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1、人民幣匯率波動與我國通脹、產(chǎn)出波動:一個擴展泰勒曲線的研究 　　摘 要：發(fā)揮市場供求對匯率的調(diào)節(jié)作用，增強人民幣匯率雙向浮動彈性，是當(dāng)前我國匯率體制改革的主要方向。本文在泰勒曲線的框架下考察人民幣匯率波動對我國宏觀經(jīng)濟(jì)波動和貨幣政策實施的影響。通過實證研究發(fā)現(xiàn)，1994―2006年通貨膨脹波動對人民幣匯率波動是不敏感的，人民幣匯率傳遞效應(yīng)不顯著，人民幣匯率波動對宏觀經(jīng)濟(jì)波動沒有顯著的影響；2007年以后人民幣匯率波動推動泰勒曲線向內(nèi)移動，因此更大的人民幣匯率彈性對貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性是有利的，逐步擴大的人民幣匯率彈性區(qū)間對我國宏觀經(jīng)濟(jì)運行是適宜和可

2、接受的。另外人民幣匯率波動也使得泰勒曲線更加陡峭，穩(wěn)定通貨膨脹所導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口波動減小了，因而更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個低而穩(wěn)定的通脹目標(biāo)。 下載論文網(wǎng) 　　關(guān)鍵詞：匯率波動；宏觀經(jīng)濟(jì)波動；泰勒曲線；馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型 　　中圖分類號：F822.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2014）12-0012-07 　　一、引言 　　近年來，隨著我國積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，減順差、促平衡、擴內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)，經(jīng)常賬戶順差占GDP 的比重已從2007年的10.6%下降至2011年的2.8%，小于3%的國際公認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)，這意味著人民幣匯率水平已接近均衡區(qū)間，繼續(xù)單

3、向升值的可能性有所下降。因此，隨著我國的國際收支恢復(fù)基本平衡，人民幣對美元持續(xù)升值的預(yù)期減弱，我國進(jìn)一步完善人民幣匯率的形成機制、增強人民幣匯率彈性的條件已日臻成熟。在人民幣匯率從釘住匯率制度向更靈活的浮動匯率制度轉(zhuǎn)變的進(jìn)程中，從宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的角度，我們必須提出并應(yīng)對如下問題：更大的人民幣匯率波動對我國關(guān)鍵宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動會有怎樣的影響？更大的人民幣匯率波動對貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性會有怎樣的影響？更大的人民幣匯率靈活性增加還是減小了我國央行宏觀調(diào)控的難度？擴大人民幣匯率彈性區(qū)間對我國宏觀經(jīng)濟(jì)運行是適宜的、可接受的嗎？ 　　長期以來，現(xiàn)代國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論對匯率浮動的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和對國民經(jīng)濟(jì)

4、福利的利弊得失存在著兩種對立的觀點：一種觀點認(rèn)為相互依賴的經(jīng)濟(jì)體之間受到不對稱真實沖擊時，靈活的名義匯率變化可以通過對相對價格的迅速調(diào)整抵消沖擊的不利影響，幫助經(jīng)濟(jì)恢復(fù)均衡，因此匯率被視為一種積極的凱恩斯主義調(diào)整工具①（稱為shock-absorber，這種思想可以追溯到弗里德曼1953年的文獻(xiàn)和蒙代爾1961年的文獻(xiàn)）；另一種觀點則認(rèn)為匯率穩(wěn)定可以降低國際貿(mào)易的交易成本和資本流入的風(fēng)險，有利于經(jīng)濟(jì)增長，而且市場匯率往往出現(xiàn)超調(diào)并持續(xù)偏離其基本價值，匯率波動本身制造而不是縮小了宏觀經(jīng)濟(jì)波動②（參見1996年奧布斯特費爾德和羅戈夫的文獻(xiàn)，這也是建立統(tǒng)一貨幣區(qū)的主要論據(jù)），例如麥金農(nóng)（2005）、

5、施納布爾（Schnabl，2007）就積極主張小國開放經(jīng)濟(jì)以匯率釘住作為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的貨幣名義錨，在另一篇文獻(xiàn)中麥金農(nóng)和施納布爾（2006）則提出對經(jīng)濟(jì)趕超國家實行固定匯率制度更有利于勞動者真實工資的提高?？偟膩砜矗延械难芯课墨I(xiàn)或?qū)Ｗ⒂趨R率波動對通脹水平和波動的影響（近年來國內(nèi)有大量的文獻(xiàn)研究人民幣匯率的價格傳遞效應(yīng)）；或者專注于匯率波動對產(chǎn)出水平和波動的影響，例如趙永亮、干杏娣和熊德平（2011）；尚未有研究者將三者的關(guān)系統(tǒng)合在一個簡潔的、直觀的宏觀模型框架中，也尚未提出一個直接簡潔的方法和標(biāo)準(zhǔn)判斷匯率波動是改善或是惡化了宏觀經(jīng)濟(jì)波動和貨幣政策的兩難困境。本文在泰勒曲線的框架下考察人民幣匯率波

6、動對我國宏觀經(jīng)濟(jì)波動和貨幣政策實施的影響，將匯率波動對泰勒曲線的推動方向作為判斷匯率彈性是否適宜的標(biāo)準(zhǔn)。本文的判決方法基于堅實的宏觀經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)，而且是非常簡明的，因此本文的研究有望為匯率理論提供新的研究視角和新的經(jīng)驗證據(jù)。 　　二、人民幣匯率波動分解 　　根據(jù)巴拉薩―薩繆爾森效應(yīng)，生產(chǎn)率增長較快的經(jīng)濟(jì)趕超國家有實際匯率上升的長期趨勢③，這種匯率升值是由于生產(chǎn)率提高導(dǎo)致貿(mào)易品和非貿(mào)易品相對價格發(fā)生變化，是與經(jīng)濟(jì)長期增長和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變相適應(yīng)的內(nèi)生的、自然的結(jié)果，是長期均衡實際匯率變化的需要。這種匯率升值不會對短期宏觀經(jīng)濟(jì)波動產(chǎn)生影響，所以在分析人民幣匯率波動對我國宏觀經(jīng)濟(jì)波動和貨幣政策實施的影響

7、時，需要將匯率變化中的長期趨勢與短期的、外生的波動成分分離。本文使用協(xié)整方法來完成這種分離。我們考慮3個宏觀變量：一是人民幣匯率，以人民幣兌美元匯率代表；二是相對經(jīng)濟(jì)增長率，以我國實際GDP增長率相對美國實際GDP增長率代表；三是相對通貨膨脹率，以我國CPI變化率相對美國CPI變化率代表。國內(nèi)宏觀數(shù)據(jù)來自CCER中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫、人民幣匯率數(shù)據(jù)來自國家外匯管理局網(wǎng)站、國外數(shù)據(jù)來自IMF數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，時間跨度為1994年1月到2013年6月?？梢源致缘乜吹疆?dāng)相對GDP增長和相對通貨膨脹率較大時匯率升值也較大（如2007―2008年），而當(dāng)相對GDP增長和相對通貨膨脹率較小時匯率升值

8、也較小（如1998―2001年），因此可以大致預(yù)判三者之間可能存在一定的長期協(xié)整關(guān)系。對這3個變量及其一階差分分別進(jìn)行單位根檢驗，檢驗方法為通常的ADF和PP檢驗（回歸方程中不包含常數(shù)項和線性趨勢項），檢驗結(jié)果表明人民幣兌美元匯率、相對經(jīng)濟(jì)增長率和相對通貨膨脹率均為一階單整過程，因此可以進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整分析。本文采用3種常用的方法進(jìn)行協(xié)整檢驗：以VaR為基礎(chǔ)的多變量Johansen檢驗、Engle-Granger單方程檢驗以及Phillips-Ouliaris單方程檢驗?？梢钥吹?，多變量Johansen檢驗表明3個變量之間存在1個協(xié)整向量，而單方程檢驗則拒絕了3個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，變量之間

9、可能存在偽回歸。之所以出現(xiàn)這些矛盾的結(jié)果，一個合理的猜測是變量的協(xié)整關(guān)系存在結(jié)構(gòu)斷點（考慮到1994年以來人民幣匯率形成機制的市場化改革），格里高利（Gregory，1996）指出當(dāng)協(xié)整向量存在結(jié)構(gòu)斷點時以殘差為基礎(chǔ)的協(xié)整檢驗效率會顯著下降，因此我們有必要使用含結(jié)構(gòu)斷點的協(xié)整分析方法，這里選擇常用的Gregory-Hansen方法（格里高利和漢森，1996）。 　　Gregory-Hansen方法提出了標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整回歸之外3種斷點協(xié)整回歸的可能： 　　這里未知參數(shù)[τ∈0，1]代表轉(zhuǎn)變點的相對時點。由于轉(zhuǎn)變點未知，我們計算每一個可能的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變時點[τ∈0，1]的協(xié)整檢驗統(tǒng)計量并取其最小值進(jìn)行

10、檢驗?？梢园l(fā)現(xiàn)協(xié)整關(guān)系不存在顯著的水平轉(zhuǎn)移，而協(xié)整系數(shù)向量存在顯著的時變性（有一個斷點為2005年4季度）。因此由斷點協(xié)整關(guān)系，可以分解出人民幣匯率的暫時性短期成分。 　　三、宏觀變量波動性測量 　　從已有的文獻(xiàn)看，宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動性的計算存在著許多困難。一種通常的方法是計算宏觀經(jīng)濟(jì)變量的無條件波動。這種方法將數(shù)據(jù)樣本分割成小的子樣本，然后分別計算每一個子樣本的標(biāo)準(zhǔn)差，或者采用滾動窗口計算其標(biāo)準(zhǔn)差。由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量通常是低頻數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本較小，使用子樣本方法會大大減小數(shù)據(jù)量并丟失許多有用的樣本信息。滾動窗口方法的缺點是沒有一個客觀的標(biāo)準(zhǔn)確定合理的時間窗口長度（方差估計的結(jié)果通常對時間窗口長

11、度的選擇高度敏感，阿爾伯克基和波圖加，2006），而且滾動樣本法會導(dǎo)致估計的標(biāo)準(zhǔn)差呈現(xiàn)高的相關(guān)性，改變了波動的真實相關(guān)關(guān)系。例如匯率機制可能隨時間發(fā)生變化，而固定的窗口可能會將不同機制的數(shù)據(jù)包含其中從而影響估計量的質(zhì)量。因此本文采用GARCH模型計算宏觀變量的條件波動序列，以增強計量檢驗結(jié)果的可靠性。眾所周知，1994年以來我國以市場化為目標(biāo)，不斷改革完善有管理的浮動匯率制度，匯率波動過程可能存在結(jié)構(gòu)斷點。這里我們的處理方法是建立結(jié)構(gòu)參數(shù)內(nèi)生變化的馬爾科夫轉(zhuǎn)換GARCH模型。在馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型里，變量可以離開一個狀態(tài)而后以一定概率回到這個狀態(tài)，而一般結(jié)構(gòu)斷點模型往往意味著轉(zhuǎn)變點前后數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)沒

12、有關(guān)聯(lián)，各個狀態(tài)（子樣本）的數(shù)據(jù)信息被分割，因此馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型可以提取更多的樣本信息，得到更好的擬合效果。本文運用貝葉斯方法對3個宏觀變量（我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口④、通貨膨脹、人民幣匯率的短期成分）分別估計馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型并計算其條件方差序列。 　　上式表明轉(zhuǎn)移概率矩陣取Dirichlet先驗分布，其他參數(shù)取正態(tài)先驗分布。為了計算給定數(shù)據(jù)的似然函數(shù)，我們需要對隱含狀態(tài)所有可能路徑進(jìn)行積分，對于高維度狀態(tài)變量直接積分是不可行的，但是使用貝葉斯方法可以很容易得到后驗分布，因為我們可以將狀態(tài)[S[1，T]]納入?yún)?shù)空間，并用MCMC方法對其進(jìn)行后驗抽值。 　　我們對3個宏觀變量（

13、我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口、通貨膨脹、人民幣匯率的短期成分）分別估計兩狀態(tài)馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型，然后用參數(shù)的后驗均值生成條件方差序列，給出了中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口的條件波動時間序列。由結(jié)果可知，我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口在1994年高波動狀態(tài)以后波動持續(xù)下降，1999年以后較長時期處于低波動狀態(tài)，2005―2007年又出現(xiàn)了一個高波動狀態(tài)，之后到目前又處于低波動狀態(tài)，而且兩種狀態(tài)的平滑概率差別很大（由于篇幅有限，此處略）。這說明本文的模型較好地識別了產(chǎn)出缺口波動的狀態(tài)遷移特征。由結(jié)果還可知，我國通貨膨脹在1994―1995年處于高波動狀態(tài)，1995年后波動率持續(xù)下降，之后波動一直維持在很低的水平，200

14、6年后又出現(xiàn)了一段時期的高波動，2009年下半年以后波動又持續(xù)下降到低水平。這說明兩狀態(tài)馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型較好地刻畫了我國通貨膨脹在高波動和低波動狀態(tài)間轉(zhuǎn)換的特點。由結(jié)果還給出了人民幣匯率短期成分的條件波動時間序列，清楚地反映了2005年我國匯改之后人民幣匯率波動迅速上升，2010年以后匯率波動趨于溫和。 　　四、人民幣匯率波動與泰勒曲線 　　我們用時變參數(shù)模型估計我國產(chǎn)出缺口波動、我國通貨膨脹波動和人民幣匯率短期成分波動三者的關(guān)系。回歸方程如下： 　　這里[v1t]為我國通貨膨脹波動，[v2t]為我國產(chǎn)出缺口波動，[v3t]為人民幣匯率短期成分波動，[at]、[β1t]、[β2t]為時變

15、回歸參數(shù)，時變回歸參數(shù)服從單變量隨機游走過程，[γ]為[v2t]和[v3t]交叉項的常數(shù)回歸參數(shù)，信息[εt，?1t，?2t，?3t]序列無關(guān)且相互獨立。[β1t]反映通貨膨脹波動與產(chǎn)出缺口波動的關(guān)系，通過[β1t]值的正負(fù)性可以檢驗我國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是否符合泰勒曲線。[β2t]反映了人民幣匯率波動對泰勒曲線的推動作用，正值表明匯率波動推動泰勒曲線向外移動，則可以推斷匯率浮動是宏觀波動之源，匯率波動惡化了宏觀經(jīng)濟(jì)波動和貨幣政策的兩難困境；負(fù)值表明匯率波動推動泰勒曲線向內(nèi)移動，則可推斷匯率浮動吸收或弱化了宏觀波動。[γ]值反映了人民幣匯率波動對泰勒曲線斜率的影響。從理論上說，泰勒曲線陡峭表明通貨膨

16、脹波動下降所引起的產(chǎn)出缺口波動的增加越少，因此一個狹窄的通脹目標(biāo)區(qū)間是適宜的，反之泰勒曲線平坦表明通貨膨脹波動下降所引起的產(chǎn)出缺口波動的增加越大，一個寬松的通脹目標(biāo)區(qū)間是適宜的（德泰法尼斯，2004）。因此[γ]取負(fù)值更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個低而穩(wěn)定的通脹水平目標(biāo)。 　　本文首先用極大似然法估計以上狀態(tài)空間模型，并用卡爾曼平滑方法獲得時變參數(shù)（即狀態(tài)向量序列）。可知1995―2005年[β1t]的取值基本為正，說明這一時期我國宏觀經(jīng)濟(jì)處于不穩(wěn)定狀態(tài)并沒有運行在一個標(biāo)準(zhǔn)的泰勒曲線上，其原因可能在于這一時期的貨幣政策不是最優(yōu)的，當(dāng)然也可能是由于價格沖擊出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)斷點使泰勒曲線發(fā)生了位移⑤。2

17、003年以后[β1t]的值迅速變小，2005年以后[β1t]的取值顯著為負(fù)，這說明這一時期我國宏觀經(jīng)濟(jì)處于比較穩(wěn)定的狀態(tài)，貨幣政策基本是最優(yōu)的。在整個1995―2012年的樣本期內(nèi)[β2t]取值基本是小于零的，從2倍均方根誤差區(qū)間看1994―2006年時期[β2t]不顯著異于零，2007年以后[β2t]顯著取負(fù)值，由此可以得出兩個觀點：一是1994―2006年通貨膨脹波動對匯率波動是不敏感的，人民幣匯率傳遞效應(yīng)不顯著，匯率波動對宏觀經(jīng)濟(jì)波動沒有顯著的影響；二是2007年以后匯率波動推動泰勒曲線向內(nèi)移動，因此更大的匯率彈性對貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性是有利的，逐步擴大的人民幣匯率彈性區(qū)間對我國

18、宏觀經(jīng)濟(jì)運行是適宜和可接受的。另外我們的回歸結(jié)果表明[γ]值顯著為負(fù)，因此人民幣匯率波動也使得泰勒曲線更加陡峭，穩(wěn)定通貨膨脹所導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口波動減小了，因而更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個低而穩(wěn)定的通脹目標(biāo)。 　　五、穩(wěn)健性檢驗 　　由于人民幣匯率是高頻數(shù)據(jù)，前文僅采用季度頻率的樣本數(shù)據(jù)來進(jìn)行分析，在理論上可能會喪失一些人民幣匯率的真實波動信息，因此有必要再通過計算季度內(nèi)波動指標(biāo)以檢驗前文結(jié)論的可靠性。由于1994年以來人民幣兌美元名義匯率基本呈單向升值態(tài)勢，我們使用高希等（Ghosh等，2003）提出的z-score測度來估計。這種測度既可以反映匯率圍繞一定水平雙向波動的程度，也可以反映匯

19、率圍繞一個漸進(jìn)升值或貶值趨勢波動的程度，計算公式為： 　　[zt=μ2t+ε2t] （12） 　　這里[μt]為在t季度內(nèi)人民幣兌美元名義匯率日變化率的算術(shù)平均值（百分點），[εt]為在t季度內(nèi)人民幣兌美元名義匯率日變化率的標(biāo)準(zhǔn)差（百分點）。由1994年1季度到2012年2季度人民幣匯率的z-score值可知，與前文計算的人民幣匯率短期成分條件波動相比，二者的變化趨勢基本吻合。將此z-score值代入回歸方程（11）所得到的回歸參數(shù)[β2]和[γ]均為負(fù)值，也證實了前文的基本結(jié)論。之所以如此，主要由于人民幣匯率的日波動幅度非常小，在1994年1季度到2012年2季度人民幣兌美元名義匯率日變

20、化率的樣本均值為-0.007%，日變化率絕對值的樣本均值為0.025%，而且人民幣匯率變化主要呈單向的緩慢升值狀態(tài)。因此采用季度頻率的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行條件方差分析，并不會扭曲人民幣匯率高頻波動的基本特征。 　　雖然使用HP濾波方法計算產(chǎn)出缺口是一種比較普遍的計算方法，但從已有文獻(xiàn)來看還存在其他許多不同的計算方法，以下我們選擇幾種有代表性的方法計算我國經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出缺口，以檢驗前文結(jié)論的可靠性。 　?。ㄒ唬㏒VAR模型 　　該模型是由布蘭卡德和奎阿（Blanchard和Quah，***）提出的，他們在產(chǎn)出和失業(yè)變量經(jīng)濟(jì)含義的基礎(chǔ)上，利用統(tǒng)計方法建立向量自回歸方程，以此估算產(chǎn)出的趨勢成分。其基本思想

21、是，趨勢變動來源于永久沖擊，而周期波動主要來源于短暫沖擊，比如可以認(rèn)為趨勢變動是由于技術(shù)革新引起，而周期波動則是需求沖擊的結(jié)果。在這種情況下，有必要從數(shù)據(jù)中提取兩種不同類型的結(jié)果。布蘭卡德和奎阿（***）建議對一個非平穩(wěn)變量以及一個或若干個平穩(wěn)變量如失業(yè)率等進(jìn)行分析，通過對殘差進(jìn)行分解，得到相互獨立的趨勢成分和周期成分，周期成分即產(chǎn)出缺口。在應(yīng)用布蘭卡德和奎阿的模型估計我國的產(chǎn)出缺口時，由于我國對失業(yè)率的統(tǒng)計不夠準(zhǔn)確，因此我們沒有使用失業(yè)率數(shù)據(jù)建立SVAR 模型?？紤]到通貨膨脹率也是反映短期經(jīng)濟(jì)周期波動的指標(biāo)，因此本文使用實際GDP與通貨膨脹率數(shù)據(jù)建立SVAR模型，并估計產(chǎn)出缺口。 　?。ǘ?/p>

22、）BK濾波方法 　　BK濾波是貝克斯頓和金（Baxton和King，1995）提出的，它是理想帶通（band-pass） 濾波的線性近似。帶通濾波方法把產(chǎn)出序列分解為趨勢、周期和不規(guī)則成分，分別對應(yīng)譜中低頻、中頻和高頻成分。由于經(jīng)濟(jì)周期長度通常在6―32個季度之間， BK濾波正是過濾掉頻率低的趨勢成分和頻率高的不規(guī)則成分而保留中間頻率的周期成分。與HP濾波不同，BK濾波是一種對稱權(quán)數(shù)、絕對可加的移動平均，其公式為[YTt=i=-KKωiYt-i]。其中的關(guān)鍵在于K值的選擇。較大的K值過濾效果較好， 但觀察值損失較大。我們根據(jù)楊天宇和黃淑芬（2010）的建議選擇K值為4。 　?。ㄈ┬〔ㄈピ?/p>

23、方法 　　小波分析是一種先進(jìn)的時頻分析方法。用小波分析估計產(chǎn)出缺口的基本原理是：如果我們把實際產(chǎn)出序列看作是一個被“污染”的信號，它包括兩個部分，一部分是趨勢成分，另一部分是周期成分。周期成分只是暫時性的擾動，對產(chǎn)出沒有長期影響，因而可以看作是“噪聲”。通過小波變換抑制噪聲，以從產(chǎn)出序列中提取出不可觀測的潛在產(chǎn)出，并估計產(chǎn)出缺口，這一過程就是小波去噪。要實現(xiàn)這個過程，需要用到小波變換，然后依據(jù)閥值調(diào)整小波擴展系數(shù)，最后用小波逆變換得到去噪的信息。小波變換是一種可同時在時頻兩域表征信號局部特征的時頻局部化分析方法，即在低頻部分具有較高的頻率分辨率和較低的時間分辨率，在高頻部分具有較高的時間分辨

24、率和較低的頻率分辨率，這是它的主要優(yōu)越性。我們用matlab軟件的wden函數(shù)進(jìn)行去噪分析，該函數(shù)需要選擇閥值選取方式、閥值處理設(shè)置（軟閥值或硬閥值）、分解層次、小波基函數(shù)4個參數(shù)。本文嘗試不同的參數(shù)組合，然后選擇重構(gòu)的真實產(chǎn)出與實際產(chǎn)出的方差最小的參數(shù)組合。 　　經(jīng)過以上方法的依次估計可以發(fā)現(xiàn)，用HP濾波、SVAR模型、BK濾波和小波去噪方法（WLD）估計出的我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出缺口運動趨勢非常一致，而且數(shù)值的差異也不大。因此表明我們前文的結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。 　　最后我們對本文所使用的主要計量模型―馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型的先進(jìn)性和必要性做簡要說明。首先，1994年以來人民幣匯率制度

25、經(jīng)歷了多次重大調(diào)整，例如取消強制結(jié)售匯制度、逐步放寬對交易價格的浮動限制等。在此背景下人民幣匯率數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出非線性、時變性和持續(xù)性的特點，匯率在不同時間段呈現(xiàn)出不同的運動狀態(tài)，其波動特征也相應(yīng)發(fā)生了較大的變化。在這樣復(fù)雜多變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，建立單一的傳統(tǒng)線性時間序列模型顯然已經(jīng)不合適。因此，從理論上說，用帶有馬爾科夫轉(zhuǎn)換的方法來建模才能更好地揭示匯率數(shù)據(jù)在不同狀態(tài)下的波動特性。其次，本文用估計穩(wěn)定性標(biāo)準(zhǔn)來實證判斷不同模型的擬合優(yōu)越性，這里我們主要比較常規(guī)GARCH模型與馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型?；舅惴ㄊ敲恳黄诘玫叫碌臄?shù)據(jù)指標(biāo)后，重新估算得到新的變量波動率是否與上一期估計的變量波動率一

26、致。例如我們用1994年1季度到2008年4季度的數(shù)據(jù)估計的波動率，與1994年1季度到2009年1季度的數(shù)據(jù)估計的波動率做比較，計算Theil不等系數(shù)（TIC）： 　　這里[yt]是原樣本估計的波動率，[yt]是新樣本估計的波動率。計算結(jié)果表明，用馬爾科夫轉(zhuǎn)換ARMA-GARCH模型估計的TIC值遠(yuǎn)遠(yuǎn)優(yōu)于常規(guī)GARCH模型。這是因為新加入的數(shù)據(jù)很可能是來自于一個新的數(shù)據(jù)生成過程。如果仍然用一個不變的線性模型估計波動率，會扭曲原有的估計結(jié)果，使原有估計與新估計產(chǎn)生很大的差異，因此得到的Theil不等系數(shù)會很不理想?？傊?，無論是從理論上還是實證檢驗來看，我們使用的計量研究方法是合理的、科學(xué)的。

27、 　　六、結(jié)論 　　從2005年人民幣匯率制度進(jìn)行重大改革以來，在主動性、逐漸性及可控性三大原則下，人民幣匯率改革一直在穩(wěn)步推進(jìn)。發(fā)揮市場供求對匯率的調(diào)節(jié)作用，增強人民幣匯率雙向浮動彈性，保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定是當(dāng)前我國央行匯率改革政策的主要方向。自2012年4月16日起擴大人民幣對美元匯率波幅以來，我國外匯市場總體運行平穩(wěn)，市場行情呈現(xiàn)出彈性增強、價格連續(xù)性提升等特點，新的匯率浮動區(qū)間的運行已經(jīng)表明有利于人民幣匯率的穩(wěn)定及有效價格機制的形成。因此，進(jìn)一步推進(jìn)匯率形成機制改革，增加匯率對市場供求的彈性，已經(jīng)成為政府、學(xué)術(shù)界和金融市場主體多方的共識。但是從宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的

28、角度，我們必須提出并應(yīng)對如下問題：更大的人民幣匯率波動對關(guān)鍵宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動會有怎樣的影響？更大的人民幣匯率波動對我國貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性會有怎樣的影響？更大的人民幣匯率靈活性增加還是減小了我國央行宏觀調(diào)控的難度？擴大人民幣匯率彈性區(qū)間對宏觀經(jīng)濟(jì)運行是適宜的、可接受的嗎？本文在泰勒曲線的框架下考察人民幣匯率波動對我國宏觀經(jīng)濟(jì)波動和貨幣政策實施的影響。我們的結(jié)論是：（1）1994―2006年通貨膨脹波動對匯率波動是不敏感的，人民幣匯率傳遞效應(yīng)不顯著，匯率波動對宏觀經(jīng)濟(jì)波動沒有顯著的影響。（2）2007年以后匯率波動推動泰勒曲線向內(nèi)移動，因此更大的匯率彈性對貨幣政策傳導(dǎo)和貨幣政策有效性是有

29、利的，逐步擴大的人民幣匯率彈性區(qū)間對我國宏觀經(jīng)濟(jì)運行是適宜和可接受的。另外人民幣匯率波動也使得泰勒曲線更加陡峭，穩(wěn)定通貨膨脹所導(dǎo)致的產(chǎn)出缺口波動減小了，因而更有利于貨幣政策當(dāng)局追求一個低而穩(wěn)定的通脹目標(biāo)?？傮w上看，人民幣匯率浮動減緩了不可能三角法則對國內(nèi)貨幣政策的約束，增大了我國貨幣政策實施的自由度，同時有意識的匯率管理也對國內(nèi)貨幣政策起到補充和輔助作用。展望未來，隨著人民幣匯率彈性的進(jìn)一步增強，我國應(yīng)加快外匯市場的體系完善和產(chǎn)品創(chuàng)新，擴大外匯市場規(guī)模和深度，提升外匯市場流動性，穩(wěn)健推動人民幣國際化進(jìn)程，進(jìn)一步增強市場主體自主定價和風(fēng)險管理能力，更加有效地發(fā)揮匯率彈性促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展彈性、促進(jìn)

30、宏觀經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運行的積極功能。 　　注： 　　①梅金和羅德（Makin和Rohde，2012）構(gòu)造了一個理論模型以評價小國開放經(jīng)濟(jì)體的匯率機制選擇。他們認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)更多地受到真實宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊時，浮動匯率可以減少產(chǎn)出和就業(yè)波動，當(dāng)經(jīng)濟(jì)更多地受到名義沖擊（貨幣沖擊）時，固定匯率有助于價格、產(chǎn)出和就業(yè)穩(wěn)定。 　?、诳ǚ鹄铮–avoli，2009）認(rèn)為匯率高波動對新興市場經(jīng)濟(jì)體的負(fù)面作用更為顯著，因為他們存在更大的金融和實體經(jīng)濟(jì)脆弱性，造成了普遍存在的“浮動恐慌”現(xiàn)象。其主要原因包括：（1）匯率波動不利于新興市場經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行國際貿(mào)易活動和吸引國外直接投資；（2）相比發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)國家，新興市場經(jīng)濟(jì)體的匯率向

31、國內(nèi)價格的傳遞效應(yīng)更大；（3）匯率波動對新興市場的產(chǎn)品出口競爭力影響更大；（4）貨幣錯配（債務(wù)美元化）使匯率波動產(chǎn)生不利的資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)。因此新興市場經(jīng)濟(jì)體往往更頻繁地干預(yù)外匯市場。 　?、鄹耵敯：褪┘{布爾（De Grauwe和Schnabl，2005）認(rèn)為對經(jīng)濟(jì)趕超國家不同的匯率政策選擇會產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)后果。當(dāng)匯率固定時，經(jīng)濟(jì)趕超國家的相對生產(chǎn)率提高會導(dǎo)致工資和價格上升；當(dāng)匯率自由浮動時，經(jīng)濟(jì)趕超國家的相對生產(chǎn)率提高會導(dǎo)致名義匯率升值，雖然二者的結(jié)果都造成了真實匯率升值，但浮動匯率下持續(xù)的升值預(yù)期會增加勞動市場和資產(chǎn)市場的不確定性，并對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。 　?、鼙疚挠肏P濾波方法計算趨勢

32、產(chǎn)出，然后計算相對產(chǎn)出缺口。 　?、輮W爾森、恩德斯和瓦厄（Olson、Enders和Wohar，2012）用時變參數(shù)模型估計了美國經(jīng)濟(jì)泰勒曲線，發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)70年代美國產(chǎn)出缺口波動和通貨膨脹波動的關(guān)系不是負(fù)相關(guān)，他們認(rèn)為原因是該時期美聯(lián)儲沒有很好地遵循泰勒利率規(guī)則，貨幣政策處于消極的非最優(yōu)狀態(tài)。 　　參考文獻(xiàn)： 　　[1]Friedman， M.1953.The case for flexible exchange rates. Essays in positive economics [M].University of Chicago press. 　　[2]Mundell， R.1

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