货币幻觉对人民币汇率波动影响的实证研究，本文主要内容关键词为：人民币汇率论文,幻觉论文,货币论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
现实生活中大多数经济交易都是通过名义价格来表示，人们在经济活动中也常常或者习惯性用名义价格思考，这可能是导致货币幻觉出现的重要原因，因而货币幻觉对各类价格水平调整具有不可忽视的影响（Fehr和Tyran，2001）。[1]Fisher于1928年将货币幻觉定义为一种高估或者低估货币价值的现象。[2]之后，Leontief（1936）、Patinkin（1965）进一步深化了对货币幻觉的研究。[3-4]这些早期研究的共同特点是：由于存在货币幻觉导致货币的名义购买力与实际购买力之间存在差异，那么货币需求函数在等比例的货币价格变化时无法满足不变性。近年来关于货币幻觉对汇率影响的研究，主要聚焦于讨论货币幻觉对经济机制的扭曲和冲击上。Murphy和Das（1976）从国际收支平衡角度探讨货币幻觉对于汇率的影响。他们认为，在浮动汇率制下，货币幻觉对汇率的作用相比固定汇率制更容易得到发挥，对国际收支失衡的调整效果也更加显著。[5]Shafir et a1.（1997）通过调查人们对通胀、汇率等名义价格和实际价格水平的不同反应，揭示了货币幻觉的心理学基础，认为货币幻觉就是人们在经济活动中因倾向于以货币的名义价格而非实际价值思考而产生的一种认识偏差。这种货币幻觉导致包括汇率在内的各类价格水平偏离均衡。[6]Fehr和Tyran（2001）发现货币幻觉导致正面或负面的名义冲击效果呈现不对称性，负面冲击相比正面冲击对市场的影响更加持久和深远。[1]Gamble et al.（2002）通过对欧元幻觉进行研究后提出，较弱的货币幻觉程度对于欧元货币币值改变呈现负面效应。[7]Van Raiij和Van Rijen（2003）在研究欧元定价后，发现了欧元区货币幻觉效应存在的支持性证据。[8]Erber（2010）认为货币幻觉能够较好地解释金融市场参与者为何未进行最优决策，货币幻觉导致各类金融市场中价格发现机制出现扭曲，增大了经济体系恢复到均衡状态的难度。[9]Noussair et al.（2012）构建了一个实验性的市场环境进行检验后发现，货币幻觉导致通胀冲击和通缩冲击对价格水平产生非对称的影响。[10]Miao和Xie（2013）分析了货币幻觉对经济增长的影响，认为货币幻觉改变了居民的消费与储蓄决策，进而影响了经济增长率；建议通过货币政策改变这种扭曲。[11]
上述学者的研究存在两点不足：一是将货币幻觉与汇率波动相结合的文献大多偏重于计量分析，缺乏微观理论基础；二是尚未考虑人民币汇率形成机制改革、国际金融危机等重大外部冲击影响，且未针对货币幻觉对汇率波动的动态影响展开研究。本文试图将货币幻觉纳入价格粘性的新凯恩斯经济模型的框架下进行分析，其创新之处在于：将货币幻觉因素视为居民消费和储蓄行为的重要因素，以最大化居民效用为原则，结合新凯恩斯理论关于价格粘性特征与传统凯恩斯理论关于货币幻觉现象的微观基础，来探讨货币幻觉与汇率波动的内在联系。
本文余下部分的结构安排如下：第二部分是理论模型的建立及讨论；第三部分是计量模型框架和数据说明；第四部分是实证结果及相关分析；第五部分是扩展分析；最后是结论。
二、理论模型的建立及讨论
本文在Obstfeld和Rogoff（1995）模型框架下，[12]通过建立一个内含货币幻觉的汇率波动函数来说明货币幻觉的作用。为了便于理论分析，本文作出如下假设：（1）存在一个两部门（可贸易品和不可贸易品生产部门）的开放经济系统，该经济系统内存在许多无限期生存的居民，这些居民是连续分布在[0，1]区间的，每个居民都是一种不可贸易品的生产者和消费者，不可贸易品由垄断生产者提供，各种不可贸易品之间具有异质性。（2）可贸易品是禀赋商品，每个居民都能得到一些完全同质的可贸易品，这里国内可贸易品与国外可贸易品之间是可以完全相互替代的，可贸易品的价格是外生决定的。（3）不可贸易品价格不能随着总需求的变动而迅速变化，即存在价格粘性。（4）考虑到货币幻觉普遍存在于货币系统中，这里仅假定货币幻觉存在于货币需求中，即货币幻觉会影响居民的消费决策。基于这些假设，本文构建内含代表性居民、生产性企业和政府部门的经济结构，试图将价格粘性特征与货币幻觉进行结合，探讨货币幻觉对汇率波动调整的影响。
（一）消费和生产行为
代表性居民的终身效用函数为：
定义不可贸易品的消费指数和物价指数分别为：
其中，
与
分别表示第j种不同贸易品的消费水平和价格，每个不可贸易品之间的替代弹性为θ，这里θ>1。
定义物价指数为：
居民持有货币余额增加将会使得居民效用增加，而居民付出劳动则会降低居民效用，故居民收入就包括可贸易品的禀赋收入和不可贸易品的劳动收入。本文设定本国代表性居民的预算约束条件如下：②
政府通过一次性转移支付的方式将净增发的货币返还给居民。一般来说，居民本身并不知道这些转移支付的源头。参考Corsetti和Pesenti（2005）的设定，[13]在不考虑货币供给调整成本的情况下，政府部门的预算限制式为：
（二）最优选择
为简化分析，参考Lane（1997）、Pappa（2004）、Cooke（2010）等学者的做法，[14-16]令主观贴现率与债券收益率之间满足β（1+r）=1以及
。这样求解居民效用最大化问题，可得以下一阶条件：
上述方程式中，式（7）为标准的消费欧拉（Euler）方程，描述可贸易品最优跨期消费替代行为；式（8）表明可贸易品和不可贸易品消费的最优替代关系，这时两类商品消费之比恰好是效用函数中两类商品所占权重之比。货币需求方程如下式所示：
式（9）说明了最优实际货币余额与最优消费行为的替代关系。式（10）为劳动供给方程，阐述生产与消费之间的替代关系，实际上方程左边是不可贸易品的生产。由于每个消费者都具有相同的偏好，因此这里将个体的特征符号j去掉。
（三）货币冲击的效应分析
当经济系统出现未预期到的货币面外部干扰或者冲击时，考虑到价格调整具有粘性，即在短期内（第t期）预先设定的不可贸易品价格无法立刻调整，而可贸易品价格则根据市场供求状况迅速作出调整，但到了长期（第t+1期），不可贸易品的价格将会重新调整，经济系统又回到了长期稳定的均衡状态，③本文采用对数线性化方法来简化求解特定封闭类型解（Closed-form Solution）。
当经济系统实现新的长期均衡时，一方面不可贸易品的产出必定与消费相等；另一方面由式（10）可知，消费的增加会引起生产的下降，所以长期来看不可贸易品的产出和消费不会发生变动。经过长期调整，所有变量都会进行调整以达到稳定状态，因此可贸易品价格满足
，货币效应长期而言是中性的，那么式（12）可以改写为：
再结合式（3）和式（8），则：
上式表明，长期来看，各种价格与货币余额都呈现同比例变动关系。由于代表性居民存在货币幻觉，如果个体以名义货币余额进行决策，将会导致居民对物价指数波动的敏感度降低，可能导致低估物价涨幅的现象，且这种低估行为随着货币幻觉程度γ的增加而愈发严重。
由于可贸易品价格是外生决定的，即
，因此汇率的变化程度会与本国可贸易品的价格变化量呈现相同比例变动，即
。那么短期内汇率波动程度为：
观察上式可以发现，当个体存在货币幻觉时，短期汇率波动受到货币幻觉、货币余额变动、经济开放程度（可贸易品所占份额）、货币需求边际效用弹性、主观贴现因子等因素的影响。对（16）式进行分析后可以得出以下结论：（1）考虑到货币需求边际效用弹性一般较小（ε＜1），在这种情况下，货币幻觉程度γ越高，为了实现货币市场出清则需要汇率进行更大幅度的调整，短期汇率升值幅度也越大。因此，货币幻觉与汇率波动之间呈现负相关关系，即货币幻觉上升将导致更大的汇率升值幅度。（2）由于不可贸易品部门的短期价格粘性，未预期的货币冲击在货币幻觉作用下会对不可贸易品生产部门产生一个正向的刺激，造成产出增加，而短期内汇率将发生贬值，货币幻觉增加了这一调整幅度。④因此，货币幻觉与汇率波动之间正相关，货币幻觉将加剧货币余额变动对汇率波动的正向影响，即货币幻觉对汇率调整具有一定的增幅作用。
以上是开放经济系统中货币幻觉与汇率波动之间关系的分析。然而，我国实行的是有管理的浮动汇率制度，再加上近年来出现过重大政策调整（2005年人民币汇率制度改革）和重大外部冲击（2008年国际金融危机），势必影响货币幻觉作用于人民币汇率波动的幅度。因此，应结合我国特殊国情对这二者之间的关系进行更进一步的讨论。
首先，我国实行有管理的浮动汇率制度，货币幻觉将改变国际资本流动，导致外汇市场供求发生变化，从而影响汇率水平。其次，外汇占款近年来一直是国内基础货币投放的主要渠道，货币幻觉将引起基础货币供应变动，进而对汇率波动产生间接作用。再次，人民币汇率制度改革和国际金融危机增加了外汇市场的不确定性，导致汇率水平波动。总之，人民币汇率制度改革以及国际金融危机会改变货币幻觉对人民币汇率波动的作用大小，但作用方向与一般情况下并无区别。接下来本文将对货币幻觉与人民币汇率波动之间的关系进行实证分析，以验证理论模型的主要结论。
三、计量模型框架和数据说明
（一）计量模型的设定
本文研究的主要目的是为了揭示货币幻觉如何影响人民币汇率波动，因此，根据前文理论分析设定用于估计的计量模型如下：
（二）指标选取和说明
下面对本文估计中的一些具体做法加以说明。考虑到数据可得性，本文选取的样本范围从1999年1月至2012年12月，总共168个月的月度数据。
相关指标选取和数据来源如下：(1)汇率波动
根据第t期汇率减去经平滑处理后的第t-1期汇率后再除以经平滑处理后的第t-1期汇率测算得到，这里选取人民币兑美元的名义汇率（直接标价法）作为分析汇率波动的变量。(2)Shafir et al.(1997)认为货币幻觉是人们在经济活动中因倾向于以货币的名义价值而非实际价值思考而产生的一种认识偏差，这种偏差不具有群体差异性，[6]因而本文考虑从宏观经济系统中物价偏离角度来反映这种认识偏差。这里货币幻觉
选取中国居民消费价格指数(CPI)的相对变化作为替代指标，即货币幻觉等于第t期物价减去经平滑处理后的第t-1期物价后再除以经平滑处理后的第t-1期物价进行测算。(3)货币供应增长率
根据第t期货币供应量减去第t-1期货币供应量后再除以第t-1期货币供应量测算得到，其中货币供应量使用广义货币余额(M2)的对数值来表示。(4)通常依据进口总额或进出口总额占GDP的比重来衡量贸易开放度，考虑到GDP月度数据无法获得且考虑到消费对GDP具有重要影响，因而贸易开放度
由进口贸易总额占社会消费品总额的比例得到。(5)边际货币需求弹性
，该变量表示为每增加一单位货币供应量所引起的消费水平变动，因而将消费水平除以货币供应量测算得出，⑤这里消费水平用社会消费品总额来代替，而货币供应量则选取广义货币余额(M2)来反映。(6)贴现率
根据债券收益率进行倒推计算得出，具体公式：=1/(1+r)；考虑到七天银行间同业拆借交易日趋频繁、规模不断扩大,日益体现了信贷市场资金丰裕或短缺的风向，因而选取七天银行间同业拆借利率作为债券收益率的替代指标。本文所有的数据均来自中宏统计数据库。
（三）统计检验
首先，对上述变量进行描述性统计，以观察数据特征和趋势。⑥其次，进行单位根检验来判断和考察平稳性。参考吕江林和赖娟（2011）的做法，[19]选择用Augmented Dickey-Fuller（ADF）和Phillips-Perron（PP）两种方法来检验，具体结果见表1，可以看出变量均为平稳序列。最后，考察变量之间的多重共线性问题。基于赵松山（2003）的思考，[20]里给出解释变量间的相关系数矩阵（见表2），从中可以发现解释变量间的相关系数显著低于1，因而认为解释变量间不存在多重共线性。
四、实证结果及相关分析
（一）基准回归结果
表3第(1)—(5)列模型报告了计量方程(17)的最小二乘法(OLS)回归估计结果。为了考察货币幻觉和货币供应增长率对汇率波动的影响如何，本文首先在第(1)列模型中只考察货币幻觉()、货币供应增长率()和这二者的交互项(×)，并以此作为基准模型。从中可以看出，货币幻觉的系数为-0.1且在5%水平上显著，表明货币幻觉与汇率波动之间呈现负相关关系，即货币幻觉的增加会引起人民币汇率负方向波动（意味着人民币升值），这与前文理论分析是一致的；货币供应增长率的估计系数显著为正，说明货币供应的增加会引起汇率波动的显著增加；货币幻觉和货币供应增长率二者交叉项的估计系数为正，表明货币幻觉加剧了货币供应增长率对汇率波动的影响程度，这也支持了本文的理论假说。为了进一步考察估计结果，本文依次引入各个控制变量，第（2）—（5）列模型分别报告了相应的估计结果。观察这些估计结果可以发现，货币幻觉、货币供应增长率以及二者交叉项的估计系数都较为显著，且估计系数的数值并未发生很大的变化（在区间[-0.15，-0.1]内浮动），说明估计结果具有较好的可靠性，也就再次印证了理论假说。上述结果充分说明，考虑货币幻觉的汇率波动模型能够更好地解释现实，也意味着货币幻觉对于汇率波动具有重要的影响。因此，关于人民币汇率波动的研究中应该纳入这个要素。为了进一步考察货币幻觉对汇率波动的边际影响，本文根据第（5）列模型的估计结果，得出货币幻觉在中位数处的边际效应为4.395（即4.382+166.1×7.62e-05），可见货币幻觉加剧了货币供应增长率对汇率波动的正向影响。此外，观察其他控制变量的估计系数后可以发现：第一，贸易开放度与汇率波动之间呈现正相关关系，这也与前文理论分析是一致的，即开放度的提升会造成人民币汇率波动程度加大，这意味着短期来看，随着中国对外开放水平的提高，人民币汇率更容易受到世界经济的影响；第二，边际货币需求弹性估计系数值小于1，意味着货币需求与消费的关联性较低，正如前文所述，当出现外部冲击时，汇率需要大幅度的调整才能使货币市场重获均衡，因此会产生汇率过度调整现象；第三，贴现率估计系数为负，但没有通过显著性检验，这说明样本期内汇率波动的变化不受贴现率的影响。
（二）稳健性分析
为了得到稳健性（Robustness）的估计结果，本文接下来主要考虑内生性问题、货币幻觉变量的不同度量、异常样本点以及汇率波动变量的不同测度对基本结论的影响。
首先是内生性问题。内生性问题之所以会产生：一是由于各变量可能会受到相同或者相类似的冲击，从而使得解释变量、控制变量与残差项之间存在相关性；二是汇率波动也可能会引起货币幻觉，即货币幻觉与汇率波动之间存在双向因果关系。严重的内生性将导致模型的估计系数出现有偏和非一致性情况。针对前一种情况，本文将表3中模型（5）解释变量和控制变量的当期项替换为其各自的滞后一期项，重新估计后的OLS估计结果见第（6）列。由于变量滞后一期项与当期项存在较高的相关性，所以估计结果仍然是可信的，且有效地避免了当期变量与当期残差项所导致的内生性问题。关于后一种情况，处理这种内生性问题的通常做法就是寻找与当期货币幻觉相关、但不受当期汇率波动影响的工具变量。本文选取货币幻觉变量的滞后一期项作为工具变量，运用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计，主要估计结果见第（7）列。
在控制内生性后，货币幻觉估计系数符号不变，但估计系数的绝对值有不同程度的提高，这意味着货币幻觉增加引起汇率朝负方向更大程度的变动。可见，汇率波动确实对货币幻觉存在一种正向引致作用，从而使得OLS估计下货币幻觉的负相关程度被低估。货币供应增长率估计系数显著且绝对值有所下降，说明排除内生性后货币供应增长率的解释力有所减弱。货币幻觉与货币供应增长率二者交叉项估计系数显著且符号为正，说明货币幻觉加剧了货币供应增长率对汇率波动的正向影响。根据第（6）、（7）列估计结果，进一步测算货币幻觉对汇率波动的边际效应分别为4.072和4.205，由此可见，在控制内生性后货币幻觉的边际影响比没有控制内生性时要低。
其次考虑货币幻觉的不同度量。为了检验货币幻觉对汇率波动的影响是否依赖于货币幻觉变量指标的选取，这里考虑参照刘仁和（2009）的做法，使用对数化的通货膨胀率作为货币幻觉的度量指标，[21]运用2SLS方法进行估计后发现，货币幻觉等变量的估计系数及显著性均没有发生明显变化，只是系数绝对值相比第（5）列估计结果略小一些。⑦接下来考虑异常样本点的影响，本文将样本期内数值在0附近正负10%的样本点从样本中剔除，⑧最后得到136个样本。在这136个样本下运用2SLS模型进行估计后，发现货币幻觉、货币供应增长率以及交叉项估计系数的符号、数值及显著性均没有发生明显变化。
最后，为了检验货币幻觉与汇率波动负相关关系是否受到汇率波动的影响，本文选取人民币实际有效汇率的变动作为度量指标。⑨具体处理方法同前，估计结果显示：货币幻觉的估计系数仍然显著为负且其边际效应变大了，货币供应增长率的估计系数为负。总的来看，模型估计结果是比较稳健的。
（三）突发性外部冲击下货币幻觉的效力分析
考虑到样本期内中国宏观经济环境经历过两次重大的突发性外部冲击（分别是2005年人民币汇率形成机制改革和2008年国际金融危机爆发），为了进一步考察货币幻觉对汇率波动的影响是否会因外部冲击而有所差异，本文将样本区分为子样本A（探讨人民币汇率改革冲击）和子样本B（探讨国际金融危机冲击）分别进行估计，结果报告在表4中。可以发现，货币幻觉、货币供应增长率以及二者交叉项的估计系数都较为显著，说明理论模型具有较强的可靠性。另外，人民币汇率改革后，无论是货币幻觉还是其与货币供应增长率二者交叉项的弹性系数绝对值都更大，说明汇率改革后货币幻觉的效力进一步增强。对比表4中第（A1）、（A2）、（B1）、（B2）列模型估计结果后发现，国际金融危机爆发后，货币幻觉的估计系数绝对值更小了，但是货币供应量的估计系数有增有减。此外，本文还发现在两类子样本中，货币幻觉和货币供应增长率交叉项的估计系数都为正；不过在子样本A中，不论是估计系数还是显著性水平都远远高于子样本B，说明人民币汇率改革后货币幻觉显著地加剧了货币供应增长率对汇率波动的正向影响（这时货币幻觉的边际效应为8.194），但这一影响在国际金融危机爆发后有所回调。
2005年人民币汇率改革以来，汇率波动幅度明显增加且出入中国的国际短期资本流动频繁，据我们统计，最高月份国际短期资本流入超过800亿美元，⑩而这部分资本又成为了中国外汇占款的主要来源。在这样的背景下，影响汇率波动的因素同样可能会影响货币幻觉，而货币幻觉又有可能会受到汇率变动引起资本流动的影响。如果存在汇率波动对货币幻觉的引致作用，那么表4中第（A1）、（A2）、（B1）、（B2）列模型可能会低估货币幻觉的效力。因而，参考前文的做法，选用2SLS模型进行估计，估计结果见第（A3）和（B3）列。接下来观察两类子样本的工具变量2SLS估计结果。在控制内生性后，货币幻觉、货币供应增长率以及二者交叉项的估计系数都较为显著。在子样本A中，货币幻觉的估计系数为-0.273，货币幻觉的边际效应为7.908；而在子样本B中，货币幻觉的估计系数则为-0.192，货币幻觉的边际效应为7.768。与没有控制内生性相比，货币幻觉估计系数的绝对值明显增大，但边际效应有所减弱。另外可以看出，国际金融危机所带来的冲击使得货币幻觉对于汇率波动的效力减弱，可能的原因是人民币汇率更加趋于均衡水平。
五、扩展分析：货币幻觉对人民币汇率波动的动态影响
这一部分将利用卡尔曼滤波分析法进一步考察货币幻觉对汇率波动的动态影响。之所以选择这种做法主要有两方面考虑：一是样本期内中国宏观经济环境发生了巨大变化，货币幻觉对汇率波动的传导机制可能也会受到外部冲击的影响，传统的计量分析方法可能无法描述这种动态趋势。二是卡尔曼滤波（Kalman Filter）分析法，将经济环境变迁等不可观测的未知向量与可观测的已知向量构建模型，根据预测误差分解计算似然函数，依靠过去可观测值所提供的数据测算出状态向量的最佳拟合，从而估计模型中不可观测的向量数值，再将该向量数值加入到估计中消除随机干扰，进而迭代修正状态向量的估计值。
因此本文将不同时点的货币幻觉、货币幻觉与货币供应增长率交叉项设为状态向量，其余变量则为可观测向量，在方程（17）基础上构建卡尔曼滤波计量模型，以期能够更好地刻画货币幻觉对汇率波动影响的变化趋势，同时解决设定误差问题。
信号方程：
其中，变参数序列
衡量了各个时点上货币幻觉、货币幻觉与货币供应增长率交叉项（即货币幻觉边际效应）的敏感程度，也称为弹性；其余变量的初始系数选取表4第（5）列的估计结果，随机系数
服从随机游走过程。注意到本文设定的状态方程既存在时序间的递归关系，也存在马尔科夫随机游走关系。这种设定，一方面是因为月度数据间的递归关系较为显著，另一方面也考虑到随机冲击。之后选取Marquardt优化算法估计后的最终状态，结果见表5所示。
表5报告了估计结果，可以发现除了贴现率外，模型中各参数z统计量均显著，该估计结果在5%显著性水平上通过了Wald系数测试等检验。因此，相对于固定参数模型，卡尔曼滤波分析具有较好的拟合效果，并且可以较好地反映出各变量对汇率波动的内生冲击。其中，货币幻觉、货币幻觉间接效应的时变状态（Time Varying State）如图1、图2所示。
从图1中可以看出，货币幻觉的弹性系数序列呈现出逐波下行的结构性特征，特别是在2008年国际金融危机爆发期间，货币幻觉的弹性达到谷底，最低值接近-0.2，小幅回调后继续下行。货币幻觉对汇率波动的影响由正相关转为负相关且绝对值不断增大，特别是人民币汇率改革后，货币幻觉与汇率波动之间日益呈现出替代关系。这意味着货币幻觉越大，引起汇率反方向调整的幅度也越大。正如左小蕾（2007）所言：(11)中国外贸顺差持续和外汇储备的增加，再加上国际化和信息化的推动，进一步引起了外汇流入，加大了货币幻觉，引起人民币升值。另外，从图2中发现，货币幻觉作用于货币供应增长率间接效应的弹性系数序列呈现W字型特征，尤其是在国际金融危机爆发后迅速上升，且弹性系数远大于货币幻觉的直接影响，意味着货币幻觉加剧了货币供应增长率对汇率波动的影响。在政策调整或者外部冲击时，短期内货币幻觉的直接效应和间接效应均大幅变动，这就进一步揭示了货币幻觉作用于人民币汇率波动的动态影响。
本文通过引入货币幻觉因素，运用修改后考虑价格粘性的新凯恩斯模型分析了货币幻觉对汇率波动的作用，并运用OLS和2SLS模型分别进行了实证检验，特别是考察了人民币汇率形成机制改革和国际金融危机爆发后的表现，在此基础上，进一步运用卡尔曼滤波模型讨论了货币幻觉对人民币汇率波动的动态影响。
研究表明：第一，短期内货币幻觉对人民币汇率波动的影响为负，货币幻觉与货币供应增长率交叉项对汇率波动的影响为正。这意味着样本期内货币幻觉程度上升将会导致人民币汇率升值幅度加大，表明货币幻觉对人民币汇率波动存在间接性影响，即加剧了货币供应增长率对汇率波动的影响。第二，2005年人民币汇率改革后，无论是货币幻觉对汇率波动的直接效力还是通过货币供应增长率对汇率波动的间接效力都得到进一步增强，但在2008年国际金融危机爆发后有所回调。第三，货币幻觉对人民币汇率波动的直接效力和间接效力均呈现较为明显的结构性特征。在面临重大政策调整或外部冲击时，短期内货币幻觉的影响相比经济环境平稳时会大幅变动。
因此，货币当局不仅仅要对货币幻觉保持高度关注，还要警惕货币幻觉的次生影响，充分估计重大外部冲击效力，趋利避害地完善货币政策和汇率政策，防止人民币汇率大幅波动带来的风险，保持人民币汇率在合理均衡水平上的基本稳定。
①不可贸易品产出的增加意味着居民需要投入更多的劳动，劳动增加会导致闲暇时间减少，因而居民效用将会降低。
②这里假定代表性居民持有本国债券和外国债券，可以在市场上进行债券买卖操作，为简化分析假定本国债券和外国债券收益率相等，即
。
③详细分析见Obstfeld和Rogoff（1995）[12]、Woodford（2003）[17]。
④这里主要考虑短期情况。Romer（1993）认为长期来看不可贸易品的价格将调整到位，那么货币冲击的长期效应就是使得物价和汇率也上升。[18]
⑤这里将消费水平除以货币供应量实际上反映出边际货币需求弹性的线性近似。
⑥受篇幅限制，这里没有给出主要变量描述性统计结果。
⑦限于篇幅，具体估计结果在此略去，如有需要可向作者索取。
⑧为了检验本文的估计结果是否受到异常样本点的影响，所以剔除数值为0附近的样本点。
⑨人民币实际有效汇率来自国际清算银行（BIS）数据库。
⑩这里金额由以下公式计算得出：国际短期资本流动=外汇储备增量-贸易顺差-FDI。
(11)详见刘巍等：“破解‘货币幻觉”’，《21世纪经济报道》，2007年1月29日。
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