币将会升值, 汇率向中心水平接近, 政府从而无需实际干预市场。本币升值的情况也是类似的。由于市场参加者在上述预期下的交易行为与中央银行一致, 汇率的运动轨迹是不可能达到边界的。因此, 在整个汇率目标区制下的运行过程中, 事实上无须中央银行进行干预。然而, 这种内在稳定的特性只有在央行有较高的公信力的情况下才能发挥作用。
具体运行机制图三所示。当外汇供给为S’而外汇需求为D时, 市场的均衡汇率为B, 在央行规定的汇率下限处, 市场上存在供给缺口。外汇市场上的参与者可以分为两种, 一种是外汇保值者, 一种是投机者。而投机者以套利为目的, 会更多的预期央行可能采取的措施。当汇率触及区间下限时, 由于投机者的预期作用, 他们会提前在市场上低价购买外汇, 从而将外汇需求提高到D’, 外汇市场在汇率下限处达到新的均衡。而新的均衡是市场上自发供求运动的结果, 央行没有参与市场。结果是, 央行的干预成本没有增加, 而汇率也稳定在浮动的区间内。
(二) 其他干预方式的改变
另一种比较简单直接的方法便是直接减少外汇干预, 允许汇率在更大的浮动范围内波动。
如图四所示, 若我国继续增加汇率可波动的区间, 由图中 (E1-E2) 扩大到 (E3-E4) , 则当外汇供给从S增加到S’时, 所产生的新的均衡点B仍然在汇率可波动的区间内, 此时, 央行不用进入外汇市场进行干预, 市场所产生的汇率也是均衡汇率。
还有另外一种改变央行干预的方法是放松对数量的控制, 比如适当提高银行结售汇头寸限额, 提高企业经常项目外汇账户限额。这样做使得企业和外汇指定银行, 尤其是外汇指定银行, 可以根据自己的实际需要和运营情况而不是强行的向市场供给外汇, 从而使得外汇供给有所减少, 在央行不进入市场直接干预的情况下, 将均衡汇率稳定在可浮动的区间内。
从本文提出的三种央行外汇干预的改进措施来看, 第一个和第三个方法分别改变了市场上自发的外汇需求和外汇供给, 从而将均衡汇率维持在了原有的波动区间内;而第二个方法虽然在产生了均衡的汇率, 但是将波动区间扩大了, 这无疑加大了汇率的波动, 加大了外汇市场的风险。显然, 第一种和第三种方法要优于第二种方法。
五、结论
本文在详细阐述了人民币汇率形成机制的基础上, 运用供给和需求曲线深入分析了外汇市场在央行的干预汇率形成的非均衡性, 同时还提出了现行的央行干预方式存在被动性、干预成本大、制约市场活力等问题。最后, 本文在参考了克鲁格曼的汇率目标区模型的基础上, 提出了充分利用预期从而提高外汇市场自发需求的央行外汇干预方式, 另外, 本文还提出了扩大汇率波幅和放松外汇指定银行结售汇头寸等可行方法。
中国在推进资本账户自由化和人民币国际化的进程中, 人民币汇率市场化是必不可少的一步。可见人民币汇率市场化是我国未来汇率制度改革的重要目标之一。研究如何调节外汇市场需求与供给以形成均衡汇率是实现汇率市场化的一个切实可行的思路, 基于其他角度的研究也同样值得学者和政策制定者去深入探索。
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