奚君羊，譚文
(上海財經大學現代金融研究中心，上海 200433)
摘要：本文採用協整研究和衝擊分解的計量經濟學方法，就貨幣**量、國內生產總值和實際利率對人民幣匯率的影響進行了詳細的實證檢驗。檢驗結果表明，從長期看，上述因素與人民幣匯率之間存在著穩定的均衡關係，貨幣**量的增加會導致人民幣匯率的下浮，且影響極為顯著，而國內生產總值和實際利率的上公升則會引起人民幣匯率的上浮，但影響程度較弱。
關鍵詞：貨幣**量；人民幣匯率；協整研究；衝擊分解
一、引言
貨幣**量的變化對匯率的影響究竟如何？學術界對此並未取得完全一致的結論。克拉裡達和嘎裡（clarida and gali，1994）利用向量自回歸模型（vector autoregression，var）對布雷頓森林體系崩潰後的英鎊對美元的實際匯率變化的原因進行了研究，結果發現英鎊**量的變化導致英鎊與美元實際匯率的波動幅度尚未超過2.
8%，而在加拿大，加元**量的變化對加元與美元的實際匯率的影響甚至更低。但是有些學者的實證研究卻得出了截然相反的結論。羅格斯（rogers，1998)採用1889～2023年的英美兩國的有關資料，也同樣利用向量自回歸的研究方法，從各個不同的角度，詳細考察了英美兩國貨幣**量的變化對實際匯率的影響，結果得出了兩國貨幣**量的變化導致匯率的波動幅度高達40.
6%的結論。
我國目前的人民幣匯率幾乎沒有波動，因此，貨幣**量的變化對人民幣匯率的影響尚未引起學術界的充分關注。1997～2023年，我國的貨幣**量(m2)年增長百分比分別為19.58、14.
84、14.74、12.27、17.
60和16.87，累計增長百分比為143.13，而同期人民幣匯率卻始終維持在1美元兌8.
3594～8.2775元人民幣這個異常狹小的區間內。我國貨幣**量的變化對人民幣匯率究竟是否產生影響？
認真**這一問題，不僅對理論研究而且對政策制定來說都有著十分重要的意義。,
本文採用計量經濟學的研究方法，就我國貨幣**量的變化對人民幣匯率的影響進行實證研究。由於我國實行的是人民幣釘住美元的匯率制度，名義匯率不足以反映實際匯率的變化，而能夠用來反映實際匯率變化的指標主要有黑市匯率和外匯儲備的變化。鑑於黑市匯率資料的準確性較差，故本文以我國外匯儲備的變化作為反映人民幣實際匯率變化的指標。
二、相關變數與人民幣匯率長期關係的協整研究
（一）計量模型及資料說明
1. 向量自回歸模型
本文的研究採用如下的k階向量自回歸模型：
zt=ⅱ1zt-1+…+ⅱkzt-k+et
式中：zt=(lnm2, lnreserve, lngdp, r)，m2表示廣義貨幣**量，reserve表示外匯儲備（下文簡寫為「r」，在本文的研究中作為反映人民幣實際匯率變化的指標），gdp表示國內生產總值, ln表示對相關變數取自然對數，r表示實際利率，ⅱ1,…ⅱk是4×4矩陣，et表示白雜訊。使用var模型的好處是不但便於檢驗模型中各個變數長期之間是否存在穩定的關係，而且不必對模型中變數的內生性和外生性作出事先的假定。
2. 資料說明
本文採用的樣本資料均為年度資料，樣本期為1980~2023年，樣本資料均**於中經網《中國經濟統計資料庫》，gdp和m2的計量單位為人民幣，外匯儲備（r）的計量單位為美元。由於涉及到的經濟變數除利率以外都有長期趨勢，因此，我們對利率以外的經濟變數都取自然對數。這樣，一方面可以熨平其長期趨勢，另一方面，各個變數均變成了無量綱的單位，以便直接運用模型通過計算機進行估算。
另外，本文採用通用軟體e-view3.1對所有資料進行計算處理。
（二）單整及協整檢驗
傳統的回歸方法一般假定所使用的時間序列是平穩的，然而許多經濟現象的時間序列都是非平穩的，倘若採取傳統的普通最小二乘法，就會出現「偽」回歸和「無意義」回歸的現象。基於這一原因，恩格爾和格蘭傑（engle and granger，1987)首先提出了一種處理非平穩序列的全新的研究方法——協整(co-integration)研究方法。這種方法的基本思想就是在兩個或多個非平穩的變數之間尋找均衡關係。
如果兩個（或兩個以上）的時間序列是非平穩的，但它們的某種線性組合卻是平穩的，則這兩個（或兩個以上）的非平穩的時間序列之間存在長期的均衡關係（或協整關係）。在經濟意義上，這種協整關係的存在意味著可以通過乙個變數來影響另乙個變數的變化，若變數之間沒有協整關係，則不存在通過乙個變數來影響另乙個變數的基礎。因此，通過對var模型中各個變數進行協整檢驗，是我們研究貨幣**量、國內生產總值以及利率等諸多變數與人民幣匯率之間是否存在長期均衡關係的基礎。
由於只有具有相同單整階數的變數才可能存在協整關係，因此，我們首先必須對上述各個變數之間進行單位根檢驗，即檢驗序列本身是非平穩的，但其一階差分是平穩的。
1．單位根檢驗
我們採用擴充套件的迪基－富勒(augmented dickey-fuller，adf)方法進行序列單位根檢驗。adf單位根檢驗是基於以下的回歸方程：
δxt=a0+a1t+(ρ-1)xt-1+σβiδxt-i+εt
原假設h0：ρ=1,備選假設h1：ρ＜1。
接受原假設意味著時間序列含有單位根。對變數的檢驗結果見表1。從表1的檢驗結果可知，對於所有序列，在5%的顯著性水平上存在單位根的原假設無法拒絕，一階差分後，所有變數在5%的顯著水平上，可以拒絕非穩態的原假設。
因而所有變數序列都是i(1)，即均具有單位根。
表1單位根adf檢驗結果
注：*表示在5%的水平上顯著；δ代表一階差分；括號內第乙個字元表示檢驗的型別(c：含常數項,0：不含常數項),第二個字元表示之後的階數。
2. 協整檢驗
單位根檢驗的結果表明，var模型中的所有變數序列都是i(1)，即它們具備構造協整方程組的必要條件。為此，我們對上述各個變數序列之間做長期的協整分析。就協整檢驗的方法而言，恩格爾和格蘭傑提出用兩步法估計協整向量，雖然由這種兩步法得到的協整引數估計量具有超一致性和強有效性，但是在樣本容量有限的條件下，這種估計量是有偏差的，而且樣本容量越小, 偏差越大。
為了克服兩步法引數估計的不足，本文採用多變數johnsen協整檢驗方法對人民幣匯率（外匯儲備量）、貨幣**量、國內生產總值以及實際利率等變數進行協整檢驗，檢驗的結果如表2和表3。
表2johnsen協整檢驗的結果
注：**表示在1%的水平上顯著，不含常數項和線性趨勢項。
表3標準化後的協整向量
表2的檢驗結果表明，在1%的顯著水平上，我國的貨幣**量、人民幣匯率（外匯儲備）、國內生產總值以及實際利率之間有乙個唯一的協整方程，將其標準化後，即可變為：
lnr=1.02lngdp-0.39lnm2+0.012lnr-0.56
該協整方程表明我國的貨幣**量、人民幣匯率（外匯儲備）、國內生產總值以及實際利率之間存在著長期穩定的均衡關係。具體地說，從長期來看，廣義貨幣**量（m2）每增加1%，會引起人民幣實際匯率下浮0.39%（即外匯儲備減少0.
39%），國內生產總值（gdp）每增長1%，會引起人民幣匯率上浮1.02%（外匯儲備增加1.02%）,實際利率（r）每上公升1%，會引起人民幣匯率上浮0.
012%（外匯儲備增加0.012%）。因此，從上述協整分析的結果來看，在長期裡，我國貨幣**量的變化和國內生產總值的變化對人民幣匯率（外匯儲備）都有著較大程度的影響，而實際利率的變化對人民幣匯率（外匯儲備）的影響較小。
四、人民幣匯率的衝擊響應和衝擊分解
（一）人民幣匯率（外匯儲備）的衝擊響應分析
本文使用的衝擊理論模型是前文所述的var模型和脈衝響應函式(impulse response function, irf)。
1．var模型與脈衝響應函式
經過前文的協整檢驗可知，var模型中的時間序列向zt是協整的，也就是說此模型中的各個指標從長期來看具有均衡的關係，但在短期裡由於會受到隨機干擾的影響，這些變數有可能偏離均衡值，但這種偏離是暫時的，最終會回到均衡狀態，即所選指標適用於上述var模型。
脈衝響應函式的意思是在擾動項上加乙個標準差大小的衝擊，對於內生變數當前值和未來值所帶來的影響。對乙個變數的衝擊直接影響這個變數，並且通過var模型的動態結構傳導給其他所有的內生變數。由var模型得到的向量移動平均模型(vma)為：
zt=φ0et+φ1et-1+…+φpet-p+…
式中：φp=(φp,ij)為係數矩陣，p=0,1,2，…，則對yi的脈衝引起yi的響應函式為φ0,ij,φ1,ij,
φ2,ij，…
2．人民幣匯率（外匯儲備）的衝擊響應函式分析
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