中国软科学2004年第7期
货币政策的汇率效应及人民币汇率定价研究
刘纪显 ，一，张宗益 ，陈建梁。
(1．重庆大学 经济与X-商管理学院博士后流动站，重庆 400044；2．广东商学院 经济研究所。广东
广州510320；3．中山大学 管理学院，广东 广州510275)
摘要：本文将汇率定价问题纳入开放经济的宏观经济框架进行了一般均衡研究，提出并构建了两国货币政策的
粘性均衡汇率效应模型，并开发建立了它的人民币兑美元模型。对 1992至 2000年的人民币粘性均衡汇率进
行了定价，并对2001年的定价进行了预测。对 1992至 2001年的人民币汇率偏离与经常性项目的关系。进行
了弹性分析，结果表明模型的定价及其预测是合理和有效的。
关键词：IS—LM分析；汇率；通货膨胀；粘性价格；货币定价
中图分类号：F822 文献标识码：A 文章编号：1002—9753(2004)07—0030—09
A Research on the Effect of M onetary Policy upon Exchange
Rate an d Pricing Of RM Exchange
LIU Ji—xian 一，ZHANG Zong—yi ，CI_ N Jian—liang3
(1， e Postdoctoral Smtmn ofEconomy Management School，C~ongqing University，Ctumgqing 400044，China ；
2．Cmangdong Business College，Guangztmu 510320，Ch ina ；
3．Management School，Zhongshan University，Guangzhou 510275，Ch ina )
Abstract：In the discussion unfolded in this paper，exchange rate pricing is considered in the light of the framework of
open macro economy；and the discussion also involves the general equilibrium research．TKs paper puts forward its
perception of the Sticky Equilibrium Exchange Rate Effect Model(SEEREM)by using Open Economy aS the rnacroe—
conomic fram ework，profit maximization of manufacturers as microeconomic foundation，strict mathematical deduc—
tion aS logic link，Dombusch’S sticky price aS ideological guideline。differential impact form of Purchasing Power Pail—
ty aS theoretical foundation，and comprehensively applying the models and methods such aS optimization method，time
series single equation．etc．This paper sets an imaginary price for the exchange rates for conversion from RMB tO US
dollars from 1992 tO 2000 and predicts the pricing of 2001 by using the SEEREM for the conversion from RMB tO US
dollars．Using it aS a standard．this paper conducts elasticity analysis on the relation of market exchange rate deviation
and current iterns from 1992 to 2001．
Key words：IS—LM analysis；exchange rate；inflation；sticky price；monetary pricing
一
、引言
13ombusch认为，当货币供给增加，货币市场
受到冲击时，产品市场对冲击的响应是滞后的，表
现为粘性价格(the sticky price)。因此，购买力平
价短期内不成立，而长期内成立_1—3j。
事实上，由于各种宏观变量(如产出增加等)
相互抵消，以零为起点的货币供给增加，未必能够
对产品市场和价格产生实际影响。但 13ombusch
的粘性价格货币模型，未能找到能够对产品市场
产生实际冲击的货币政策起点，这一起点就是通
货中性的货币供给；第二，没有考虑汇率决定的微
观基础，如利润最大化等；第三，没有考虑经常性
项 目对汇率的作用，如进出口等；第四，未涉及财
政政策对汇率的影响，如政府购买、税收等。总而
言之，13ombusch以货币为中心，其理论所包含的
宏观经济广度和微观经济深度都还不够。因此，
模型在实证检验中很不理想。
Obstfeld和Rogoff建立了汇率动态模型L4 J。
模型具有微观经济基础，考虑了效用函数和垄断
竞争，并且可以分析货币和财政政策效应。但是，
同样没有明确获得通货中性的货币供给。并且假
设过于严格，比如假设国内外居民有相同的偏好，没
收稿日期：2004—02一l1
基金项目：广东省自然科学基金管理学科资助项目(980257；020199)
作者简介：刘纪显(1960一)。男，江西兴国人，重庆大学经济与工商管理学院博士后，副教授。
30
维普资讯
经济论坛 货币政策的汇率效应及人民币汇率定价研究
有交易成本，一价定律成立，居民能预见未来并使其
总效用最大化等，实际均难以满足；其次，模型过于复
杂，包含了多达 70个方程式。
我们试图把两国货币政策的均衡汇率效应和
汇率均衡定价问题纳入开放的宏观经济框架中，
以厂商利润最大化作为微观基础，进行一般均衡
研究。首先，我们获得了购买力平价的微分冲击
形式，使货币均衡定价问题转化成为均衡价格的
变化率问题，即均衡通货膨胀问题。这是我们研
究的理论基础。然后，我们以开放的宏观经济作
为理论框架，以厂商利润最大化作为微观基础，以
严格的数学推导作为逻辑纽带，建立产品市场和
货币市场同时均衡并且劳动市场非充分就业均衡
的通货中性的货币供给跨时模型，从而找到能够
对产品市场产生实际冲击的货币政策起点。然
后，以Dombusch的粘性价格为理论依据，运用时
间序列单方程模型方法，建立货币政策的粘性均
衡通货膨胀效应模型。最后，我们以通货中性的
货币供给跨时模型和货币政策的粘性均衡通货膨
胀效应模型为基础，以购买力平价的微分冲击形
式为理论基础，构建了两国货币政策的粘性均衡
汇率效应模型。
两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型是通
用的国家模型和开发平台。利用中国和美国的统
计数据，我们在这个平台上开发建模。首先分别
建立了中国和美国的通货中性的货币供给跨时模
型和货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型，以
此为基础我们构建了中美两国货币政策的粘性均
衡汇率效应模型。应用这一模型，首先我们对
1992至 2000年人民币兑美元粘性均衡汇率进行了
定价，并且对2001年的定价进行了预测。然后以定
价汇率及其预测为标准，对 1992至2001年的人民币
汇率偏离与经常性项目的关系进行了弹性分析。分
析表明，模型的定价及其预测是合理的有效的。
二、两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型
Michele Bemasconil，Oliver Kirchkarnp应用
OLG模型(overlapping generations mode1)假设通
货膨胀由每期的货币政策和平均储蓄所决定 J。
Richard Dennis考虑了通货膨胀带来产出成本的
增加如何 自发地影响货币政策向通货膨胀 目标倾
斜 8。Lars E．O．Svensson获得了一些欧洲央行
货币政策的结论L9_9。Alfred V．Guender检验了在
通货膨胀 目标下货币政策参数的最优集合【l0J。
Jon Steinsson研究了持续平稳通货膨胀的最优货
币政策【 。Robert H．De Fina、Thomas C．Stark
和Herbert E．Taylor研究和估计了稳定的利率的
货币政策如何影响通货膨胀和收入增长的长期关
系【 。此外，Douglas K．Pearce、Motoshi Sobue、
Andreas Savvides和 Linda Kamas也从不同的角度
研究了货币政策与通货膨胀的关系[ I1引。我们
试图找到以通货中性的货币供给为起点的货币政策
与粘性均衡通货膨胀的数量关系。
(一)通货中性的货币供给跨时模型
设消费为 C，投资为 I，政府购买为 G，净出口
为 X—M构成，设消费函数为 C=a+p(Y—T)，B
是边际消费倾向，Y是收入，T是税收；进口函数为
M =Ma+lm(Y—T)，l 是边际进口倾向；税收函
数为T=To+rY，r是边际税率；投资函数为I=e
— d r，r是利率；LM线为 M =kY—h ，M 是实际
货币供给。设工资率为w、劳动力为L、信贷为B、
折旧率为q、固定资产存量为N。根据四部门开放
经济均衡收入的决定理论我们可获得以第 卜 1年
为基期，第 i年(i=1，⋯，n)通货中性的货币供给
跨时模型：
[ ；=[(03 r／ +02 02 02 譬
+02 。( 一 )+02 ( 一 )
+02 (字一 )-O1 。 dG—O1 警]；，
(i=1，A， )
为了简便，我们将通货中性的货币供给跨时
模型对应地记为：
mi=8 i+e2("Ledi—ai)+83i(ri—bi)
+et(qi—Ci)一8 gi一8 zi，( =1，A， )
(1)
其中，0l=号，02=0l[1+(z 一 )(1一r)]+
k，03=r02，如前所述，h，d，l ，口，r，k分别是第 i
年相应变量的边际 =孟 = ， = ，
：
，
：
，
：
Y
，分别是第 i一1r／4 r／5 r／6 年每单 ， ， ，分别是弟 一 牛母早
位实际货币供给的政府购买，外贸出口，工资，利
息，折旧和收入；m 是第 i年通货中性时的货币供
给， i，Wi，ai，ri，bi，qi，Ci，gi，zi分别是第 i年相
应宏观经济变量的增长率，ai，bj，Cj分别是第 i年
劳动生产率，信贷产出率和固定资产产出率增长
31
维普资讯
中国软科学2004年第7期
的百分数；(叫i一口i)(ri一6i)，(qi—Ci)等是成本抵
补，分别是劳动生产率对工资率的抵补，信贷产出
率对利率的抵补和固定资产产出率对折旧率的抵
补；e ，e ，e ，e ，一e ，一e 分别是第 i年货币供给
的收入弹性，货币供给的工资抵补、利率抵补和折
旧抵补弹性以及货币供给的政府购买弹性和出口
弹性。
模型(1)确定了三个市场各种宏观经济变量
变动的冲击在通货中性约束下的数量关系，并具
有明确合理的经济意义。
首先，货币供给的收入弹性为正，等于 e 。事
实上，当产出增加时，产品市场的供给增加，形成
对价格的压力。这时为了维持价格不变，即保持
通货中性，需要增加货币供给来支撑价格。货币
供给的政府购买弹性为一e ，是小于 0的。政府购
买会增加对价格的拉动力，而要维持价格水平不
变应该减少货币供给以平衡拉力。同理，出口也
会增加对价格的拉动力，需要减少货币供给来平
衡拉力。工资率、利率和折旧率分别被劳动生产
率、信贷产出率和固定资产产出率所抵补。当抵
补水平降低时，三个抵补就会增大，总成本占用货
币量就会增加，对货币的需求就会增加。可见货
币供给的三个成本抵补弹性为正，它们分别等于
， ， 。
(二)货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型
以模型(1)所确定的通货中性货币供给为起
点，我们来看看货币政策与均衡通货膨胀的粘性
关系。我们定义货币政策变量是即期货币供给相
对通货中性货币供给的偏离△= 一 f ：。。
根据价格粘性理论，粘性均衡通货膨胀 P与货币
供给偏离 △的关系为：
P = +∑ 一j (t≤ +1) (2)
其中， 、 J=1，A， ，( ≤ )为估计参
数。
通货中性货币供给跨时模型(1)与(2)合成，
即获得 了货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模
型。
(三)购买力平价的微分冲击形式
购买力平价的微分冲击形式：
dS
= P 一 P (3) S
其含义是均衡汇率变化的百分比 等于本国
32
均衡价格变化百分t 减去外国均衡价格变化百
分比‘警。实际上就是相对购买力平价的微分形
式。为了与货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模
型一致，将购买力平价的微分冲击形式(3)对应地
记为：
s= P—P (4)
(四)两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型
以购买力平价的微分冲击形式(4)为理论基
础，构建了两国货币政策的粘性均衡汇率效应模
型 ：
s =P 一 (5)
P = + t一1A 一1+A+ t一 At一 ，(￡≤ +1)
(6)
pt= +~t -lAt -1+A+ △ ，(t≤ +1)
(7)
At
— i= 77zt—i一77zt_i，(i=1，A， ) (8)
m
—
t—i=P i t～i+P i(叫t—i一 t—i)
+P i( 一 —b卜． )+P4_i(q卜． 一 一 )
一 eLigt—i—P i t—i，(i=1，A， )
(9)
△二i=mt -i—mt -i，(i=1，A， ) (10)
m
—
t -i=et -iYt -i+P (Wt -i一 i)
+P (rt -i一6二i)+P (qt -i—c i)
一 P gt -i—P 二i，(i=1，A， )
(11)
其中，(5)式同(4)式，是购买力平价的微分冲
击形式；(6)和(7)式同(2)式，分别是本国和外国
的粘性均衡通货膨胀优化模型；(8)和(10)式分别
是本国和外国的货币政策变量；(9)和(11)式同
(1)式，分别是本国和外国通货中性货币供给跨时
模型。
货币政策的粘性均衡汇率效应模型表明，第 t
期的粘性均衡汇率 Sf是由本国以往 n期的货币政
策变量 △ 一i(i=1，⋯，n)和外国以往 n 期的货币
政策变量 △ i(i=1，⋯，n )所决定。而本国和外
国各期的货币政策变量是由相应期的通货中性货
币供给 所决定。而各期的通货中性货币供给又
是由相应期该国的各种宏观经济变量变动的冲击
程度所决定。可见，货币政策的粘性均衡汇率效
应模型既有宏观经济的广度又有微观经济的深
度，同时具有严格的数学推导。并且具备对粘性
维普资讯
经济论坛 货币政策的汇率效应及人民币汇率定价研究
均衡汇率定价及定价的预测的能力。
三、中、美两国货币政策的粘性均衡通货膨胀
效应模型
(一)中国相关函数联立方程组参数估计及中
国模型参数计算
对开放经济和开放市场而言，实际货币供给
Mr和税收T作为货币政策和财政政策变量，是外
生的。此外消费C投资I收人Y利率r和进口Um都
是内生的。但是对中国的现实经济来说，利率尚未市
场化，投资也有很强的计划性。因此，在建立中国模
型过程中，把利率／-和投资I也作为外生变量。
根据《中国统计年鉴》的相关统计数据，使用三阶
段最小二乘法3SLs来估计参数。估计结果为：
MSE = 1．0023 R2= 0
． 9876
C= 151．343+0．532273(Y—T)
f1．375) (58．57) F=2．0777
M = 81．325+ 0．001202Y 一605．2722 r
(8．926) (17．531) (一6．889) F=85．3946
I= 24326 92193 r
(1．476)(一1．526) F=16．21
U =443．886+0．206267(Y—T)
(0．803) (16．538) F=4．9462
于是我们 获得 了中国 的结构参 数 =
^ ^ ^
0．5323，走 =0．001202，h = 605．27，d =92193，
2 =0．2063。因此，建立中国模型的参数 01=
左 ／ ’ 605．27／92193=6．565×10—3o现在逐年
计算中国的边际税率r，从而计算出中国模型参数
02=01[1十(1一r)( 一 )]+走和 03=r02。
详见参数计算表。
模型参数计算表(中国)
r 01 82 03
1986年 0．18620 0．006565 0．006025 0．001122
1987年 一0．00068 0．006565 0．005625 —0．000004
1988年 0．06350 0．006565 0．005763 0．000366
1989年 0．09940 0．006565 0．005840 0．000580
1990年 0．07880 0．006565 0．005795 0．000457
1991年 0．07600 0．006565 0．005789 0．000440
．1992年 0．07120 0．006565 0．005779 0．000412
1993年 0．1228O 0．006565 0．0o5890 0．00o723
1994年 0．07150 0．006565 0．005780 0．000413
1995年 0．08100 0．006565 0．005800 0．000470
1996年 0．09170 0．006565 0．005823 0．000534
1997年 0．19660 0．006565 0．006048 0．001189
1998年 0．27400 0．006565 0．006213 0．001702
1999年 0．39310 0．006565 0．006468 0．002543
2Ooo年 0．26040 0．006565 0．006184 0．001610
(二)中国通货中性的货币供给及即期货 币供
给偏离的计算
为了计算通货中性的货币供给，首先计算出
相应年的各种弹性系数。见“弹性系数表”根据弹
性系数和相应的增长率，通过(9)便可计算出通货
中性货币供给。详见 “通货 中性货币供给计算
表”。最后，根据各年的即期货币供给，可计算出
相应年货币政策变量。详见“即期货币供给偏离、
即期通货膨胀表”。
(三)中国粘性均衡通货膨胀优化模型
根据货币政策变量，以及历年的即期通货膨
胀，对粘性均衡通货膨胀模型进行最优参数估计，
从而获得上述的中国粘性均衡通货膨胀优化模型。
P￡：0．116641+0．023089A 一1+0．252074~一2
(4．459) (0．175) (1．889)
+0．163746At～3+ 0．25003At一4
(1．257) (1．623)
一 0．256813At一5—0．043767~一6
(一0．921) (一0．163)
R2： 0
．9001 F = 3．004 D．W ： 2．076
(12)
弹性系数表(中国)
P2 P3 4 P1 P5 P6
1986年 0．39906 0．07323 0．01554 0．78889 0．23266 0．15895
1987正 0．42287 0．07323 0．02975 0．52483 0．22583 0．17876
1988正 0．50079 0．08306 0．04696 0．73193 0．22594 0．22290
1989正 0．67512 0．11058 0．07048 1．05261 0．25722 0．26313
1990芷 0．91413 0．14182 0．10808 1．35800 0．33502 0．32233
1991年 1．05571 0．18948 0．12237 1．56152 0．35139 0．46589
1992年 1．06407 0．18981 0．13932 1．56941 0．36756 0．49707
1993年 1．07806 0．17052 0．13312 1．68000 0．35510 0．47549
1994年 1．16396 0．20177 0．13736 1．68620 0．37814 0．44412
1995年 1．69668 0．27856 0．18467 2．43659 0．49477 0．86137
1996年 2．14345 0．34608 0．24671 3．13043 0．55446 1．03192
1997年 2．54699 0．41304 0．29948 4．18767 0．59274 0．94943
1998年 2．44332 0．39057 0．32274 4．38336 0．55442 0．96339
1999年 2．44248 0．33901 0．36625 4．85805 0．53454 0．85841
2000年 2．04283 0．24477 0．34967 3．58766 0．49055 0．76308
通货中性货币供给计算表(中国)
r—b q—C g
1986年 0．13808 0．20617 0．14275 0．3644~ 0．15456 0．33774 0．11768
1987年 D．17254 0．08428 一O．047o3 0．2o646 0．08998 0．3 0．04449
1988正 0．2 0．10350 0．05579 0．127o0 0．15906 0．20184 0．16296
1989正 0．13269 0．O9879 0．16774 0．o9150 0．17719 0．1o715 0．15759
1990年 0．O9691 0．1嗍 0．14698 0．o4269 0．1 0．52648 0．04947
维普资讯
中国软科学2004年第7期
(续前表)
r一 6 q—c g Z m
1991焦 0．16551 0．O4680 0
．0133~ 0．17255 10．25666 0．28177 0．11005
1992钲 D．23222 0．03710 —0．06596 0．01386 0．23402 D
．2218~ 0．19704
1993焦 0．30018 D．03065 D．14375 O
． O4667 0．28846 0．13012 0．40377
1994钲 0．3500~ 0．12535 D
．0238~ D．00054 0．33036 0．97202 0．18450
1995薤 0．25062 0．OO429 —0．o0601 0．O2523 D
． 11765 0．19478 0．39493
1996钲 D．16086 0．09379 0
．05521 O．06857 D．17354 0．01001 0．63407
1997链 0．0969C D．01236 0．00842 0
．09190 0．11121 O．2054~ 0．20725
1998钲 0．05214 0．03041 —0．14354 0
． 13471 0．0871l 0．00468 0．23746
1999链 0．04751 —0．00343 —0．18657 0
． 098 D．0952~ D．06094 0．09211
2000钲 D．0893~ 一0．00180 —0．o9o49 O．0535C D．1267~ D．27695 0．04005
即期货币供给偏离、即期通货膨胀表(中国)
～
△ 户
1986莅 0．11768 0．2668 0．14912 0．065
1987正 0．04449 0．1693 0．12481 0．073
1988正 0．16296 0．2096 0．04664 0．188
1989正 0．15759 0．0662 —0．09139 0．180
1990正 0．04947 0．0891 0．03963 0
． 031
1991正 0．11005 0．2421 0．13205 0．034
1992正 0．19704 0．3589 0．16186 0．064
1993正 0．40377 0．3878 —0．01597 0．147
1994正 0．18450 0．2617 0．07720 0．241
1995正 0．39493 0．1678 —0．22713 0．171
1996正 0．63407 0．1888 —0．44527 0．083
1997正 0．20725 0．2213 0．01405 0．028
1998正 0．23746 0．1185 —0．11896 —0．008
1999正 0．09211 0．1767 0．08459 —0．014
2000正 0．04005 0．1595 0．11945 0．004
模型参数计算表(美国)
r 01 02 3
1986正 0．1401 0．012562 0．005444 0．0007627
1987正 0．2956 0．Ol2562 0．006788 0．0020065
1988正 0．1482 0．012562 0．005514 0．0008172
1989正 0．2069 0．012562 0．006022 0．0012458
1990正 0．1159 0．012562 0．005235 0．0006068
1991正 0．1497 0．012562 0．005527 0．0008274
1992正 0．0989 0．012562 0．005088 0．0005032
1993篮 一0．0915 0．012562 0．003443 —0．0003150
1994正 0．5575 0．012562 0．009051 0．0050460
1995芷 0．1701 0．012562 0．005704 0．0009702
1996正 0．2527 0．012562 0．006417 0．0016216
1997莅 0．2500 O．012562 O．O06394 0．0015985
1998正 0．2924 0．012562 0．006760 0．0019767
1999年 O．2O94 0．012562 O．Oo6043 O．0o12654
2000正 0．3307 0．012562 0．007091 0．0023451
弹性系数表 (美国)
e
2 P3 P4
P
1 P5
P
6
1987芷 2．26110 0．34269 0．48840 4．26529 1
．28980 0．51625
1988正 2．00857 0．31815 0．42512 3．27240 1
． 40213 0．60236
1989正 2．36934 0．42553 0．49308 4
．14076 1．47467 0．73397
1990正 2．26089 0．48018 0
． 48121 3．68407 1．59536 0．87082
1991正 2．43132 0．47185 0．49903 4．03234 1
．59581 0．91826
1992正 2．18390 0．34900 0．45832 3．37071 1
．61900 0．93215
1993正 1．44196 0．17505 0．29991 1．68574 1．52171 0
．91916
1994正 3．74557 0．44405 0．75484 8．59836 1
．45575 0．88742
1995正 2．56352 0．37009 0．46030 4．15887 1．52058 0
．99407
1996正 3．14495 0．56063 0．55044 5．64710 1．64836 1
． 19259
1997正 3．33923 0．60832 0．58237 5．99961 1．71920 1．26537
1998芷 3．74430 0．71340 0．62706 6．99853 1．78372 1．41529
1999正 3．50757 0．71329 0．56630 6．05711 1．80742 1．38823
2000正 4．05176 0．85392 0．63252 7．83957 1．74727 1
．31728
通货中性货币供给计算表 (美国)
Y r 一b g 一 C g
1986拒 0．05694 0．O02269 —0．0893： 一0．0704{ 0．07418 0．05743
1987拒 0．o6504 0．o03891 —0．0ol碰 一0．04861 0．O6266 0．14058 0．1O847
1988拒 0．07713 0．o05349 0．12930 —0．0279 0．05415 0．22129 0．08318
1989拒 0．07455 —0．013351 0．16999 —0．0l30[ 0．O4566 0．14679 0．16792
199O年 0．05722 0．0l8654 —0．15o95 —0．0442~ 0．05677 0．11400 —0．03o63
1991拒 0．03153 —0．015388 —0．1027~ 一0．0114~ 0．05682 0．05745 —0．10787
1992拒 0．05558 0．O02834 —0．2469】 一0．02472 0．01955 0．O696O 一0．OO049
1993拒 0．05118 0．oo1478 —0．0o97 一0．0170~ 0．01918 0．02857 0．02613
1994拒 0．06203 —0．O02731 0．17845 —0．08291 0．01882 0．09260 0．43022
1995拒 0．o49O8 0．oo2323 0．32071 —0．0146~ 0．O4525 0．15678 0．O9736
1996拒 0．05577 —0．O06O27 —0．02415 —0．0o56： 0．02739 0．04518 0．18O31
1997拒 0．06466 0．oo7525 0．09588 0．oo908 0．o49O1 0．13084 0．22687
1998拒 0．05567 0．0l1382 0．O7257 —0．0261~ 0．03197 —0．0o10 0．412oo
1999拒 0．05612 0．oo6988 —0．03091 —0．027傩 0．04408 0．02480 0．21292
2000拒 0．05934 —0．000085 0．13972 —0．03381 0．038o4 0．O4950 0．431o9
(四)美国粘性均衡通货膨胀优化模型
同样的方法可获得上述美国粘性均衡通货膨
胀优化模型。
= 0．026880+0．OlOlll~Ll一0．oo6842~L2
(9．923) (0．85o) (一0．645)
+0．000625~ 3+0．o13166~Ld
(0．O52) (1．216)
+0．001580~ s一0．019849~ s
(0．146) (～1．846)
R2=0
． 8611 F=1．033 D ．W ：2．578
(13)
维普资讯
经济论坛 货币政策的汇率效应及人民币汇率定价研究
即期货币供给偏离、即期通货膨胀表 (美国)
～
△ P
1986正 0．18489 0．019
1987正 0．10847 0．01301 —0．09546 0．036
1988正 0．08318 0．04312 —0．04006 0．041
1989正 0．16792 0．01317 —0．15475 0．048
1990焦 0．03063 0．11332 0．14395 0．054
1991正 0．10787 0．08544 0．19331 0．042
1992正 0．00049 0．11732 0．11781 0．030
1993正 0．02613 0．09725 0．07112 0．030
1994正 0．43022 0．00081 —0．42941 0．026
1995正 0．09736 0．00917 —0．10653 0．028
1996正 0．18031 0．01360 —0．16671 0．029
1997正 0．22687 0．03467 —0．19220 0．023
1998正 0．41200 0．03484 —0．37716 0．016
1999正 0．21292 0．10356 —0．10936 0．022
2000正 0．43109 0．03796 —0．46905 0．034
四、中、美两国货币政策的粘性均衡汇率效
应模型及人民币汇率定价实证分析
根据中国和美国模型(12)和(13)，我们构建
货币政策的人民币粘性均衡汇率效应模型：
5 =P 一 (14)
Pt=0．116641+0．023089At 1+0．252074z~t 2
(4．459) (0．175) (1．889)
+0．163746At一3+ 0．25003At 4—0．256813△t 5
(1．257) (1．623) (0．921)
一 0．043767z~t一6 (15)
(一0．163)
R = 0．9001 F = 3．004 D．W = 2．076
户 =0．026880+0．010111Z~l一0．006842z5~2
(9．923) (0．850) (一0．645)
+0．000625z5~3+0．013166z~4+0．001580z~t*5
(0．052) (1．216) (0．146)
一 0．o]9849z5~6 (16)
(一1．846)
R2= 0．8611 F = 1．033 D．W = 2．578
At
— i= mt—i—mt_i’(i=1，A，6) (17)
mt—i=P 一i t—i+P i(Wt—i—at i)
+P3_i(rt—i—bt—i)+P4_i(gt—i—ct i
— P igt—i—P6_ioZ"t_i'(i=1，A，6)(18)
△二i=mt -i—m—t -i，(i：1，A，6) (19)
mt _i=P Yt -i+P ( i—at -i)
+P (Tt -i—bt：i)+P篙(qt -i—Ct -i)
一 P gt -i—P譬z i，(i=1，A，6)
(20)
模型的(14)至(20)式的含义分别与 (5)至
(11)式的含义相同。
(一)1992至2000年人民币兑美元的粘性均
衡汇率定价及其2001年的预测
粘性均衡汇率变动的百分比St的计算和预测
见表 1。以 1992年为基期，我们可以获得 1993
年至2000年人民币兑美元的粘性均衡汇率定价，
并且预测2001年的粘性均衡汇率定价。定价汇率
及其预测用 St表示，用 E 表示即期汇率 (官方
或市场汇率)，用 St—E 表示即期汇率对定价汇
率的偏离，用 p= (St—E )／st×100％表示相对
偏离。于是当 8大于零时表示即期汇率高估，小
于零时则表示低估。见表 2和图 1。同时在表和
图中还列入了贸易顺差 Xt—M (出口减进口)及
其增长 7。
表1 人民币兑美元粘性均衡汇率变动百分比
P： S =P 一P：
1993拒 0．11986 0．0266 0．09326
1994正 0．21003 0．0294 0．18063
1995正 0．16774 0．0280 0．13974
1996正 0．13307 0．0278 0．10527
1997正 0．01041 0．0229 —0．01249
1998正 一0．01615 0．0181 —0．03425
1999正 一0．03139 0．0208 —0．05219
2000正 0．03453 0．0344 0．00013
2001正 0．08250~ 0
．
0220~ 0
．
06040~
注：#表示预测
表2 人民币兑美元粘性均衡汇率定价
St E【 St—E【 B(％) X 一M 7
1992正 5
．
5146 5．5146 0．0000 0．000 43．5
1993正 6．0289 5．7620 0．2669 4．427 —122．2 —165．7
1994正 7．1179 8．6187 —1．5008 —21．05 54．0 176．2
1995正 8．1125 8．3514 —0．2389 —2．945 167．0 113．0
1996正 8．9666 8．3142 0．6524 7．276 122．2 —44．8
1997正 8．8546 8．2898 0．5648 6．379 404．2 282．0
1998正 8．5513 8．2790 0．2723 3．184 434．7 30．5
1999正 8．1050 8．2783 —0．1733 —2．138 292．3 —142．4
2000正 8．1061 8．2785 —0．1724 —2．127 241．1 —51．2
2001正 8
．
5957~ 8．2766 0．3191# 3．712# 225．0 —16．1
资料来源：即期汇率 Et和贸易顺差 X 一M 数据 1991至2000
年来自中国国家统计局 《中国统计年鉴》各年，2001年的来自中
国国家统计局 ~2OO1年国民经济和社会发展统计公报》。
注：(1)贸易顺差 x 一M 的单位是：亿美元。(2)#表示预测
值。
35
维普资讯
中国软科学2004年第7期
10
5
0
- 5
— 1O
一 15
- 20
- 25
— ．．--一S．
- -．D--E．
／ -／ 、 ’ 、
， 一r
1992年 1993年 1994年 1995年 1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年
— ．．--一 VI
入
，
＼
． ／ ＼
4年二 ： ，-1997 年二 荔
y
图 1 人民币汇率相对偏离与贸易顺差增长的关系图
(二)1992至 2001年人民币兑美元粘性均衡
汇率定价的实证分析
首先来看人民币兑美元定价汇率的走势。从
表2和图 1可以看出，以 1992年为基期，1992
至1996年的四年间，定价汇率持续大幅下跌，
人民币一直处于大幅贬值过程中。四年间，定价
汇率从 1992年的5．5146跌至 1996年的 8．9666，
累计贬值幅度达62．6％，平均每年贬值 15．65％。
还看出，1996年开始，1997至 1999年，定价汇
率平稳上升，人民币处于平稳升值过程中。三年
间，定价汇率从 1996年的8．9666升至1999年的
8．1050，累计升值幅度为 9．61％，平均每年升
值 3．2％。2000年定价汇率稍有下跌，并且预期
2001年人民币兑美元定价汇率将进一步下跌，人
民币呈贬值趋势。大约从 2000年的 8．1061跌至
2001年的 8．59左右。
我们来看人民币兑美元定价汇率走势形成的
36
原因。1993至 1995年的三年间，中国通货膨胀
保持在两位数百分点，其中1994年高达24．1％，
是中国的第二次恶性通货膨胀。这是 1992年至
1996年定价汇率大幅下跌的主要原因。为了治理
通货膨胀，同时也为了抵御1997年爆发的金融危
机，从 1994至 1997年中国政府采取了经济紧缩
政策。但是货币供给和政府购买及政府投资紧缩
过度，同时未能采用适度扩张的税收政策，致使
1998、1999年出现了空前的通货紧缩，其中 1999
年高达一1．4％。这是 1997至1999年定价汇率上升
的主要原因。2000年中国通货紧缩稍有缓解，并且
模型预期2001年中国通货紧缩将进一步缓解。相反
2001年美国的通货膨胀将有所下降。因此模型预期
从2001年开始，人民币兑美元定价汇率将进一步下
跌，人民币呈贬值趋势。
中国外贸绝大多数以美元计价，所以人民币
汇率偏离定价对中国外贸市场的影响是明显的。
O 9 8 7 6 5 4 3 2 1 O ∞ ∞ ∞ ∞ O ∞ ∞ 4 3 2 1 1 2
维普资讯
经济论坛 货币政策的汇率效应及人民币汇率定价研究
现在我们以定价汇率及其预测为标准，分析即期
汇率偏离定价对中国经常性项 目的影响。从表 2
和关系图可以看出，在外汇市场，1993年即期汇
率 (官方汇率)相对于定价汇率是高估的，高估
了4．427％。这时，外贸市场对汇率的高估反应
灵敏。1993年贸易逆差高达 122．2亿美元，贸易
顺差相对上一年大幅下降，降幅达 165．7亿美
元。并且外贸市场对外汇市场的反应富有弹性。
1993年贸易顺差下降的汇率高估弹性为 37．4亿
美元佰 分点，也就是 1993年汇率每高估一个百
分点，引起贸易顺差下降 37．4亿美元。
1994年中国汇率并轨，实行人民币经常项目
下的自由兑换。为了扭转汇率并轨前人民币长期
处于高估的局面，1994年人民币大幅度贬值，贬
值率达 49．58％。贬值后的汇率出现了过去少有
的严重的低估。1994年汇率低估达 21．058％。
在低估的拉动下，1994年实现了贸易顺差 54．0
亿美元，贸易顺差对上一年大幅上升，增加 了
176．2亿美元。外贸市场对外汇市场的反应依然
灵敏富有弹性。1994年贸易顺差上升的汇率低估
弹性为 8．4亿美元佰 分点。1995年即期汇率继
续低估，低估了2．945％。在低估拉动下，1995
年贸易顺差增加了113亿美元。1995年贸易顺差
上升的汇率低估弹性为 38．37亿美元／百分点。
1996年人民币汇率又一次出现了高估，高估
了7．276％。外贸市场对汇率高估的反应仍然灵
敏，但弹性下降。1996年贸易顺差下降了44．8
亿美元，下降的汇率高估弹性为 6．16，较 1993
年高估时的弹性37．4有所减小。
1997年 人 民币 汇 率 继 续 高 估，高 估 了
6．379％。然而贸易顺差增长不仅没有在汇率高
估的压力下降低，反而增长了 282亿美元，增幅
为历年之最。1997年国家出台了一系列重要政
策①，全面扩大了企业的自营进出口经营权，打
破了过去少数几家大型国有企业垄断进出口经营
权的局面，大大激发了企业出口的积极性，特别
是激发了广大的中小企业的积极性。这一系列政
策对 1997年贸易顺差增长起到了直接的促进作
用 。
无论如何，1992至 1997年的六年间，外贸
市场和外汇市场的互动是正常的，贸易顺差对汇
率估计的反应是合理的。首先，这六年每年的贸
易顺差和汇率估计呈反向变动，弹性为负。表明
两个市场互动正常。其次，六年中最大的弹性为
1995年贸易顺差增加的汇率低估弹性38．37，最
小的弹性为 1996年贸易顺差下降的汇率高估弹性
6．16，年平均弹性为 22．58。表明贸易顺差对汇
率估计的反应是合理的。但 1998至 2000年情况
发生了根本变化。
1998至 2000年连续三年贸易顺差对汇率估
计的弹性反常，符号为正。反常弹性分别为 +
9．58、+66．6、+24．07。反常弹性表明外贸市
场失灵，也就是外贸市场对外汇市场的反应失
灵，并且 1999年市场反常和失灵最为严重。这种
市场失灵是东南亚金融危机的直接结果。
1997年东南亚金融危机爆发以后，这些国家
或地区的货币大幅度贬值，以美元标价的出口产
品价格大幅下降，使得这些国家出口产品的国际
竞争力大大提升，因此中国大量的出口被这些国
家或地区所替代。随着这种替代的不断扩大，虽
然1998年贸易顺差正增长，但在政策环境和汇率
高估都没有大的变动的情况下，却增势锐减，从
1997年贸易顺差增长 282．0亿美元降至 1998年
的30．5亿美元，直至 1999和 2000年的一142．4
和一51．2亿美元。因此，1998至 2000年，中国
外贸市场对汇率变动的反应就已经完全失灵。
现在我们来看 2001年的情况。模型预期
2001年定价汇率将会有所下跌，跌至大约 8．59
左右。以这个定价汇率为标准，2001年即期汇率
将出现高估，高估幅度为大约 3．7％。我们兴奋
地看到，2001年贸易顺差的反应己经正常，下降
了 16．1亿美元，弹性也恢复到 4．34。尽管这个
弹性较市场正常时最小弹性 6．16还低，但却表
明，从2001年开始，中国外贸市场正逐步走出东
南亚金融危机带来的失灵，正朝着对外汇市场反
应灵敏、富有弹性的方向恢复和发展。
①1997年1月22日出台 “对外贸易经济合作部关于印发 《经济特区生产企业自营进出口权自动登记暂行办法》的通知”(外经贸政
发 [1996]848号)；1997年1月30日出台 “国家经济贸易委员会、对外贸易经济合作部关于进一步推动生产企业自营进出口工作有关
问题的通知”(国经贸贸 [1997]55号)；1997年5月23日出台 “对外贸易经济合作部、中华全国供销合作总社关于 《国务院关于赋予
供销合作社企业进出口经营权有关问题的批复》的通知”(外经贸政发 [1997]299号)；1997年6月 16日出台 “对外贸易经济合作部、
国家科学技术委员会关于加快赋予科研院所和高新技术企业自营进出口权的通知”(外经贸政发 [1997]295号)
37
维普资讯
中国软科学2004年第7期
通过以上分析，我们反观粘性均衡汇率的定
价可知，货币政策的粘性均衡汇率效应模型对
1992年至2000年人民币兑美元的粘性均衡汇率
定价以及 2001年定价的预测，是合理的、有效
的，模型的实证检验是理想的。
五、结论
本文提出并构建的货币政策的粘性均衡汇率
效应模型，冲出了以货币为中心的思想模式。第
一
， 基本假设大大放宽，仅包括厂商利润最大
化、存在失业、购买力平价在长期内成立及均衡
价格粘性等假设，使模型具有广泛的适应性；第
二，不仅包含了货币政策而且还包含了财政政策
变量，使模型能够处理货币政策、财政政策的变
化；第三，在开放的宏观经济框架内建模，考虑
了经常性项目对粘性均衡汇率的作用，使模型能
够处理经常性项目变量，如进出口等；第四，以
厂商利润最大化为微观基础，使模型的定价能力
得到提高。因此，货币政策的粘性均衡汇率效应
模型具有经济理论意义。
在东南亚金融危机中，假如中国政府对人民
币实行大幅度贬值，贬值程度达到其他国家或地
区替代中国出口的能力被抵消，以维持贸易顺差
增加。这样做不仅会进一步加剧金融危机，而且
会引起国内经济动荡。假如对人民币实行中小幅
度贬值，由于中国外贸市场失灵，根本不能改善
贸易顺差。因此，在东南亚金融危机中，中国坚
持人民币不贬值，是明智合理的。分析表明，随
着东南亚金融危机的缓和，2001年开始，人民币
粘性均衡汇率将会有所下跌，人民币呈贬值趋
势。
弹性分析表明，货币政策的粘性均衡汇率效
应模型的定价及其预测是合理有效的。货币政策
的粘性均衡汇率效应模型为一国政府了解货币财
政政策对汇率影响的深远程度，提供了定量工
具，具有现实经济意义。
参考文献：
[1]Dombnsch，R．．Expectations and Exchange Rate Dy—
namics[J]．Journal of Political Economy，1976，(84)：76
— 1161
[2]Dombnsch，R．．Exchange rate economics：Wheredowe
stand7． [J]．Brookings Paper on Activity，1980， (9)：
143—205．
[3]Dombnsch，R．．Open Economy Macroeconomics [M]．
Basic Books Inc，1980．
[4]Obstfeld，M．and K．Rogoff．Exchange Rate Dynamics
Redux[R]．NBER Working Paper，1994，No．4693．
[5]Obstfdd，M．and K．Rogoff．Exchange Rate Dynamics
Redux[J]．Journal Of Political Economy，1995， (103)：
624—660．
[6]Obstfeld，M．and K．Rogoff． sk and Exchange Rates
[R]．NBERWorkingPaper，1998，No．6694．
[7]Michele Bemas~nil，Oliver Kirchkamp．Wh y do Mone—
tary Policies Matter?An Experimental Study of Saving and
Inflation in an Overlapping Generations Model[J]．Journal of
MonetaryEconomics，2000，(46)：315—343．
[8]Richard Dermis．Discretionary Monetary Policy with
CostlyInflation[J]．EconomicsLetters，1999，(65)：91—
96．
[9]kurS E．O．Svensson．Inflation Targeting as a Mone—
tary policyRule[J]．JournalofMonetaryF~zonomics，1999，
(43)：607—654．
[10]Alfred V．Guender．Optimal Monetary Policy Under
Inflation Targeting Based on an Instrument Rule[J]．Eco—
nomics Letters，2003，(78)：55—58．
[11]JonSteins,son．OptimalMonetaryPolicyinan Economy
with Inflation Persistence[J]．Journal of Monetary Eco-
nomics，2003，(50)：1425—1456．
[12]Robert H．DeFina，Thomas C．Stark，and Herbert E．
Taylor．The Long—Run Variance of Output and Inflation un—
der Alternative Monetary Policy Rules [J]．Journal of
Ma croeconomics，1996，(18)：235—251．
[13]An dreasSavvides．InflationandMonetaryPolicyinSe—
lected weStandCentralAfricanCountries [J]．w0rldDevel—
opment，1998，(26)：809—827．
[14]Douglas K．Pearce，Motoshi Sobue．Uncertainty and
the Inflation Bias of Monetary P cy[J]．Econcsa'fics Let—
ters，1997，(57)：203—207．
[15]LindaKarnas．Monetary policyand InflationUnderthe
CrawlingPeg：SomeEvidencefromVARsforColombia[J]．
Journal Of Development，1995，(46)：145—161．
(本文责编：王延芳)
维普资讯
