朱 惠，潘 琦

（广东外语外贸大学a南国商学院；b.经贸学院，广州 510545）

0 引言

由于长时间以来，人民币汇率形成机制极不完善，汇率波幅很小，货币政策传导机制的汇率渠道不如财富效应等其他渠道畅通，目前我国基本没有对货币政策汇率传导机制的深层次研究。汇率传导途径仅仅是作为货币政策传导途径中的一个模块进行探讨的。

宋清华（2003)认为由于我国实行人民币汇率管制，浮动不足，所以汇率渠道在我国并不畅通。杨小娟和熊勇刚（2004）利用1991.1～2002.6的国内月度经济数据，借助定性分析，采用协整理论实证得出我国货币政策主要通过股票价格、汇率和预期三大渠道共同传导的结论。盛朝晖（2006）采用1994～2004国内年度经济数据，运用格兰杰因果关系检验分析我国货币政策传导机制，发现信贷渠道和信用渠道为主，利率渠道居中，而汇率渠道却相当被动。唐安宝、何凌云（2007)认为汇率变量对产出、国际收支和物价等变量的影响均不显著，汇率渠道并不通畅。王振杰和陶士贵（2009）采用1994～2008季度数据，利用协整检验和格兰杰因果关系检验，得出结论：信贷渠道是主力，货币渠道协同发挥作用，而利率和汇率渠道仅作为辅助及补充。

目前国内在讨论我国汇率传导途径是否畅通时，大多忽略了货币政策对汇率是否存在影响以及存在多大影响。国内资本市场制度建设的一大特点就是外汇管制开始逐步放松，开始了汇率形成机制的渐近性改革，汇率变量的作用逐渐凸显。为了使得研究更加系统全面，必须加入对汇率渠道的阐述。

1 框架与变量选取

货币政策的汇率传导渠道大致如下：货币供应量→汇率→净出口→产出。因此在分析汇率传导渠道时相应地需要选取货币供应量、汇率、净出口额和产出值指标。

在货币供应量的统计指标选取上，本文以广义货币供给量M2作为统计量，数据来源于中国人民银行网站。在汇率的统计指标选取上，本文选择了人民币实际有效汇率F来衡量，数据源自国际清算银行（BIS）网站公布的汇率报表。在净出口额的统计指标选取上，本文选择了月度贸易差额T作为统计量，数据来源于国家商务部网站的月度贸易差额情况表。在产出值的选取上，因为国内生产总值GDP没有月度值，所以采用月度工业增加值Q作为统计量来度量产出水平。所有数据均为月度数据，样本区间为2001年1月至2010年12月。

2 数据处理与检验

由于样本容量较大，又是月度数据，存在着明显的季节波动性，须对原变量进行数据处理。本文首先采用Census X11方法对所有变量进行季节调整以消除季节波动，再对其取对数以便消除数据序列中可能存在的异方差，得到新的变量：实际有效汇率LNFSA、货币供应量LNM2SA、工业增加值LNQSA和贸易差额LNTSA。

2.1 单位根检验

量名称NM2SA NFSA NQSA NTSA差分次数1 1 1 1（C，T，K）（1，0，1）（0，0，1）（1，0，1）（0，0，1）DW值1.91 2 2.02 1.74 ADF值-4.63-11.36-2.99-22.34 5%临界值-2.89-1.94-2.89-1.94结论I(1)I(1)I(1)I(1)

从检验结果可知，在5%的显著水平下，所有变量的一阶差分均拒绝含有单位根的假设，均平稳。因此，以上变量序列均为一阶单整，可以进行协整检验，看变量间是否存在一种长期均衡稳定的数量关系。

2.2 协整分析

约翰森协整检验结果如下：Unrestricted Cointegration Rank Test(Trace)和Unrestricted Cointegration Rank Test(Maximum Eigenvalue)的P值分别为0.0000和0.0014，均小于0.05的显著水平，则拒绝原假设，说明以上四个变量具有长期稳定的协整关系，可以建立VAR模型。

2.3 Granger因果关系检验

因为协整检验仅是一种数量关系上的分析，不能够完全深入地说明长期中各个变量间的因果对应关系，必须对其进行Granger因果关系检验，见表1。

表1 Granger因果关系检验（汇率渠道）

从检验结果来看，我国货币供应量的变动是实际有效汇率变动的Granger原因，实际有效汇率的变动是引起产出水平变动的Granger原因，却不是贸易差额变动的Granger原因。分析表明，我国通过货币供应量的变动能在一定程度上引起实际有效汇率的变动，实际有效汇率的变动也能较好的传导到实际产出，但实际有效汇率的变动对净出口的传导有效性较低。

3 模型建立与分析

3.1 VAR模型的建立

建立VAR模型首先需要确定模型的滞后期，经过计算滞后2期的AIC等指标值最小，故选择滞后2期比较合理。利用EViews5.0软件建立汇率传导渠道的VAR模型，其向量表示形式为：

3.2 脉冲响应函数

为了更具体地展现货币政策汇率渠道的传导过程，形象地说明货币供应量、汇率、净出口和产出之间的动态关系，下面将利用汇率传导渠道VAR模型的脉冲响应函数来分析它们的动态特征。用EViews5.0软件生成的脉冲响应过程如图1所示。

图1 脉冲响应过程（汇率渠道）

从脉冲响应函数图来看，对于来自货币供应量的一个标准差冲击，实际有效汇率在第一期基本没有响应，第二期的脉冲响应值也只有-0.002，随后一直保持稳定，这说明我国货币供应量的增加短期内对实际有效汇率的影响很小。

贸易差额对于来自实际有效汇率的一个标准差冲击在第一期的脉冲响应值为0.06，第二期降为0.02，第三期基本为零，随后呈现下降趋势，这说明我国实际有效汇率的上升即人民币升值，短期内会导致净出口的小幅增加。

工业增加值对于来自贸易差额的一个标准差冲击在第一期的脉冲响应值为0.012，第二期降为0，总体上一直保持稳定，说明我国净出口的变动短期内对产出水平产生了一定的正向影响。

工业增加值对于来自实际有效汇率的一个标准差冲击在第一期的脉冲响应值为-0.3，之后一直上升至第七期为0，第八期至第十期在0.1徘徊，说明我国实际有效汇率的上升即人民币升值短期内不利于产出水平的增加，但是长期内还是有一定正向带动作用的。

4 方差分解

图2 方差分解结果（汇率渠道）

基于汇率传导渠道的VAR模型进行方差分解，结果见图2。从方差分解结果图来看，实际有效汇率的预测误差波动主要来自于自身的影响，且较为平稳，第十期时为94.5%，而来自货币供应量的信息对预测误差的贡献度在第十期时仅为4.0%，这说明我国货币供应量的变动在中短期对实际有效汇率的传导效果较差。贸易差额的预测误差波动同样主要来自于自身的影响，但呈现较大的下降趋势，在第十期时降为82.8%，但而来自实际有效汇率的信息对预测误差的贡献度一直在上升，在第十期达到为6.7%，这说明我国实际有效汇率的变动在短期对净出口的传导有效性非常低，在中长期较为有效。而对于产出水平来说，其预测误差波动受自身影响的贡献度一直在94%徘徊，而来自实际有效汇率的信息对预测误差的贡献度一直稳定于5.4%，这说明我国实际有效汇率的变动对产出水平能够起到较为稳定的影响。

5 结论

通过以上对我国货币政策汇率传导渠道所作的实证分析，可以得出如下结论：中央银行通过实施货币政策引起货币供应量发生变动，但货币供应量的变动很难传递到实际有效汇率上，这就使货币政策操作对实际有效汇率传导的有效性大大降低。虽然实际有效汇率在短期内对产出水平能够起到一定程度的影响，但从长期来看，实际有效汇率的变动并不是引起净出口和产出水平变动的主要原因，导致中央银行通过变动汇率来影响净出口进而影响产出水平的有效性不足。这表明我国货币政策的汇率传导渠道的有效性依旧处于较低水平。究其原因，宏观上主要在于外汇管理和国际收支的相关制度落后、金融环境不健全，微观上主要是各市场主体没有充分认识到汇率波动的风险。

[1]宋清华.我国货币政策传导机制的实证研究[J].湖北经济学院学报，2003，（1）.

[2]盛朝晖.中国货币政策传导渠道效应分析：1994—2004[J].金融研究，2006,（7）.

[3]唐安全，何凌云.人民币汇率传导机制的有效性分析[J].国际贸易，2007，（10）.

[4]杨小娟，熊勇刚.中国货币政策传导途径的实证分析[J].中南大学学报，2004,10（2）.

[5]王振杰，陶士贵.中国货币政策传导渠道效应分析[J].重庆工商大学学报(社会科学版)，2009，（6）.