央行干预使得人民币汇率更加均衡了吗？，本文主要内容关键词为：央行论文,人民币汇率论文，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。
2005年7月，中国政府启动人民币汇率形成机制改革。改革的目标是，建立健全以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率体制，保持人民币汇率在合理、均衡水平上的基本稳定（中国人民银行，2005）。目标包含两层含义：第一，强调“市场之手”在汇率均衡中的重要性，即通过汇率形成机制的市场化，充分发挥市场在资源配置中的基础性作用，使得汇率水平更加均衡；第二，重视“政府”对“市场”的管理，通过中央银行对外汇市场的干预，以保持人民币汇率在合理、均衡水平上的基本稳定。
市场在汇率均衡中的重要作用毋庸置疑，但是为何需要央行干预？事实表明，汇率形成机制的市场化有助于发挥市场的价格发现功能，但是完全市场化决定的汇率并不一定是均衡汇率。以1984年5月至1985年2月的美元为例，在此期间，美元升值的幅度达到近20%，但是，美元对其他国家货币的利差却在不断下降，货币增长率、产出增长率和贸易逆差等宏观经济变量的变动也难以解释美元的大幅升值（Frankel & Froot，1990）。可见，即使完全市场化决定的汇率，也会出现大幅失调。研究表明，布雷顿森林体系崩溃后发达国家货币汇率的大幅波动和失调，与汇率形成机制市场化后外汇市场出现的典型特征——交易者异质性有关。
交易者异质性是指由于信息的不对称导致了不同交易者所获得的信息存在着差异（Ito，1990），或者交易者虽然拥有相同信息集，但是由于对信息的选择有着不同偏好，因此对信息持有不同的信念（MacDonald & Marsh,1996; Bénassy -Quéré et al.，2003；Frenkel et al.，2008），于是基于不同的信息或信念，外汇市场的交易者分化为两类：采用推断预期的技术分析者（Chartist）和采用回归预期的基本面分析者（Fundamentalist）（Frankel & Froot,1990; Takagi,1991; Allen & Taylor，1992）。其中技术分析者完全不知或忽略任何经济基本面信息，预期当前汇率将会延续以往趋势，“追涨杀跌”，因此也被视为一种噪音交易者（De Long，1990）。De Grauwe & Grimaldi（2006）、Manzan & Westerhoff（2007）的数值模拟结果显示，外汇市场中技术分析者相对于基本面分析者的比重越大，汇率波动的程度越大。Olivier & Andrew（2002）的研究发现，在浮动汇率制度下，对于同一水平的经济基本面冲击，外汇市场存在着多重均衡。频繁的噪音交易将会导致高的汇率波动，进而加剧噪音交易。
为了打击外汇市场中以技术分析者为代表的非理性噪音交易，降低汇率的波动和失衡程度，中央银行应对外汇市场进行干预。干预方式包括：“可信任承诺”（a credible commitment）——承诺降低汇率的波动，使得外汇市场处于“低噪音交易、低汇率波动”的最优均衡（Olivier & Andrew，2002）；或直接入市买卖，影响技术分析者的盈利，从而降低技术分析者在市场中的比例（De Grauwe & Grimaldi，2006）。
诚然，中国人民银行明确表示汇率政策的目的在于保持人民币汇率在合理、均衡水平上的基本稳定，并且自2005年人民币汇率制度改革（以下简称“汇改”）以来，人民币实际有效汇率持续升值，迄今已升值33.8%。但是，国际社会对人民币汇率政策的质疑依然存在。美国财政部在2013年4月的《国际经济汇率政策报告》中表示：“人民币依然显著低估，大规模的外汇市场干预依然存在，更重要的是，中国的汇率政策缺乏透明性”，“中国应该即时公布外汇市场干预信息”。①那么，自2005年汇改以来，央行干预到底是推动，还是延缓或阻碍了人民币汇率更加均衡？
对此，本文基于人民币汇率形成机制市场化的背景，从外汇市场交易者异质性的微观假定出发，理论研究央行干预对汇率失调程度存在的可能影响，并建立相应的实证框架，检验和评价自2005年汇改以来，央行干预是否更好地促进人民币汇率均衡。本文的研究丰富了央行干预理论，并且有助于正确理解和认识央行干预在人民币汇率均衡中的影响和作用，从而为人民币汇率政策和汇率制度改革的进一步方向提供更全面的参考依据。
二、理论分析
（一）交易者异质性假定
交易者异质性是布雷顿森林体系崩溃后发达国家外汇市场的典型特征。对于汇改后的人民币外汇市场，黎琦嘉（2010）对BLOOMBERG每月定期公布的人民币汇率预期值进行了异质性检验。结果表明，人民币外汇市场同样存在着异质性。在各类预期方式中，采用适应性预期的交易者人数最少，推断预期和回归预期是人民币外汇交易者采用的主要预期方式。李晓峰和陈华（2012）基于行为金融框架实证估计了汇改后人民币外汇市场中异质性交易者在各个时期的比例变化。交易者异质性特征可表示如下：
基本面分析者的预期：
技术分析者的预期：
其中
为现实汇率，以直接标价法表示，
为均衡汇率水平，
为现实汇率的变动值，上述标号皆为对数形式，α＞0，β＞0。（1）式至（2）式的经济含义是，基本面分析者采用回归预期方式，预期汇率将会回归到均衡汇率水平，而技术分析者采用推断预期方式，根据汇率变动的原有趋势来预测汇率走势。我们根据两类交易者在外汇市场的比重对他们的预期进行加权，来表示外汇市场交易者对汇率变动值的总体预期x。若省略时期t，x可表示为：
其中
为技术分析者在外汇市场中的比重。（3）式可近似为：②
（二）宏观模型
1.国际资产市场均衡
国际资产市场均衡的条件为：
i-
=x（5）
其中i和分别为国内外利率③。结合（4）式，不难得到：
2.国内货币市场均衡
假定货币需求函数为：
其中
、y、p分别代表名义货币需求、国民收入和价格的对数形式。系数σ＞0，φ＞0，p的系数单位化为1。（7）式表示，名义货币需求与利率负相关，与国民收入正相关，与价格正相关。
货币供给函数为：
若不考虑货币乘数，一国货币供给来源于两个方面：因国内信贷而引起的货币供给
和来源于央行干预所引起的外汇占款的货币供给
。可表示为央行对汇率波动的反应函数：=-φ
。当φ=0时，央行不干预外汇市场，汇率完全浮动；当φ≠0时，汇率制度为有管理的浮动汇率制度，｜φ｜越小，央行干预强度越小，反之｜φ｜越大，央行干预强度越大。
根据（7）式和（8）式，可以得到国内货币市场均衡的条件：
进一步地，同（4）式，上式可近似写为：
当整个经济体处于均衡状态时，e=
，=0（汇率稳定），x=0，y=
（为均衡状态的产出，本文假定为经济体的潜在产出）。根据（4）式、（5）式和（10）式，可得：
将（11）式减去（10）式可得：
那么（12）式可表示为：
3.国内商品市场均衡
同Dornbusch（1976）一样，为了分析的简洁性，我们不考虑由国内利率决定的投资性需求。一国国内商品的需求
包括以下部分（指标均以对数形式表示）：国内居民的消费需求与国民收入y=正相关，表示为ry；国外居民的消费需求与实际有效汇率e-p（为了分析的方便，假定国外价格为单位1）正相关④，表示为δ（e-p）；政府支出表示为u。那么
国内商品市场均衡的条件为菲利普斯曲线成立：
那么当整个经济体处于均衡状态时，y=，e=，p=
，代入（15）式得：
将（17）式减去（15）式，可得到：
进一步地，根据（14）式，可推出：
当外汇市场不存在技术分析者，只存在基本面分析者，且不存在央行干预时，即当=0，φ=0时，（19）式退化为Dornbusch（1976）的情形。为保证了在该情形下，（19）式与Dornbusch（1976）的结论一致，我们设1-μδ＞0。
（三）央行干预对汇率失调的影响
结合（14）式和（19）式，可得到：
进而，将（20）式代入（16）式，可得到：
上式描述了汇率变化的动态过程。当
＞θ或θ＞
时，v＞0，汇率向均衡汇率水平回复，失调程度降低。当
时，v＜0，汇率偏离均衡汇率水平，失调程度扩大。假定技术分析者比例是关于央行干预系数φ的单调减函数（De Grauwe & Grimaldi，2006；李晓峰、陈华，2010），那么θ′（φ）＞0。于是，存在
、
，当φ＜或φ＞时，＞θ或θ＞，v＞0，此时汇率向均衡汇率水平回复，失调程度缩小；而当＜φ＜时，＜θ＜，v＜0，此时汇率偏离均衡水平，失调程度扩大。因此，命题1成立。
命题1：央行干预对汇率失调存在U型效应。当央行干预系数φ处于和之间时，央行干预延缓或阻碍了汇率均衡。当央行干预系数φ小于或大于时，央行干预促进了汇率均衡。
三、实证模型：ESTAR模型
平滑转移门限自回归（STAR）模型是由Granger & Terasvirta（1993）提出。他们认为，标准的线性模型（如AR、ARMA或标准的协整模型）忽视了经济行为因内生变化而可能产生的非线性特征，容易产生错误的结论。而STAR模型则有效地刻画了经济变量在不同区制之间的连续、光滑的非线性结构转移，更符合经济现实，具有更明显的实证优势。因此，STAR模型自提出以来，一直成为计量经济学理论和应用研究的前沿分支之一（王少平、彭方平，2006）。
STAR模型可表示为：
根据命题1的结论，央行干预对汇率失调存在U型效应，因此我们可采用转移函数同样具有U型特征的ESTAR模型进行实证检验。具体思路是：首先，测算央行干预指数
和人民币汇率失调程度
。接着，建立（23）式和（24）式的ESTAR模型，进行非线性检验，如果不能通过非线性检验，则意味着央行干预对人民币汇率失调不具有显著影响；反之，则具有显著影响，进而对ESTAR模型进行实证估计。最后，基于所得到的实证估计结果，通过分析汇率失调程度在区制1和区制2所服从的自回归过程的特征，以及转移函数在现实中的时间分布，来判断央行干预推动，还是延缓或阻碍了汇率均衡。
四、实证研究
（一）央行干预指数的测算
根据Fiess & hankar（2009）的研究，央行干预指数的测算公式为：
本文的样本区间是2005年8月至2013年3月。数据频度为月度。汇率e是指人民币兑美元的即期汇率，采用直接标价法。汇率变动值和外汇储备变动值的数据来源于路透社。图2给出了央行干预指数
的变化情况。图中显示，在美国金融危机发生以后的2008年6月至2010年5月期间，央行干预强度最大，而在其他时间段，央行干预强度相对较小，其中尤以2006年3月、2007年2月、2008年5月、2010年6月、2011年6月等时点的央行干预强度最小。若比较美国金融危机前后，还可以发现，金融危机之后央行干预的强度明显高于金融危机之前。
（二）人民币汇率失调程度的测算
均衡汇率是指内外部经济同时达到均衡时的汇率。自Nurkse（1945）提出均衡汇率的概念以来，研究者开发出多种汇率均衡评估方法，以测算均衡汇率水平。方法分为两大类：基于价格角度的购买力平价法和基于宏观经济平衡角度的方法，后者包括Williamson（1983）提出的基本要素均衡汇率（fundamental equilibrium exchange rate,FEER）方法、Clark & MacDonald（1998）提出的行为均衡汇率（behavioral equilibrium exchange rate,BEER）方法、Stein（1995）提出的自然均衡实际有效汇率（natural real exchange rate，NATREX）方法以及Edwards（1989）提出的均衡实际有效汇率（equilibrium real exchange rate，ERER）方法等。
自2002年以来，随着中国对外贸易顺差的扩大，国际社会不断对人民币施加升值压力。人民币是否低估？低估程度如何？引起了国内学者们的极大关注。学者们对人民币均衡汇率进行了诸多的研究。他们主要采用的方法是基于宏观经济平衡角度的方法，比如林伯强（2002）采用FEER方法，施建淮和余海丰（2005）采用BEER方法，孙茂辉（2006）采用NATREREX方法等。
不同于以往研究，本文采用经扩展的购买力平价法来测算人民币汇率的失调程度。理由在于：第一，FEER、BEER等方法存在理论缺陷，比如假定经常账户差额的合理性可通过汇率的调整来实现，但是这一假定并没有得到实证的严格证实（Engle，2009），且对于外部均衡的概念，更多体现在统计意义上，在相关实证变量的选择和基准值的设定上存在着较强的主观性和随意性。相较而言，购买力平价具有更好的理论基础，并在实证上存在较少的“人为”、主观的预先假定。第二，虽然购买力平价的成立曾一度受到质疑（Rogoff，1996），但是在20世纪90年代之后，学者们在考虑到巴拉萨—萨缪尔森效应、实际汇率的非线性调制机制以及改进计量分析技术之后，发现实际汇率均衡调整半衰期明显缩短，比如Lothinan et al.（2000）测算美元与英镑汇率均衡调整半衰期约为2.5年，低于Rogoff（1996）测算的5年，重新验证了购买力平价的成立。第三，研究发现，存在着所谓的“PENN”效应：一国经市场汇率折算后的相对价格水平与其人均GDP水平存在着正向关系，经济越发达的国家，相对价格水平越高。“PENN”效应最早由Gilbet & Kravis（1954）发现，并在历次的ICP数据分析中得到验证（Kravis et al.，1978; World Bank,2008; Deaton & Heston,2009），因此经扩展的购买力平价法在实证上更优于原始的购买力平价法。⑤
经扩展的购买力平价：
其中，
和p分别为国外和国内的价格指数（对数形式），
和g分别为国外和国内的人均GDP（对数形式）。在实证中，本文采用美国和中国的CPI指数来分别度量和p，和g的计算是美国和中国的GDP除以各国人口数。CPI的数据频度为月度。GDP的原始数据为季度数据，人口的原始数据为年度数据。本文采用NSPLINE方法将GDP和人口的原始数据降频为月度数据，并且基于Census X12方法对GDP数据进行了季节性调整，随后进行和g的计算。所有数据都来源于路透社。
单位根检验结果表明，e 、、p、和g都是一阶平稳，见表1。进而，对它们进行Johansen协整检验，检验结果见表2。结果显示，e、、p、和g存在协整关系，由此可以得到人民币均衡汇率水平的测算方程。
e=-2.2+0.19p+0.87-0.33g+0.0035t（27）
（27）式表明，中国价格指数的上升、中国人均产出的降低将引起人民币汇率的贬值，而美国价格指数的上升、美国人均产出的降低将引起人民币汇率的升值，系数符号都符合购买力平价和“PENN”效应的预示。因此（27）式的人民币均衡汇率水平的测算方程是合理的。进而，本文采用H-P滤波方法对以上各宏观经济变量提取长期水平，然后代入测算方程（27）式，从而得到人民币的均衡汇率水平。将人民币现实汇率e减去均衡汇率，即为人民币汇率的失调程度e-。图3给出了失调百分比（e-）/e的变化情况。
图3显示，从总体来看，自2005年汇改以来，人民币汇率并未出现大幅度的失调，低估幅度不超过2%，高估幅度不超过4%。2005年8月至2006年1月，人民币汇率处于短暂的高估，这可能与人民币汇率制度改革初始人民币汇率的突然大幅升值有关。2006年2月至2007年12月，人民币汇率低估，低估的原因来自于中国经常账户顺差的急剧扩大：在此期间，中国经常账户差额占GDP比例由2006年第1季度的4.1%飙升到2007年第4季度的8.7%，明显超出国际公认的合理水平2%。2008年之后，国际金融危机的演化成为了人民币汇率失调的主导因素。在金融危机恶化的2008年至2009年，人民币汇率出现了较大幅度的高估，最高幅度达4%，而随着危机的暂时好转，人民币汇率于2010年转为低估。接着，由于欧洲债务危机的爆发，人民币汇率低估程度在2010年下半年不断缩小，并于2011年4月开始再度出现高估，直至2012年7月。之后，人民币汇率失调的程度较低，基本上处于合理的均衡水平。
（三）央行干预使得人民币汇率更加均衡吗？
在测算出央行干预指数和人民币汇率失调程度之后，本文建立ESTAR模型：
此时，ESTAR模型的非线性检验等价于检验零假设
=0（j=1，2，3，4）（Luukkonen et al.,1988），由此可构造服从
分布的LM检验统计量。最终的检验结果表明，（28）式至（29）式的非线性检验LM检验统计量值为5.98，我们可在1%的显著性水平上拒绝零假设
，这意味着人民币汇率失调程度具有非线性变化特征：存在着区制1和区制2两个变化过程，并且人民币汇率失调程度在区制1和区制2之间的转移可由央行干预指数决定的转移函数来描述。
进而，对（28）式和（29）式进行实证估计，得到各参数的估计值和标准差。鉴于ESTAR模型的非线性特征，本文运用bootstrap仿真方法（Hongyi & Maddala，1997），来得到各参数估计值的置信区间，以进行各参数的显著性检验。检验思路与步骤是：第一，对（28）式和（29）式进行NLS估计，得到参数估计值
（L）、
（L）、γ和c，以及标准化的残差序列
；第二，从标准化的残差序列有回置的随机抽取bootstrap残差序列，与参数估计值（L）、（L）、γ和c一起代入（28）式和（29）式，得到新的数据
；第三，运用新的样本数据进行（28）式和（29）式的估计，得到新的参数估计值和标准化残差序列；第四，重复以上步骤N次可得到每个参数的N个bootstrap估计值，将它们进行升序排列，最后可得到各参数基于不同置信水平的置信区间。本文取重复次数N=1000，将其中的第26个和第975个估计量作为置信区间5%水平的下限和上限。各参数的估计值、置信区间见表3。
于是，人民币汇率失调程度的变化过程可表示为：
表4的Box-Ljung Q统计量和ARCH-LM检验统计量表明，估计得到的残差序列不存在自相关，也不存在ARCH效应，因此，（31）式至（32）式的估计模型是合理的。
根据（31）式，人民币汇率失调程度存在两个变化过程。
图4和图5分别给出了区制1和区制2的脉冲响应函数。图中可以看出，在区制1，一个单位的正向脉冲将导致人民币汇率失调程度呈发散型扩大。而在区制2，面对一个单位的正向脉冲，人民币汇率失调程度的反应是，前6个月，汇率失调程度扩大，表现出“超调”（overshooting）特征，之后，失调程度呈不断衰减趋势，衰减期大概为36个月。⑥可见，人民币汇率失调程度的变化存在两个性质截然不同的区制。区制1为“非均衡”区制，在此区制，人民币汇率失调程度不断扩大，人民币汇率偏离均衡水平。区制2为“均衡”区制，在此区制，人民币汇率失调程度不断缩小，人民币汇率向均衡水平回复。
人民币汇率在“均衡”区制和“非均衡”区制之间的转移由央行干预指数
决定。图6给出了样本区间央行干预指数与转移函数值之间的U型关系图。图中表明，诚如命题1的结论，当央行干预指数处于[2.35，5]区间时，人民币汇率失调程度趋向于“非均衡”区制，央行干预阻碍了人民币汇率均衡。而当央行干预指数不处于[2.35，5]区间时，人民币汇率失调程度趋向于“均衡”区制，央行干预推动了人民币汇率更加均衡。
图7给出了自2005年汇改以来，由央行干预指数决定的转移函数的时间变化图。图中显示，除了少数时间点之外（比如2005年8月、2005年10月、2006年1月等），转移函数值在大部分时期里基本上接近于1。也就是说，人民币汇率基本上处于“均衡”区制。因此我们可以认为，在汇改以来的大部分时期里，央行干预推动了人民币汇率更加均衡。
五、主要结论
本文旨在回答央行干预是否推动了人民币汇率更加均衡。首先，本文研究了央行干预对汇率失调程度的影响特征，发现央行干预对汇率失调程度存在U型效应，即当央行干预系数φ处于和之间时，央行干预延缓或阻碍了汇率均衡，反之，则促进了汇率均衡。接着，分别测算了央行干预指数和人民币汇率失调程度，进而基于ESTAR模型进行实证检验。得到的主要结论如下：
第一，金融危机之后人民币外汇市场央行干预的强度明显高于金融危机之前，其中在2008年6月至2010年5月期间，央行干预强度最大。
第二，总体来看，自2005年汇改以来，人民币汇率并未出现大幅度的失调，低估幅度不超过2%，高估幅度不超过4%。2008年之后，国际金融危机的演化成为人民币汇率失调的主导因素。目前，人民币汇率失调的程度较低，基本上处于合理的均衡水平。
第三，人民币汇率失调程度的变化存在“非均衡”和“均衡”区制，两个区制之间的转移由央行干预决定。实证结果表明，在汇改以来的大部分时期里，央行干预使得人民币汇率基本上处于“均衡”区制，因此我们可以认为，央行干预推动了人民币汇率更加均衡。
以上结论给我们两个重要政策启示：第一，2008年之后，国际金融危机的演化成为人民币汇率失调的主导因素，因此将人民币汇率失调“单方面”地归咎于中国汇率政策的失责的做法，有失偏颇，应着重关注国际金融危机对人民币汇率失调产生的溢出效应。第二，在汇改以来的大部分时期里，央行干预推动了人民币汇率更加均衡，这意味着在美国金融危机发生以后，人民币外汇市场央行干预强度的提高是恰当的，有效应对了因国际金融危机带来的外部冲击，实现了“保持人民币汇率在合理、均衡水平上基本稳定”的政策目标。
本文仅代表个人的学术观点，不代表所在机构的意见。感谢匿名审稿人的意见和建议，但文责自负。
①“Report to Congress on International Economic and Exchange Rate Policies”,2013,U.S.Department of the Office of International Affairs，April 12，P4.
②由于
（证明从略，备索），若假定移动平均趋势MA（t）近似等于汇率的长期均衡值，且忽略高阶导数的值
，那么≈-（-e）。
③为了分析的简洁性，本文不考虑交易者的风险溢酬，但不改变本文结论。
④卢向前等（2005）、封思贤（2007）、刘尧成等（2010）发现马歇尔—勒纳条件在中国成立。
⑤更详细的讨论，可参见杨长江、钟宁桦（2012）。
⑥该值略高于Lothinan et al.（2000）测算的美元与英镑汇率均衡调整衰减期2.5年，但低于Rogoff（1996）测算的5年，侧面印证了前文采用经扩展的购买力平价法来测算人民币均衡汇率的合理性。
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