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全球视角下的人民币汇率问题
全球视角下的人民币汇率问题
浙江工商大学金融学院课题组
经济学是一门具有强烈应用性的学科,学者们在研究中不可避免地会带有本身的价值倾向。
由于人民币汇率涉及国家利益,汇率政策更是全球经济博弈的核心问题,对其研究和讨论更暴露出各国的利益动机和研究者的价值偏好。
发达国家的研究者从经典的汇率理论出发,根据中国持续双顺差的状况,普遍认为人民币应该升值,人民币的汇率形成机制应更具弹性。
对于这一主流倾向,中国学者的研究视角主要侧重于与发达国家的经济关系,其保持汇率稳定的论据显得相对薄弱。
本文试从经济和金融全球化的视角,从全球国际收支失衡入手,探讨现行国际货币体系的内在矛盾,分析不对称的国际货币体系下全球国际收支失衡的原因,指出人民币升值本质上是不对称国际经济和货币体系所导致的全球国际收支失衡的反映,提出在全球政治和经济博弈中,人民币汇率应该和可以采取何种对策。
本文的第一部分首先分析当前全球国际收支失衡的特征,并以“新特里芬悖论”揭示当前国际货币体系的内在矛盾,指出在不对称的国际货币体系下,全球的国际收支失衡,特别是美国的国际收支失衡具有结构性和制度性的特点,汇率对“大三角”的国际收支调节无效,东亚国家低汇率,高储备政策是基于金融脆弱性的安全性政策,是金融全球化的直接后果,人民币汇率问题必须考虑当前国际货币体系的内在矛盾。
本文的第二部分以贸易收支、失业率和物价水平为损失函数,以汇率为外部变量,构建了一个汇率政策动态博弈模型,得出了“大三角”间存在纳什均衡解,但必须以日元的大幅度升值为条件,中国与“大三角”间不存在纳什均衡解,人民币升值将提高“大三角”的损失函数的结论。
本文的第三部分则从国际本位货币寡头垄断市场和发展中国家间完全竞争市场结构出发,从人民币的均衡汇率、购买力平价、劳动生产力平价等多个角度估计人民币对美元的汇率水平,并与东南亚国家的长期购买力平价的相对水平进行比较,得出人民币对美元存在升值条件,但在于发展程度相同的东亚国家竞争中,不具备升值可能性的结论。
第四部分则在总结以上研究的基础上,提出人民币汇率的政策建议
一、全球国际收支失衡分析
(一)全球国际收支失衡特点
“9.11”以后,随着美国经济的衰退,原被美国经济繁荣所掩盖的国际货币体系结构性和制度性危机日益显现。
当前,全球国际收支失衡首先表现为美国的持续性经常账户逆差。
1995年,美国的经常账户赤字仅为700亿美元,至2000年达到3560亿,2002年为4220亿,2003年更接近占GNP5%的必须调整的经验临界值,达到5307亿美元。
为了弥补经常账户逆差,美国不得不依靠资本的输入,至2003年底,美国的净债务已超过了2万亿美元;其次,美、欧、日“大三角”间无法象80年代一样相互吸收冲击,国际收支的调节机制,特别是汇率调节机制严重失灵(图1)。
欧盟的进出口状况更受经济景气状况的影响,受汇率变动的影响相对较小。
90年代中期后,在美国经济带动和货币大幅贬值的影响下,欧盟经济经历了持续的高增长,2000年达到了GDP增长3.6%的高峰,然后出现了衰退,2003年仅为0.6%,其中德法两国几乎是零增长。
从进出口看,1997年,欧盟的贸易顺差高达1630亿欧元,1999年后逐步下降,2000年仅为500亿。
但随着经济衰退,在欧元相对贬值的条件下,贸易顺差又呈增加趋势,2002和2003年分别达到1600和1450亿欧元。
显然,经济衰退中的欧盟无法吸收美国国际收支不平衡的冲击。
从日本的情况看,由于日本泡沫经济的破灭,经济基本面的恶化,近10年,日本经济一直处于零增长状态。
日元汇率在1995年春天达到最高1美元等于80日元后,逐步走低,亚洲金融危机后曾一度跌到130日元,后又回升到110左右。
但日元汇率的变动对日本的经常账户状况似乎没有影响,90年代中期后,顺差已跃上千亿美元,且对美国贸易长期处于出超状态。
日本国内经济状况越差,其对外部顺差的依赖性就越强,就越难以适应美国国际收支调节的要求;最后,全球国际收支的失衡还表现为东亚国家成为经常账户顺差国和全球主要国际储备地区,呈现出风险转换特征。
从国际收支状况看,危机前的95-96年,除中国和日本外,东亚有280.5亿美元的经常账户的逆差,1999-2003年,经常账户盈余保持在约900亿美元的水平,加上中国和日本的经常账户盈余,东亚地区的经常账户顺差超过2000亿美元(表1),国际储备也占到全球储备的一半。
高额储备使东亚资本流动呈风险转换特征,即东亚国家购买高质量美国、欧盟和日本政府以及机构的证券,而出售实物资产、股权、中低质量的债券(BIS,2003)。
东亚资本流出入不仅体现在风险的不对称性,而且涉及不同的投资对象。
流入到东亚的资本一般是投资私有部门的私人资产,而东亚资本输出的主体是政府和银行。
以美国为核心的国际金融市场实际上已成为东亚经济的中介银行,即吸入低成本资金,流出风险性资本,从中获取差价。
1997-2002年间,东亚借款者发行的美元或欧元债券,其平均利差超过美国国库券和其他政府基准债券233个基点。
印度尼西亚或者韩国银行发行的以美元面值的次级债券的收益率超过储备投资者所获取的无风险收益3-4个百分点(BIS,2003)。
如以东亚国家1万亿美元储备计算,福利损失每年高达400亿美元。
资料来源:
IMF
表1东亚国家经常账户 单位:
十亿美元
国家名称
1995-1996
1999-2000
2001-2002
日本
87.7
117.4
100.6
中国
4.4
20.8
26.4
中国台湾
8.3
8.6
21.8
新加坡
13.7
16.2
18.3
中国香港
-4.1
8.2
12.1
韩国
-15.8
18.4
7.2
马来西亚
-6.6
10.5
7.3
印度尼西亚
-7.0
6.9
7.1
泰国
-14.1
10.9
6.9
菲律宾
-3.0
8.2
4.4
东亚(除日本)
-24.1
108.7
111.4
注:
东亚(除日本)包括:
中国、中国香港、印度、韩国、马来西亚、菲律宾、
新加坡、中国台湾、泰国、印度尼西亚
资料来源:
IMF
表2官方持有的外汇储备单位:
十亿美元,%
国家
1998
2002
金额百分比
金额百分比
日本
203.212.5
443.119.5
太平洋地区
17.21.1
19.90.9
东亚(除日本)
562.934.6
908.840.0
世界总额
1627.8100.0
2274.2100.0
资料来源:
BIS,2003
(二)“大三角”间汇率调节有效性的实证检验
原IMF总裁Koehler(2003)认为,全球的国际收支不平衡从中期看是不可持续的,存在着不正常调节或剧烈变动的可能性。
我们认为,其不可持续性关键在于汇率调节对经常账户调节失效,发达国家间无法象80年代广场会议后,通过美元贬值吸收美国国际收支调节的冲击。
为了说明发达国家间国际收支调节失效,我们选取美国与日本和德国的贸易数据和汇率数据对汇率调节有效性进行实证研究。
考虑到广场协议这一重大的转折点,研究数据选取1985年1月到2002年12月的美国对日本的进出口和美元对日元的汇率数据;在美国和欧洲经济关系方面,由于欧盟成立和欧元发行流通时间太短,时间序列样本数量太少缺乏说服力,我们采用德国和美国的贸易和汇率数据。
考虑到两德统一的政治影响,时间段定为1991年1月到2001年12月。
汇率采用直接标价法,并且汇率和进出口贸易量都是经过两国消费物价指数调整后的实际值,以反映实际汇率变动对贸易收支调节的有效性。
由于基期的选择并不影响我们实证分析的结果,为了数据处理的方便,三大经济体的消费物价指数基期全部定在2000年9月。
美日进出口和美德进出口以及汇率数据取自BoardofGovernorsoftheFederalReserveSystem,美国的消费物价指数来源于U.S.DepartmentofLabor:
BureauofLaborStatistics,日本的CPI来自日本国家统计局,德国的CPI来源于FederalStatisticalOfficeGermany。
所有的数据处理都用统计软件Eviews3.1完成。
我们通过格兰杰因果检验、向量自回归和协整分析对汇率变动和进出口贸易额变动之间的内生关系进行检验,汇率变动率
用
算出,同样进口变动率
和出口变动率
分别用
和
计算得到。
为了检验汇率变动和进出口变动内在关系随时间发生的变化,我们把格兰杰因果检验时间段区分为1996年1月之前和之后两段,分别进行检验。
我们提出的假设是:
汇率变动在90年代中期(此处定为1996年)以前对进出口的调节有效,之后属于失效阶段。
为了防止由于滞后阶数选取差异而造成的结果变异,本文进行了滞后阶数从1阶到15阶的格兰杰因果检验。
从Granger检验可以清晰地看到,1991年1月到1995年12月期间,美德之间汇率变动引起进出口变动全部在5%的水平上Granger显著,美国对日出口在1985年1月到1995年12月期间在5%的水平上Granger显著;同时期,美日汇率变动在1%的显著性水平上引起美国从日本进口的变动。
无一例外地,从1996年开始,美国同两大经济体之间的进出口关系都不受汇率变动的影响,它们均通不过原假设的Granger因果检验。
而且,在所有的Granger检验中,进出口的变动对汇率的变动不存在引导关系,这说明汇率变动在短期内主要受虚拟经济而不是实体经济的影响。
同样,向量自回归模型(VAR)通常用于测量随机扰动对变量系统的动态影响,也可以通过t统计量来估计内生变量(滞后)相互影响的显著程度。
如果两个向量之间存在着内在的相互关系,则两个向量之间如果进行自回归,它们对各自的t-统计量应该是显著的。
严格来说,VAR检验都要求向量是时间序列平稳的,所以我们对平稳变量
与
和
分别进行向量自回归检验。
按格兰杰因果检验的时间分段,我们分别建立了八个自回归方程,发现在1996年1月至2002年12月(德国为2001年12月)阶段,无论是进口还是出口变动与汇率变动进行自回归过程中,汇率变动的t值检验都是不显著的,这从统计学上来说就是汇率的变动对进出口的变动不存在显著影响。
反观上世纪90年代中期以前(1996年以前)在所有的VAR方程中至少有一个汇率变动的滞后变量是t检验显著的。
协整(Cointegration)检验主要用于检验非稳定变量之间是否存在长期稳定的比例关系,称为协整关系。
在我们的数据中,进出口和汇率数据本身都是非平稳的,可以进行协整检验。
通过对8组方程的检验可以发现,在1985年到90年代前半段(德国是从1991年开始),美国与日本的进出口以及从德国的进口和汇率之间至少存在一个协整方程,说明它们之间存在着稳定的比例关系;而从1996年到上世纪末,只有美国从日本的进口和汇率之间存在协整关系。
出乎我们意料的是,美国对德国的出口与汇率之间在整个90年代两个阶段都不存在协整关系,即使格兰杰因果检验表明在90年代前半段汇率变动对进出口变动有引导作用,但是从两德统一开始,美德进出口和汇率之间就不存在稳定的线性关系了。
当前全球国际收支失衡还表现为东亚地区贸易顺差和储备的急剧增长,但从时间序列看,这一状况主要出现在东南亚金融危机后。
正是东南亚国家货币的大幅贬值和内部的金融体系重整,才使这些国家克服了金融危机,重新步入经济发展的轨道。
为了估计东南亚国家的货币低估状况,我们首先假设购买力平价为长期均衡汇率,并运用Johansen最大似然估计方法对其进行协整检验。
国外学者的某些研究支持长期购买力平价(TaylorandSar,1998;Pappell,1997;Pedroni,1997;Lothian,1997;FrankelandRose,1996;Cheungandlai,1998)。
关于发展中国家的购买力平价,Mcnown和Wallance(1989)用20世纪70年代和80年代的消费者与批发价格数据,对美元实际汇率进行单位根检验,并使用Engle-Granger两步协整检验方法。
检验结果表明购买力平价在阿根廷、巴西和智利等这些发展中国家成立。
然而,运用同样的检验方法,Bahmani-Oskooee(1993)认为购买力平价在东亚地区的欠发达国家不能成立(菲律宾除外)。
但Liu(1992)采用1945-1989年10个拉美国家的季度数据,运用Johansen最大似然估计方法进行协整分析,结果支持长期购买力平价成立。
之所以出现不同的结论,原因在于Engle-Granger两步检验法是假定变量之间存在着一个协整向量条件下的检验,如果变量之间存在多个协整向量时,两步检验方法并不是一种满意的方法,而Johansen最大似然估计方法可以克服这些局限性。
Holmes(2001)使用1973-1997年的季度数据并运用Johansen最大似然估计方法检验发展中国家的购买力平价,其检验结果同样支持长期购买力平价成立。
本文分析的对象是受危机影响的七个东亚国家:
菲律宾、韩国、泰国、马来西亚、印度尼西亚、新加坡和中国香港。
鉴于东亚国家的主要贸易伙伴是美国和日本,外国价格水平以两国的生产者价格指数的加权平均得到,实际汇率以实际有效汇率替代,国内价格水平以国内消费者价格指数表示。
采用月度数据作为分析数据集,样本区间为1974年1月到2003年12月(香港的数据区间是1990年1月到2003年12月),共360个样本。
其中,实际有效汇率(reer)的原始数据来自Morgan-Guaranty,消费者物价指数(cpi)、生产者价格指数(ppi)、名义汇率(ner)的原始数据来自InternationalFinanceStatistics。
为了方便研究这几个变量之间的相互关系,我们对变量reer,cpi,ppi,ner取对数为Lnreer,Lncpi,Lnppi,Lnner。
对每个变量的数据序列Lnreer,Lncpi,Lnppi,Lnner的平稳性特征采用单位根的ADF检验方法,分别就每个变量的时间序列数据的水平和一阶差分(或二阶差分)形式进行检验,其中,检验过程中滞后期的确定采用AIC最小准则,以保证残差值非自相关性;同时对协整方程中的时间趋势项、常数项的显著性进行检验(张晓朴,2001;王学标和王志强,2001),检验结果附录2。
从表中计算结果可知,除香港消费者物价指数和名义汇率数据二阶差分平稳外(这可能与香港数据不全所致),其他国家的所有变量的水平序列是非平稳的而一阶差分序列是平稳的。
本文采用Johansen提出的方法来检验变量之间的协整关系,以此判断变量之间是否存在长期均衡关系。
通过建立基于最大特征值的似比统计量
来判断变量,Lncpi、Lnppi、Lnner与Lnreer之间的协整关系。
其中,最优滞后期的选择根据无约束的VAR模型的残差分析确定。
检验结果见附录2。
结果表明,在1%(5%)的显著性水平上,菲律宾、韩国、新加坡、中国香港(马来西亚、泰国和印度尼西亚)的Lnreer与Lncpi、Lnppi、Lnner之间存在着唯一的协整关系,即存在着长期的动态均衡关系。
也就是说,即使考虑危机因素,长期购买力平价在东亚国家是成立的。
由于长期购买力平价在东亚国家成立,可以以实际汇率与长期购买力平价之差衡量名义汇率的高估或者低估。
为了显示东亚危机前后政策变动状况,表3展示了95年底至2003年底的偏离度。
除两个发达小经济体香港和新加坡,东亚国家普遍存在较大幅度的货币币值低估。
如果以1997年的6月为界,危机前5个国家平均为10。
5%,97年的12月。
低估程度达到31。
9%。
随着经济的恢复,东亚国家的货币低估程度相对降低并逐步趋于稳定,2000年12月,低估程度为27。
7%,2003年12月份,菲比索低估10.2%,韩元28.3%,印尼盾低估程度高达33.9%,林吉特24.3%,泰铢21.9%,平均为23。
7%。
从图6-14中也可见,危机前,东亚国家的低估程度较低,危机中,东亚国家存在着恐慌性和传染性贬值,危机后,发展中低估程度趋向于集中,除菲律宾外,基本上集中于20-30%的区间内。
表6-39东亚国家的汇率低估状况
韩国
菲律宾
马来西亚
泰国
香港
新加坡
印度尼西亚
M1295
-0.0943
0.0714
-0.0418
-0.0873
-0.0457
-0.0253
-0.2164
M696
-0.0935
0.1407
-0.0090
-0.0865
-0.0028
-0.0320
-0.1954
M1296
-0.1246
0.1372
-0.0098
-0.0710
0.0288
-0.0110
-0.1882
M697
-0.1460
0.1199
0.0120
-0.0639
0.0646
-0.0654
-0.1843
M1297
-0.4196
-0.1105
-0.2220
-0.3314
0.1412
-0.0530
-0.5133
M698
-0.3138
-0.1478
-0.2049
-0.2327
0.1882
-0.0998
-0.7406
M1299
-0.2287
-0.1486
-0.2416
-0.2164
0.0237
-0.0750
-0.3819
M600
-0.2041
-0.1235
-0.2267
-0.2169
0.0227
-0.0540
-0.4735
M1200
-0.2494
-0.1989
-0.2018
-0.2537
0.0299
-0.0282
-0.4818
M601
-0.2772
-0.0733
-0.1744
-0.2537
0.0513
-0.0157
-0.5077
M1201
-0.2788
-0.0404
-0.1612
-0.2288
0.0626
-0.0960
-0.4327
M602
-0.2438
-0.0265
-0.1901
-0.2086
0.0431
-0.0702
-0.3234
M1202
-0.2494
-0.0603
-0.1971
-0.2350
0.0166
-0.0530
-0.3328
M603
-0.2669
-0.0637
-0.2181
-0.2288
-0.0284
-0.0836
-0.2975
M1203
-0.2828
-0.1019
-0.2431
-0.2187
-0.0222
-0.0836
-0.3389
二、人民币汇率政策动态博弈
在经济和金融全球化的今天,作为发展中国家的经济大国,人民币汇率问题已不是国内经济均衡或本国内外部经济均衡问题,更是一个全球经济均衡问题。
如果不能从全球一般均衡角度看待人民币汇率,任何讨论的理论和政策意义均是有限的。
而汇率政策博弈模型无疑能提供有效的技术工具,解决国家间的汇率均衡难题。
在此,我们试图证明,发达国家间是否存在自我调节个均衡机制,人民币汇率对解决全球国际收支失衡是否有效。
(一)文献综述
第一次将国家间经济合作进行博弈分析的是Robinson(1937),他分析了各种状况下不同国家间的贸易博弈(对策)以及报复性行为。
库伯(1969)使用一个有两个对称性依赖国家组成的模型(汇率和价格固定),考察政策设计和政策调节动态过程的问题。
Hamada(1976)运用国际收支理论的货币分析法,假设每个国家的货币当局使其目标函数最大化并以无差异曲线表示每个国家的福利函数,结果表明国家间的政策协调与合作比纳什均衡和斯坦尔伯格均衡更具有效率(帕累托最优)。
将汇率政策纳入博弈模型作为内生变量要归功于Canzone和Gray(1985),他们模型包括两个相同经济状况国家和单一的(货币的)溢出渠道,两国以静态方式制定决策。
各国经济承受供给方面的冲击,每个国家的政府都力图维持充分就业水平上的产量,同时避免通货膨胀上升。
其结论为:
鉴于政策溢出效应(正或负的外部性),国家间的政策协调与合作是最优均衡解。
为能体现跨时的政策制定和国家间的相互依赖,阐明合作的利益,80年代后研究重点从静态博弈转向动态博弈。
一些学者(MillerandWallcnce,1985;Hamada,1986;TurnovskyandBasar,1988)在动态一般均衡框架下分析国家间政策合作,他们比较纳什均衡和完全合作的货币财政政策下的社会福利,结论是完全合作(通过最大化国家间加权社会福利)是帕累托最优。
然而这一结论遭到部分学者的质疑,因为当私人部门认为政府承诺行为不合理时,相对于不合作,合作可能降低社会福利。
例如,在两个国家当局同时决定提高就业率的情况下,私人部门恐慌汇率贬值以及工资、价格上升而导致通货膨胀(Rogoff,1985);虽然两个国家相信通过合作可以取得比非合作纳什均衡更好的结果,但当两国间出现讨价还价时,政策目标会出现偏离(FrankelandRockett,1988);当两国面临持久的需求转换以及政府预算平衡变化时,钉住汇率制是最优选择,两国间的政策合作显得多余(Kenen,1988)。
Kehoe(1989)、Carraro和Giavazzi(1991)用相反例子拒绝Rogoff的观点,他们认为国家间政策合作是各国中央银行的占优策略,可以通过合作使经济福利达到最大化,其结果优于非合作的纳什均衡。
Kawai(1993)运用货币政策工具的三阶段策略博弈方法选择最优和持续的汇率制度。
其结论可以总结为四点:
第一,国家间合作能从纳什或完美纳什均衡中选择帕累托最优汇率体制,而这可以建立在货币政策非合作基础之上。
第二,当缺乏政府可信的承诺时,浮动汇率制是帕累托最优和纳什均衡,尽管有管理的浮动汇率制是完美纳什均衡,但因其以邻为壑的政策产生帕累托无效率。
固定汇率制不是最优和持续的体制。
因此,需要国家间合作确保浮动汇率制的实施,避免有管理浮动汇率制。
第三,当国家间存在不对称承诺时,实施承诺国可以通过货币供给控制来达到帕累托最优和完美纳什均衡。
第四,当两国存在对称的承诺时,浮动和有管理浮动汇率制产生相同结果,因而汇率制度选择的合作是不必要。
固定汇率制仅在两国政府遵守规则、面对实际冲击是全球性以及两国商品生产完全替代情况下才是最优选择。
因此,Kawai认为确保最优结果需要国际间汇率制度选择的合作。
近期研究,如Chang、Munoz和Tierra(2002)在两国静态模型基础上,建立两国间多个变量动态博弈模型,他们认为宏观合作均衡比纳什和斯坦博格均衡更能减少通货膨胀和产量的起伏,缺乏有效合作情况下,反通货膨胀导致更大的产量变动。
他们还认为经济越开放越能抵制汇率冲击。
开放经济条件下,国家间贸易和资本自由流动,一国的汇率政策变动对该国贸易伙伴国的经济变量会产生影响。
如果考虑一个重复博弈过程,多国间的汇率政策变动可能带来一系列外生政策反映。
KnoesterandDonselaar(1996)考虑各国间汇率变动的多国模型,其结果表明多国背景下的汇率变动不同于单一国家。
在单一国家模型里,在既定的条件下,汇率升值10%将导致工资和价格下降10%,而在多国模型里,只
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