欧元汇率平价探析，本文主要内容关键词为：探析论文,平价论文,汇率论文,欧元论文，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。
一、欧元走势回顾
欧元自其诞生以来，备受各方关注，5年来它的汇率走势一直令人迷惑。
在欧元持续走低过程中，国际利差及国际资本流动值得关注。美国与欧元区国家之间的较大利率差距推动资金流入美国。而在美国因经济放缓要求而连续性下调利率后，二者利差由缩减到逆转，相应地，国际资本的流动方向也有所调整，开始支持欧元回升。自2001年后半期开始，美国投资风险上升，资本市场回报率下降，导致国际资本分流，美国资本流入增长速度下滑。从总体数字看，欧元区对美国的直接投资和股票投资流入额自2001年起一直到2002年前六个月连续下降，债券投资则由此前的净流入美国转为净流入欧元区，三者合计计算，自2001年到2002年前六个月，欧元区对美国的各类资本净流入恢复到上世纪90年代中期的水平。从具体时间段的表现看，2002年3月，欧元区直接投资及组合投资总体呈现流入，为过去四个月以来的首见，其中，组合投资净流入为81亿欧元，直接投资净流出为59亿欧元。此外，美国股市在2002年3月的第一周出现了七周中最大的资本净流出，而欧洲大陆出现了一年中的最大的净流入。
欧元走势是否会继续攀高，其波动变化有无规律可循，物价因素及利率因素有多大的影响，这是我们十分关心的问题。我们试图通过分析欧元汇率与购买力平价及利率平价的相互关系，以求揭示出其内在的变化规律。
二、购买力平价及利率平价分析
（一）数据
根据《International Financial Statistics Yearbook 2002》，《Balance and Payments Statistics Yearbook 2002》和《Internatlonal Financial Statistics Online》等资料来源，我们收集到的原始数据包括：（时间从1999.1-2003.1）
1、欧元区十二国（含希腊）的月度消费物价指数(CPl)，月度国债利率(R)，月度股票价格指数(SP)，年度国内生产总值(GDP)；
2、美国的月度消费物价指数(CPl)，月度国债利率(R)，月度股票价格指数(SP)；
3、欧元兑美元的月度汇率(Euro/Us $)。
然后再以每个国家的GDP占欧元区十二国总GDP的比重为权重，对每月CPI加权平均，求出欧元区十二国的平均月度消费价格指数及平均通货膨胀率。至于欧元区十二国的平均国债利率，由于卢森堡、葡萄牙、奥地利三国缺少统计数据，无法加权平均，故采用算术平均法计算。
（二）购买力平价检验
1、绝对购买力平价检验
本文首先研究名义汇率与购买力平价的关系。利用Eviews3.1软件对汇率与两国物价之比做简单回归，可得方程如下：
E=11.728-11.0134P
(7.345) (-6.687)
=0.4875 DW=0.3799 F=44.72
E——欧元兑美元汇率，
P＝欧元区平均消费价格指数／美国消费价格指数
由上述方程可以看出：P的t检验(t＝-6.687)显著，而且其系数很大，说明两国物价之比对欧元汇率有显著影响；但DW值很小，说明数据的自相关程度较高，存在一定程度的伪回归问题。所以简单回归的绝对PPP没能令人信服地解释欧元汇率的变化。
2、相对购买力平价检验
对欧元汇率变化与同月两国通货膨胀率水平之差进行简单回归，可得方程：
由上述回归结果可见，为0.042，拟合度太低，F检验数也反映了同样的问题，根本无法反映汇率变动与通货膨胀之差的相互关系。所以，上述分析显示，每月汇率的变化是非平稳序列，不能完全由同期通胀率差异决定，还必须考虑其他因素及以前物价的变化对当期汇率的影响。
（三）利率平价检验
假定以现实汇率来替代未来预期即期汇率，对欧元汇率变化与两国利差进行非抵补利率平价检验，可得回归方程：
上述回归方程结果显示，利差的t检验(t=-2.392)显著，说明利差对汇率变化有一点影响，但方程的截矩项和系数项数值太小，反映利差变化对汇率变化的解释力太弱。此外，太低，亦说明逐月对比，利差并不能很好反映汇率变化，还必须考虑其他因素及利差的时滞效应。
综上回归分析，从购买力平价及利率平价来看，两国物价对汇率有显著影响，但单个物价或利率变动不足以解释汇率变化。下面结合协整理论通过建立误差修正模型来分析欧元汇率的变动及其影响。
三、欧元汇率误差修正模型的建立
1、变量选取
由上述回归分析可看出，单纯的购买力平价分析及利率平价分析均难以很好地解释汇率变动，能否将购买力平价与利率平价二者结合起来运用以反映汇率变动的综合效应，本文现从这方面来做些尝试。令LnE表示欧元汇率的对数，LnP表示欧元区平均消费物价指数除以美国消费物价指数，再取对数；R表示欧元区平均国债利率减去美国国债利率的差额。
2、单位根检验
我们的目的在于确定LnE,LnP，R是否是平稳序列，是否存在随机趋势。取ADF检验(Augmented DickeyFuller Test)和PP检验(Phillips-Perron Test)，对序列变量及其1阶差分进行单位根检验，结果如下表所示。
表1 单位根检验结果（ADF值与PP值）
变量 ADF
临界值 PP临界值 ADFd 临界值 PPd临界值
LnE -0.52 -3.508 -0.724 -3.504 -4.74 -3.511 -5.506 -3.506
LnP -1.993 -3.506 -1.77 -3.504 -5.695 -3.508 -6.87 -3.506
R
-0.72 -2.924 -0.218 -2.922 -3.41
-2.92
-3.988 -2.924
注：①ADFd与PPd分别表示序列1阶差分后的ADF与PP统计量值。
②置信水平均为5%；LnE的回归方程式中含趋势项，且滞后项数为2；LuP的回归方程式中含趋势项且滞后项数为1；R的回归方程式中含常数项，且滞后项为1。
两种检验方法都说明LnE、LnP、R为一阶单整l(1)过程。所以不能采用传统的方法分析它们之间的关系，下面我们用协整检验来考察它们是否具有协整关系。
3、协整检验
分析变量LnE、LnP、R三者之间是否存在长期稳定的关系。采用AEG检验和DW检验。首先进行协整回归：
LnE=-0.27-10.37LnP+0.00914R
(-5.93) (-6.92) (1.462)
=0.527 DW=0.396 F=25.597
并通过检验残差
的平稳性来检验LnE、LnP、R的协整牲。AEG回归方程为：
由AEG回归方程可得AEG=-4.217。查表，并计算协整检验响应面函数得到临界值：
因为-4.217＜-3.9267即AEG＜
，所以，LnE、LnP、R三序列存在协整关系。另外，根据DW检验，从协整回归方程中可知DW=0.396＞0.386（0.386为5%的临界值），可得出同样的结论。
4、因果关系检验
为了进一步弄清三变量之间的关系，便于建模，我们对三变量进行Granger因果关系检验，结果见表2。
由上表2 可知，LnP、R是因，LnE是果。
5、误差修正模型
由上述的协整回归方程可得误差修正项：
Ecm=LnE+0.27+10.37LnP-0.00914R
以ΔLnE为被解释变量，以ΔLnE的各阶滞后，LnP的差分ΔLnP、R的差分ΔR，Ecm及它们的各阶滞后为解释变量，利用OLS法进行估计并删除不显著的解释变量，得误差修正模型：
ΔlnE=0.0299ΔR-0.054ΔR(-8)+0.092ΔR(-9)-
(2.118)
(-3.34) (4.986)
0.054ΔR(-18)-5.71ΔlnP(-14)+3.306ΔlnP(-17)-
(-3.059) (-3.074)
(2.202)
0.285Ecm(-1)-0.397Ecm(-11)
(-4.532) (-7.279)
=0.812 DW=2.06 F=13.58
上述模式的各项检验值均符合要求，说明模型成立。从解释变量来看，利差和物价水平之差的当期值和滞后多期值，再加上误差修正项构成一个新的完整误差修正模型。模型是一个多因素的综合，但从重要程度看，欧元汇率主要取决于两国的物价水平之差。由于采用月度数据，所以滞后的物价水平之差与利差对汇率均有较明显影响，显示出财政货币政策的时滞效应。
表2 Granger 因果关系检验
滞后长度 Granger因果性 F值P值 结论
12
LnP→LnE
3.392 0.02204 不拒绝
LnE→LnP
0.626130.785拒绝
6R→LnE 2.2809 0.0623
不拒绝
LnE→R 1.2067 0.33 拒绝
四、结论
通过分析欧元汇率与购买力平价及利率平价的相互关系，我们发现，虽然独自的平价关系难以成立，但综合起来分析似乎可行。实证结果显示物价差异及其变动乃是影响欧元汇率变动的重要因素。利率因素的影响力很小，这是出乎意料的。当然，任一单独的物价因素或利率因素均难以很好地解释汇率的变动，而将物价因素与利率因素综合起来考虑，则情况要好一些。从观测角度看，短期国际资本流动对汇率变动的影响显然十分重要，但从平价角度分析，国际资本流动的影响则难以反映出来，而只能反映在利差变动方面，因其影响甚微，似乎难以有显著作用。