환율은 한 나라 경제의 건강한 발전에 매우 중요한 역할을 하며, 외환시장의 성과는 각국 통화당국의 중시를 받고 있다. 환율은 한 나라 통화정책의 전도 채널일 뿐만 아니라 한 나라 통화위기의 도화선이기도 하기 때문이다. 현재, 2005 년 7 월 2 1 우리나라 인민폐 환율제도 개혁 이후 인민폐 환율이 전반적으로 상승세를 보이고 있다. 2009 년 7 월 22 일까지 4 년 동안 위안화 대 달러 환율이 2 1% 상승했지만 국제사회는 여전히 위안화 환율 상승을 호소하고 있다. 부적절한 처리는 경제 안팎의 불균형을 초래하고 무역 마찰을 악화시킬 수 있다.
문헌 평론
인민폐 환율에 대한 연구는 주로 다음 두 가지 측면을 포함한다.
첫 번째 측면은 환율 수준, 즉 위안화 균형 환율 수준에 초점을 맞추고 있는데, 이는 위안화 환율 수준이 과대평가인지 과소평가인지, 얼마나 과소평가되는지에 대한 이론의 기초이자 평가절상론을 지지하고 반대하는 이론의 기초이다. 로버트 몬데일 (2005) 은 중국이 아무리 치열한 무역 분쟁에 직면하더라도 중국은 인민폐 환율 안정을 유지해야 한다고 생각한다. 그는 심지어 향후 20 년 동안 인민폐가 달러를 주시하는 정책이 변하지 않아야 한다고 생각한다. 일본 금융경제학자, 수상싱크탱크 흑전동언 (2005) 은 인민폐가 천천히 평가절상되어야 한다고 생각한다. 국내 학자 석건회 (2005), 범영 (2004), 장빈 (2003), 임 (2002), 장샤오프 (1999) 는 관련 계량경제모델을 통해 위안화 환율의 균형 수준을 진행했다 주목할 만하게도 장서광 (2005) 은 위안화 환율의 거시경제 배경과 환율 상승의 원가수익 문제를 체계적으로 연구해 내외 경제 불균형, 지속적인 쌍흑자 지속 가능한 무역품 부문, 노동생산성 등 일련의 원인으로 인한 상승 압력을 지적했다. 그는 평가절상 비용 수익을 분석하는 동시에 평가절상 방식과 대책의 선택에 대해 몇 가지 건의를 했다.
한편 환율의 형성 메커니즘, 즉 개방 경제 조건 하에서 거시경제 내외 균형과 경제 안전 운영에 미치는 영향에 초점을 맞추고 있다. 외국의 일부 학자들은 동남아 금융위기 이후 국제환율, 특히 위기국가 환율제도의 변화를 연구했다. 이들은 각국의 환율제도가 양극으로 발전하는 추세인 통화국 등 고정환율제도를 시행하거나 주시를 포기하고 변동환율제도로 바꾸는 추세라고 보고 있다. 이런 견해를 가진 주요 대표인물은 Eichengreen (1999), Fisher (200 1), Edwards (2006) 이다. 국내 학자들은 인민폐가 달러와의 강성 연계를 포기해야 한다고 주장하며 관리 변동을 실시할 때 환율제도' 양극화' 의 영향을 어느 정도 받았다. 예를 들어 왕학무 (2000) 와 정건평 (2002) 은 인민폐 환율 개혁이 국제환율제도의 발전 추세를 고려해야 한다고 생각한다.
그러나 상술한 연구는 주로 인민폐 환율 수준과 환율 형성 메커니즘, 특히 환율 수준에 초점을 맞추고 있다. 그러나 단기간에 중국의 통화공급량과 외환보유액이 위안화 달러 환율에 영향을 미치는지 분석하는 사람은 거의 없다. 이것이 바로 이 글에서 설명해야 할 것이다.
경험분석
이 글은 통화정책의 목표통화공급량과 외환보유액과 인민폐의 달러화에 대한 단기 관계를 주로 분석한다. 데이터는 중국 인민은행 통계 데이터베이스에서 나온 것이다. 데이터 선택 기간은 2000 년 10 월 65438+ 에서 2009 년 2 월 65438+ 사이이며 샘플은 * * 120 입니다. 그랜저 인과 검사는 주로 사용되는 방법이다. 그랜저 인과관계 검사를 하기 전에 시계열 안정성 검사와 공적성 검사가 필요하다. 이 섹션의 모든 계산은 계량 경제 소프트웨어 Eviews5.0 에 의해 수행됩니다.
(a) 시계열 안정성 테스트
시계열 안정성 테스트의 목적은 시계열 회귀 관련 변수 간의 의사 회귀 현상을 제거하는 것입니다. 여기서는 ADF(Augmented Dickey-Fuller) 검사를 사용합니다. 실제로는 0 가정 H0 에서 다음 방정식에 대한 최소 평방 회귀입니다. ρ = 0 (RI 는 1 차 정수 시퀀스).
아래에서 LnM2, LnM 1, LnM0, LnFER 및 LnER 는 각각 M2, M 1, M0, FER 및 ER 의 월 증가 범위를 나타내는 데 사용됩니다. δLn M2, δLn M 1, δLn M0, LnFER, LnER 는 각각 M2, m 1, M0, FER, ER 의 1 차 차이, 즉 이러한 변수의 달을 나타내는 데 사용됩니다 (외환보유액: 환율) 여기서 M2 는 광의통화량, M 1 은 협의통화량, M0 은 유통중인 현금, FER 은 외환보유액, ER 은 위안화 대 달러 환율입니다. Ln M2, Ln M 1, Ln M0, LnFER, LnER 의 ADF 테스트 결과와 그 차이는 표 1 에 나와 있습니다.
표 1 의 ADF 검사 결과에 따르면 M2, M 1, M0, FER 및 ER 은 모두 5% 의 현저한 수준에서 불안정합니다. Er 에 대한 1 차 차이 또는 대수 1 차 차이는 δδlnER 을, 나머지 부분에 대해서는 2 차 차이 또는 대수 2 차 차이를 수행하여 D (δ LNM2), D (δ LNM 1), D (δ LNM0) 및 D (δ LNFER) 를 얻습니다. 그런 다음 ADF 검사 통계는 모두 65438+ 의 중요도 수준보다 작습니다. 최소 99% 의 신뢰 수준에서 원래 가정, 차이 시퀀스 D (δ LNM2), D (δ LNM 1), D (δ LNM0), D (δ LNFER), δδlnER 을 거부할 수 있음을 나타냅니다. 따라서 5 개의 시퀀스 M2, M 1, M0, FER, ER 의 정수 순서는 동일하며 2 차 정수 I(2) 과정입니다.
(b) 통합 테스트
변수 d(δLn M2), d(δLn m 1), d(δLn M0), d(δLnFER) 및 lnER 는 모두 단위 루트 테스트를 통과하므로 단항 변수이므로 이러한 변수를 수행할 수 있습니다 변수 Ln M2, Ln M 1, Ln M0, LnFER 및 LnER 의 단위 루트 검사에 사용되는 차이 방법은 변수 간 장기 관계에 대한 정보를 잃게 합니다. 공적분 검사의 목적은 두 변수 사이에 장기적인 경제 관계가 있는지 여부를 결정하는 것이다. 만약 두 변수가 공적분 검사를 통과한다면, 우리는 그것들 사이에 장기적인 경제 관계가 있다고 말할 것이다. Philips-Perron)PP 방법의 Zt 통계 및 Zρ 통계, ADF 테스트의 t 통계, Johansen 테스트 등과 같은 단변수 통합 테스트 방법에는 여러 가지가 있습니다. 이 글은 Johansen 통합 검사를 채택했는데, 검사 결과는 표 2 에 나와 있다.
표 2 의 Johansen 통합 테스트 결과에 따르면 변수 d(δLn M2), d(δLn m 1), d(δLn M0), d(δLnFER) 및 d(δlnER)
그랜저 인과 관계 테스트
중국의 통화공급량과 외환보유액이 단기간에 인민폐와 달러화에 대한 환율과 상호 영향을 미치는지 여부. 그랜저 인과검사는 여기서 변수 간의 상호 작용을 결정하는 데 사용된다. 테스트 결과는 표 3 에 나와 있습니다.
그랜저 인과 관계 테스트 결과는 다음과 같습니다.
1. 후기기간이 2 일 때 외환보유액 자연대수 2 차차의 변화는 인민폐가 미국 달러 자연대수 2 차차 변화에 대한 확률을 0.39366 으로 만들지 않는다. 대기 기간은 6 과 12 로 각각 0.52702 와 0.67309 로 상승합니다. 외환보유액이 단기간에 위안화 달러화에 어느 정도 영향을 미친다는 것을 알 수 있다. 장기적으로 볼 때, 이런 영향은 상반된다. 지연기간이 2 일 때, 인민폐가 달러화 자연 대수 2 차 차이에 대한 변화로 외환보유고의 자연 대수 2 차 차이 변화를 일으키지 않을 확률은 0. 102 이다. 단기적으로는 인민폐의 달러 변동이 외환보유액에 큰 영향을 미치지만 장기적으로는 이런 영향도 약화되고 있다.
2. 통화공급의 관점에서 볼 때, 후행기간이 6 일 때 광의통화공급의 자연대수 2 차차의 변동은 위안화 대 달러 환율의 자연대수 2 차차 변동의 확률을 0.34284 로 일으키지 않고, 위안화 대 달러 환율자연대수 2 차차의 변동은 광의화폐공급의 자연대수 2 차차 변동의 그랜저 원인이다. 지연 기간이 4 일 때, 좁은 화폐 공급량과 위안화 대 달러 환율의 그랜저 원인은 광의화폐 공급량과 위안화 대 달러 환율의 그랜저 이유와 정반대였다. 지연기간이 1 일 때 유통중 현금과 인민폐의 달러화 환율은 그랜저 인과관계가 아니다. 이러한 결론은 단기간에 좁은 통화 공급량이 위안화 대 달러 환율의 변화를 일으키고, 위안화 대 달러 환율이 넓은 통화 공급량의 변화를 일으키고, 유통중인 현금은 환율의 영향을 받지 않는다는 것을 분명히 보여준다.
3. 마찬가지로 표 3 에서 볼 수 있듯이 광의화폐공급과 외환보유액 사이에는 그랜저 인과관계가 없고, 광의화폐공급량과 협의화폐공급량은 그랜저 인과관계라는 것을 알 수 있다.
결론 및 대책 분석
이 글은 단기간 화폐공급, 외환보유액, 인민폐대 달러 환율에 관한 데이터를 수집하여 계량경제학 방법을 이용하여 관련 변수 간의 안정성, 통합성, 그랜저 인과관계를 검증한다. 각 변수의 자연 로그의 2 차 차이는 안정적이어서 일정 기간 동안 그것들 사이에 경제적 관계가 존재한다는 것을 보여준다. 변수의 자연 로그의 2 차 차이에 대해 그랜저 인과검사를 실시하여 다음과 같은 결론을 얻었다.
(1) 결론
단기적으로는 인민폐가 달러화에 대한 평가가 외환보유액에 큰 영향을 미치지만 장기적으로 외환보유액의 증가는 인민폐가 달러화에 대한 평가절상의 원인이 아니다. 중국의 개혁개방 30 여 년 동안 축적된 거액의 외환보유액은 비환율 요인에서 더 많이 나온다.
단기간에 유통중 현금과 위안화 대 달러 환율 사이에는 그랜저 인과관계가 없지만, 좁은 통화 공급은 위안화 대 달러 환율의 변동을 야기하고, 위안화 대 달러 환율은 광의통화 공급의 변동을 야기할 수 있다. 중국의 환율 메커니즘이 개선됨에 따라 외환시장은 중국 통화정책의 전도수로로서 효과적이지만, 이러한 효율성은 장기적으로 한계가 있다는 점도 인식해야 한다.
통화공급량과 외환보유액 사이에는 그랜저 인과관계가 없다. 중국의 통화정책은 외환보유액에 직접적인 영향을 미치지 않는다. 이로 인해 중국의 통화정책은 일정 범위의 공개시장 업무에서 무효가 된다. 이는 중국 인민은행이 대량의 기초통화를 발행하여 외화를 흡수하는 것을 합리적으로 설명하지만, 결과는 실물경제와 가상경제에 과도한 유동성을 주입한 것이다.
(2) 대책
위의 분석을 바탕으로 이 글은 다음과 같은 대책을 제시한다.
단기간에 통화당국이나 정부기관은 통화공급량을 조절하여 환율에 영향을 미치고 중국 경제의 내외균형과 외환시장의 건강한 발전을 촉진할 수 있다. 하지만 장기적으로 볼 때, 이 정책들은 일정 범위 내에서 무효가 될 것이며, 그 결과는 인플레이션의 기대치를 높일 뿐만 아니라 거시적인 규제도 곤경에 빠뜨릴 수 있다. 따라서, 넓은 의미의 화폐 공급량을 적당히 통제하여 안정된 성장 수준을 유지해야 한다. 달러에 대한 인민폐의 실제 환율은 결국 양국의 물가 수준, 경제 성장률, 금리의 차이에 의해 결정되어 인위적인 개입을 줄여야 한다.