人民币预期升值率对货币需求影响的实证检验（1999年～2007年） .doc

人民币预期升值率对货币需求影响的实证检验（1999年2007年）2010年第6期经济经纬economicsurvey人民币预期升值率对货币需求影响的实证检验(1999年2007年)易行健,杨碧云(广东外语外贸大学国际经济贸易学院,广东广州510006)摘要:笔者利用中国1999年2007年的月度数据估计了包含人民币预期升值率与国外利率的货币需求函数,结论显示人民币预期升值率的上升将通过货币替代效应与资本流动效应显着增加我国微观经济主体对狭义货币与广义货币的持有.关键词:货币需求;人民币预期升值率;货币替代;资本流动基金项目:广东省自然科学基金项目(8151042001000012);广东省高层次人才项目(201079);广东外语外贸大学211工程重点学科建设项目(200914).作者简介:易行健(1974一),男,湖南湘乡人,经济学博士,广东外语外贸大学国际经济贸易学院教授,主要从事宏观经济学研究;杨碧云(1977一),女,湖南华隆人,经济学博士,广东外语外贸大学国际经济贸易学院讲师,主要从事金融学研究.中图分类号:f822文献标识码:a文章编号:10061096f2010)06012304收稿日期:20100709一,引言及文献综述已有对货币需求函数进行估计的研究大多局限于封闭经济的框架,然而随着布雷顿森林体系的解体,国际金融市场可能通过预期汇率波动与利率波动对国内货币需求产生影响(hueng,2000).对货币需求和汇率之间的关系进行研究起始于mundell(1963),其经典文献猜想货币需求可能不仅仪依帧于收入水平与利率,而且可能受到汇率的影响;那么这将轻微地降低给定货币数量变化的有效性,同时将轻微地增加浮动汇率条件下财政政策对收入与就业的影响效果.在此之后,arango等人(1981)利用资产组合理论推导出一个开放条件下的货币需求函数,其中国外利率与汇率的预期贬值率对货币需求的影响方向相同,都是负向的.cuddington(1983),leventakis(1993),khalid(1999)分别得出结论:假设资本不完全流动,那么预期本币贬值时,国内居民与国外居民都倾向于多持有外币而少持有本币,这直接形成了外币对本币的替代,这通常被称为货币替代效应;而随着本币预期贬值率与国外利率的上升,国外债券的吸引力也相对上升,那么国内居民与国外居民将倾向于增加持有国外债券而减少持有国内债券,从而间接地对货币需求产生影响,这通常被称为资本流动效应.在对汇率以及国外利率对国内货币需求的影响机制进行理论分析与争论的同时,国际学术界也对开放条件下的货币需求函数进行了实证检验.arango等人(1981)利用1960年1975年美国,加拿大,英国与德国的季度数据进行了实证检验,结论显示国外利率与预期贬值率显着影响狭义货币m的需求,并且本币的预期贬值率与货币需求呈负相关关系.后来leventakis(1993)表明国外利率对g一7国家的货币需求有着显着的影响,但是除开美国的狭义货币m以外,预期贬值率均不对其余6个国家的货币需求以及美国的广义货币需求产生显着的影响.khalid(1999)利用菲律宾,新加坡与韩国1977年1993年的季度数据对本币预期贬值与货币需求之间的关系进行了实证研究,结果表明预期贬值率对新加坡与韩国的货币需求的影响方向为正,即本币的预期贬值将导致居民对货币需求的增加,而在菲律宾则刚好相反.二,人民币预期升值率对货币需求影响的协整检验(一)模型的设定与变量的选择考虑数据的可得性,本文选取1999年2007年的月度数据作为计量分析的样本.笔者采用商品零售总额作为影响货币需求的规模变量y,国内实际利率r,国外实际利率r与人民币预期升值率e?123?作为影响我国货币需求的机会成本变量,我国的实际利率则采用1年期定期存款利率减去基于cpi指数的通货膨胀率,国外的实际利率则采用美国的联邦基金利率减去基于cpi指数的通货膨胀率;人民币预期升值率是根据人民币1年期无本金交割远期外汇(ndf)与人民币名义汇率数据计算所得.笔者采用如下半对数形式的货币需求函数rn=卢0+/31y+卢2r+3e+卢4r+(1)(二)数据的来源,处理与单位根检验狭义货币m,广义货币m,商品零售总额与r,叮t直接来源于中国人民银行统计季报与中经网统计数据库,而r,7r与人民币名义汇率数据则来源于国际货币基金组织的ifs数据库,然后采用彭博资讯的人民币1年期无本金交割远期外汇(ndf)数据与人民币名义汇率数据计算得到预期升值率e.在实证分析前笔者采用x11方法对m,m,与商品零售总额数据进行季节调整,然后使用定基比消费价格指数将经过季节调整后的m.,m与商品零售总额折算为实际余额.在这个基础上笔者对经过季节调整以后的m,m与商品零售总额的实际余额进行自然对数变换,得到m.,m,与y.从表1可以看出,除开1t与r是在5%的显着水平下一阶差分平稳,其余各序列都在1%的显着水平下是一阶差分平稳,也就是都是属于序列i(1).因此,它们满足进行协整检验的必要条件.表1各个序列的单位根检验结果注:其中检验形式(c,t,k)分别表示单位根检验方程包括常数项,时间趋势和滞后项的阶数,加入滞后项是为了使残差项为白噪声,滞后项的确定采用sic准则,d表示一阶差分;表示5%显着水平下的临界值.此表还包括本文第三部分单位根检验结果.(三)协整检验两个常用的协整检验方法是englegranger两步法及johansen检验法,分别采用这两种方法来检验我国货币需求与其解释变量之间的协整关系.笔者首先采用engle.granger两步检验法,即第一步采用最小二乘法来估计货币需求方程,因为在广义货币需求方程国内实际利率变量不显着,因此在广义货币需求方程中把这个变量剔除掉,得到方程(2)与方程(3);第二步则对这两个方程的残差进行adf检验,结果见表2.i11.=0.9057y+o.0132e一0.1304r一0.0177r+3.6921(2)(38.7584)(6.8453)(一3.7864)(-7.6806)(19.2048)r:0.9929d.w.=0.6321rfl2=1.0588y+0.0076e一0.02108r+3.4230(3)(51.6613)(4.7300)(一10.4651)(20.3319)r=0.9948d.w.:0.6708从表2可以看出在1%的显着性水平下方程(2)与方程(3)的残差不存在单位根,即都是平稳序列,这分别表示狭义货币,广义货币与消费品零售总?124?额,人民币预期升值率,国内利率与国外利率之间存在长期均衡的协整关系.然后利用eviews6.0计量软件进行johansen协整检验,选择滞后阶数为12,结果分别如表3与表4所示.表2方程(2)与方程(3)残差的单位根检验结果如表3和表4所示,在5%的显着性水平下狭义货币与其解释变量之间存在3个协整向量,广义货币与其解释变量之间存在2个协整向量,选择最大特征值的向量分别作为货币需求的协整方程,见下式(括号中是标准差)m.=0.8179y+0.0233e一0.0081r一0.0185r+4.4107(4)(0.0209)(6.8453)(0.0021)(0.0017)iti2=1.0450y+o.0098e一0.0270r+3.5377(5)(0.0294)(0.0028)(0.0025)表3狭义货币与其解释变量之间的johansen协整检验结果样本区间:1999.12007.12;趋势假定:线性确定趋势;非限定性协整秩检验序71:ml,y,e,r,r;滞后间隔(一阶差分):1到l2注:表示以5%的显着性水平拒绝原假设.表4广义货币与其解释变量之间的johansen协整检验结果样本区间:1999.12007.12;趋势假定:线性确定趋势;非限定性协整秩检验序列:m2,y,e,r;滞后间隔(一阶差分):1到l2注:袁示以5%的显着性水平拒绝原假设.比较式(4),式(5)与式(2),式(3)可以发现通过这两种方法得出来的协整方程比较接近,因此可以得出结论,狭义货币,广义货币与消费品零售总额,人民币预期升值率,国内利率与国外利率之间存在长期均衡的协整关系.三,实证结果的分析:人民币预期升值率对货币需求的影响机制(一)人民币预期升值率波动对货币需求影响的资本流动效应根据新帕尔格雷夫货币金融大辞典(2000)的定义,货币替代就是指一国居民对相关机会成本的变化作出反应,从而改变其持有的本国和外国货币的倾向.这个定义是一种比较宽泛的定义,造成货币替代的规模难以衡量.笔者采用的是另一种较为严格的定义,就是单纯指外国货币在本国境内替代本国货币充当价值标准,交易媒介,支付手段和价值储藏等职能的一种现象(姜波克等,1999).考虑到数据的可得性,笔者用f/m2(即外币存款与广义货币之比)来表示我国的货币替代程度cs,样本为1999年2007年的月度数据,数据来源于中国人民银行统计季报.笔者认为影响中国货币替代的因素主要包括人民币预期升值率e与国内外实际利率之差grr,grr为我国与美国的实际利率差,其中这几个数据的来源与处理同前一部分.首先对变量cs与grr利用eviews6.0软件进行adf单位根检验,检验结果如表l所示,结果表明cs序列与grr序列未通过检验,存在单位根,而这两个变量序列的一阶差分序列都通过了检验,因此,它们满足进行协整检验的必要条件.johansen协整检验结果如表5所示.表5货币替代与其解释变量之间的johansen协整检验结果样本区间:1999.12007.12;趋势假定:线性确定趋势;非限定性协整秩检验序列:cs,e,g;滞后间隔(一阶差分):l到12注:表示以5%的显着性水平拒绝原假设.如表5协整检验结果所示,在5%的显着性水平下货币替代程度与其解释变量之间存在2个协整向量,选择最大特征值的向量作为货币替代的协整方程,协整方程式(6)表明人民币预期升值率的上升将显着降低我国的货币替代程度,也就是说导致居民相对增加持有人民币而减少持有外币,而预期升值率的下降或者说预期贬值率的上升则将显着提高我国的货币替代程度.cs=一0.5401e+0.2278grr+6.6820(6)(0.0882)(0.1321)(二)人民币预期升值率波动对货币需求影响的资本流动效应根据新帕尔格雷夫货币金融大辞典(2000)中的定义,当一国(资本输出国)居民向另一国(资本输入国)居民提供贷款或向其购买财产所有权时,就产生了国际资本的流动.对于我国而言,目前名义上虽然仍然没有完全实现资本项目下的可兑换,但是对资本项目的管制正逐渐放松并已实现资本项目的部分可兑换;同时大量的资本经过非正式的,甚至非法的渠道(笔者把这部分资本流动称为资本外流)进行非正常的跨国境流动.由于笔者缺乏完整的季度资本流动数据,首先根据资本外流规模估计的世界银行法,即资本外流=经常项目顺差+外国直接投资净流入+外债增加一储备资产增加.由于我国的经常项目顺差主要表现为进出口顺差,外债的增减与fdi相比而言比较少,而且储备资产的增减也主要体现在外汇储备上,同时我国对外的直接投资与外国对我国的直接投资相比也非常少,因此这里对1999年2007年资本外流季度数据的估计就以资本外流=进出口顺差+外商直接投资的流入一外汇储备的增加来粗略估计资本的外流,数据来源同上.由于月度资本外流数据波动非常大,因此笔者采用相对平滑的季度数据来进行实证检验.同样假定影响中国资本外流的因素主要包括人民币预期升值率与国内外实际利率之差,这几?125?个数据的来源与处理同前一部分,其中cf,e与grr分别是资本外流规模,人民币预期升值率,我国与美国的实际利率差.首先利用eviews6.0软件对变量cf,e.与grr.序列进行adf单位根检验,检验结果如表1所示,结果表明cf,e,与grr序列在l%显着水平下是一阶差分平稳,因此,它们满足进行协整检验的必要条件.johansen协整检验结果如表6所示.表6资本外流与其解释变量之间的johansen协整检验结果样本区间:1999.12007.4;趋势假定:线性确定趋势:非限定性协整秩检验序列:cf,e,grr;滞后间隔(一阶差分):1到2注:表示以5%的显着性水平拒绝原假设.如表6协整检验结果所示,在5%的显着性水平下资本外流规模与其解释变量之间存在2个协整向量,笔者选择最大特征值的向量作为资本外流的协整方程,协整方程式(7)表明人民币预期升值率与资本外流规模呈负相关,也就是说当人民币预期升值率上升时资本外流规模减少甚至转变为资本内流.efi=一44.8000el一25.6306grrl+13.0885(7)(4.02196)(9.7752)四,结论与政策建议笔者就人民币预期升值率与国外利率的波动对我国货币需求的影响进行了实证检验,结论表明狭义货币,广义货币分别与实际商品零售总额,人民币预期升值率,国内实际利率,美国实际利率之间存在长期的协整关系,并且人民币预期升值率的上升将显着增加国内居民与企业对狭义货币与广义货币的需求.笔者还对包含人民币预期升值率与国内外实际利率差的货币替代函数与资本外流函数进行了协整检验,结果表明人民币预期升值率的上升将显着降低我国的货币替代程度以及资本外流规模,这验证了人民币预期汇率波动通过货币替代效应与资本流动效应影响本国货币的需求.基于以上分析,笔者认为伴随着我国经济开放度的不断提高,资本项目管制的逐渐放松以及人民币汇率形成机制的逐步改革,国外利率与国际金融市场形成的人民币汇率预期对我国货币需求的影响将会日益显着.因此中央银行在确定货币供应量目标和进行货币政策操作时必须考虑到人民币汇率的预期变化以及国外利率对我国货币需求的影响.anempiricaltestoftheeflfect0frmbsexpecteda