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摘 要：通过建立VAR模型，运用脉冲响应函数和预测方差分解的方法对人民币汇率的超调效应进行实证分析。结果表明，1990年以来，我国实际汇率与经济增长GDP之间存在一种单向的因果关系，并且方差分解结果表明来自上期价格的冲击对实际汇率的变化贡献率较大。最后，对汇率超调模型在我国的适用性进行了分析。
关键词：汇率超调；向量自回归；Granger因果检验；脉冲响应；方差分解
中图分类号：F832文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）02-0164-02
1 引言
汇率超调模型是由多恩布施(Dornbusch)于1976年在《政治经济学杂志》(Journal of Political Economy)上的著作《期望和汇率动态学》(Expectations and ExchangeRate Dynamics)中首先提出来的。他认为,在符合利率平价的条件下,虽然资本的国际流动将使本、外币资产的收益率在一价定律前提下趋于一致,使得国内外实际汇率等于本币实际汇率变动率。但面对内外冲击，短期内商品市场的价格具有粘性，仅仅是缓慢的调整，金融市场的变动要快得多，事实上是瞬间完成的。因此金融市场为了弥补商品市场价格粘性会作出过度的调整，从而会出现汇率超调现象；而在长期内，汇率会缓慢趋向于回到其长期均衡水平。多恩布施提出的汇率超调理论为国际金融领域的政策和学术研究做出了开创性的贡献。
由于我国是一个发展中大国，县一级的基层单位构成了我国的经济基础。因此，我国商品市场仍然是一个分割程度相当高的市场，分割走向统一需要较长的历程。在分割的市场中，信息的流动不是充分的，且是有成本的，一价定律不成立。这样，商品价格的调整速度就具有更大的滞后性和迟缓性。而我国已基本上形成了一个统一竞价的证券市场、外汇市场和货币市场。虽然整个市场还有待于进一步的规范发展，还不是一个有效的市场，但信息的流动相对充分，且成本较小，一价定律基本满足，价格的调整也就相当迅速。所以，在统一市场中资产价格的调整速度要大于商品市场价格的调整速度，可能产生汇率超调。本文利用VAR模型分析了我国汇率的超调效应。
2 模型的运用和数据的选择
根据两国多恩布施模型的基本假设得到汇率方程为：
2.1 数据选择
分析使用的数据是1990-2004年年度数据(来源于WIND金融数据库和世界经济年鉴),包括人民币对美元的实际汇率(lse),货币存量M1( 和 ),国内生产总值GDP ( 和 ),消费者物价指数CPI（ 和 ）。我们根据陈志昂和方霞（2004）的分析，选择1990年作为基期。
3 实证分析
3.1 稳性检验
（1）ADF检验。
我们对本文模型中年度数据进行单位根检验可以看出，在5%置信水平下，货币供应量、产出都是平稳的。虽然实际汇率、价格的ADF检验都是不平稳的，但是其二阶差分变量都是平稳的。我们分别用LSE2代表实际汇率的二阶差分变量，用P2表示相对价格水平的二阶差分变量。
（2）协整检验。
根据上面的单整检验结果，不适合进行协整分析。原因如下：对于非平稳变量而言，只有被解释变量的单整阶数不高于任何一个解释变量的单整阶数，变量之间才有可能存在协整关系。而在上面的检验结果中，至少有两个单整阶数高于被解释变量。
3.2 格兰杰因果检验
格兰杰因果检验结果lag=3
从表中可以看出，在5%的显著性水平下,只拒绝“LSE2不是GDP的格兰杰原因”的零假设，实际汇率是中国经济增长的格兰杰原因，反之不成立。可见，从1990年以来，我国实际汇率LSE2与经济增长GDP之间存在一种单向的因果关系。
3.3 基于VAR模型的冲击响应与冲击分解
我们把汇率和货币供应量看作内生变量，用实际汇率LSE2、货币供应量的相对变化M、产出的相对变化GDP、价格的相对变化P2建立一阶的无约束VAR模型。通过基于VAR模型的脉冲响应函数(IRF)和方差分解，我们可以对LSE2、M、GDP和P2的冲击的响应进行测算。
（1）脉冲响应分析。
下图给出了变量间冲击的影响。横轴代表追溯期数，这里为10；纵轴表示因变量对个变量的响应大小，实线表示响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信带。
上左图是实际汇率对货币供应量相对变化的脉冲响应图,在本期给货币供应量一个标准差冲击以后，实际汇率是个正的响应，在第2.5期以后变为负的响应，随后在3.5期以后又变为正的响应并在第四期时达到顶点，之后慢慢的收敛。
上右图是实际汇率对GDP相对变化的脉冲响应图。在本期给GDP一个标准差冲击以后，实际汇率是个负的响应并在第2期时达到顶点，之后慢慢收敛。
下左图是实际汇率对相对物价水平变化的脉冲响应图。在本期给价格一个标准差的冲击以后，实际汇率第3期以后逐渐上升在第4期达到正的响应的顶点。随后开始逐渐下跌并缓慢收敛。
下右图是实际汇率对自身一个标准差冲击的脉冲响应图。可以看出实际汇率在第2期以后是个负值并逐渐收敛。
（2）预测方差分解。
从表中可以看出，实际汇率LSE2的波动在第1期只受自身波动冲击的影响，从第2期开始来自LSE2自身的扰动逐渐下降，到第5期以后基本稳定在32%左右，这与脉冲响应的结论相一致；货币供应量M的变化对实际汇率LSE2的波动的影响逐渐上升，然而到第4期后基本稳定在14%左右；产出GDP的变化从长期来看只能解释实际汇率LSE2波动的2%左右，这与前边的格兰杰因果检验结论一致；而物价相对变动P2对实际汇率LSE2波动的解释能力从第2期开始逐渐增加，到第5期以后基本稳定在50%左右，起主要作用。
4 总结
以上基于实际汇率与相对货币供应量（m）、相对GDP、相对价格水平（p）的1990年到2004年统计资料实证分析表明，相对价格水平（p）和实际汇率（lse）都是非平稳的，但在二阶差分以后都是平稳的。利用平稳的数据分析得出，滞后一期的相对价格水平对实际汇率的影响最大。如果本年我国的价格水平高于美国的话，在三年后将使实际汇率上升，本币开始贬值。贬值达到顶点以后，实际汇率开始下降，本币又开始升值。也就是说，在面对内外冲击时，短期内金融市场为了弥补商品市场价格粘性会在一定范围内作出过度的调整，从而会出现汇率超调现象；而在长期会汇率会缓慢趋向于回到其均衡水平。
虽然汇率超调模型不能完全适用于我国的情况，但我们在探讨人民币汇率变动时，多恩布施关于汇率超调和商品市场价格粘性、本市场价格弹性的思想仍然在起作用，并且对我国如何完善人民币汇率形成机制有很大的借鉴意义。
参考文献
［1］郭春松，王晓.汇率超调模型与人民币汇率制度选择［N］.山东财政学院学报(双月刊),2005，(1).
［2］吕祥京力，兰京.汇率超调模型分析及其对我国的启示［J］.经济研究,2005，(1).
［3］陈志昂，方霞.人民币购买力平价和实际汇率分析——兼评巴拉萨-萨缪尔森假说［J］.浙江社会科学，2004，(1).
［4］陆懋祖.高等时间序列经济计量学［M］.上海：上海人民出版社,1998.
关键词：汇率超调；向量自回归；Granger因果检验；脉冲响应；方差分解
中图分类号：F832文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）02-0164-02
1 引言
汇率超调模型是由多恩布施(Dornbusch)于1976年在《政治经济学杂志》(Journal of Political Economy)上的著作《期望和汇率动态学》(Expectations and ExchangeRate Dynamics)中首先提出来的。他认为,在符合利率平价的条件下,虽然资本的国际流动将使本、外币资产的收益率在一价定律前提下趋于一致,使得国内外实际汇率等于本币实际汇率变动率。但面对内外冲击，短期内商品市场的价格具有粘性，仅仅是缓慢的调整，金融市场的变动要快得多，事实上是瞬间完成的。因此金融市场为了弥补商品市场价格粘性会作出过度的调整，从而会出现汇率超调现象；而在长期内，汇率会缓慢趋向于回到其长期均衡水平。多恩布施提出的汇率超调理论为国际金融领域的政策和学术研究做出了开创性的贡献。
由于我国是一个发展中大国，县一级的基层单位构成了我国的经济基础。因此，我国商品市场仍然是一个分割程度相当高的市场，分割走向统一需要较长的历程。在分割的市场中，信息的流动不是充分的，且是有成本的，一价定律不成立。这样，商品价格的调整速度就具有更大的滞后性和迟缓性。而我国已基本上形成了一个统一竞价的证券市场、外汇市场和货币市场。虽然整个市场还有待于进一步的规范发展，还不是一个有效的市场，但信息的流动相对充分，且成本较小，一价定律基本满足，价格的调整也就相当迅速。所以，在统一市场中资产价格的调整速度要大于商品市场价格的调整速度，可能产生汇率超调。本文利用VAR模型分析了我国汇率的超调效应。
2 模型的运用和数据的选择
根据两国多恩布施模型的基本假设得到汇率方程为：
2.1 数据选择
分析使用的数据是1990-2004年年度数据(来源于WIND金融数据库和世界经济年鉴),包括人民币对美元的实际汇率(lse),货币存量M1( 和 ),国内生产总值GDP ( 和 ),消费者物价指数CPI（ 和 ）。我们根据陈志昂和方霞（2004）的分析，选择1990年作为基期。
3 实证分析
3.1 稳性检验
（1）ADF检验。
我们对本文模型中年度数据进行单位根检验可以看出，在5%置信水平下，货币供应量、产出都是平稳的。虽然实际汇率、价格的ADF检验都是不平稳的，但是其二阶差分变量都是平稳的。我们分别用LSE2代表实际汇率的二阶差分变量，用P2表示相对价格水平的二阶差分变量。
（2）协整检验。
根据上面的单整检验结果，不适合进行协整分析。原因如下：对于非平稳变量而言，只有被解释变量的单整阶数不高于任何一个解释变量的单整阶数，变量之间才有可能存在协整关系。而在上面的检验结果中，至少有两个单整阶数高于被解释变量。
3.2 格兰杰因果检验
格兰杰因果检验结果lag=3
从表中可以看出，在5%的显著性水平下,只拒绝“LSE2不是GDP的格兰杰原因”的零假设，实际汇率是中国经济增长的格兰杰原因，反之不成立。可见，从1990年以来，我国实际汇率LSE2与经济增长GDP之间存在一种单向的因果关系。
3.3 基于VAR模型的冲击响应与冲击分解
我们把汇率和货币供应量看作内生变量，用实际汇率LSE2、货币供应量的相对变化M、产出的相对变化GDP、价格的相对变化P2建立一阶的无约束VAR模型。通过基于VAR模型的脉冲响应函数(IRF)和方差分解，我们可以对LSE2、M、GDP和P2的冲击的响应进行测算。
（1）脉冲响应分析。
下图给出了变量间冲击的影响。横轴代表追溯期数，这里为10；纵轴表示因变量对个变量的响应大小，实线表示响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信带。
上左图是实际汇率对货币供应量相对变化的脉冲响应图,在本期给货币供应量一个标准差冲击以后，实际汇率是个正的响应，在第2.5期以后变为负的响应，随后在3.5期以后又变为正的响应并在第四期时达到顶点，之后慢慢的收敛。
上右图是实际汇率对GDP相对变化的脉冲响应图。在本期给GDP一个标准差冲击以后，实际汇率是个负的响应并在第2期时达到顶点，之后慢慢收敛。
下左图是实际汇率对相对物价水平变化的脉冲响应图。在本期给价格一个标准差的冲击以后，实际汇率第3期以后逐渐上升在第4期达到正的响应的顶点。随后开始逐渐下跌并缓慢收敛。
下右图是实际汇率对自身一个标准差冲击的脉冲响应图。可以看出实际汇率在第2期以后是个负值并逐渐收敛。
（2）预测方差分解。
从表中可以看出，实际汇率LSE2的波动在第1期只受自身波动冲击的影响，从第2期开始来自LSE2自身的扰动逐渐下降，到第5期以后基本稳定在32%左右，这与脉冲响应的结论相一致；货币供应量M的变化对实际汇率LSE2的波动的影响逐渐上升，然而到第4期后基本稳定在14%左右；产出GDP的变化从长期来看只能解释实际汇率LSE2波动的2%左右，这与前边的格兰杰因果检验结论一致；而物价相对变动P2对实际汇率LSE2波动的解释能力从第2期开始逐渐增加，到第5期以后基本稳定在50%左右，起主要作用。
4 总结
以上基于实际汇率与相对货币供应量（m）、相对GDP、相对价格水平（p）的1990年到2004年统计资料实证分析表明，相对价格水平（p）和实际汇率（lse）都是非平稳的，但在二阶差分以后都是平稳的。利用平稳的数据分析得出，滞后一期的相对价格水平对实际汇率的影响最大。如果本年我国的价格水平高于美国的话，在三年后将使实际汇率上升，本币开始贬值。贬值达到顶点以后，实际汇率开始下降，本币又开始升值。也就是说，在面对内外冲击时，短期内金融市场为了弥补商品市场价格粘性会在一定范围内作出过度的调整，从而会出现汇率超调现象；而在长期会汇率会缓慢趋向于回到其均衡水平。
虽然汇率超调模型不能完全适用于我国的情况，但我们在探讨人民币汇率变动时，多恩布施关于汇率超调和商品市场价格粘性、本市场价格弹性的思想仍然在起作用，并且对我国如何完善人民币汇率形成机制有很大的借鉴意义。
参考文献
［1］郭春松，王晓.汇率超调模型与人民币汇率制度选择［N］.山东财政学院学报(双月刊),2005，(1).
［2］吕祥京力，兰京.汇率超调模型分析及其对我国的启示［J］.经济研究,2005，(1).
［3］陈志昂，方霞.人民币购买力平价和实际汇率分析——兼评巴拉萨-萨缪尔森假说［J］.浙江社会科学，2004，(1).
［4］陆懋祖.高等时间序列经济计量学［M］.上海：上海人民出版社,1998.