汇率决定理论新研究（共3篇）
汇率决定理论新研究 篇1
一、引言
购买力平价的基本观点最早出现在李嘉图等人的著作中，20世纪初，瑞典经济学家卡塞尔推广了购买力平价理论（Purchasing Power Parity，简称PPP）。自该理论被提出以来，虽然已经成为汇率决定理论的核心部分，但是业界对它的普遍正确性仍然存在种种质疑。为了揭示人民币汇率与购买力平价理论之间的关系，国内外学者进行了大量深入的实证研究，研究结果也不尽相同。
Zhang (2001）用1952—1997年的年度数据，估算了人民币与美元的双边行为均衡汇率模型和结构时间序列模型，研究结果表明，人民币汇率接近于购买力平价的均衡汇率水平，所以，他认为人民币汇率基本符合购买力平价理论。
Peer (2002）认为中国的货币操纵导致人民币汇率远远偏离购买力平价的均衡汇率水平，被低估大约40%；但是Funke和R ahn (2004）把JJ检验方法应用于BEER和PEER模型，结果表明，人民币相对美元虽然存在一定程度的低估，但是低估的程度并不严重。
温建东、黄昊（2008）认为相对购买力平价在长期中成立，但汇率会因为各种因素偏离购买力平价，实际经济因素的变动会导致名义汇率与购买力平价产生永久性偏离，而且发展中国家的偏离大于发达国家。
罗晓琴、独娟（2009）的研究结论表明，中美两国通货膨胀率的变化与汇率之间的变化不符合购买力平价理论，但是并不否定理论本身的正确性，并且认为购买力平价理论是我国汇率制度改革、人民币汇率调整的重要依据。
本文拟从购买力平价理论的角度出发，验证购买力平价模型是否符合人民币汇率决定的实际情况，并通过实证分析，揭示国内外物价水平差异与人民币汇率之间的关系。
二、理论回顾
购买力平价是指以同种货币计量的两种货币具有相同购买力的条件。该理论认为，一国的价格水平反映该国货币的国内购买力，而各国货币的实际购买力是相等的，各国货币之间的兑换比率———汇率等于各国价格水平之比。如果某种货币的国内购买力下降（上升），会引起该货币在外汇市场等比例贬值（升值）。
购买力平价理论可以进一步分为绝对购买力平价和相对购买力平价。其中，绝对购买力平价源于一价定律，反映的是价格水平和汇率水平之间的关系，它是指两国货币的汇率等于两国价格水平的比率，可以用（1）式表示。
其中，NE表示本币的名义间接汇率；Pf和Pd分别表示外国和本国的价格水平。相对购买力平价反映的是价格水平变动与汇率水平变动之间的关系，它是指在任何一段时间内，两种货币汇率的变化率等于同一时期内两国价格水平变化率之比，可以用（2）式表示。
其中，NEt、Pft和Pdt分别表示第t期的名义间接汇率、外国和本国的价格水平；NE0、Pf0和Pd0分别表示基期的名义间接汇率、外国和本国的价格水平；NEIt、PIft和PIdt分别表示第t期名义汇率指数、外国和本国的价格指数。相对购买力平价认为，价格和汇率会保持在各国货币的国内和国外购买力不变的情况下发生改变。
三、变量选取和数据说明
1、变量选取
为反映人民币与各种世界主要货币的汇率情况，同时兼顾中国与主要贸易国的贸易情况，我们选取的人民币汇率是名义有效汇率指数。该指数是以某一时点为基期核算的相对汇率指数，反映汇率变动情况。另外，由于各国统计的价格水平数据也是设定基期后核算的相对价格指数，反映的是价格变动情况，因此，我们的实证分析只能验证相对购买力平价理论。
相对购买力平价理论涉及到的变量有：名义汇率指数、外国和本国价格指数的比值。我们选取的人民币名义有效汇率指数是以中国与主要贸易国的贸易额为权重，对人民币与世界主要货币的汇率加权平均后的综合汇率指数。我们还需要一个能够反映主要贸易国价格水平的综合性国际价格指数与本国价格指数的比值。对于该变量的估算需要借助名义和实际汇率之间的关系。
其中，RE表示本币的实际汇率，其他变量的含义不变。对（3）式设定基期，将各个变量转化为相对变化率形式，可得（4）式：
其中，RE0表示基期的实际汇率，REt和REIt分别表示第t期的实际汇率和实际汇率指数，其他变量的含义不变。我们可以通过（4）式计算综合性国际价格指数和国内价格指数的比值（PIf/PId），以该变量表示国际国内间价格水平变化的差异。
2、数据说明
本文样本数据取自1994年1月至2010年6月人民币名义和实际有效汇率指数（NEI和REI）的半年度数据，数据来源于国家外汇管理局官方网站。选择1994年作为数据样本起点，并且以半年作为时间跨度的原因是：首先，1994年初的汇率改革建立了以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度，人民币汇率能够反映一价定律；其次，购买力平价理论适用于中长期汇率，所以选取样本观测值的时间跨度应该较长；最后，尽可能扩大样本容量，提高实证分析结论的可信度。
四、相对购买力平价的实证分析
我们利用1994年1月至2010年6月NEI和REI的半年度数据，结合（4）式计算出反映国际和国内价格水平变化差异的指标（PIf/PId）。图1表示了NEI和PIf/PId的变化趋势，图2表示了NEI和PIf/PId之间的相关性，由图1、2可知NEI和PIf/PId之间存在高度相关性，而且保持了较高的一致性变化趋势。
为了进一步分析NEI和PIf/PId之间的关系, 我们需要建立NEI与PIf/PId两个时间序列变量的回归模型。在建模过程中对各变量取对数 (即lnNEI与lnPIf/PId) , 以此消除时间序列中存在的异方差现象, 由时间序列的性质可知, 变量采用对数形式以后并不改变变量之间的协整关系。另外, 为了避免模型的“伪回归”现象, 我们需要首先对两个变量分别进行平稳性检验、协整检验、Granger因果关系检验, 只有两个变量都通过了这些检验, 才能分别建立lnNEI与lnPIf/PId的回归模型, 并分析它们之间的关系。
1、平稳性检验
利用Eviews6.0软件，采用ADF检验法对lnNEI和lnPIf/PId两个时间序列变量进行平稳性的单位根检验，结果如表1所示。
（注：检验模型包含截距项，不含时间项，差分滞后项阶数依据SIC准则确定。）
由表1可以发现，lnNEI和lnPIf/PId的ADF检验值都大于它们各显著水平的临界值，所以它们都是非平稳序列，但是经过一阶差分之后，D (lnNEI）和D (lnPIf/PId）在各显著水平下都是平稳序列。因为lnNEI～I (1）, lnlnPIf/PId～I (1）；则有lnNEI, lnlnPIf/PId～CI (1, 1）。即lnNEI和lnPIf/PId都是一阶单整序列，那么它们之间可能存在协整关系。
2、协整检验
lnNEI和lnPIf/PId之间是否确实存在协整关系，我们采用Johansen检验法进行检验，检验结果如表2所示。
（注：检验模型包含截距项，不含时间项，差分滞后项阶数为4。）
Johansen检验法中的迹（Trace）统计量和最大特征值（Max-Eigen）统计量检验都表明：在5%的显著水平下，lnNEI和lnPIf/PId之间至少存在1个协整关系，即人民币名义汇率变化和国际国内间价格水平变化差异之间存在长期均衡关系。
3、Ganger因果关系检验
lnNEI和lnPIf/PId之间均衡关系是否构成因果关系，即究竟是人民币名义汇率变化引起国际国内间价格水平变化差异，还是国际国内间价格水平变化差异引起人民币名义汇率变化，或者是二者相互影响。在实证分析中需要通过Ganger检验证实这种因果关系。lnNEI和lnPIf/PId之间的Ganger因果关系检验结果如表3所示。
Ganger检验结果表明，在检验模型滞后阶数为1阶，显著水平为5%的情况下，我们可以拒绝“lnNEI不是lnPIf/PId的Ganger原因”和“lnPIf/PId不是lnNEI的Ganger原因”这两个原假设，所以，我们认为：人民币名义汇率变化与国际国内间价格水平变化差异互为因果、相互影响。
4、误差修正模型（ECM)
由于误差修正模型（ECM）不但能够反映时间序列之间的长期均衡关系，而且能反映短期偏离长期均衡的修正机制，所以我们采用ECM研究人民币名义汇率变化（lnNEI）与国际国内间价格水平变化差异（lnPIf/PId）之间的长期和短期关系。根据Ganger因果关系检验结果，建立lnNEI和lnPIf/PId的长期均衡关系模型为：lnlnNEI=α+β*lnPIf/PId+ε；其中，ε为随机扰动项。OLS回归结果如下：
模型估计结果表明：在长期中，国际国内间价格水平变化差异每增大（减小）1%，人民币名义汇率将升值（贬值）0.51%。lnNEI和lnPIf/PId的短期非均衡关系由误差修正模型表示：
其中，ecm表示非均衡误差项，λ是短期调整参数（0<λ<1）。OLS回归结果如下：
模型估计结果表明：在短期中，国际国内间价格水平变化差异每增大（减小）1%，人民币名义汇率将升值（贬值）0.47%。
五、结论
本文采用平稳性检验、协整检验、Ganger因果关系检验以及误差修正模型等实证分析方法，对人民币汇率是否符合相对购买力平价进行验证，研究结果表明：第一，由于存在协整关系，说明相对购买力平价能够较好地解释人民币汇率与国际国内间价格水平变化差异之间存在的长期均衡关系。第二，人民币名义汇率变化与国际国内间价格水平变化差异之间存在双向的因果关系，即这二者之间互为因果，相互影响。这一结论与相对购买力平价阐明“价格水平差异导致名义汇率变动”的单向因果关系不符。第三，在长期中，国际国内间价格水平变化差异每增大（减小）1%，人民币名义汇率每升值（贬值）0.51%；在短期中，国际国内间价格水平变化差异每增大（减小）1%，人民币名义汇率每升值（贬值）0.47%。说明这二者之间存在中度的正相关关系，而且长期相关性高于短期。
摘要：为了验证购买力平价理论对人民币汇率决定的解释能力, 本文采用协整检验、Granger检验、误差修正模型等实证研究方法, 对于1994年以来人民币汇率和国内外价格水平差异的数据进行实证研究。结果表明购买力平价理论对人民币汇率决定具有一定的解释能力, 但是人民币汇率和国内外价格水平差异之间存在双向因果关系, 这一点与理论结果不符。
关键词：购买力平价,汇率,价格水平,协整检验,误差修正模型
参考文献
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汇率决定理论新研究 篇2
汇率又称为汇价, 就是一种货币购买另一种货币的价格。它同普通商品的价格一样可以表达为:单位商品的价值 (以我国为例) , 即元/单位商品或单位货币所能购买商品的数量, 即商品的数量/元。根据商品价格的表达方式, 汇率也可表达为单位外国货币可兑换的本国货币的数量或单位本国货币可兑换的外国货币的数量。如果我们把外国货币视为商品, 这样的计价方法称为直接标价法, 而视本国货币为商品的计价方法称为间接标价法。世界上大多数国家都采用直接标价法, 英国采用间接标价法。美国从1978年9月1日起除了对英镑外均改用间接标价法。标价的方法直接影响到对外币交易的会计计量。外汇交易有外币的买入 (银行或经纪人向客户买入外汇) 和外币的卖出 (银行或经纪人向客户卖出外汇) 。买入价和卖出价是不同的, 会计入账的价格通常是买入价和卖出价的平均值即中间价。再从外币交易看, 外币市场有两个, 一个是现汇市场, 一个是期汇市场, 也就是说远期价格和即期价格是不等的。而远期价格和即期价格的差额在直接标价法和间接标价法下又具有不同的意义。在直接标价法下, 远期价格大于即期价格称为远期升水, 而远期价格小于即期价格称为远期贴水。而在间接标价法下, 远期价格小于即期价格为远期升水, 而远期价格大于即期价格为远期贴水。
1.1 购买力平价理论
购买力平价理论的基本思想是:不同的货币代表的是对商品和劳务的购买力, 一国的货币在国际金融市场上之所以有人需要, 是因为持有这种货币可以购买该国的商品和劳务, 而汇率的升降则反映不同国家货币的购买力的相对变化。比如, A国一个单位货币所能购买的商品和劳务与B国n单位货币所能购买的商品和劳务一样, 则A国货币与B国货币之间的汇率就是:1个单位A国货币=n单位B国货币, 或一单位B国货币=1/n单位A国货币。如果A国发生了通货膨胀, 而B国的物价水平保持不变, 那么, A国货币的购买力就要下降。如果两国都发生通货膨胀, 则两国的货币购买力都下降, 而两国货币相对购买力的变化取决于两国物价上涨的程度。
设PA和PB分别表示本国和某外国一段时间 (t天) 内的预计通货膨胀率, E0和Et分别表示目前的即期汇率和t天后的预计即期汇率 (直接标价法, 下同) 。那么:
设e表示从目前到t天的汇率预计变化率, 则
在通货膨胀较小时, 可忽略分母项 (1+PB) , 从而得出e的近似表达式:e≈PA-PB。
1.2 费雪效应
费雪效应表明名义利率、真实利率和通货膨胀率三者之间存在如下关系:
1+i= (1+r) (1+P) , 其中i为名义利率, r为真实利率, P为通货膨胀率, 且假定其期限皆为t天。费雪效应认为每个国家的真实利率是相等的。设对于本国和某外国, 上式分别表示为:1+iA= (1+rA) (1+PA) ;1+iB= (1+rB) (1+PB) 。
当名义利率和通货膨胀率较小时, 可忽略两个分母项, 得出近似表达式:iA-iB≈PA-PB
1.3 国际费雪效应
将购买力平价关系与费雪效应结合起来, 得
不考虑中间项, 则得到国际费雪效应的结论:
如果iA较小, 可忽略分母项, 可得国际费雪效应的近似表达式:e≈iA-iB
1.4 利率平价原理
设Ft为t天后到期的远期汇率。某交易商可以同时进入银行间外汇市场和货币市场, 那么, 他可以进行如下套利活动:
1) 借入本国货币M单位, t天后偿还, 本息之和为M (1+iA) ;
2) 借入的本国货币M单位, 按即期汇率E0买入外币的数量为M/E0单位;
3) 将外币数量M/E0以利率iB投资于外国货币市场, t天后可得外币的数量为:M/E0 (1+iB) ;
4) 签订t天远期外汇合同, 以远期汇率Ft卖出外币M/E0 (1+iB) , 得到本国货币的数量为M/E0 (1+iB) ×Ft;
5) t天后偿还本国货币借款本息M (1+iA) 单位。当M/E0 (1+iB) ×Ft>M (1+iA) 时, 该交易商可获得无风险报酬。但其他交易商也会发现这种商机, 做同样的交易, 最终使无风险利润消失, 货币市场与外汇市场达到平衡, 公式表达如下:M/E0 (1+iB) ×Ft>M (1+iA) =或这就是利率平价原理。
1.5 远期汇率与未来即期汇率的关系
将国际费雪效应与利率平价原理结合起来, 得到或Ft=Et。该式表示目前的远期汇率应等于一定时期后预期即期汇率。当该等式不成立时, 外汇投机商就会出现套利交易, 直到外汇投机的诱因消失, 最后达到均衡。
2 外币会计的确认计量
外币交易是指以外币计价或结算的交易。具体表现为:买入或卖出以外币标价的商品和劳务, 借入或借出外币资金, 买卖外汇的期汇合同以及其他以外币计价或者结算的交易。按货币计量假设, 当会计面临多种货币时一般选择本国货币作为单一的计量尺度, 我们称它为“记账本位币”。外币交易中发生的资产、负债、收入、费用、投资 (还包括报表项目) 等都应按一定的汇率折算为记账本位币计量。由于汇率经常变动, 选择什么汇率, 通常有两种基本方法:一是按交易发生时的即期汇率将外币折算为记账货币;二是外币在入账时均按标准汇率 (即期汇率的近似汇率) 折算。如果标准汇率发生变动, 应在月末调整。标准汇率通常取有代表意义的平均汇率。即当期平均汇率或加权平均汇率。
不管选择哪一种外币记账方法, 由于汇率总是处于不断的变动之中, 同一项目的外币资产或负债在采用不同的汇率折算时便会产生差额。例如, 外币债权F在发生时以汇率E1折算入账, 在收回债权时以汇率E2从账面上抵消, 便产生了差额F (E1-E2) 。这种差额称为汇兑损益。汇兑损益分两类:一是交易损益, 即因外币业务而发生的汇兑损益;二是折算损益, 即因外币会计报表中不同项目采用不同的汇率进行折算所产生的汇兑损益。交易损益又可分为两类:一是已结算交易损益, 它是由于记录原始交易时使用的汇率不同于记录结算时使用的汇率而形成的汇兑损益;二是未结算交易损益, 它是由于在交易结算前编制会计报表而产生的汇兑损益。
如果一项外币业务在同一会计期间内发生并完成结算, 则只可能产生已结算交易损益。但一项外币业务从发生到结算跨越不同会计期间, 便会产生未结算交易损益。那么, 在期末会计报表中应作为递延汇兑损益。设E1、E2、E3分别表示业务交易在交易发生日、报表编制日及交易结算日的即期汇率。若有一外币计价项目W, 外币金额为F单位外币, 则它在三个时点上的折算为记账本位币金额分别为FE1, FE2及F E3。国际上对外币交易有两种不同的观点, 不同的观点会计处理的方法也不相同。
2.1 一项业务观点的核算
一项业务观点将一项交易的结算作为该交易完成的标志。由于汇率的变动, 用记账本位币计价入账购入商品成本或销售商品收入, 在购销货款没有以外币结算前其价值是不确定的, 是暂时的, 过渡性的。只有在购销货款以外币结算以后才能以记账本位币最终确定所购商品的成本或销售商品的收入。因而, 由于交易发生日、报表编制日、交易结算日汇率变动所产生的记账本位币差额, 应全部作为已入账的购入商品成本或销售收入的调整额, 而不是作为外币折算损益处理。会计处理结果列表如上。
2.2 两项业务观点的核算
两项业务观点将交易的发生作为交易完成的标志, 也就是说, 把交易的发生与随后货款的结算看作两项业务。因此, 在报表编制日和交易结算日, 由于汇率变动而产生的外币折算差额应作为外币折算损益处理, 而不是作为购货成本或销售收入的调整额。但对交易结算前的外币折算损益又有两种处理方法, 其一:作为已实现的损益, 列入当期利润表;其二:作为未实现的递延损益, 列入资产负债表, 直到交易结算时, 才作为已实现的损益入账。两项业务观点的会计处理结果列表如下:
假设交易日从国外购购入一批商品, 价款为F外币单位, 当日汇率为E1, 付款期限为n天, 跨越报表编制日。报表编制日的即期汇率为E2, 付款日的即期汇率为E3。为便于比较, 将各会计分录汇集如下表所示。
国际上大多数国家采用两项业务观点处理外币业务, 其中又以方法Ⅰ居多。国际会计准则第21号规定, 原则上采用两项业务观点的方法Ⅰ, 但也不排除方法Ⅱ。需要强调的是外币交易中期汇合同的会计处理。由于合同签订日的即期汇率高于或低于合同规定的远期汇率, 就会产生贴水或升水。这种贴水或升水, 在会计上视为买进或卖出远期外汇的折价或溢价, 并在合同期内分期摊销, 或递延至交易实际发生时调整有关的购货成本或销售收入。签订期汇合同, 买进或卖出远期外汇所产生的外币金额, 作为应收或应付期汇合同款, 应按当日汇率折算成记账本位币入账。由于合同签订日、报表编制日、合同到期日汇率的不同而发生的折算差额, 应作为外币折算损益, 按一项业务观点或两项业务观点来处理。一般来说, 签订期汇合同的目的不同, 处理期汇合同的会计方法也不同。具体有以下三种会计处理形式: (1) 外币约定付款套期保值期汇合同; (2) 已发生债权债务套期保值期汇合同; (3) 远期外汇投机期汇合同。
3 我国汇率的形成机制
汇率从表面上看是一个国家货币的对外价值的体现, 但从本质上看, 则是一个国家综合国力的集中体现。随着我国经济国际化、多元的趋势, 使人民币汇率制度日趋与国际接轨。汇率制度是适应一国经济发展而不同的对外经济制度。根据《中国人民银行关于完善人民币汇率形成机制改革的公告》, 自2005年7月21日起, 我国开始实行以市场供求为基础的、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币不再盯住单一美元, 形成更富有弹性的人民币汇率机制。这是人民币汇率改革迈出的历史性的一步。其中, 以市场供求为基础指的是汇率生成机制是由市场机制决定的, 汇率水平的高低是以市场供求关系为基础的;参考一篮子货币, 是指我国根据贸易与投资的密切程度, 选择数种主要货币, 对不同货币设定不同权重后组成一揽子货币, 设定浮动范围, 允许人民币根据这一篮子货币在指定范围内浮动。有管理性主要体现在银行间外汇市场上, 中央银行设有独立的操作室, 当市场波动幅度过大, 中央银行要通过吞吐外汇来干预市场, 保持汇率稳定;在零售市场上, 中央银行规定了银行与客户外汇的买卖差价幅度;而其浮动性则一是表现为中央银行每日公布的人民币市场汇价是浮动的;二是各外汇指定银行制定的挂牌汇价在央行规定的幅度内可自由浮动。
参考文献
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外债影响下的汇率决定模型研究 篇3
由于汇率是一国货币当局制定宏观经济政策、维持币值稳定的重要变量, 同时它的运动方式令许多人感到费解, 因此其广泛地受到各界重视。自从购买力平价理论被提出, 汇率理论便成为经济学、金融学的重要研究部分。作为国际金融理论的基础和核心, 汇率理论是随着经济学理论的发展而发展的。
目前, 资本市场的高速发展使得外债对汇率的冲击越来越显著, 单单考虑传统模型因果机制的时变性来改进预测方法显然是不够的。本文将在货币主义复合预测模型的基础上引入债务债权关系对汇率的影响, 进而对比模型改良前后的预测效果, 为经济加速全球化、国际贸易顺逆差加大及国际债务债权关系不断发展的形势下的人民币汇率预测工作提供一定的参考。
2 模型构建
Hooper和Morton (1982) 构建的货币主义复合模型至今仍在汇率分析中广为各方运用。复合模型可被视为上世纪70年代黏性价格模型的改良版本, 其如公式 (1) 所示。
变量st、mt、yt、it、pt和Tt分别表示汇率、货币供给、相对生产率、短期利率、价格因素以及贸易因素, 上标*号代表国外指标。
从现实的经济环境分析, 可发现随着各国之间的贸易以及债权债务关系的渐趋紧密, 债权债务关系对汇率变动的影响力逐渐受到强化。目前, 购买外债已被广泛认可为一种影响汇率的政策工具。外债对汇率波动的影响主要体现在两大方面。一方面, 当一国大量从海外借债的时候, 势必刺激自身的总需求 (Sidiqui和Malik, 2001) 。由Krugman和Obstfeld (2000) 的DD-AA模型可知, 当总需求的增加主要是因为本国贸易部门或进口需求提高的时候, 国内贸易品价格将会上升, 进而促使本币贬值;反之, 当总需求提高源于本国非贸易部门时, 将会促使本币升值。在这种情况下, 即使价格是黏性的, 市场预期也会使得名义汇率快速调整。另一方面, 外债余额将通过改变货币存量来影响市场预期:一国增持特定种类货币为基础的外债的做法不仅了发债国货币的地位, 还使得外汇储备回流到债券发行国, 令其减缓货币发行速度, 进而造成外国货币的升值预期 (或本币的贬值预期) 。由此可见, 在研究各国均衡汇率问题的时候, 除了对传统的汇率决定模型提及的价格波动等因素进行分析以外, 还应该在其理论框架考虑上对贸易影响以及资本流动予以考虑。为此, 引入外债变量, 重新建立如下修正的汇率预测模型:
其中, D-D*为两国间债权债务关系变量。
根据上述分析, (3) 式的预测结果将会比式 (1) 和式 (2) 更为全面地反映汇率波动变化的机制。结合传统模型的定义, 修正模型各变量含义以及符号的定性分析如表1所示。
3 实证分析
根据不完善知识经济学理论 (Goldberg和Frydman, 2012) , 市场参与者的知识结构是不断更新的。因此, 伴随着新信息的涌现, 汇率的决定机制将会产生变化。倘若样本区间内存在模型结构突变的拐点, 将会使得对模型预测效果的评估无效。为此, 本文使用BrownR.L., J.Durbin和J.N.Evans (1975) 讨论过的残差累积和检验、Chow检验 (Chow, 1960) 与定性分析相结合的方法, 确保各样本区间内不存在结构性变化。执行操作时, 先利用残差累积和检验来推断结构突变的大致时点, 然后用Chow检验精确定位拐点的位置。残差累积和检验要求参数估计的一致性, 为了达到这一目标, 首先用普通最小二乘法 (OLS) 对模型进行参数估计。本文在估计模型参数时运用N阶自回归分布滞后模型 (ARDL) :
式中x代表各自变量, 并以下标j区分;下标i为滞后阶数。根据残差累积和检验的定义, 倘若模型存在拐点, 累积和将穿过零线并超出95%置信区间。此时, 累积和与零线的交点处便是可能存在的结构性变化点。最后, 对可能存在的拐点进行Chow断点检验来进一步确定拐点位置。
本文选取中、美两国2005年7月至2013年6月的时间序列数据进行研究。其中, 中美债务总额数据来自BIS;中国工业生产者价格指数、中国3个月短期利率来自中经网数据库;美国工业生产者价格指数来源于美国劳工统计局网站;其余数据均来源于OECD数据库。
为了对引入外债因素的汇率模型在样本区间内的预测精确度进行评估, 本文分别对原有的复合模型以及修正后的预测模型进行回归分析。由于不同的估计方法对数据的平稳性要求不同, 在进行参数估计前需要对系统中的各变量数据进行单位根检验。利用SC准则确定最佳滞后阶数, 本文运用了传统的ADF检验和Philips-Perron检验, 也运用了Ng-Perron检验对因果机制稳定的子样本进行了单整阶数的总结。单位根检验结果如表2所示, 即便不同检验方法得到的结果不尽相同, 但仍有稳健的证据表明系统中各变量单整阶数均不超过1。针对这一数据结构下的宏观因素均衡影响机制的探寻, 本文采取Pesaran等 (2001) 提出的边限协整技术进行检验来解决不同阶单位根建模问题, 并利用误差修正模型的形式对不存在结构性断点的子区间继续进行参数估计。误差修正表达式的滞后阶数由SC准则来确定。潘锡泉和郭福春 (2012) 指出, 边限协整具有优越的小样本性质, 是估计具有滞后效应模型的良好工具。此外, 需要说明的是, 协整分析后可以通过对模型进一步执行变量的简化, 以便更好地阐述模型变量间的关系, 从而更精确地预测汇率。在这里, 利用逐步回归的策略, 即结合均衡关系式中估计变量系数的显著性的高低及其符号的合理性, 对模型的变量逐一删除。最终确定的模型须同时满足以下几点要求: (1) 在边限协整检验中拒绝不存在协整关系的原假设。 (2) 所有变量系数显著且符号正确。 (3) 通过残差的序列相关、异方差以及白噪声检验。 (4) 简化后的模型在样本区间内不存在发生结构性突变的拐点。上述步骤后, 可以获得人民币兑美元汇率预测模型的两个简化表达式:
继续运用已经获得的简化模型进行1个月、3个月、6个月、9个月以及12个月跨度的样本外预测。简化模型的预测以2007年5月至2011年11月数据进行初始化 (共有55个样本) , 结合模型的样本内参数估计结果和样本外的解释变量实际值来生成指定时间跨度的汇率预测值。鉴于目前没有明确何种方法更适合预测, 本文同时运用滚动窗口以及递归预测两种方法来对汇率进行向前预测。为了证实宏观经济结构模型的存在意义, 本文还利用无趋势随机游走预测和固定趋势随机游走模型 (在生成预测值的时候, 前者直接以上一期汇率作为预测值, 而后者以当月汇率对上个月的波动幅度作为当期汇率的月波动幅度) 进行各种时间跨度的预测, 并将其预测效果与货币主义复合模型、修正模型进行对比分析。
预测结果表明随机游走模型对汇率的数值预测具有着很强的短期预测能力, 而且不考虑趋势的随机游走模型在除了1个月跨度以外的预测中大大优于考虑固定趋势的随机游走预测。
预测结果还显示, 预测方法的不同对模型的预测精度具有一定的影响。从总体上说, 宏观经济汇率结构模型的DCS在大部分预测当中高于50%, 这表明它们就预测汇率变动方向而言具有很好的定性分析能力。尽管传统模型在9个月时间跨度的汇率变化方向预测极其失败 (滚动预测的DCS仅为20%, 远低于50%) , 但修正模型不存在这一情况。
在汇率值的预测方面, 无论采取何种预测手段, 传统的货币主义复合模型在大部分时间跨度下的预测精度无法超越简单的随机游走模型。诚然, 在选取适当的预测方法后, 修正模型在1个月以上的预测跨度中比本文考虑的两种随机游走模型更具优势, 且其在1个月跨度的预测的精度则与随机游走相当。由此可以认为, 经过因素校正之后 (增加外债变量) 模型的预测精度得以大幅提高, 修正模型应当在人民币兑美元汇率的预测工作中推广。最后, 值得一提的是, 这一实证结果还透露了如下重要观点:即便在1个月的短期预测上, 投资者仍然能够依赖宏观经济的基本面得出很准确的预测值。
4 结论
尽管拥有很好的微观理论基础, 大量研究表明, 传统的货币主义结构模型对汇率具有较差的预测能力。为此, 许多理论被提出以解释这一令人困惑的现象, 不完善知识经济学理论 (Goldberg和Frydman, 2012) 便是其中之一。该理论表明, 结构模型只有在其宏观因果机制不发生变化的时候才能对汇率进行准确跟踪。因此, 在检验结构模型的预测能力时须将其预测范围限制于因果机制不变的子区间。但是, 考虑因果机制变化后的模型仍然不能在大部分时间跨度上很好地解释人民币兑美元名义汇率的变化。同时, 国际债务因素的引入, 使得货币主义结构模型能够更为全面地考虑人民币兑美元汇率的波动机制, 因此修正模型的估计参数比传统模型更具说服力。而修正模型比原有的货币主义模型具有更好的预测功能, 且修正模型的优势在中长期预测上更加突出。
参考文献
[1]Goldberg, D.Michael, and Roman Frydman, 陈冰和韩林芝译.不完善知识经济学——汇率和风险[M].北京:中国人民大学出版社, 2012.
[2]惠晓峰, 柳鸿生, 胡伟等.基于时间序列GARCH模型的人民币汇率预测[J].金融研究, 2003, (5) :99-105.
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[5]潘锡泉, 郭福春.升值背景下人民币汇率、FDI与经济增长动态时变效应研究[J].世界经济, 2012, (6) :24-88.