逆全球化背景下人民幣匯率影響因素的探究

譚小芳

(延邊大學(xué)，吉林 延邊 133000)

一、引言

自2008年金融危機(jī)爆發(fā)以來，世界經(jīng)濟(jì)增速放緩，歐洲等一些國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)低迷，貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，逆全球化思潮涌向。隨后，伴隨著英國(guó)脫歐、中美貿(mào)易摩擦，意大利修憲公投失敗等,在傳統(tǒng)的全球化推動(dòng)力量不斷消弱的驅(qū)使下，逆全球化思潮越演越烈，世界經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定因素增多，各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨更加嚴(yán)峻的考驗(yàn)。因此，在逆全球化的背景下維護(hù)我國(guó)匯率市場(chǎng)的穩(wěn)定成為亟待解決的問題。

分析我國(guó)匯率變動(dòng)的趨勢(shì)圖(圖1)可以看出，2008年美國(guó)次貸危機(jī)影響波及全球，導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)下滑，我國(guó)出口需求減少，人民幣匯率在2008年出現(xiàn)顯著的降低。2009年到2010年上半年，人民幣匯率基本保持穩(wěn)定，總體維持在6.8-6.83的范圍內(nèi)波動(dòng)。從2010下半年到2015年，人民幣兌美元匯率一直在緩慢下行。2015年我國(guó)實(shí)行匯制改革，此次改革實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。至此，直到2017年上半年，人民幣匯率在小幅波動(dòng)中緩慢上升，這是在中美貿(mào)易長(zhǎng)期逆差過程中通過政府干預(yù)的貨幣政策對(duì)人民幣匯率實(shí)行干預(yù)的結(jié)果。而從2017年下半年一直到2018年3月，匯率出現(xiàn)了較大幅度下降，這與我國(guó)央行在2017年引入逆周期調(diào)節(jié)因子來緩解匯率超調(diào)有一定的關(guān)聯(lián)。2018年以后，人民幣匯率一直呈現(xiàn)雙向波動(dòng)的態(tài)勢(shì)，這主要是因?yàn)槲覈?guó)面臨著更加復(fù)雜多變的國(guó)家形勢(shì)以及我國(guó)施行的浮動(dòng)匯率制度的影響[1]。

圖1 人民幣兌美元名義匯率趨勢(shì)變動(dòng)數(shù)據(jù)來源：國(guó)家外匯管理局。

在逆全球化不斷凸顯的新形勢(shì)下，我國(guó)所面臨國(guó)際環(huán)境日趨復(fù)雜，加之國(guó)內(nèi)匯率調(diào)控受國(guó)家影響較大，市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用相對(duì)弱化。因此，本文選取宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)IFO、外商直接投資FDI、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI、以及短期利率IR四個(gè)變量建立計(jì)量模型，進(jìn)行人民幣匯率影響因素的實(shí)證分析，并提出相關(guān)的政策建議以維護(hù)我國(guó)匯率市場(chǎng)的穩(wěn)定。

二、文獻(xiàn)綜述

匯率變動(dòng)的相關(guān)理論主要集中在三個(gè)方面，即描述生產(chǎn)貿(mào)易與匯率關(guān)系的巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)、探究貨幣政策對(duì)匯率影響的多恩布什模型和描述利率差額與遠(yuǎn)期匯率決定相關(guān)的利率平價(jià)理論。近幾年來，國(guó)內(nèi)外學(xué)者基于以上匯率變動(dòng)的基本理論進(jìn)行了深入研究。胡德寶、蘇基溶(2013)將城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下的勞動(dòng)力市場(chǎng)分割和政府需求納入到巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)的拓展研究中去[2]。趙進(jìn)文、蘇明政(2014)文基于巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)考察區(qū)域間實(shí)際購買力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,并將面板平滑轉(zhuǎn)移模型首次引入到BS效應(yīng)的分析當(dāng)中[3]。郭其友、焦娜(2010)在探究匯率超調(diào)模型中強(qiáng)調(diào)勞動(dòng)力的跨國(guó)流動(dòng)應(yīng)作為宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的一個(gè)變量[4]。盛斌(2001)將匯率超調(diào)和預(yù)期沖擊的概念嵌入蒙代爾-弗萊明模型[5]?；趥鹘y(tǒng)三大理論模型，深入探究適應(yīng)于時(shí)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)問題，對(duì)于社會(huì)發(fā)展具有重要的推動(dòng)作用。

而關(guān)于匯率變動(dòng)的影響因素，各國(guó)學(xué)者從不同的維度進(jìn)行了深入的探究。早期的有Harrod(1933)、Balassa(1964)和Samuelson(1964)解釋了經(jīng)濟(jì)中實(shí)際因素的改變對(duì)實(shí)際匯率變動(dòng)的作用,構(gòu)建了Harrod-Balassa-Samuelson(HBS)模型,認(rèn)為相對(duì)生產(chǎn)力增長(zhǎng)較快的國(guó)家的貨幣會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的實(shí)際匯率升值[6]。而路妍、吳瓊采用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換計(jì)量方法,將其與外匯經(jīng)銷商定價(jià)模型相結(jié)合,用于研究發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體量化寬松貨幣政策調(diào)整對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的影響[7]。高鐵梅、楊程、谷宇基于彈性價(jià)格貨幣理論和匯率生成的微觀結(jié)構(gòu)模型，衡量了市場(chǎng)的信息沖擊對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的非對(duì)稱影響[8]。郭瑩瑩(2014)通過構(gòu)建馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型探究了匯率變動(dòng)的長(zhǎng)短期變量。

三、變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.變量選取

(1)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)作為衡量外部市場(chǎng)環(huán)境變化的重要指標(biāo)反映了企業(yè)家對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的感受與信心，成為了預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變動(dòng)趨勢(shì)以及實(shí)體經(jīng)濟(jì)狀況的重要指標(biāo)。因此，本文選取宏觀經(jīng)濟(jì)景氣一致指數(shù)作為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的衡量指標(biāo)，探尋國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)于匯率變動(dòng)的影響，數(shù)據(jù)來源于宏觀數(shù)據(jù)官網(wǎng)。

(2)外商直接投資作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”的重要組成部分，它對(duì)于一國(guó)貨幣匯率的影響十分重要。隨著中美貿(mào)易摩擦的加劇以及貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭，國(guó)際游資的存在以及國(guó)際投資的潛在風(fēng)險(xiǎn)對(duì)我國(guó)匯率穩(wěn)定的威脅日漸嚴(yán)峻[9]。因此，本文選取外商直接投資作為影響匯率變動(dòng)的解釋變量，數(shù)據(jù)來源于東方財(cái)富網(wǎng)。

(3)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)作為反映居民家庭一般所購買的消費(fèi)品和服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格水平變動(dòng)情況的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，它的變動(dòng)關(guān)系到一國(guó)物價(jià)水平以及居民生活水平的總體變動(dòng)，進(jìn)而影響到國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控措施的出臺(tái)與力度。同時(shí)，CPI的高低也間接影響資本市場(chǎng)的變化。因此，本文選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)作為度量通貨膨脹率的重要指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于東方財(cái)富網(wǎng)。

(4)短期利率作為貨幣市場(chǎng)的變動(dòng)的衡量指標(biāo)能夠敏感地感知貨幣市場(chǎng)金融資產(chǎn)供求狀況的改變。同時(shí)，作為重要的經(jīng)濟(jì)杠桿，利率在影響居民的消費(fèi)投資傾向、國(guó)際收支的變動(dòng)同時(shí)，通過影響經(jīng)常項(xiàng)目和國(guó)際資本流動(dòng)等對(duì)匯率也產(chǎn)生很大影響。因此，本文選取上海銀行間同業(yè)拆放短期利率來探究貨幣市場(chǎng)變動(dòng)對(duì)于匯率的影響。

2.模型選擇選取k階向量自回歸模型(VAR)進(jìn)行實(shí)證分析，模型如下：

Xt=C+β1Xt-1+β1Xt-2+…+βpXt-p+ε

其中，Xt=(X,X1，X2,X3,X4),β1，…，βp是4×4的矩陣,ε是白噪聲序列。

本文使用2008年美國(guó)次貸危機(jī)到2019年11月新冠肺炎疫情影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。本文所使用的數(shù)據(jù)均采用對(duì)數(shù)化處理，以消除時(shí)間序列中的異方差，保證時(shí)間序列更加穩(wěn)定。

四、實(shí)證結(jié)果

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)分析的過程中，為了避免出現(xiàn)偽回歸，需要進(jìn)行序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Dickey-Fuller提出的ADF檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

通過數(shù)據(jù)檢驗(yàn)分析知，原序列LnFDI、LnIFO、LnIR、LnCPI、LnREER均為一階單整，即原序列均不平穩(wěn)，經(jīng)過一階差分后原序列均變成平穩(wěn)序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)之后，為了考察序列間是否存在某種共同變化的趨勢(shì)，從而顯示出長(zhǎng)期的均衡性，我們將進(jìn)行變量間的協(xié)整性檢驗(yàn)。由于以上的單位根檢驗(yàn)可知，原序列均為一階單整序列，因此本文選擇Johansen極大似然估計(jì)法進(jìn)行序列的協(xié)整性檢驗(yàn)。

本文根據(jù)LR檢驗(yàn)法則先構(gòu)建無約束VAR模型得出無約束VAR模型的滯后階數(shù)如表2。因此，無約束VAR模型的滯后階數(shù)為3。

表2 LR準(zhǔn)則檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量表明再5%顯著性水平下，P=0.0161<0.5，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為L(zhǎng)nFDI、LnIFO、LnIR、LnCPI、LnREER存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

3.脈沖響應(yīng)分析

圖2為人民幣匯率的脈沖響應(yīng)函數(shù)。由圖 2(a)，在本期給LnIR一個(gè)沖擊后對(duì)LnREER將會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響，該影響將會(huì)在第5個(gè)月達(dá)到頂峰后上升，第20個(gè)月達(dá)到平穩(wěn)后保持穩(wěn)定。由圖 2(b)可得，在對(duì)LnIFO本期一個(gè)沖擊后對(duì)LnREER將會(huì)產(chǎn)生正向影響，在第2個(gè)月達(dá)到頂峰后下降，在第4個(gè)月達(dá)到最底點(diǎn)后又緩慢上升，直到第20個(gè)月后保持穩(wěn)定。圖 2(c)顯示，在本期給LnFDI一個(gè)沖擊后對(duì)LnREER將會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響，該影響將會(huì)在第3個(gè)月達(dá)到頂峰后上升，到第5個(gè)月后保持穩(wěn)定。由圖 2(d)可知，在本期給LnCPI一個(gè)沖擊對(duì)LnREER的負(fù)向影響將持續(xù)6個(gè)月并在第6個(gè)月達(dá)到頂峰，隨后出現(xiàn)正面效應(yīng)并在第20個(gè)月到達(dá)頂峰后緩慢下降?？偟膩碚f，短期利率、外商直接投資以及消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)短期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致匯率降低，長(zhǎng)期來說外商直接投資以及消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)會(huì)促使匯率上升。而宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)所表示的GDP的變化會(huì)造成匯率的短期不平穩(wěn)波動(dòng)，長(zhǎng)期也會(huì)導(dǎo)致匯率的升高。

(a)LnREER對(duì)LnIR (b)LnREER對(duì)LnIFO 沖擊的響應(yīng) 沖擊的響應(yīng)

(c)LnREER對(duì)LnFDI (d)LnREER對(duì)LnCPI 沖擊的響應(yīng) 沖擊的響應(yīng)圖2 LnREER的響應(yīng)函數(shù)

4.方差分解

由圖 3可知，LnREER對(duì)自身變動(dòng)的解釋程度隨著時(shí)間的推移逐漸降低，當(dāng)為35期的時(shí)候，其方差解釋約有60以上由自身來解釋。而LnIR對(duì)匯率的解釋度逐漸增加，在解釋末期解釋度約為20%。LnIFO對(duì)匯率波動(dòng)的解釋程度前期較高，隨著時(shí)間維度的延長(zhǎng)，解釋程度逐漸降低，但基本保持在4%左右，而LnCPI、LnFDI對(duì)匯率的解釋程度逐漸增加，到期末解釋度分別為8%、5%左右，相對(duì)來說解釋程度較低。

圖3 LnREER方差分解圖

五、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

本文基于逆全球化的背景，選取了2008年～2019年的月度數(shù)據(jù)，探究人民幣匯率變動(dòng)的影響因素，分析表明：

(1)人民幣匯率與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)、外商直接投資、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)以及短期利率存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(2)長(zhǎng)期來看，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣一致指數(shù)、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)以及短期利率的沖擊會(huì)導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率升值，短期來看，外商直接投資的沖擊會(huì)導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率貶值，長(zhǎng)期則不會(huì)對(duì)人民幣匯率造成太大的影響。

(3)短期利率的變動(dòng)對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的解釋程度較大，而直接外商投資的解釋程度較弱。

2.建議

(1)保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)，提高總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力。一方面，我們應(yīng)當(dāng)完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，深化企業(yè)改革，尋找新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。另一方面，不斷提升國(guó)家經(jīng)濟(jì)總體實(shí)力，增強(qiáng)企業(yè)家的投資信心，以便更好地維護(hù)市場(chǎng)活力和經(jīng)濟(jì)繁榮穩(wěn)定。

(2)促進(jìn)利率市場(chǎng)化制度的完善。維持利率市場(chǎng)的穩(wěn)定對(duì)于保證人民幣匯率市場(chǎng)的穩(wěn)定具有重要作用。加快推進(jìn)以及完善利率市場(chǎng)化，政府放寬管制，以市場(chǎng)為主體決定利率變化，政府合理干預(yù)。同時(shí)，完善市場(chǎng)體制，制定利率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)防控措施，分擔(dān)商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)壓力，保證匯率市場(chǎng)的均衡穩(wěn)定。

(3)制定合理貨幣政策，合理干預(yù)匯率市場(chǎng)。隨著國(guó)際合作的不斷深化以及貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭，國(guó)際形勢(shì)日益復(fù)雜，政府應(yīng)當(dāng)制定更加合理的貨幣政策，一方面，深化人民幣匯率中間價(jià)格形成機(jī)制的改革,使人民幣匯率的變動(dòng)幅度保持在平穩(wěn)、合理和均衡的范圍內(nèi)運(yùn)行。而對(duì)于超出合理范圍的匯率，應(yīng)當(dāng)參考一籃子貨幣進(jìn)行合理干預(yù)，以維持穩(wěn)定的匯率市場(chǎng)。