我国货币政策的汇率传导机制研究

我国货币政策的汇率传导机制研究目前，国内货币政策的汇率传导机制研究已有一定成果，但已有的研究存在两个问题：一是已有的研究主要借用经典宏观经济学理论，基于开放、成熟的市场经济制度的假设分析我国的汇率传导机制，但我国的汇率制度存在多层面的管制，距离成熟市场经济的汇率制度尚有一段距离，比如结售汇管制、资本项目不开放等，这些因素导致我国的汇率传导机制表现出和成熟市场经济不一样的特征；二是已有的研究多是围绕基于利率平价理论的利率一汇率的传导机制等方面展开，未能对2005年“汇改”以后的货币政策汇率传导机制做出全面的研究。

因此，本文试图通过对我国货币政策汇率传导机制的理论分析，在此基础上利用协整检验、格兰杰因果检验等实证方法，进一步检验汇改后我国货币政策汇率传导机制的变化，并分析汇率传导机制中的阻碍因素，从而对我国货币政策的有效性实施提供一定的理论和实践支持。

一、我国货币政策的汇率传导机制的理论分析（一）成熟市场经济下的汇率传导机制对货币政策汇率传导机制的经典分析是在封闭经济条件下IS-LM模型的基础上发展起来的蒙代尔一弗莱明模型。

我们下面以扩张性货币政策为例，分别就固定汇率制度下和浮动汇率制度下的汇率传导做简要分析。

根据蒙代尔一弗莱明模型，在固定汇率制度下，无论资本是否完全自由流动，中央银行的货币政策都无效。

在资本不完全流动情况下，央行实行扩张性货币政策→货币供应量↑→利率↓→国际收支逆差→本币贬值倾向→（为维持固定汇率）央行人市干预售出外汇买入本币一外汇储备↓→货币供应量↓→利率↑→投资↓→国民收入↓。

由于汇率固定不变，意味着这一调整过程将会持续到国民收入恢复原来水平时为止。

所以，收入增扩张性货币政策短期内会引起利率下降、当资金不完全流动时，在固定汇率制度下，加，但长期效应却只体现为外汇储备减少，基础货币的内部结构发生变化，而对国民收入等实际经济变量没有影响。

而在资本完全流动情况下，央行实行扩张性货币政策→货币供应量↑→利率↓→资金迅速流出→资本项目收支逆差→本币迅速贬值→（为维持固定汇率）.央行售出外汇购买本币一外汇储备↓→基础货币↓→扩张性货币政策效应抵消。

这说明在固定汇率制度下，当资本完全流动时，扩张性货币政策即使在短期内也无法对经济产生影响，货币政策无效。

在浮动汇率制下，货币政策传导机制主要表现在汇率的变动通过净出口对国民收入产生影响。

首先，在资本不完全流动情况下，央行实行扩张性的货币政策一货币供应量↑→利率↓→经常项目及资本项目逆差→本币贬值→净出口↑→国民收入↑，此后利率、汇率及国民收入这三者会不断调整，最终达到一个均衡点，较实行扩张性货币政策初期，在这点上经济体的利率下降、本币贬值、国民收入提高。

因此，在资本不完全流动和浮动汇率情况下，经济体受到货币扩张冲击后会通过汇率机制和利率机制最终对国民收入产生影响。

而在资本完全流动的情况下，假设该经济体的利率与国外保持一致则扩张性货币政策→本币贬值→净出口↑→国民收入↑，最终通过汇率及国民收入的不断调整经济达到均衡，因此，在资本完全流动的情况下，货币供应量的变动会通过汇率机制对国民收入产生影响。

按照上面的分析，浮动汇率制度下的汇率传导机制的逻辑是简单明了的：货币供给量扩张，将导致国内市场上的利率下降，并相应地导致本币贬值，出口和产出相应地增长，反之亦然。

这样一个渠道存在的前提条件是浮动汇率制度（Obstfeld&Rogo-ff，1995）。

如果在固定汇率制度下，货币政策将会失效，货币政策的汇率传导机制也无从谈起。

（二）我国当前汇率制度下的汇率传导机制上面的逻辑分析和我国2005年7月汇改之前的宏观经济事实不相符，显然2005年7月之前的货币政策有效地发挥了作用，其原因在于两个方面：一是我国特殊的外汇管理制度。

企业和个人都没有办法去即使存在人民币升值或贬值的预期，由于强制结售汇制度的存在，实现这种预期，中央银行也不必在外汇市场上进行外汇买卖以调整本币升值或贬值的预期。

二是我国经常项目和资本项目“双顺差”的经济现实。

我国长期的双顺差使得外汇流动呈现单向流入状态，中央银行可以不影响本币供求的方式调整外汇的供求，外汇交易市场和本币交易市场是相对分割的两个市场，中央银行可以在不影响外汇价格的前提下调整货币政策。

不少经济学家强调浮动汇率制度的优越性，其理由之一是固定汇率制度下的货币政策无效。

研究货币政策的汇率传导机制的两位先驱－－奥博斯菲尔德和罗格夫（Obstfeld&Rogoff，1995）认为，浮动汇率制度下的货币政策更有主动性的观点不一定是对的，固定汇率制度下的货币政策也具有可行性。

我国的经济事实证明外汇管制和资本项目不开放的固定汇率制度是一种可行的方法，这种情形在中国存在了相当长的时间。

这种情形下的货币政策也有弊端：货币政策扩张可能导致外汇储备的大量累积，因为由于经常项目出口增加导致大量外汇流人，却没有资本项目的外汇流出与此相对应，由于资本项目的管制，国内市场利率下降并没有导致外汇流出，相反却有外商直接投资带来的大量外汇流入。

此时由于外汇储备增长导致的相应货币供给扩张（外汇占款增加）实际上进一步放大了货币政策的扩张效应，通货膨胀的风险因而加大。

2005年7月后，我国汇率制度已经变革为有管理的浮动汇率制度，我国的汇率制度已经从外汇管制和资本项目不开放的固定汇率制度转变为外汇管制和资本项目不开放的浮动汇率制度，后面的实证分析表明我国货币政策对汇率的影响仍然十分有限，汇率传导机制的运行延续了2005年“汇改”之前的状态。

二、我国货币政策汇率传导机制的实证检验我国货币政策的汇率传导机制包含两个环节：一是货币政策对汇率的调节作用，二是汇率对实体经济的调节作用，汇率变动对实体经济的作用主要体现在对产出和物价的影响上。

（一）货币政策到汇率的传导效应分析本文选取货币供应量、利率作为货币政策变量指标，用于解释货币政策的实施对于汇率变动的影响。

在货币供应量指标中，由于M2的可控性和可预测性较强，选取M2作为货币供应量变动的统计指标；在利率指标中，我国基准利率由中国人民银行制定并公布，并作为货币政策工具之一适时调节宏观经济，在此选取一年期名义存款利率作为利率变动的统计指标。

同时，选取银行间外汇市场美元对人民币汇率的中间价反映汇率变动。

其中，货币供应量M2有季节性波动，采用X12方法进行季节调整，利率及汇率不存在明显的季节性波动，仍采用原始数据。

本文模型分析的样本数据为月度数据，分析的样本区间为2005年7月至2010年12月，样本区间的选取，主要考虑2005年7月以后中国开始实施以一篮子货币为参考的浮动管理汇率制，汇率的形成机制更具有市场化的意义，另外，中国加入WTO的保护期结束，以及资本与金融账户的管制逐步放松，此样本阶段的经济状态更具开放性。

为了消除异方差及数据的波动，并使各变量的趋势线性化，对以上货币供应量、利率、汇率三个时间序列取自然对数，变换后的变量分别计为LM2、LR、LE。

由于三个序列都是非平稳序列，因此将原序列做一阶差分后进行如下的协整检验。

表1：货币供给量（LM2）、利率（LR）和汇率（LE）的协整关系检验数据来源：中国人民银行网站、国家外汇管理局网站。

从表1的结果来看，Johansen检验的Trace统计值大于5%的临界值，拒绝了不存在协整关系的原假设，说明至少存在一个协整关系。

因此，从长期而言，名义汇率与货币供应量及利率之间存在一种协整关系。

货币供给量（LM2）、利率（LR）和汇率（LE）的协整方程的系数如表2。

表2：货币供给量（LM2）、利率（LR）和汇率（LE）的协整方程的系数由表2可知，从长期看来，名义汇率与货币供应量及利率呈现同向波动关系，即当货币供应量增加时，名义汇率出现上升，即人民币贬值，此趋势与理论相符，政府可以通过对货币供应量的调整影响汇率的长期趋势，名义汇率对货币供应量的弹性系数为17.86%。

当利率出现上升时，名义汇率出现上升、即人民币贬值，此趋势与利率平价理论中当本国利率上升时，本国汇率预期贬值的理论一致，可见政府也可以通过利率调整影响汇率长期趋势，名义汇率对利率的弹性系数为13.8%，与货币供应量相对比而言，前者大于后者，这说明宏观调控中货币供应量对汇率的影响更大一些。

表3：货币政策和汇率之间的格兰杰因果检验由于协整检验仅仅是一种数量关系的分析，并不能完全说明长期中货币供给量的变动引起了汇率的变动，也有可能是汇率波动引起了货币供给量的变动。

为辨别汇率波动和货币供给量之间的因果关系，我们再采用格兰杰因果检验法分析货币供给量和汇率之间的因果关系。

表3的结果表明，利率不是汇率的格兰杰原因，汇率也不是利率的格兰杰原因，说明利率和汇率之间的协整关系不存在因果关系。

另外，货币供给量和汇率之间不存在因果关系的假设没有被拒绝，这说明货币供给量的调整也不是汇率波动的格兰杰原因。

（二）人民币汇率对实体经济的影响汇率传导机制的另外一个重要部分是汇率到实体经济的传导，即汇率对产出变量和物价水平的影响。

我们分别对人民币汇率和产出数据（包括消费、投资、净出口）、人民币汇率和CPI做协整检验分析。

表4：人民币汇率和消费、投资、净出口的协整检验数据来源：中国人民银行、国家外汇管理局、国家统计局。

由表4可知，在原假设为不存在协整关系时，Johansen检验的Trace统计量大于5%的在原假设为至多存在一个协整关系说明至少存在一个协整关系。

即拒绝了原假设，临界值，时，Johansen检验的Trace统计量小于5%的临界值，即接受了原假设。

因此，从长期而言，实际有效汇率与投资、消费、净出口之间存在一种长期均衡关系，它们之间的协整系数方程如表5。

表5：人民币汇率、消费、投资、出口的协整方程的系数由表5可看出，实际有效汇率与净出口（NE）呈现正向波动关系，当有效汇率上升，人民币贬值时，净出口增加，有效汇率对净出口的弹性系数达到较大的12.08%，人民币有效汇率通过改变净出口影响实体经济的传导途径顺畅。

而有效汇率与投资（INV）、消费（SC）呈现负相关关系，人民币汇率下降过程中投资、消费增加。

为了剔除物价水平的影响，我们加入了实际有效汇率这一变量，对名义汇率、实际有效汇率和CPI的协整检验的结果如表6。

表6的结果表明，名义汇率、实际有效汇率和CPI之间的协整关系不存在。

表6：名义汇率、实际有效汇率和CPI的协整检验的因CPI之间的数量关系，并不表明汇率和产出、CPI协整关系只是表明汇率和产出、果关系。

因此，下面我们进一步就汇率和产出、CPI之间的关系做格兰杰因果检验。

表7的结果表明，汇率不是CPI的格兰杰原因的零假设不能被拒绝。

但汇率不是GDP的显著原因的零假设被拒绝，说明汇率波动对GDP增长产生了显著影响。