人民幣匯率波動(dòng)與我國(guó)通脹、產(chǎn)出波動(dòng)-一個(gè)擴(kuò)展泰勒曲線的研究

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1、人民幣匯率波動(dòng)與我國(guó)通脹、產(chǎn)出波動(dòng):一個(gè)擴(kuò)展泰勒曲線的研究 　　摘 要：發(fā)揮市場(chǎng)供求對(duì)匯率的調(diào)節(jié)作用，增強(qiáng)人民幣匯率雙向浮動(dòng)彈性，是當(dāng)前我國(guó)匯率體制改革的主要方向。本文在泰勒曲線的框架下考察人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和貨幣政策實(shí)施的影響。通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，1994―2006年通貨膨脹波動(dòng)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)是不敏感的，人民幣匯率傳遞效應(yīng)不顯著，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)沒有顯著的影響；2007年以后人民幣匯率波動(dòng)推動(dòng)泰勒曲線向內(nèi)移動(dòng)，因此更大的人民幣匯率彈性對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性是有利的，逐步擴(kuò)大的人民幣匯率彈性區(qū)間對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是適宜和可

2、接受的。另外人民幣匯率波動(dòng)也使得泰勒曲線更加陡峭，穩(wěn)定通貨膨脹所導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口波動(dòng)減小了，因而更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個(gè)低而穩(wěn)定的通脹目標(biāo)。 下載論文網(wǎng) 　　關(guān)鍵詞：匯率波動(dòng)；宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；泰勒曲線；馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型 　　中圖分類號(hào)：F822.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-2265（2014）12-0012-07 　　一、引言 　　近年來，隨著我國(guó)積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，減順差、促平衡、擴(kuò)內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)，經(jīng)常賬戶順差占GDP 的比重已從2007年的10.6%下降至2011年的2.8%，小于3%的國(guó)際公認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)，這意味著人民幣匯率水平已接近均衡區(qū)間，繼續(xù)單

3、向升值的可能性有所下降。因此，隨著我國(guó)的國(guó)際收支恢復(fù)基本平衡，人民幣對(duì)美元持續(xù)升值的預(yù)期減弱，我國(guó)進(jìn)一步完善人民幣匯率的形成機(jī)制、增強(qiáng)人民幣匯率彈性的條件已日臻成熟。在人民幣匯率從釘住匯率制度向更靈活的浮動(dòng)匯率制度轉(zhuǎn)變的進(jìn)程中，從宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的角度，我們必須提出并應(yīng)對(duì)如下問題：更大的人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)關(guān)鍵宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動(dòng)會(huì)有怎樣的影響？更大的人民幣匯率波動(dòng)對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性會(huì)有怎樣的影響？更大的人民幣匯率靈活性增加還是減小了我國(guó)央行宏觀調(diào)控的難度？擴(kuò)大人民幣匯率彈性區(qū)間對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是適宜的、可接受的嗎？ 　　長(zhǎng)期以來，現(xiàn)代國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論對(duì)匯率浮動(dòng)的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)

4、福利的利弊得失存在著兩種對(duì)立的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為相互依賴的經(jīng)濟(jì)體之間受到不對(duì)稱真實(shí)沖擊時(shí)，靈活的名義匯率變化可以通過對(duì)相對(duì)價(jià)格的迅速調(diào)整抵消沖擊的不利影響，幫助經(jīng)濟(jì)恢復(fù)均衡，因此匯率被視為一種積極的凱恩斯主義調(diào)整工具①（稱為shock-absorber，這種思想可以追溯到弗里德曼1953年的文獻(xiàn)和蒙代爾1961年的文獻(xiàn)）；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為匯率穩(wěn)定可以降低國(guó)際貿(mào)易的交易成本和資本流入的風(fēng)險(xiǎn)，有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且市場(chǎng)匯率往往出現(xiàn)超調(diào)并持續(xù)偏離其基本價(jià)值，匯率波動(dòng)本身制造而不是縮小了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)②（參見1996年奧布斯特費(fèi)爾德和羅戈夫的文獻(xiàn)，這也是建立統(tǒng)一貨幣區(qū)的主要論據(jù)），例如麥金農(nóng)（2005）、

5、施納布爾（Schnabl，2007）就積極主張小國(guó)開放經(jīng)濟(jì)以匯率釘住作為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的貨幣名義錨，在另一篇文獻(xiàn)中麥金農(nóng)和施納布爾（2006）則提出對(duì)經(jīng)濟(jì)趕超國(guó)家實(shí)行固定匯率制度更有利于勞動(dòng)者真實(shí)工資的提高。總的來看，已有的研究文獻(xiàn)或?qū)Ｗ⒂趨R率波動(dòng)對(duì)通脹水平和波動(dòng)的影響（近年來國(guó)內(nèi)有大量的文獻(xiàn)研究人民幣匯率的價(jià)格傳遞效應(yīng)）；或者專注于匯率波動(dòng)對(duì)產(chǎn)出水平和波動(dòng)的影響，例如趙永亮、干杏娣和熊德平（2011）；尚未有研究者將三者的關(guān)系統(tǒng)合在一個(gè)簡(jiǎn)潔的、直觀的宏觀模型框架中，也尚未提出一個(gè)直接簡(jiǎn)潔的方法和標(biāo)準(zhǔn)判斷匯率波動(dòng)是改善或是惡化了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和貨幣政策的兩難困境。本文在泰勒曲線的框架下考察人民幣匯率波

6、動(dòng)對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和貨幣政策實(shí)施的影響，將匯率波動(dòng)對(duì)泰勒曲線的推動(dòng)方向作為判斷匯率彈性是否適宜的標(biāo)準(zhǔn)。本文的判決方法基于堅(jiān)實(shí)的宏觀經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)，而且是非常簡(jiǎn)明的，因此本文的研究有望為匯率理論提供新的研究視角和新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。 　　二、人民幣匯率波動(dòng)分解 　　根據(jù)巴拉薩―薩繆爾森效應(yīng)，生產(chǎn)率增長(zhǎng)較快的經(jīng)濟(jì)趕超國(guó)家有實(shí)際匯率上升的長(zhǎng)期趨勢(shì)③，這種匯率升值是由于生產(chǎn)率提高導(dǎo)致貿(mào)易品和非貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格發(fā)生變化，是與經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變相適應(yīng)的內(nèi)生的、自然的結(jié)果，是長(zhǎng)期均衡實(shí)際匯率變化的需要。這種匯率升值不會(huì)對(duì)短期宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生影響，所以在分析人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和貨幣政策實(shí)施的影響

7、時(shí)，需要將匯率變化中的長(zhǎng)期趨勢(shì)與短期的、外生的波動(dòng)成分分離。本文使用協(xié)整方法來完成這種分離。我們考慮3個(gè)宏觀變量：一是人民幣匯率，以人民幣兌美元匯率代表；二是相對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，以我國(guó)實(shí)際GDP增長(zhǎng)率相對(duì)美國(guó)實(shí)際GDP增長(zhǎng)率代表；三是相對(duì)通貨膨脹率，以我國(guó)CPI變化率相對(duì)美國(guó)CPI變化率代表。國(guó)內(nèi)宏觀數(shù)據(jù)來自CCER中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、人民幣匯率數(shù)據(jù)來自國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站、國(guó)外數(shù)據(jù)來自IMF數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為1994年1月到2013年6月?？梢源致缘乜吹疆?dāng)相對(duì)GDP增長(zhǎng)和相對(duì)通貨膨脹率較大時(shí)匯率升值也較大（如2007―2008年），而當(dāng)相對(duì)GDP增長(zhǎng)和相對(duì)通貨膨脹率較小時(shí)匯率升值

8、也較?。ㄈ?998―2001年），因此可以大致預(yù)判三者之間可能存在一定的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。對(duì)這3個(gè)變量及其一階差分分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法為通常的ADF和PP檢驗(yàn)（回歸方程中不包含常數(shù)項(xiàng)和線性趨勢(shì)項(xiàng)），檢驗(yàn)結(jié)果表明人民幣兌美元匯率、相對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和相對(duì)通貨膨脹率均為一階單整過程，因此可以進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整分析。本文采用3種常用的方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)：以VaR為基礎(chǔ)的多變量Johansen檢驗(yàn)、Engle-Granger單方程檢驗(yàn)以及Phillips-Ouliaris單方程檢驗(yàn)?？梢钥吹?，多變量Johansen檢驗(yàn)表明3個(gè)變量之間存在1個(gè)協(xié)整向量，而單方程檢驗(yàn)則拒絕了3個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，變量之間

9、可能存在偽回歸。之所以出現(xiàn)這些矛盾的結(jié)果，一個(gè)合理的猜測(cè)是變量的協(xié)整關(guān)系存在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)（考慮到1994年以來人民幣匯率形成機(jī)制的市場(chǎng)化改革），格里高利（Gregory，1996）指出當(dāng)協(xié)整向量存在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)時(shí)以殘差為基礎(chǔ)的協(xié)整檢驗(yàn)效率會(huì)顯著下降，因此我們有必要使用含結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的協(xié)整分析方法，這里選擇常用的Gregory-Hansen方法（格里高利和漢森，1996）。 　　Gregory-Hansen方法提出了標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整回歸之外3種斷點(diǎn)協(xié)整回歸的可能： 　　這里未知參數(shù)[τ∈0，1]代表轉(zhuǎn)變點(diǎn)的相對(duì)時(shí)點(diǎn)。由于轉(zhuǎn)變點(diǎn)未知，我們計(jì)算每一個(gè)可能的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變時(shí)點(diǎn)[τ∈0，1]的協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量并取其最小值進(jìn)行

10、檢驗(yàn)。可以發(fā)現(xiàn)協(xié)整關(guān)系不存在顯著的水平轉(zhuǎn)移，而協(xié)整系數(shù)向量存在顯著的時(shí)變性（有一個(gè)斷點(diǎn)為2005年4季度）。因此由斷點(diǎn)協(xié)整關(guān)系，可以分解出人民幣匯率的暫時(shí)性短期成分。 　　三、宏觀變量波動(dòng)性測(cè)量 　　從已有的文獻(xiàn)看，宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動(dòng)性的計(jì)算存在著許多困難。一種通常的方法是計(jì)算宏觀經(jīng)濟(jì)變量的無(wú)條件波動(dòng)。這種方法將數(shù)據(jù)樣本分割成小的子樣本，然后分別計(jì)算每一個(gè)子樣本的標(biāo)準(zhǔn)差，或者采用滾動(dòng)窗口計(jì)算其標(biāo)準(zhǔn)差。由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量通常是低頻數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本較小，使用子樣本方法會(huì)大大減小數(shù)據(jù)量并丟失許多有用的樣本信息。滾動(dòng)窗口方法的缺點(diǎn)是沒有一個(gè)客觀的標(biāo)準(zhǔn)確定合理的時(shí)間窗口長(zhǎng)度（方差估計(jì)的結(jié)果通常對(duì)時(shí)間窗口長(zhǎng)

11、度的選擇高度敏感，阿爾伯克基和波圖加，2006），而且滾動(dòng)樣本法會(huì)導(dǎo)致估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差呈現(xiàn)高的相關(guān)性，改變了波動(dòng)的真實(shí)相關(guān)關(guān)系。例如匯率機(jī)制可能隨時(shí)間發(fā)生變化，而固定的窗口可能會(huì)將不同機(jī)制的數(shù)據(jù)包含其中從而影響估計(jì)量的質(zhì)量。因此本文采用GARCH模型計(jì)算宏觀變量的條件波動(dòng)序列，以增強(qiáng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。眾所周知，1994年以來我國(guó)以市場(chǎng)化為目標(biāo)，不斷改革完善有管理的浮動(dòng)匯率制度，匯率波動(dòng)過程可能存在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)。這里我們的處理方法是建立結(jié)構(gòu)參數(shù)內(nèi)生變化的馬爾科夫轉(zhuǎn)換GARCH模型。在馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型里，變量可以離開一個(gè)狀態(tài)而后以一定概率回到這個(gè)狀態(tài)，而一般結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)模型往往意味著轉(zhuǎn)變點(diǎn)前后數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)沒

12、有關(guān)聯(lián)，各個(gè)狀態(tài)（子樣本）的數(shù)據(jù)信息被分割，因此馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型可以提取更多的樣本信息，得到更好的擬合效果。本文運(yùn)用貝葉斯方法對(duì)3個(gè)宏觀變量（我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口④、通貨膨脹、人民幣匯率的短期成分）分別估計(jì)馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型并計(jì)算其條件方差序列。 　　上式表明轉(zhuǎn)移概率矩陣取Dirichlet先驗(yàn)分布，其他參數(shù)取正態(tài)先驗(yàn)分布。為了計(jì)算給定數(shù)據(jù)的似然函數(shù)，我們需要對(duì)隱含狀態(tài)所有可能路徑進(jìn)行積分，對(duì)于高維度狀態(tài)變量直接積分是不可行的，但是使用貝葉斯方法可以很容易得到后驗(yàn)分布，因?yàn)槲覀兛梢詫顟B(tài)[S[1，T]]納入?yún)?shù)空間，并用MCMC方法對(duì)其進(jìn)行后驗(yàn)抽值。 　　我們對(duì)3個(gè)宏觀變量（

13、我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口、通貨膨脹、人民幣匯率的短期成分）分別估計(jì)兩狀態(tài)馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型，然后用參數(shù)的后驗(yàn)均值生成條件方差序列，給出了中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口的條件波動(dòng)時(shí)間序列。由結(jié)果可知，我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口在1994年高波動(dòng)狀態(tài)以后波動(dòng)持續(xù)下降，1999年以后較長(zhǎng)時(shí)期處于低波動(dòng)狀態(tài)，2005―2007年又出現(xiàn)了一個(gè)高波動(dòng)狀態(tài)，之后到目前又處于低波動(dòng)狀態(tài)，而且兩種狀態(tài)的平滑概率差別很大（由于篇幅有限，此處略）。這說明本文的模型較好地識(shí)別了產(chǎn)出缺口波動(dòng)的狀態(tài)遷移特征。由結(jié)果還可知，我國(guó)通貨膨脹在1994―1995年處于高波動(dòng)狀態(tài)，1995年后波動(dòng)率持續(xù)下降，之后波動(dòng)一直維持在很低的水平，200

14、6年后又出現(xiàn)了一段時(shí)期的高波動(dòng)，2009年下半年以后波動(dòng)又持續(xù)下降到低水平。這說明兩狀態(tài)馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型較好地刻畫了我國(guó)通貨膨脹在高波動(dòng)和低波動(dòng)狀態(tài)間轉(zhuǎn)換的特點(diǎn)。由結(jié)果還給出了人民幣匯率短期成分的條件波動(dòng)時(shí)間序列，清楚地反映了2005年我國(guó)匯改之后人民幣匯率波動(dòng)迅速上升，2010年以后匯率波動(dòng)趨于溫和。 　　四、人民幣匯率波動(dòng)與泰勒曲線 　　我們用時(shí)變參數(shù)模型估計(jì)我國(guó)產(chǎn)出缺口波動(dòng)、我國(guó)通貨膨脹波動(dòng)和人民幣匯率短期成分波動(dòng)三者的關(guān)系?；貧w方程如下： 　　這里[v1t]為我國(guó)通貨膨脹波動(dòng)，[v2t]為我國(guó)產(chǎn)出缺口波動(dòng)，[v3t]為人民幣匯率短期成分波動(dòng)，[at]、[β1t]、[β2t]為時(shí)變

15、回歸參數(shù)，時(shí)變回歸參數(shù)服從單變量隨機(jī)游走過程，[γ]為[v2t]和[v3t]交叉項(xiàng)的常數(shù)回歸參數(shù)，信息[εt，?1t，?2t，?3t]序列無(wú)關(guān)且相互獨(dú)立。[β1t]反映通貨膨脹波動(dòng)與產(chǎn)出缺口波動(dòng)的關(guān)系，通過[β1t]值的正負(fù)性可以檢驗(yàn)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是否符合泰勒曲線。[β2t]反映了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)泰勒曲線的推動(dòng)作用，正值表明匯率波動(dòng)推動(dòng)泰勒曲線向外移動(dòng)，則可以推斷匯率浮動(dòng)是宏觀波動(dòng)之源，匯率波動(dòng)惡化了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和貨幣政策的兩難困境；負(fù)值表明匯率波動(dòng)推動(dòng)泰勒曲線向內(nèi)移動(dòng)，則可推斷匯率浮動(dòng)吸收或弱化了宏觀波動(dòng)。[γ]值反映了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)泰勒曲線斜率的影響。從理論上說，泰勒曲線陡峭表明通貨膨

16、脹波動(dòng)下降所引起的產(chǎn)出缺口波動(dòng)的增加越少，因此一個(gè)狹窄的通脹目標(biāo)區(qū)間是適宜的，反之泰勒曲線平坦表明通貨膨脹波動(dòng)下降所引起的產(chǎn)出缺口波動(dòng)的增加越大，一個(gè)寬松的通脹目標(biāo)區(qū)間是適宜的（德泰法尼斯，2004）。因此[γ]取負(fù)值更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個(gè)低而穩(wěn)定的通脹水平目標(biāo)。 　　本文首先用極大似然法估計(jì)以上狀態(tài)空間模型，并用卡爾曼平滑方法獲得時(shí)變參數(shù)（即狀態(tài)向量序列）。可知1995―2005年[β1t]的取值基本為正，說明這一時(shí)期我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)處于不穩(wěn)定狀態(tài)并沒有運(yùn)行在一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的泰勒曲線上，其原因可能在于這一時(shí)期的貨幣政策不是最優(yōu)的，當(dāng)然也可能是由于價(jià)格沖擊出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)使泰勒曲線發(fā)生了位移⑤。2

17、003年以后[β1t]的值迅速變小，2005年以后[β1t]的取值顯著為負(fù)，這說明這一時(shí)期我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)處于比較穩(wěn)定的狀態(tài)，貨幣政策基本是最優(yōu)的。在整個(gè)1995―2012年的樣本期內(nèi)[β2t]取值基本是小于零的，從2倍均方根誤差區(qū)間看1994―2006年時(shí)期[β2t]不顯著異于零，2007年以后[β2t]顯著取負(fù)值，由此可以得出兩個(gè)觀點(diǎn)：一是1994―2006年通貨膨脹波動(dòng)對(duì)匯率波動(dòng)是不敏感的，人民幣匯率傳遞效應(yīng)不顯著，匯率波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)沒有顯著的影響；二是2007年以后匯率波動(dòng)推動(dòng)泰勒曲線向內(nèi)移動(dòng)，因此更大的匯率彈性對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性是有利的，逐步擴(kuò)大的人民幣匯率彈性區(qū)間對(duì)我國(guó)

18、宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是適宜和可接受的。另外我們的回歸結(jié)果表明[γ]值顯著為負(fù)，因此人民幣匯率波動(dòng)也使得泰勒曲線更加陡峭，穩(wěn)定通貨膨脹所導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口波動(dòng)減小了，因而更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個(gè)低而穩(wěn)定的通脹目標(biāo)。 　　五、穩(wěn)健性檢驗(yàn) 　　由于人民幣匯率是高頻數(shù)據(jù)，前文僅采用季度頻率的樣本數(shù)據(jù)來進(jìn)行分析，在理論上可能會(huì)喪失一些人民幣匯率的真實(shí)波動(dòng)信息，因此有必要再通過計(jì)算季度內(nèi)波動(dòng)指標(biāo)以檢驗(yàn)前文結(jié)論的可靠性。由于1994年以來人民幣兌美元名義匯率基本呈單向升值態(tài)勢(shì)，我們使用高希等（Ghosh等，2003）提出的z-score測(cè)度來估計(jì)。這種測(cè)度既可以反映匯率圍繞一定水平雙向波動(dòng)的程度，也可以反映匯

19、率圍繞一個(gè)漸進(jìn)升值或貶值趨勢(shì)波動(dòng)的程度，計(jì)算公式為： 　　[zt=μ2t+ε2t] （12） 　　這里[μt]為在t季度內(nèi)人民幣兌美元名義匯率日變化率的算術(shù)平均值（百分點(diǎn)），[εt]為在t季度內(nèi)人民幣兌美元名義匯率日變化率的標(biāo)準(zhǔn)差（百分點(diǎn)）。由1994年1季度到2012年2季度人民幣匯率的z-score值可知，與前文計(jì)算的人民幣匯率短期成分條件波動(dòng)相比，二者的變化趨勢(shì)基本吻合。將此z-score值代入回歸方程（11）所得到的回歸參數(shù)[β2]和[γ]均為負(fù)值，也證實(shí)了前文的基本結(jié)論。之所以如此，主要由于人民幣匯率的日波動(dòng)幅度非常小，在1994年1季度到2012年2季度人民幣兌美元名義匯率日變

20、化率的樣本均值為-0.007%，日變化率絕對(duì)值的樣本均值為0.025%，而且人民幣匯率變化主要呈單向的緩慢升值狀態(tài)。因此采用季度頻率的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行條件方差分析，并不會(huì)扭曲人民幣匯率高頻波動(dòng)的基本特征。 　　雖然使用HP濾波方法計(jì)算產(chǎn)出缺口是一種比較普遍的計(jì)算方法，但從已有文獻(xiàn)來看還存在其他許多不同的計(jì)算方法，以下我們選擇幾種有代表性的方法計(jì)算我國(guó)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出缺口，以檢驗(yàn)前文結(jié)論的可靠性。 　　（一）SVAR模型 　　該模型是由布蘭卡德和奎阿（Blanchard和Quah，***）提出的，他們?cè)诋a(chǎn)出和失業(yè)變量經(jīng)濟(jì)含義的基礎(chǔ)上，利用統(tǒng)計(jì)方法建立向量自回歸方程，以此估算產(chǎn)出的趨勢(shì)成分。其基本思想

21、是，趨勢(shì)變動(dòng)來源于永久沖擊，而周期波動(dòng)主要來源于短暫沖擊，比如可以認(rèn)為趨勢(shì)變動(dòng)是由于技術(shù)革新引起，而周期波動(dòng)則是需求沖擊的結(jié)果。在這種情況下，有必要從數(shù)據(jù)中提取兩種不同類型的結(jié)果。布蘭卡德和奎阿（***）建議對(duì)一個(gè)非平穩(wěn)變量以及一個(gè)或若干個(gè)平穩(wěn)變量如失業(yè)率等進(jìn)行分析，通過對(duì)殘差進(jìn)行分解，得到相互獨(dú)立的趨勢(shì)成分和周期成分，周期成分即產(chǎn)出缺口。在應(yīng)用布蘭卡德和奎阿的模型估計(jì)我國(guó)的產(chǎn)出缺口時(shí)，由于我國(guó)對(duì)失業(yè)率的統(tǒng)計(jì)不夠準(zhǔn)確，因此我們沒有使用失業(yè)率數(shù)據(jù)建立SVAR 模型?？紤]到通貨膨脹率也是反映短期經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的指標(biāo)，因此本文使用實(shí)際GDP與通貨膨脹率數(shù)據(jù)建立SVAR模型，并估計(jì)產(chǎn)出缺口。 　?。ǘ?/p>

22、）BK濾波方法 　　BK濾波是貝克斯頓和金（Baxton和King，1995）提出的，它是理想帶通（band-pass） 濾波的線性近似。帶通濾波方法把產(chǎn)出序列分解為趨勢(shì)、周期和不規(guī)則成分，分別對(duì)應(yīng)譜中低頻、中頻和高頻成分。由于經(jīng)濟(jì)周期長(zhǎng)度通常在6―32個(gè)季度之間， BK濾波正是過濾掉頻率低的趨勢(shì)成分和頻率高的不規(guī)則成分而保留中間頻率的周期成分。與HP濾波不同，BK濾波是一種對(duì)稱權(quán)數(shù)、絕對(duì)可加的移動(dòng)平均，其公式為[YTt=i=-KKωiYt-i]。其中的關(guān)鍵在于K值的選擇。較大的K值過濾效果較好， 但觀察值損失較大。我們根據(jù)楊天宇和黃淑芬（2010）的建議選擇K值為4。 　?。ㄈ┬〔ㄈピ?/p>

23、方法 　　小波分析是一種先進(jìn)的時(shí)頻分析方法。用小波分析估計(jì)產(chǎn)出缺口的基本原理是：如果我們把實(shí)際產(chǎn)出序列看作是一個(gè)被“污染”的信號(hào)，它包括兩個(gè)部分，一部分是趨勢(shì)成分，另一部分是周期成分。周期成分只是暫時(shí)性的擾動(dòng)，對(duì)產(chǎn)出沒有長(zhǎng)期影響，因而可以看作是“噪聲”。通過小波變換抑制噪聲，以從產(chǎn)出序列中提取出不可觀測(cè)的潛在產(chǎn)出，并估計(jì)產(chǎn)出缺口，這一過程就是小波去噪。要實(shí)現(xiàn)這個(gè)過程，需要用到小波變換，然后依據(jù)閥值調(diào)整小波擴(kuò)展系數(shù)，最后用小波逆變換得到去噪的信息。小波變換是一種可同時(shí)在時(shí)頻兩域表征信號(hào)局部特征的時(shí)頻局部化分析方法，即在低頻部分具有較高的頻率分辨率和較低的時(shí)間分辨率，在高頻部分具有較高的時(shí)間分辨

24、率和較低的頻率分辨率，這是它的主要優(yōu)越性。我們用matlab軟件的wden函數(shù)進(jìn)行去噪分析，該函數(shù)需要選擇閥值選取方式、閥值處理設(shè)置（軟閥值或硬閥值）、分解層次、小波基函數(shù)4個(gè)參數(shù)。本文嘗試不同的參數(shù)組合，然后選擇重構(gòu)的真實(shí)產(chǎn)出與實(shí)際產(chǎn)出的方差最小的參數(shù)組合。 　　經(jīng)過以上方法的依次估計(jì)可以發(fā)現(xiàn)，用HP濾波、SVAR模型、BK濾波和小波去噪方法（WLD）估計(jì)出的我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口運(yùn)動(dòng)趨勢(shì)非常一致，而且數(shù)值的差異也不大。因此表明我們前文的結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。 　　最后我們對(duì)本文所使用的主要計(jì)量模型―馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型的先進(jìn)性和必要性做簡(jiǎn)要說明。首先，1994年以來人民幣匯率制度

25、經(jīng)歷了多次重大調(diào)整，例如取消強(qiáng)制結(jié)售匯制度、逐步放寬對(duì)交易價(jià)格的浮動(dòng)限制等。在此背景下人民幣匯率數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出非線性、時(shí)變性和持續(xù)性的特點(diǎn)，匯率在不同時(shí)間段呈現(xiàn)出不同的運(yùn)動(dòng)狀態(tài)，其波動(dòng)特征也相應(yīng)發(fā)生了較大的變化。在這樣復(fù)雜多變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，建立單一的傳統(tǒng)線性時(shí)間序列模型顯然已經(jīng)不合適。因此，從理論上說，用帶有馬爾科夫轉(zhuǎn)換的方法來建模才能更好地揭示匯率數(shù)據(jù)在不同狀態(tài)下的波動(dòng)特性。其次，本文用估計(jì)穩(wěn)定性標(biāo)準(zhǔn)來實(shí)證判斷不同模型的擬合優(yōu)越性，這里我們主要比較常規(guī)GARCH模型與馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型?；舅惴ㄊ敲恳黄诘玫叫碌臄?shù)據(jù)指標(biāo)后，重新估算得到新的變量波動(dòng)率是否與上一期估計(jì)的變量波動(dòng)率一

26、致。例如我們用1994年1季度到2008年4季度的數(shù)據(jù)估計(jì)的波動(dòng)率，與1994年1季度到2009年1季度的數(shù)據(jù)估計(jì)的波動(dòng)率做比較，計(jì)算Theil不等系數(shù)（TIC）： 　　這里[yt]是原樣本估計(jì)的波動(dòng)率，[yt]是新樣本估計(jì)的波動(dòng)率。計(jì)算結(jié)果表明，用馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型估計(jì)的TIC值遠(yuǎn)遠(yuǎn)優(yōu)于常規(guī)GARCH模型。這是因?yàn)樾录尤氲臄?shù)據(jù)很可能是來自于一個(gè)新的數(shù)據(jù)生成過程。如果仍然用一個(gè)不變的線性模型估計(jì)波動(dòng)率，會(huì)扭曲原有的估計(jì)結(jié)果，使原有估計(jì)與新估計(jì)產(chǎn)生很大的差異，因此得到的Theil不等系數(shù)會(huì)很不理想?？傊瑹o(wú)論是從理論上還是實(shí)證檢驗(yàn)來看，我們使用的計(jì)量研究方法是合理的、科學(xué)的。

27、 　　六、結(jié)論 　　從2005年人民幣匯率制度進(jìn)行重大改革以來，在主動(dòng)性、逐漸性及可控性三大原則下，人民幣匯率改革一直在穩(wěn)步推進(jìn)。發(fā)揮市場(chǎng)供求對(duì)匯率的調(diào)節(jié)作用，增強(qiáng)人民幣匯率雙向浮動(dòng)彈性，保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定是當(dāng)前我國(guó)央行匯率改革政策的主要方向。自2012年4月16日起擴(kuò)大人民幣對(duì)美元匯率波幅以來，我國(guó)外匯市場(chǎng)總體運(yùn)行平穩(wěn)，市場(chǎng)行情呈現(xiàn)出彈性增強(qiáng)、價(jià)格連續(xù)性提升等特點(diǎn)，新的匯率浮動(dòng)區(qū)間的運(yùn)行已經(jīng)表明有利于人民幣匯率的穩(wěn)定及有效價(jià)格機(jī)制的形成。因此，進(jìn)一步推進(jìn)匯率形成機(jī)制改革，增加匯率對(duì)市場(chǎng)供求的彈性，已經(jīng)成為政府、學(xué)術(shù)界和金融市場(chǎng)主體多方的共識(shí)。但是從宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的

28、角度，我們必須提出并應(yīng)對(duì)如下問題：更大的人民幣匯率波動(dòng)對(duì)關(guān)鍵宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動(dòng)會(huì)有怎樣的影響？更大的人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性會(huì)有怎樣的影響？更大的人民幣匯率靈活性增加還是減小了我國(guó)央行宏觀調(diào)控的難度？擴(kuò)大人民幣匯率彈性區(qū)間對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是適宜的、可接受的嗎？本文在泰勒曲線的框架下考察人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和貨幣政策實(shí)施的影響。我們的結(jié)論是：（1）1994―2006年通貨膨脹波動(dòng)對(duì)匯率波動(dòng)是不敏感的，人民幣匯率傳遞效應(yīng)不顯著，匯率波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)沒有顯著的影響。（2）2007年以后匯率波動(dòng)推動(dòng)泰勒曲線向內(nèi)移動(dòng)，因此更大的匯率彈性對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性是有

29、利的，逐步擴(kuò)大的人民幣匯率彈性區(qū)間對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是適宜和可接受的。另外人民幣匯率波動(dòng)也使得泰勒曲線更加陡峭，穩(wěn)定通貨膨脹所導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口波動(dòng)減小了，因而更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個(gè)低而穩(wěn)定的通脹目標(biāo)?？傮w上看，人民幣匯率浮動(dòng)減緩了不可能三角法則對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策的約束，增大了我國(guó)貨幣政策實(shí)施的自由度，同時(shí)有意識(shí)的匯率管理也對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策起到補(bǔ)充和輔助作用。展望未來，隨著人民幣匯率彈性的進(jìn)一步增強(qiáng)，我國(guó)應(yīng)加快外匯市場(chǎng)的體系完善和產(chǎn)品創(chuàng)新，擴(kuò)大外匯市場(chǎng)規(guī)模和深度，提升外匯市場(chǎng)流動(dòng)性，穩(wěn)健推動(dòng)人民幣國(guó)際化進(jìn)程，進(jìn)一步增強(qiáng)市場(chǎng)主體自主定價(jià)和風(fēng)險(xiǎn)管理能力，更加有效地發(fā)揮匯率彈性促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展彈性、促進(jìn)

30、宏觀經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的積極功能。 　　注： 　?、倜方鸷土_德（Makin和Rohde，2012）構(gòu)造了一個(gè)理論模型以評(píng)價(jià)小國(guó)開放經(jīng)濟(jì)體的匯率機(jī)制選擇。他們認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)更多地受到真實(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊時(shí)，浮動(dòng)匯率可以減少產(chǎn)出和就業(yè)波動(dòng)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)更多地受到名義沖擊（貨幣沖擊）時(shí)，固定匯率有助于價(jià)格、產(chǎn)出和就業(yè)穩(wěn)定。 　　②卡佛里（Cavoli，2009）認(rèn)為匯率高波動(dòng)對(duì)新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體的負(fù)面作用更為顯著，因?yàn)樗麄兇嬖诟蟮慕鹑诤蛯?shí)體經(jīng)濟(jì)脆弱性，造成了普遍存在的“浮動(dòng)恐慌”現(xiàn)象。其主要原因包括：（1）匯率波動(dòng)不利于新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)和吸引國(guó)外直接投資；（2）相比發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)國(guó)家，新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體的匯率向

31、國(guó)內(nèi)價(jià)格的傳遞效應(yīng)更大；（3）匯率波動(dòng)對(duì)新興市場(chǎng)的產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力影響更大；（4）貨幣錯(cuò)配（債務(wù)美元化）使匯率波動(dòng)產(chǎn)生不利的資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)。因此新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體往往更頻繁地干預(yù)外匯市場(chǎng)。 　?、鄹耵敯：褪┘{布爾（De Grauwe和Schnabl，2005）認(rèn)為對(duì)經(jīng)濟(jì)趕超國(guó)家不同的匯率政策選擇會(huì)產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)后果。當(dāng)匯率固定時(shí)，經(jīng)濟(jì)趕超國(guó)家的相對(duì)生產(chǎn)率提高會(huì)導(dǎo)致工資和價(jià)格上升；當(dāng)匯率自由浮動(dòng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)趕超國(guó)家的相對(duì)生產(chǎn)率提高會(huì)導(dǎo)致名義匯率升值，雖然二者的結(jié)果都造成了真實(shí)匯率升值，但浮動(dòng)匯率下持續(xù)的升值預(yù)期會(huì)增加勞動(dòng)市場(chǎng)和資產(chǎn)市場(chǎng)的不確定性，并對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。 　?、鼙疚挠肏P濾波方法計(jì)算趨勢(shì)

32、產(chǎn)出，然后計(jì)算相對(duì)產(chǎn)出缺口。 　　⑤奧爾森、恩德斯和瓦厄（Olson、Enders和Wohar，2012）用時(shí)變參數(shù)模型估計(jì)了美國(guó)經(jīng)濟(jì)泰勒曲線，發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)70年代美國(guó)產(chǎn)出缺口波動(dòng)和通貨膨脹波動(dòng)的關(guān)系不是負(fù)相關(guān)，他們認(rèn)為原因是該時(shí)期美聯(lián)儲(chǔ)沒有很好地遵循泰勒利率規(guī)則，貨幣政策處于消極的非最優(yōu)狀態(tài)。 　　參考文獻(xiàn)： 　　[1]Friedman， M.1953.The case for flexible exchange rates. Essays in positive economics [M].University of Chicago press. 　　[2]Mundell， R.1

33、961.A Theory of Optimum Currency Areas [J]. American Economic Review，51（4）. 　　[3]Obstfeld， M.and K.Rogoff.1996.Foundations of International Macroeconomics[M].Cambridge，The MIT Press. 　　[4]Schnabl，G.2007.Exchange rate volatility and growth in small open economies at the EMU periphery[J]. ECB workin

34、g paper，No.773. 　　[5]Mckinnon， R. and G. Schnabl.2006.China’s Exchange Rate and International Adjustment in Wages， Prices， and Interest Rates[J]. CESifo Studies 52，2. 　　[6]Friedman， M.1968.The role of monetary policy[J]. The American economic review， March，58（1）. 　　[7]Taylor，J.B.1979.Estimation a

35、nd control of a macroeconomic model with rational expectation[J].Econometrica，47（5）. 　　[8]Makin， A.J. and N. Rohde.2012.Has Australia’s floating exchange rate regime been optimal[J].Economic modeling，2012，29（4）. 　　[9]Cavoli，Tony.2009.Is fear of floating justified？ The East Asia experience[J].Jour

36、nal of Policy Modeling，31（1）. 　　[10]Dixit，A.K.***.Hysteresis. Import penetration and exchange rate pass-through[J].The quarterly journal of economics， 104（2）. 　　[11]Phillips，P.C.B. and S. Ouliaris.1990.Asymptotic properties of residual based tests for cointegration[J].Econometrica，（58）. 　　[12]De

37、Grauwe， P. and G. Schnabl.2005.Nominal versus Real Convergence with Respect to EMU Accession―EMU Entry Scenarios for the New Member States[J].Kyklos ，58（4）. 　　[13]Gregory， A.W.1996.Tests for cointegration in models with regime and trend shifts [J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics，Vol.58.

38、 　　[14]Gregory，A.W.and B.E.Hansen.1996.Residual-based tests for cointegration in models with regime shifts[J]. Journal of econometrics，70. 　　[15]Albuquerque，C.R. and M.S. Portugal.2006.Testing nonlinearities between Brazilian exchange rate and inflation volatilities[J]. RBE working paper. 　　[16]H

39、enneke，J.S.， S.T. Rachev and F. J. Fabozzi.2006.MCMC-based estimation of Markov Switching ARMA-GARCH models[J].Working paper. 　　[17]Destefanis，S.2004.Measuring macroeconomic performance through a non-parametric Taylor curve[J].CSEF working paper，No. 95. 　　[18]Olson， Eric，Walter Enders， Mark E. Woh

40、ar.2012.An empirical investigation of the Taylor curve[J]. Journal of Macroeconomics， Volume 34， Issue 2. 　　[19]Ghosh，A. ，A.M. Gulde and H. Wolf.2003.Exchange rate regimes： choices and consequences[M].MIT press， Cambridge，MA. 　　[20]Blanchard， Olivier Jean and Danny Quah.***.The Dynamic Effects of

41、Aggregate Demand and Supply Disturbances[J].American Economic Review，Sep. 　　[21]Baxton， M. and King， R. G.1995.Measuring Business Cycles： Approximate Band-pass Filters for Economic Time Series [J]. NBER Working Paper， No. 5022. 　　[22]羅納德?麥金農(nóng)，美元本位下的匯率―東亞高儲(chǔ)蓄兩難[M].中國(guó)金融出版社，2005. 　　[23]陳六傅，劉厚俊.人民幣匯率的價(jià)格傳遞效應(yīng)[J].金融研究，2007，（4）. 　　[24]趙永亮，干杏娣，熊德平.人民幣實(shí)際有效匯率升值對(duì)中國(guó)產(chǎn)出影響的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2011，（4）. 　　[25]楊天宇，黃淑芬.基于小波降噪方法和季度數(shù)據(jù)的中國(guó)產(chǎn)出缺口估計(jì)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，（1）.