研究我國(guó)是否存在消費(fèi)—實(shí)際匯率悖論-經(jīng)濟(jì)論文

　　國(guó)內(nèi)學(xué)者傅章彥（2008）利用均衡匯率實(shí)證模型和二元選擇模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)-實(shí)際匯率悖論（B-S難題）在我國(guó)顯著成立，提出需要進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率制度改革，深化收入分配體制改革。段軍山，毛中根（2011）也通過Probit二元選擇模型驗(yàn)證了消費(fèi)-實(shí)際匯率悖論。劉建江，匡樹岑（2011）認(rèn)為人民幣升值通過物價(jià)變動(dòng)效應(yīng)、資產(chǎn)選擇效應(yīng)、收入預(yù)期效應(yīng)、資產(chǎn)重估效應(yīng)和投資變動(dòng)效應(yīng)渠道影響居民消費(fèi)，但是計(jì)量模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)表明人民幣升值對(duì)居民消費(fèi)影響甚微，暫時(shí)不存在財(cái)富效應(yīng)。趙俊一（2009）認(rèn)為受制于較低的居民邊際消費(fèi)傾向，人民幣升值對(duì)居民的財(cái)富效應(yīng)作用不大；如若結(jié)合國(guó)際游資通過股市和房市對(duì)居民資產(chǎn)的長(zhǎng)期影響時(shí)，則可能存在財(cái)富效應(yīng)，但是，這種財(cái)富效應(yīng)是正的還是負(fù)的，尚待商榷。

　　二、模型構(gòu)建

　?。ㄒ唬┎▌?dòng)相關(guān)性模型

　　在高度發(fā)展的現(xiàn)代金融市場(chǎng)中，隨著全球一體化的深入和各國(guó)經(jīng)濟(jì)來往密切，不同市場(chǎng)間、不同資產(chǎn)或影響因子之間往往存在波動(dòng)的相關(guān)關(guān)系。多元GAECH模型建立在多個(gè)變量波動(dòng)的相關(guān)性分析基礎(chǔ)之上，Engle和Kroner（1995）提出的BEKK模型，保證了H矩陣為正定性，對(duì)多變量的方差和協(xié)方差關(guān)系可以解釋聯(lián)合波動(dòng)關(guān)系和相互影響。BEKK基本模型為：

　　y=μ（θ）+εε|I=H（θ）zzi.i.d.E（z）=0 VAR（z）=IH=ΩΩ'+AεεA+BHB'

　　這里，N是元素的個(gè)數(shù)，It-1是t-1時(shí)刻的信息集，{yt}是N維隨機(jī)向量，表示N種資產(chǎn)的收益率，μ（θ）是收益率均值向量，ε為收益率的擾動(dòng)項(xiàng)向量，ε|I服從正態(tài)N（0，Ht）分布，Ht是N×N維正定矩陣，對(duì)角線上的N個(gè)元素分別表示N種資產(chǎn)收益率干擾項(xiàng)的條件方差，也是N種資產(chǎn)收益率的波動(dòng)率，非對(duì)角線上的元素表示各個(gè)資產(chǎn)間的條件協(xié)方差，Ω、A和B都是N×N維矩陣，并且Ω是下三角矩陣。由于A和B中參數(shù)較多，考慮它們的簡(jiǎn)化形式：若A和B是對(duì)角矩陣，則稱它為對(duì)角BEKK模型。對(duì)實(shí)際有效匯率與消費(fèi)支出的波動(dòng)性研究，即二元Ht的展開式如下：

　　Ht=hhhh=ω0ωωω0ωω+a00 aεεεεεεa00 a+b00 bhhhhb00 b

　　條件方差和條件協(xié)方差方程的矩陣分開形式，有

　　h=ω+aε+bh
　　h=ω+ω+aε+bh
　　h=ωω+aaεε+bbh

　　以上公式的1代表消費(fèi)支出增長(zhǎng)率，2代表匯率升值率，h和h表示這兩個(gè)變量的條件方差，h表示兩個(gè)變量間的條件協(xié)方差，aa表示兩個(gè)變量相互作用的ARCH效應(yīng)對(duì)未來協(xié)同波動(dòng)關(guān)系的影響，bb表示兩個(gè)變量相互關(guān)聯(lián)波動(dòng)GARCH效應(yīng)持久性對(duì)未來兩個(gè)變量波動(dòng)的關(guān)聯(lián)影響，如果兩個(gè)變量之間沒有波動(dòng)溢出效應(yīng)，aa和bb在統(tǒng)計(jì)上均不顯著等于零。在正態(tài)假設(shè)條件下，上面設(shè)定的對(duì)角BEKK模型的參數(shù)可以通過最大化下面的對(duì)數(shù)似然函數(shù)來估計(jì)：

　　l（θ）＝-log2π-log|H|+εHε

　　此公式中，θ表示為所有待估計(jì)的未知參數(shù)，N是資產(chǎn)的數(shù)量，在此二元變量N為2，T是測(cè)量值的數(shù)量，其他的和上面模型的一致。

　　三、實(shí)證分析

　?。ㄒ唬?shù)據(jù)來源

　　時(shí)間始于單一匯率改革，1994年1月至2011年12月期間的月度數(shù)據(jù)。實(shí)際匯率e選取實(shí)際有效利率，引用國(guó)際清算銀行（BIS）網(wǎng)站公布的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（以2010年為基數(shù)100）。消費(fèi)支出C用社會(huì)消費(fèi)品零售額總額來替代，數(shù)據(jù)來源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心（CCER）。為消除異方差和非平穩(wěn)對(duì)數(shù)據(jù)分析帶來的影響，對(duì)兩個(gè)變量取對(duì)數(shù)，即消費(fèi)支出增長(zhǎng)率表示為：y1t=100（logCt-logCt-1），這里需要說明的是，為更好揭示月度序列的特征基本趨勢(shì)，采取X-12-ARIMA對(duì)消費(fèi)支出進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。同理實(shí)際有效匯率升值率表示為y2t=100（loget-loget-1）。

　?。ǘ┳兞炕窘y(tǒng)計(jì)特征

　　對(duì)變量消費(fèi)支出增長(zhǎng)率y1t和實(shí)際有效匯率升值率y2t做基本統(tǒng)計(jì)分析。從統(tǒng)計(jì)表1和走勢(shì)圖1可以看出，消費(fèi)支出增長(zhǎng)率平均值為1.2349，標(biāo)準(zhǔn)差為1.7440，說明消費(fèi)支出相對(duì)較平穩(wěn)增長(zhǎng)；偏度為-0.7140，峰度為7.5902（大于正態(tài)分布峰度3），說明分布有一個(gè)較長(zhǎng)的左尾，呈現(xiàn)明顯的尖峰厚尾的特征。另外實(shí)際有效匯率，在兩次匯改之后都有一段時(shí)期持續(xù)升值，相對(duì)消費(fèi)支出波動(dòng)較大，從另一個(gè)角度說明匯率在一定程度上易受政策性的影響，貨幣當(dāng)局目標(biāo)區(qū)域管理使得匯率緩慢釋放升值壓力，且呈現(xiàn)較為平坦的分布。

　　同時(shí)對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)如表2，使用ADF檢驗(yàn)，置信水平在1%下，y1t和y2t變量是平穩(wěn)的。

　?。ㄈ┗贛GARCH-BEKK模型分析1

　　從以上分析結(jié)果可以看出，只有ω2和b2的估計(jì)結(jié)果在95%的置信水平下表示不顯著。ω3比ω1大，說明實(shí)際有效匯率波動(dòng)比消費(fèi)支出波動(dòng)要大，符合以上基本統(tǒng)計(jì)特征的結(jié)論。

　　ARCH項(xiàng)系數(shù)的顯著性體現(xiàn)前期的新息對(duì)本期波動(dòng)性沖擊的持續(xù)性影響，即當(dāng)期的新息并不能完全融入到當(dāng)期的波動(dòng)，它有一定的延遲效應(yīng)，新息的沖擊作用持續(xù)到以后的各期。從表中數(shù)據(jù)可以看出，a1和a2都是顯著的，表明兩個(gè)變量都受到自身沖擊影響，具有ARCH效應(yīng)，h11t的ARCH項(xiàng)系數(shù)0.942（0.970×0.970）要比h22t的ARCH項(xiàng)系數(shù)0.092（0.304×0.304）大，說明消費(fèi)支出波動(dòng)中融入上期新息效果要大于實(shí)際有效匯率波動(dòng)融入上期新息效果，或者說實(shí)際有效匯率對(duì)當(dāng)期新息的敏感性比較強(qiáng)。h12t的ARCH項(xiàng)系數(shù)0.295反映的是兩個(gè)相互作用變量的波動(dòng)協(xié)方差序列聯(lián)合沖擊性作用，即上一期的新息對(duì)兩個(gè)變量的協(xié)方差的影響，消費(fèi)支出和實(shí)際有效匯率具有聯(lián)動(dòng)較強(qiáng)的ARCH效應(yīng)，具有一定相關(guān)性。

　　GARCH項(xiàng)系數(shù)的顯著性反映了波動(dòng)的持久性，即上一期的波動(dòng)較大將引起對(duì)本期波動(dòng)的預(yù)測(cè)也較大。從分析結(jié)果可以看出，模型GARCH效應(yīng)并沒有ARCH效應(yīng)那么顯著，或者說波動(dòng)對(duì)沖擊反映大，持續(xù)時(shí)間較短，消費(fèi)支出的波動(dòng)聚類性相對(duì)顯著?？梢哉f實(shí)際有效匯率和消費(fèi)支出波動(dòng)受外部沖擊影響比較大，市場(chǎng)本身影響比較小，這說明我國(guó)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，變量受到非市場(chǎng)因數(shù)比較多，比如政策性干預(yù)。

　　從以下條件方差變動(dòng)圖2可以看出，消費(fèi)支出波動(dòng)有三個(gè)時(shí)期比較顯著，而實(shí)際有效匯率在觀察期內(nèi)波動(dòng)都顯著，從條件協(xié)方差變動(dòng)圖可以看出兩者之間互相影響也是在相似的三個(gè)時(shí)期表現(xiàn)較為劇烈。

　　可以從另個(gè)角度分析兩者關(guān)系，即時(shí)變相關(guān)系數(shù)圖3，y1和y2的相關(guān)系數(shù)在零上下浮動(dòng)，即有時(shí)存在正相關(guān)有時(shí)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，從均值Mean=0.0714可知所研究的時(shí)期內(nèi)，消費(fèi)支出和實(shí)際有效匯率波動(dòng)存在正相關(guān)關(guān)系，符合理論分析，即實(shí)際有效利率升值對(duì)消費(fèi)的直接影響是正面的，但是效果偏于微弱，這是由于實(shí)際有效利率傳導(dǎo)機(jī)制不完善引起。

　　四、結(jié)論與政策建議

　　通過使用BEKK模型對(duì)我國(guó)相關(guān)數(shù)據(jù)分析得出，人民幣實(shí)際有效匯率升值的財(cái)富效應(yīng)比較微弱。第一，波動(dòng)分析得出實(shí)際有效匯率和消費(fèi)支出市場(chǎng)并不是有效的，受非市場(chǎng)因素或外部沖擊干擾較大，比如政策性干預(yù)。第二，實(shí)際有效匯率和消費(fèi)支出波動(dòng)存在正相關(guān)關(guān)系，但是效果微弱，平均相關(guān)系數(shù)為0.0714。另外增長(zhǎng)模型同時(shí)得出，實(shí)際有效匯率升值對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)有一定正影響。但從整體上來看，由于匯率機(jī)制傳導(dǎo)不完善和其他干擾因素，使得消費(fèi)-實(shí)際匯率悖論這個(gè)國(guó)際命題在我國(guó)一定程度上成立。

　　匯率升值并沒有帶來明顯消費(fèi)增長(zhǎng)，原因是多方面相互聯(lián)系的，一方面是我國(guó)金融系統(tǒng)不完善，居民持有金融資產(chǎn)較少，匯率變動(dòng)影響居民消費(fèi)支出渠道不通暢；另外最主要原因是我國(guó)居民目前收入水平較低，分配不均，匯率變動(dòng)對(duì)不同收入群體影響存在差異。對(duì)此提出政策建議：第一，進(jìn)一步完善匯率制度，增強(qiáng)匯率彈性，發(fā)揮匯率調(diào)節(jié)資源配置的價(jià)格杠桿作用。目前我國(guó)資產(chǎn)市場(chǎng)尚未開放，但是這不能阻止資本通過非法渠道流入，為減弱市場(chǎng)預(yù)期效應(yīng)，應(yīng)進(jìn)一步完善匯率制度，使匯率制度對(duì)消費(fèi)支出影響機(jī)制更加通暢；第二，正確引導(dǎo)居民金融資產(chǎn)投資，提高實(shí)際財(cái)富。由于我國(guó)金融體系發(fā)展較晚，居民財(cái)富中所持有的金融資產(chǎn)比例相對(duì)較小，實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)居民的財(cái)富影響有限，沒有顯著體現(xiàn)出匯率升值對(duì)居民財(cái)富效應(yīng)的影響；第三，提高消費(fèi)除了考慮匯率等影響因素外，更重要的是要提高居民收入。根據(jù)消費(fèi)理論，凱恩斯、生命周期和持久收入消費(fèi)理論中收入都作為一個(gè)影響消費(fèi)變量，如果居民收入水平低下，匯率變動(dòng)對(duì)收入水平影響是比較小的，引起的消費(fèi)支出則更小。我國(guó)居民收入差距較大，分配在一定程度上存在不公，政府應(yīng)該在努力提高居民收入水平同時(shí)，應(yīng)該建立完善的社會(huì)保險(xiǎn)制度；第四，正面對(duì)待人民幣升值，加快國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。國(guó)內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)應(yīng)利用匯率升值之際，更多進(jìn)口原材料和高科技技術(shù)，通過技術(shù)革新和低成本材料，生產(chǎn)高質(zhì)具有價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力的消費(fèi)產(chǎn)品，價(jià)格的降低有利于擴(kuò)大居民的收入效應(yīng)而增加消費(fèi)支出，同時(shí)引導(dǎo)我國(guó)從外延型轉(zhuǎn)為內(nèi)涵型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。

文章來源于《時(shí)代金融》雜志2012年第23期