央行干预视角下人民币汇率波动的影响因素研究——基于中美两国经济的实证分析

高铁梅，杨 程，谷 宇

(1．东北财经大学数学与数量经济学院，辽宁大连116025;2．大连理工大学 经济学院，辽宁大连116023)

一、引 言

自2005年7月21日中国人民银行宣布进行汇率制度改革(以下简称“汇改”)以来，人民币兑美元汇率一次性升值2%，并且汇率制度不再是盯住美元，而是实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。2008年美国次贷危机并由此引发的全球性金融危机，加剧了国际外汇市场的动荡，加上国际政治因素和美国量化宽松的货币政策，使得人民币面临着越来越大的升值压力。自2005年7月汇改以来，人民币汇率就一直处于小幅、平稳、渐进的升值过程中，截至2012年6月底，人民币累计升值达25%以上，人民币汇率的攀升已经成为政府、企业和学术界关注的热点问题。进入2012年，人民币汇率出现了阶段性贬值，但在2012年9月美国推出第三轮量化宽松货币政策后，人民币汇率升值预期又开始形成。

自从1973年布雷顿森林体系解体以来，全球浮动汇率制度逐渐被各国广泛接受，汇率的变动更具灵活性，但同时汇率的频繁波动给经济、金融活动带来了许多严重的问题。将本国汇率维持在合理水平、避免汇率过度波动，这是一国汇率政策的核心目标。因此，无论是选择何种汇率制度的国家如固定汇率制度、浮动汇率制度以及有管理的浮动汇率制度，货币当局均采取了积极的汇率管理措施，即进行不定期的外汇市场干预，他们通过买卖外汇以期能够稳定汇率或使汇率走向符合政府意图。人民币自2005年7月汇改以来持续升值，我国中央银行为稳定汇率，进行频繁的外汇市场干预，避免因汇率的持续升值给我国出口和经济增长造成影响。随着人民币汇率波动幅度的逐渐扩大，人民币升值问题已成为国际的热点。造成人民币升值的因素有很多，除了国际政治因素的影响之外，还受到一些经济变量的内生影响，如国内经济增长、基础货币的供给等。考察人民币汇率在央行干预下其自身的波动特征及影响因素，有助于理解人民币汇率自2005年7月以来的渐进式升值。

从世界金本位制瓦解后，各国汇率动荡不已。由于各国劳动生产率的差异、信息传递技术的现代化、国际经济往来的日益密切和金融市场的一体化等原因，纸币本位制下的货币汇率决定受到许多方面的影响。Simone和Razzak[1]根据名义汇率和名义利差的关系，使用两种不同的方法证明了名义汇率和长期利差是单位根过程，并且验证了各国汇率和利差之间存在格兰杰因果关系;Wang[2]用结构VAR模型考察了不同类型的宏观冲击对人民币实际汇率波动的影响，发现相对实际需求和供给的冲击能够解释大部分实际汇率的波动;Taylor[3]在一个马尔科夫转换模型框架内，使用1991年4月至2003年12月的实际美元/日元汇率数据检验了外汇干预的有效性，研究发现，当汇率偏离均衡值时外汇干预能够提高汇率稳定的概率，并且干预的效果随着偏差的增大而显著，但是当汇率在均衡值附近时，外汇干预却会使汇率更加不稳定;Craighead[4]通过构建一个国际真实的商业周期模型，揭示了相对于其他的宏观经济总量，某些实际刚性能够帮助解释实际汇率的波动如跨部门调整和分销成本的大幅度增加等;Giannellis和Papadopoulos[5]使用欧盟成员国及其候选国的数据评估了货币变量、实际变量以及金融变量对于汇率波动的相对重要性，事前的分析显示，波兰的兹罗提/欧元汇率和匈牙利的福林/欧元汇率受到经济中货币变量的影响，另一方面，事后的分析显示，对于欧洲货币联盟的法国、意大利和西班牙的欧元汇率则受到货币变量和实际冲击的共同影响，而爱尔兰的英镑/欧元汇率却只受实际冲击的影响;Morshed和Turnovsky[6]在两部门依存的经济模型中研究了劳动力的供给弹性与实际汇率动态调整之间的相关性，虽然劳动力的供给弹性与长期均衡的实际汇率之间是独立的，但是分析证实:劳动力供给的性质是实际汇率短期动态调整的一个非常重要的决定因素，其对实际汇率短期动态调整的驱动程度取决于劳动力供给潜在的结构性变化。

近年来，关于人民币汇率变动的影响因素，我国学者也进行了一系列的研究。张玉芹等[7]使用1994年1季度至2005年2季度的数据，运用HBS模型对人民币实际汇率进行建模，认为影响人民币实际汇率波动的主要因素包括生产力差异、对外开放程度以及国际石油价格冲击等。左相国和唐彬文[8]通过阐述人民币汇率的影响因素，包括我国的经济发展状况、国际收支、利率、通货膨胀率，并分析了它们之间的相关性，最后运用多元回归方法对这些影响因素与人民币汇率的相关性加以验证分析。干杏娣等[9]使用事件分析法，并利用我国的相关数据非参数检验了我国央行外汇干预的效果，分析认为，当人民币相对贬值时，支持人民币坚挺的干预效果要优于当人民币相对升值时，阻止人民币升值的干预效果。徐建炜和杨盼盼[10]利用1997年1月至2010年9月的数据对人民币实际汇率进行分解，发现可贸易品偏离一价定律因素可以解释实际汇率波动的60%—80%，而可贸易品与不可贸易品之间的相对价格波动只能解释实际汇率波动的20%—40%，这意味着研究人民币实际汇率需要更多地从可贸易产品出发，不应仅仅强调国内不可贸易品与可贸易品的相对价格变化。李云峰和李仲飞[11]评估了汇率沟通在人民币汇率变动中的效力，并就其效力与实际干预的效力进行了比较，经验结果表明，汇率沟通时滞短，能使汇率朝着货币当局合意的方向变化，且汇率沟通冲击对人民币汇率变动的解释力较强，然而实际干预时滞较长，其效力明显弱于汇率沟通，对汇率变动的解释力弱。

本文基于央行干预的视角，通过结合弹性价格货币理论和汇率生成的微观结构模型，来考察人民币汇率的波动特征和影响因素。

二、理论分析与框架构建

1．弹性价格货币模型(The Flexible-Price Monetary Model)

弹性价格货币模型由Frenkel[12]提出。弹性价格货币模型的假设是:所有商品价格是完全弹性的;国内和国外居民各自持有本国货币;国内和国外资产可以完全替代;资本完全流动;货币供应和实际收入是外生决定的;一国的实际货币需求是相对稳定的，不受货币市场存量的影响，只受一国实际经济活动的影响。在这样的假设下外汇市场、商品市场和劳动力市场自动实现均衡，货币需求依赖于实际收入、价格水平和利率。因此，弹性价格货币模型是建立在垂直的总供给曲线，稳定的货币需求，购买力平价的基础上的。

根据货币市场均衡条件得到本国和外国货币市场均衡表达式为:

其中，M为货币需求，P为价格水平，Y为实际收入，r为利率，对式(1)两端取对数，得:

其中，“*”表示相应的外国变量，小写表示对数形式，κ是货币需求的收入弹性，η是货币需求的利率弹性，κ≥0且η≥0。

根据购买力平价理论，有:

其中，St为直接标价法表示的汇率，Pt为本国的价格水平，P*t为外国的价格水平，式(4)两端取对数，得:

其中，st、pt和p*t为汇率、本国的价格和外国价格的对数。

将式(2)和式(3)带入式(5)，可得弹性价格货币模型:

由式(6)可知，当中央银行采用非冲销干预时，若卖出(或买入)外汇时，市场上货币供应量减少(或增加)，在其他条件不变的情况下，国内价格将随之下降(或上升)，本币出现升值(或贬值)。由此可以看出，中央银行的非冲销干预可以有效影响汇率水平。而采取冲销干预，由于货币供应量的变化被抵消，不能对汇率产生影响。

由于本币资产和外币资产可以完全替代，因此，非抵补的利率平价成立:

其中，ut+1是随机误差项。

中央银行的冲销干预会对市场参与者产生预期效应，通过影响投资者的投资行为达到改变汇率的目的。从式(7)可以看出如果中央银行购买了外国债券进行冲销干预，则投资者会认为货币当局将采取扩张性的货币政策，这种对汇率贬值的预期，使得本国的利率高于外国的利率，进而引起本国货币的贬值。

2．汇率生成的微观结构模型

外汇市场是一个有组织的场外交易市场，在这个市场里，众多交易者(大多是银行)随时准备购买和出售以外币计值的存款。外汇市场的交易可分为两个阶段:第一个阶段是普通交易者通过各种途径直接了解经济基本面的情况，根据这些信息，普通交易者决定其在外汇市场上的交易需求，即交易者的订单提交行为，它分为知情交易者和不知情交易者的订单提交行为;第二个阶段是从事外汇交易的银行从订单流的变动上得出关于经济基本面以及市场动态等方面的信息，并进而根据这些信息来决定如何对外汇进行报价，从而影响到了汇率的生成。

Reitz和Taylor[13]假定即期汇率为一个对数线性价格函数，其中t+1时刻的汇率变化可以表示为一个来自于知情交易者和不知情交易者的净订单流的函数，并加上一个白噪音项，表达式为:

其中，st表示t时刻即期汇率的对数，它表示以外币为单位的本国货币的价格，ak表示由交易者决定的反应系数。DIt，DUt表示分别来自于知情交易者和不知情交易者的净订单流。由式(8)可以看出可区分汇率变化的三种来源:第一，噪音项εt+1捕捉了直接影响交易者定价决策的公开有效信息;第二，公开的有效消息通过诱导订单流进行操作，即知情交易者的订单提交行为;第三，汇率变化由订单流引起，而与公开的有效消息无关，即不知情交易者的订单提交行为。Evans和Lyons[14]发现三种来源都能显著地解释所观察汇率的变动。

风险中性的投机者提交订单取决于预期的超额收益。外汇市场预期的超额收益包括汇率和利率差的预期变动。根据非抵补的利率平价(UIP)理论，预期的未来汇率变动率等于两国货币利率之差，在非抵补利率平价成立时，如果本国利率高于外国利率，则意味着市场预期本币在远期将要贬值;再例如，在非抵补利率平价已经成立的情况下，如果本国货币当局提高利率，则当市场预期未来的即期汇率不变时，本币的即期汇率将升值。然而，当计算预期的汇率变动时，因投机者获取信息的不同从而使预期的汇率变动也会受到影响。

在现实世界中的金融市场，不知情交易者就相当于技术交易者。尽管存在大量不同的技术交易规则，但是这些预测方法通常都依赖于历史汇率。考虑到技术交易的重要部分依赖于趋势跟踪和外推方法[15]，因此不知情交易者的订单可以构建为一个关于滞后一期的函数再加上一个利率差项:

其中，r*t，rt分别代表外国货币和本国货币存款的利率，aU，bU为常数。

知情交易者根据汇率基本面的分析来预期未来汇率的变动。一般来说，这归结为一个时变的长期均衡值ft的计算。首先，如果汇率和其时变的长期均衡值ft之间的距离增加，那么基本面分析就错误地预测了汇率变动的符号，ft-st的差代表了可用于投机目的的暂时性偏差，如果汇率趋势偏离基本均衡值，那么交易者将面临基本面风险，并且违背趋势可能造成大量的损失，因此知情交易者变得越来越不愿意提交订单;相反，如果偏差很小，基本面分析则提供了正确的预测，汇率会恢复均衡值，因此可以合理的假设，可用于投机目的的暂时性偏差会对汇率的变动产生影响。其次，货币当局在外汇市场上的交易活动会影响知情交易者的订单提交行为。如果货币当局出售广泛被认为高估的货币，则它揭示了其更低汇率的承诺。在市场微观结构文献中，认为央行具有关于汇率基本价值的信息优势，因为它们提前观察到基本面数据序列的更新，并且能够评估它们对未来汇率收益的影响。知情交易者根据央行干预所发出的协调信号，相信汇率将要恢复到它的基本均衡值，从而参与交易。市场越来越多地侧重于基本面，因此干预被认为是协调交易者预期的手段，并影响知情交易者的订单提交行为。因此知情交易者的订单可以写为:

其中，aI为反应系数，r*t，rt分别代表外国货币和本国货币存款的利率，intt表示货币当局在外汇市场上的干预操作，bI，cI为常数。

结合方程(8)—(10)，决定汇率生成的理论模型可以写为:

其中，ω=akaU，δ=akaI，η=ak(bU+bI)，φ=akcI

综合以上讨论，人民币汇率波动的影响因素包括上一期的汇率、利率、汇率的暂时性偏差、货币供应量、实际GDP以及中央银行的外汇干预。结合方程(6)和(11)，汇率的干预和影响模型可表示如下:

其中，△表示一阶差分算子，st，mt，m*t，yt，y*t分别为 St，Mt，M*t，Yt，Y*t的自然对数，intt为中央银行的外汇干预变量，d1，d2，d3，d4，d5为各经济变量的滞后阶数。

三、建立我国人民币汇率波动的影响因素模型

1．变量选择与处理

虽然外汇交易可以涉及任何两种货币，但大多数银行间的交易都主要是和美元的交换，美元在外汇交易中充当着载体货币的作用，并且中美两国已互为第二大贸易伙伴，中美两国经济依存日益紧密，同时鉴于数据的可得性，本文以中美两国经济为例来研究影响人民币汇率波动的具体因素。本文使用的样本期间为1995年1月至2012年6月，涉及到6种数据:汇率、利率、货币供应量、实际收入、央行干预变量以及汇率基本均衡值ft。

(1)汇率、利率和货币供应量

本文采用直接标价法表示的人民币兑美元汇率的月度平均值，①本文数据如无特殊说明，中国数据均来自于《中国经济信息网数据库(宏观月度库)》，www.cei.gov.cn;美国数据均来自于国际货币基金组织IMF出版的《国际金融统计》(International Financial Statistics，IFS)。记为St，取对数后用小写字母表示记为st;中国利率采用一年期的存款利率，美国采用一年期的联邦基金利率，分别记为rt，r*t;中国和美国的货币供应量均采用狭义的货币供应量M1，为了统一，将美国的货币供应量转换成人民币(亿元)，即M1*t×St，分别记为 Mt，M*t，取对数后用小写字母表示，分别为mt，m*t。本文将汇率取对数差分后的序列，即△st作为因变量，△st近似于汇率的增长率序列。

(2)实际收入

实际收入采用各国的实际GDP。美国实际季度GDP来自于《国际金融统计》 (International Financial Statistics，IFS)，以2005年为基期的不变价，单位是十亿美元;由于中国统计局发布季度名义累计GDP、实际累计GDP同比增长率以及2011年后实际当季GDP环比增长率，所以需要进行数据处理才能得到中国以2005年为基期的实际GDP序列。本文首先由2011年实际当季GDP环比增长率和2011年1季度GDP数据推算出2011年各季的实际值，并转换成季累计值;然后根据2011年各季的实际累计值和实际累计GDP同比增长率，向前向后推算各年的实际季度累计GDP，得到2011年不变价的累计GDP序列，并将其转换为当季值;进一步转换为以2005年为基期的实际GDP序列。为了统一，将美国的实际GDP序列转换成人民币(亿元)，即Y*t×10×St。

最后将中美两国的实际季度GDP序列通过插值方法转换成月度数据，仍记为Yt，Y*t，取对数后用小写字母表示为yt，y*t。

(3)干预变量

由于中央银行不对外公布外汇干预的具体数据，所以需要寻找央行外汇干预的替代变量。在国内的一些关于外汇干预效果的研究中，大都采用外汇储备的变化量作为外汇干预量的替代变量，如桂詠评[16]在研究信号渠道的外汇干预有效性时就采用外汇储备的月度数据作为累积干预变量，陆志明和程实[17]实证研究外汇干预与就业、宏观经济增长之间的互动关系时采用外汇储备的净增长率作为外汇干预数据的替代变量。因此，本文采用外汇储备的对数差分序列来近似月度增长率作为中央银行的外汇干预变量，记为intt。

(4)汇率基本均衡值ft的度量

本文假定汇率的基本均衡值ft可由基于相对消费者价格的购买力平价水平进行准确地度量。相对购买力平价水平的主要含义是，汇率的变动由两国相对通货膨胀率决定的，以某个时点的市场汇率为基准，然后考察之后时期内两国汇率的变化是否反映了物价水平的变化。Takagi[18]从调查的数据中提供证据表明外汇市场参与者接受购买力平价水平作为一个长远的有效关系，并且购买力平价水平的估计经常作为“公允价值”的标志。此外，购买力平价水平作为汇率基本均衡价值ft的度量也符合研究中央银行的干预，因为货币当局将购买力平价作为一个目标水平[19]。本文中构建 ft=lnCPItUS-ln CPItCN作为购买力平价基础的度量。美国的基期CPIUS月度数据来自于IFS(2005年1月=100)，中国的CPICN月度数据由国家统计局发布的CPI同比价格指数和CPI环比价格指数进行推算，得到以2005年1月为基期的(2005年1月=100)中国消费者价格指数CPI的基期月度序列。

2．数据检验

为避免伪回归，首先对参与模型的各个经济变量进行平稳性检验。经过ADF检验，汇率的对数差分序列△st和中央银行外汇干预变量intt是平稳的，两个变量均为I(0)序列。中美利率差(rt-r*t)、汇率的暂时性偏差(ft-st)、货币供应量的对数差(mt-m*t)、实际GDP的对数差(y*tyt)均是1阶差分平稳的，即都是I(1)序列。进一步检验得到以上各个经济变量之间存在协整关系。

3．基于EGARCH过程的汇率波动的干预与影响因素模型

根据汇率决定理论和外汇干预理论的分析得出本文的理论模型(12)，利用最小二乘法对方程(12)进行估计发现，方程(12)的各个系数不仅在统计上是不显著的，而且对残差进行诊断性检验发现存在明显的ARCH效应，回归残差平方存在序列相关。

图1 利用最小二乘法估计方程得到的残差序列

对图1的残差序列分析可知，小的残差和大的残差成群出现，在1996—2004年之间残差很小，基本上在零上下波动。2005年7月启动汇改，残差出现了大的波动，随后的2007—2008年上半年残差聚集在零以下波动，而2008年下半年—2010年上半年残差又聚集在零以上波动。同时可以发现各经济变量对汇率波动的冲击存在非对称效应。考虑到EGARCH过程能够模拟变量冲击的非对称效应，因此本文建立EGARCH模型如下:

其中，σ2t是εt的条件方差，式(14)左边是条件方差的对数，这意味着杠杆影响是指数的，而不是二次的，所以条件方差的预测值一直是非负的。根据上述模型，使用1995年1月—2012年6月的月度数据进行估计结果如下:

均值方程:

方差方程:

在上述EGARCH模型中，αi的滞后阶数p=1，其估计值为1.39，非对称项λk的滞后阶数r=1，其估计值为0.34，当t－1＞0时，该信息冲击对条件方差的对数有一个1.39+0.34=1.73倍的冲击;当t－1＜0时，该信息冲击对条件方差的对数带来的冲击大小为1.39+0.34×(-1)=1.05倍。说明等式右端各变量的变化带来的冲击效应是非对称性的。

四、我国人民币汇率波动的影响因素分析

根据弹性价格货币理论和汇率生成的微观结构模型的理论分析，本文使用1995年1月—2012年6月数据建立了我国汇率波动的影响因素模型。图2是2005年以来人民币汇率的曲线图。从图2可以看出，其走势一路下降，即人民币一直处于升值状态，在2012年开始趋平，并略有上扬，也就是出现了贬值的状态。下面结合方程(15)和(16)的估计结果对各影响汇率波动的因素进行分析。

1．汇率的适应性预期是影响汇率波动的最重要因素

在方程(15)中，人民币汇率的前期△st－1的系数为0.88，表示当前期汇率上升(或下降)1%，则当期汇率将上升(或下降)0.88%。人民币汇率是美元的人民币价格，是一种资产价格。外汇市场参与者对外汇资产的需求完全取决于对不同资产预期收益率的比较，当其他条件相同时，前一期人民币汇率下降，此时外汇市场参与者预期人民币升值，从而加速购买人民币，外汇市场上美元需求减少，人民币供小于求，汇率继续下降，人民币将会持续升值。

2．暂时性偏差ft-st与汇率同方向波动，影响较大

在方程(15)中，滞后2期的暂时性偏差ft-st的系数为0.48，即当前两个月ft-st的差为正时，即人民币汇率低于汇率的均衡值时，汇率上升，人民币贬值;反之，汇率下跌，人民币升值。根据前文所述，ft－st的差代表了可用于投机性目的的暂时性偏差，当汇率偏离均衡时，交易者将面临基本面风险，并且违背趋势可能会造成大量的损失，此时知情交易者变得越来越不愿意提交订单，汇率偏离均衡值就越大，但是由于得到信息存在滞后，因此暂时性偏差ft-st对汇率的影响要滞后两个月。当前人民币处于持续的升值过程中，人民币是低估还是高估成为中西方学者专家讨论的热点，美国当局也在施加政治影响，促使人民币升值。从图3可以看出，暂时性偏差ft-st一直是负的，促使人民币汇率下跌，人民币升值。但是暂时性偏差ft-st越来越小，说明随着人民币市场化程度越来越高，人民币汇率将越来越趋向于均衡水平。

图2 人民币汇率St

图3 暂时性偏差ft－st

3．外汇干预变量intt是影响汇率波动的重要因素

在方程(15)中，滞后1期的外汇干预变量intt的系数为0.43，表明如果我国外汇储备增长率1个月前上升1%，则人民币汇率增长率将上升0.43%，即贬值0.43%;这表明干预一定程度上减低了人民币汇率的升值幅度，但不能完全抑制汇率的升值。反之，如果我国外汇储备增长率下降1%，则人民币汇率增长率将下降0.43%，即升值0.43%。我国实行有管理的浮动汇率制度，由于汇率波动剧烈，为了将汇率维持在合理水平，避免人民币升值过快，中央银行尤其是2005年汇率制度改革以来对外汇市场进行了频繁的外汇干预，中央银行直接在外汇市场上买卖美元资产，外汇储备不断增长，2011年中国的外汇储备相当于当年国内生产总值的42%，2012年6月中国持有超过3.24万亿美元的外汇储备，如果此时中央银行同时在国内采取公开市场操作等货币政策工具来抵消前者对货币供应量的影响，即为冲销式干预，此时基础货币供应量不变，国内价格不变，美元需求增加，人民币贬值，汇率上升;反之，当中央银行采取非冲销式干预时，在外汇市场上买入美元资产，使得市场上货币供应量增加，在其他条件不变的情况下，国内价格将随之上升，人民币也出现贬值，汇率上升。从图4可以看出，外汇干预变量intt基本处于零线以上，但是2011年以来在零线上下波动，说明我国中央银行的外汇干预措施较为频繁，并取得成效。

4．中美利率差是影响汇率波动的因素，但影响较小

中央银行的冲销干预会对市场参与者产生预期效应，通过影响投资者的投资行为达到改变汇率的目的。如果中央银行购买了美元债券进行冲销干预，则投资者会认为央行将采取扩张性的货币政策，这种对汇率贬值的预期，使得本国的利率高于美国的利率，进而引起人民币的贬值，在方程(15)中，滞后2期的中美利率差rt-r*t的系数为0.003，说明模型的估计结果与理论分析相一致。从图5可以看出，中美利率差除了1998—2001年和2005—2007年上半年，其余时期都处于零线以上，说明这些时期本国利率一直高于美国利率，应该会引起人民币贬值，但是由于系数较小，所以影响较小。

图4 外汇干预变量intt

图5 中美利率差，rt－r*t

5．中美货币供应量差也是影响汇率波动的因素，影响也较小

在方程(15)中，滞后1期中美货币供应量(对数)差mt-m*t的系数为0.2，表明前1个月mt-m*t的差为正时，即中国货币供应量高于美国货币供应量时，汇率上升，人民币贬值;反之，汇率下跌，人民币升值，但是影响较小。从图6可以看出，中美货币供应量(对数)差(mt-m*t)基本处于上升趋势，在2006年开始才出现正值，也即2006年后中国货币供应量才高于美国货币供应量，应该产生贬值效应，和利率差同样的原因，由于系数较小，所以影响也较小，对人民币汇率走势的影响不显著。

6．中美GDP差是影响汇率贬值的较为重要的因素

在方程(15)中，滞后1期中美GDP(对数)差yt-y*t的系数为-0.31，表明前1个月yt-y*t的差为负时，即中国GDP低于美国GDP时，汇率上升，人民币贬值;反之，汇率下降，人民币升值。从图7可以看出，中美GDP(对数)差yt-y*t基本处于上升趋势，虽然仍然是负的，但是中美GDP差yt-y*t一直处于缩小的状态。

由于中国经济的增长速度高于美国经济的增长速度，因此中美GDP差yt-y*t仍会不断缩小，也就是说中美GDP差促使人民币贬值的影响会越来越小。

图6 中美货币供应量(对数)差，mt－mt

图7 中美GDP(对数)差，yt－y*t

五、结论和政策建议

本文基于弹性价格货币理论和汇率生成的微观结构模型，构建了包含人民币汇率、利率、货币供应量、实际收入、央行干预变量以及汇率基本均衡值ft的线性回归模型，并应用EGARCH过程，衡量了市场的信息冲击对人民币汇率波动的非对称影响。结果表明，利率、货币供应量、实际收入、央行的外汇干预都会对汇率波动产生显著性的影响。

在金融危机的影响逐步消退后，无论是出于外部政治需要，还是追求本国利益，人民币的一次性升值不可能根本上改善中国与西方经济体的贸易状况。综合世界各国汇改的历史经验和我国的特殊国情，中国的汇率改革应坚持自主、渐进、可控的原则，稳步推进人民币汇率制度改革，适应国际金融体系发展的需要。而这首要的问题就是人民币的市场化，央行应适度减少外汇干预，实现更加灵活的汇率政策。从2009年启动人民币跨境结算开始，人民币国际化脚步越来越快，人民币汇率市场化决定程度越高，人民币汇率就越趋向于均衡水平。人民币汇率受到国内外各种经济因素的影响，随着未来人民币汇率波动幅度区间逐渐扩大，人民币汇率双向浮动“需求强烈”，人民币汇率将保持相对稳定，人民币升值幅度将不会超过预期。

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