人民幣結算量與貨幣供應量的關系范文

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《金融教育研究雜志》2014年第五期

一、模型、變量及數據處理

變量及數據處理在章所構建的經濟模型中，包含三個核心變量，分別是跨境貿易人民幣結算量波動與貨幣供應量M2、匯率，分別記住CRS、MS、ER。在此對時間序列變量CRS、MS進行取對數處理，一方面，回歸方程的系數可以反映變量間的彈性關系，另一方面，對數處理可有效降低回歸方程的異方差性。對CRS、MS取對數后記做Ln(CRS)、Ln(MS)，ER不做處理。本文所采用的時間序列的樣本區間為2010年1月－2013年12月。由于跨境貿易人民幣結算業務起步于2009年，09年的數據較小不具有代表性。所以，基于數據的可比較性和可得性等原因，將時間序列的樣本范圍選為2010年1月－2014年4月。跨境貿易人民幣結算量(CRS)數據選取自央行每季度的《貨幣政策執行報告》，為月度數據。貨幣供應量M2、人民幣對美元匯率(ER)采集2010年1月到2014年4月各月期末值，數據選取自中國人民銀行的《貨幣統計概覽》。

二、實證研究

(一)長期均衡關系1．變量平穩性檢驗。經典計量經濟學理論是建立在時間序列平穩的基礎之上，所假設的變量之間的相關系數服從正態分布。但是，在很多情況下，大部分的經濟變量是非平穩的。對非平穩時間序列而言，時間序列的數字特征是隨著時間的變化而變化的，也就是說，非平穩時間序列在各個時間點上的隨機規律是不同的，難以通過序列已知的信息去掌握時間序列整體上的隨機性。將實際上不相關的非平穩序列進行回歸分析，是一種虛假回歸，又稱偽回歸。所以對非平穩變量間進行回歸分析，首先應考慮和檢驗序列的平穩性。檢驗序列平穩性的標準方法是單位根檢驗。單位根檢驗有很多檢驗方法，如DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗等等，其中最常用的是增廣狄克—富勒(ADF)檢驗。ADF檢驗方法是通過在回歸方程的右邊加入因變量yt的滯后差分項來控制高階序列相關。原假設:序列存在一個單位根;備選假設為:不存在單位根序列yt可能還包含常數項和時間趨勢項。通過判斷γ的估計值是接受原假設還是接受備選假設，進而判斷一個高階自相關序列AR(p)過程是否存在單位根。對序列進行ADF檢驗可以通過EVIEWS軟件來實現。采用增廣狄克—富勒(ADF)檢驗模型使用EVI-WS6．0軟件來檢驗變量序列的平穩性，檢驗結果如下:根據表1中各時間序列的ADF統計值，分別與1%、5%、10%臨界值進行比較，可以得出LN(CRS)、LN(MS)、ER在ADF值均大于1%臨界值，非平穩。對三大變量取一階差分后再次進行檢驗，檢驗結果表明取一階差分后三大變量的ADF值均小于1%臨界值，平穩。由此可以得出跨境貿易人民幣結算量、貨幣供應量及匯率均為一階單整時間序列，記為I(1)。2．VAR最優滯后期的確定。滯后階數的確定是VAR模型中一個重要的問題。理論上講，滯后階數越大，需要估計的參數就越多，模型的自由度就減少。通常的做法是，既考慮足夠數目的滯后項，又要有足夠數目的自由度。實踐檢驗中多以信息準則作為判斷VAR最優滯后期的確定原則，表給出了5大信息準則(LR、FPE、AIC、SC、HQ)檢驗模型最優滯后階數的輸出結果由表2中結果可以看出，當選擇滯后期為2時，5大信息準則中有3大信息準則在5%水平下顯著，由此可判定滯后期為2，即VAR(2)。3．VAR穩定性檢驗。構建VAR模型后，需要對模型進行穩定性檢驗。如果構建的VAR模型不穩定，則后續的脈沖響應函數不可靠。VAR模型穩定性的判定可以通過估計VAR模型中所有特征根的倒數的模是否小于1，即是否位于單位圓內部。如果所有的特征根的倒數的模均位于單位元內，則可以認定所構建的VAR模型是穩定的，否則不穩定。從圖1中可以看出，本文所構建的VAR(2)模型6個特征根的倒數的模均位于單位元內部。因此可以認為，所構建VAR(2)模型是穩定的。4．協整檢驗。本文主要用Johansen協整檢驗法對所構建的VAR(2)模型進行協整檢驗。Johansen協整檢驗是基于回歸系數的協整檢驗，又稱JJ檢驗。Johansen檢驗時Johansen在1988年與Jucselius一起提起的一種以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數的方法，是一種進行多變量協整檢驗較方便準確的方法。進行Johansen協整檢驗前需要首先確定模型的滯后階數，由于協整檢驗模型實際上是對無約束VAR模型進行協整約束后得到的VAR模型，該模型的滯后期應選為無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，簡而言之，協整檢驗的階數要比VAR模型的滯后階數少1．由于上文中以確定VAR模型的滯后階數為2，因此Johansen協整檢驗的滯后階數取為1。顯示了三個變量之間的Johansen協整檢驗結果，根據跡統計值和最大特征根統計量的顯示結果可以得出:在5%顯著水平下，變量Ln(CRS)、ER、Ln(MS)之間存在且僅存在一個協整關系。根據Johansen協整檢驗的顯示結果，可以得出以下協整方程:由于變量使用的是對數形式，因此協整方程的系數表示的是彈性關系。根據方程可以看出，ER每變動1%，將引起Ln(CRS)同向變動0．3243%;Ln(MS)每變動1%，將引起Ln(CRS)反向變動0．1497%。說明從長期而言，匯率變動對跨境貿易人民幣結算量影響效應高于貨幣供應量變動對跨境貿易人民幣結算量的影響效應。

(二)短期波動關系1．格蘭杰因果關系檢驗。在經濟變量中有一些變量高度相關，但它們之間的這種相關聯性未必就是有統計學意義的。判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因是經濟計量學中的常見問題。VAR模型的另外一個重要的應用就是分析經濟時間序列變量之間的因果關系。因果關系檢驗由美國經濟學家格蘭杰(C．W．Granger)于1969年提出，后經亨德里(Hendry)和理查德(Richard)進一步發展而成。這種方法為從統計角度確定變量間的因果關系提供了一種實用分析工具。格蘭杰因果關系檢驗不是檢驗邏輯上的因果關系，而是看變量之間的先后順序，是否存在一個變量的前期信息會影響到另一個變量的當期。下表顯示了Ln(CRS)、ER、Ln(MS)三個變量之間的格蘭杰因果關系。表4中顯示了Ln(CRS)、ER、Ln(MS)三個變量之間的格蘭杰因果關系。分析表4可以得出:Ln(CRS)在5%的顯著性水平下是ER的單向Granger原因，同時也是Ln(MS)的單向Granger原因;ER在5%的顯著性水平下是Ln(MS)的單向Granger原因;ER、Ln(MS)在5%的顯著性水平下均不能Granger引起Ln(CRS)。2．向量誤差修正模型(VEC)。協整關系只能說明變量之間的長期關系，若分析變量間的短期動態關系，可通過引入向量誤差修正模型(VEC)來將變量的短期波動和長期均衡進行結合，進而實現短期內變量由非均衡向均衡調整過程。只要變量間存在協整關系，就可以導出誤差修正模型。通過建立VEC模型，既可以通過協整分析研究變量的長期均衡關系，又可以通過VEC模型觀察變量間的動態影響機制。根據表5的輸出結果顯示:從跨境貿易人民幣結算量波動、匯率波動、進出口額波動分別作為解釋變量的三個VEC模型看，誤差修正系數ECM(－1)的值均小于0，符合反向修正機制，表明滯后1期的非均衡誤差將分別以0.39888、0.00097、0.00755的速度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。3．基于VAR模型的脈沖響應函數。由于VEC模型的估計系數大部分不顯著，不能夠很好解釋變量之間的短期影響。對于此問題，可以運用另外一種分析工具—脈沖響應函數，分析變量間的動態影響。脈沖響應函數用來衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊對模型中所有內生變量的當期值與未來值的影響。圖2中的上半部分反映了跨境貿易人民幣結算量對來自其自身和其他變量沖擊的響應。可以看出，跨境貿易人民幣結算量對來自其自身的沖擊在前4期呈現明顯正向響應，響應強度隨期數的增加逐漸降低，并在零響應附近收斂。跨境貿易人民幣結算量量波動對來自貨幣供應量的響應較為微弱，前兩期呈現負向響應，第五期后轉為正向響應，其后始終保持正向響應，最終在零響應附近收斂。跨境貿易人民幣結算量波動對來自匯率的脈沖沖擊響應，呈現始終較弱的負向響應，并在零響應附近收斂。總體來看，跨境貿易人民幣結算量波動對來自其自身沖擊的響應在三種變量沖擊中最為明顯。圖2中的下半部分反映了貨幣供應量對來自自身和其他變量沖擊的響應。在圖中可以看出，貨幣供應量對來自跨境貿易人民幣結算量波動的沖擊，呈現始終的正向響應，在前五期呈現遞減趨勢。在第五期后，這種響應有逐漸加強的趨勢，隨著期數的增加，脈沖響應有收斂的趨勢。貨幣供應量對來自其自身的響應亦始終呈現正向響應。這種正向響應在第一期最為明顯，之后逐步衰減，并在零響應附近收斂。貨幣供應量對來匯率沖擊的的脈沖響應在前兩期呈正向響應，之后轉為負向響應，這種負向響應變化趨勢較為平緩。在第25期，負向響應達到最強烈，隨后有遞減的趨勢。總體來看，貨幣供應量對來自其自身及其他變量的脈沖均有較為明顯的響應。圖2中的中半部分反映了匯率對來自自身和其他變量沖擊的響應。圖中可以看出，匯率對來自跨境貿易人民幣結算量波動的沖擊呈現先正向后負向響應，在第1期為較為顯著的正向響應，其后轉為負向響應。在第7期，這種負向響應達到最大，之后逐步衰減，在零響應附近收斂。匯率波動對來自其貨幣供應量沖擊的響應始終比較微弱，前十期呈正向響應，之后轉為負向響應，并在零響應附近收斂。匯率對來自自身的沖擊響應呈現較為明顯的正向響應，這種響應在第1期響應達到最大，其后逐漸衰減，并在零響應附近收斂。總體來看，匯率對來自其自身沖擊的響應在三種變量沖擊中最為明顯。

三、結論

基于2010年1月－2014年4月的時間序列數據，通過構建向量自回歸模型，對我國跨境貿易人民幣結算量、貨幣供應量、匯率之間的動態變化關系進行了研究。研究結果顯示:跨境貿易人民幣結算量、貨幣供應量、匯率之間之間存在著長期穩定的均衡關系。協整方程可以得出，匯率每變動1%，將引起跨境貿易人民幣結算量同向變動0．3243%;貨幣供應量每變動1%，將引起跨境貿易人民幣結算量反向變動0．1497%。說明從長期而言，匯率變動對跨境貿易人民幣結算量影響效應高于貨幣供應量變動對跨境貿易人民幣結算量的影響效應。格蘭杰因果關系檢驗結果表明跨境貿易人民幣在5%的顯著性水平下是匯率的單向Granger原因，同時也是貨幣供應量的單向Granger原因;匯率在5%的顯著性水平下是貨幣供應量的單向Granger原因;匯率、貨幣供應量在5%的顯著性水平下均不能Granger引起跨境貿易人民幣結算量。長期內，匯率對跨境貿易人民幣結算總額具有正向的抑制作用;貨幣供應量對跨境貿易人民幣結算總額具有反向的抑制作用。脈沖響應函數來看，跨境貿易人民幣結算量波動對來自其自身沖擊的響應在三種變量沖擊中最為明顯;貨幣供應量對來自其自身及其他變量的脈沖均有較為明顯的響應;匯率對來自其自身沖擊的響應在三種變量沖擊中最為明顯。

由上文的實證分析可以看出:跨境貿易人民幣結算業務作為一種新興的人民幣國際化業務對經濟變量匯率、貨幣供應量的影響均較為微弱，這說明人民幣國際化仍然處于初期起步階段，目前對宏觀經濟的影響非常有限;作為宏觀經濟中較為獨立的經濟變量，匯率上升有利于跨境貿易人民幣結算業務發展，同時匯率只對來自其自身的沖擊有較為顯著的響應，這也進一步證明匯率市場化改革已取得一定成效，匯率變動更多取決于國際市場供需變化。貨幣供應量對跨境貿易人民幣結算業務具有反向的抑制作用，為推動人民幣國際化的發展，央行有必要嚴格對貨幣發行量的控制，管住增發貨幣的沖動，轉而通過更加市場化的手段調節貨幣供應量。加快利率市場化改革，擴大利率浮動區間，必要時可適當提高人民幣利率，增強人民幣海外吸引力。

作者：石立帥單位：河南大學經濟學院