汇率的波动是可以相互传递放大的

1、汇率的波动是可以相互传递放大的汇率的波动是可以相互传递放大的摘要在金融全球化背景下,各国汇率波动更加频繁和剧烈。我们运用向量误差修正模型(VEC模型)和脉冲反应函数进行对比实证分析,探讨三种主要的国际货币汇率美元英镑、代写硕士论文美元欧元及美元日元之间的内在波动过程。单个汇率的波动可以通过不同汇率之间的连锁反应机制而传递放大,正是这种不同汇率之间的连锁反应机制加剧了外汇市场的频繁波动。 关键词汇率;VEC模型;脉冲反应函数;连锁反应 一、问题的提出今年来国际外汇市场上的汇率波动频繁且剧烈,从下面三个图形可以看出,从1999年欧元推出以来,主要的国际货币美元、欧元、日元以及英镑之间的汇率经历了剧

2、烈的波动。欧元自1999年1月作为账面货币诞生以来,在最初美元的较量中一直处于弱势, 19992001年,美元欧元汇率一路走低;但从2001年起,美元欧元汇率开始缓慢回升, 2003年美元欧元的比价大幅回升,美元在第四季度的跌势尤其明显,至2004年四月份,美元欧元已从低位上升约37%。从上图中可以看出,相比与美元日元及美元英镑的汇率,美元欧元的变动幅度是最大的。这一结果与欧洲货币当局对欧元的态度是直接相关的。前任欧洲中央银行行长杜伊森贝赫曾经表示,坚挺的欧元符合欧洲的利益,一方面,欧元坚挺可有效抑制石油价格过快上涨所可能引起的通货膨胀,另一方面欧元持续走强将加强人们对欧洲单一货币的信心。美元

3、英镑的变化趋势与美元兑欧元的趋势非常相似,从1999年年初开始,美元英镑汇率缓慢下跌,直2001年年中,美元英镑跌了近15%,此后,美元英镑汇率稳步上升,直2004年4月,上升了31%。相比与美元欧元汇率与美元英镑汇率,由于日本政府对外汇市场的频繁干预,美元日元汇率波动幅度相对小些,但趋势更加多变。从99年初,美元日元汇率开始下跌,至5月份下跌了大约7%,此后迅速回升,至年底上升了大约19%,然后又是一路下跌,至2002年4月份共下跌约23%。从2002年5月开始,美元日元汇率上升了近25%。对于汇率波动性的解释,传统的汇率决定理论主要从经济实质面(如物价水平、利率、货币供给、进出口水平、产出

4、等)角度进行分析,其核心是市场参与者对资料数据进行理性分析评估并一贯坚持利用它们。但对经济实质面的分析持批评的人认为该方法在考虑诸多影响市场的经济因素的意外变化时不够灵活和及时,因为对政治、经济因素产生影响的考虑经常有滞后性。持有一定头寸的金融市场参与者经常会面临时机选择问题。进一步讲,对经济数据做评估需要丰富的专业知识,且市场参与者并不具有同样的知识水平。另外,不同经济学流派的理论分歧经常会导致分析出现模糊不清的结论。但不管如何,这种分析方法从长期看还是一种有用的分析工具。在过去的510年里,市场变得越来越透明,现代信息技术快速地传播着大量信息,信息对价格的冲击也越来越小,任何人在一个合理的

5、时间段内都无法控制、理解和处理如此巨大的信息流。因此以评估短期市场变化为特征的技术分析受到了广泛的青睐(时间区间最长可达3个月)。技术分析仅依赖于对汇率波动的观察和解释来作出分析结论。本文则试图通过分析汇率之间的相互联系和不同汇率之间波动的传导效应,解释汇率的波动是可以相互传递放大的,正是这种内在的相互作用过程进一步加剧了外汇市场的频繁波动。本文的分析方法和结论与传统的基本分析和技术分析得出的结论不是相悖,而是相辅相成的。本文采用的是从1999年1月2004年4月美元欧元、美元日元以及美元英镑三种主要的国际货币汇率的数据(数据来源:中国国家外汇管理局网站)。 二、实证分析采用向量误差修正模型(

6、vectorerrorcorrectionmodel)对汇率的长期变动情况进行分析,分析过程共分四个步骤进行,第一步首先要检验三种货币汇率时间序列的平稳性,如果不平稳,则要进一步确定原序列需经几阶差分才能成为平稳序列;第二步,利用Johansen协整检验判断协整方程的数量;第三步,在以上两步实证结果的基础上,采用向量误差修正模型进行回归分析;最后,利用VEC模型的脉冲反应函数说明汇率的动态变化过程。(一)序列平稳性检验理论上,汇率的变动应该是随机的,因此,首先利用ADF检验来验证三个汇率时间序列服从随机游走的假设。检验方程为:yt=+yt-1+t其中,yt是汇率时间序列的一阶差分,yt-1是滞

7、后一期的序列值,、表示系数,t服从白噪音。检验假设是=0,若检验值大于临界值,则拒绝单位根假设,即汇率时间序列是平稳的或不存在随机游走。反之,若检验值小于临界值,则接受单位根假设,即汇率时间序列是不平稳的或存在单位根。由检验结果可看出,对三个汇率时间序列分别进行ADF检验,所得的三个检验统计量在所有的显著性水平下都大于相对应的临界值,因此应该接受单位根假设,即主要国际货币汇率的时间序列是不稳定的,即具有单位根,或者说服从随机游走。为了确定序列是几阶单整的( integrated),即确定I(d)中的d,应继续对原汇率时间序列的一阶差分进行ADF检验。检验结果表明,对一阶差分后的三个汇率时间序列

8、进行ADF检验所得的检验统计量在所有的显著性水平下都小于相对应的临界值,因此应该拒绝单位根假设,也就是说一阶差分后的汇率时间序列是平稳的。由此,我们可得出结论,这三个汇率时间序列都是一阶单整的,表示为I(1)。(二)协整检验(cointegrated test)Engle and Granger(1987)指出,两个或多个非平稳序列的线性组合有可能是平稳的这种线性组合被称为协整方程,它可以反映变量在长期存在的均衡关系。通过第一步的检验结果,三个汇率时间序列是不平稳的,且为一阶单整,很自然地,我们想知道,原汇率序列可以构成的协整方程的数目,即三个汇率序列能组成几个线性组合,从而在长期可以达成均衡

9、。原汇率序列有三个,协整向量的可能数目为02。如果数目为0,下面第三步中可直接对原汇率序列的一阶差分进行向量自回归(VAR)分析;如果协整向量的数目为1,VAR中将包含1个协整向量作为误差修正项;如果协整向量的数目为2,VAR中包含2个协整向量作为误差修正项。利用Johansen协整检验可判断协整方程的数量。Johansen协整检验给出两个检验统计值,一个是Trace统计值,一个是Max-eigen统计值。两表中第二行均检验没有协整向量的假设,即三个汇率序列之间无法进行线型组合以使其在长期能处于均衡状态;第三行检验有一个协整向量的假设;第四行检验有两个协整向量的假设。由上述检验结果可知,无论是

10、Trace检验,还是Max-eigenvalue检验,所得的统计量都小于不同水平下的临界值,因而接受原假设,即协整向量r的数量最多为2。这两个协整方程分别为:EURO=00. 8 509 334 237GBPJAPAN=-0. 005 952GBP在上述协整方程中,EURO表示美元欧元汇率序列, JAPAN表示美元日元汇率序列,GBP表示美元英镑汇率序列。协整检验结果表明了三个汇率序列之间存在的长期均衡关系。(三)VEC模型根据协整检验的结果,三个汇率时间序列的协整向量数目为2,因此回归时应使用包含两个向量误差修正项的向量误差修正模型(vectorerror correction model)

11、。VEC模型用于分析可以进行协整的非平稳时间序列,是施加了限制条件(即协整向量)的向量自回归模型(VAR model),通过在VAR模型的方程中加入协整关系,可以判断内生变量经过短期的动态调整后在长期是否可以收敛到此协整关系。则VEC模型为:D(EURO)=A(1, 1)* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+B(1, 4)+A(1, 2)* (JAPAN(-1)-0. 0060*GBP(-1)+B(2, 4)+C(1, 1)*D(EURO(-1)+C(1, 2)*D(EURO(-2)+C(1, 3)*D(JAPAN(-1)+C(1, 4)*D(JAPAN(-2)+C(1,

12、5)*D(GBP(-1)+C(1, 6)*D(GBP(-2)+C(1, 7)D(JAPAN)=A(2, 1)* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+B(1, 4)+A(2, 2)* (JAPAN(-1)-0. 0060*GBP(-1)+B(2, 4)+C(2, 1)*D(EURO(-1)+C(2, 2)*D(EURO(-2)+C(2,3)*D(JAPAN(-1)+C(2, 4)*D(JAPAN(-2)+C(2, 5)*D(GBP(-1)+C(2, 6)*D(GBP(-2)+C(2, 7)D(GBP)=A(3, 1)* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+B(

13、1, 4)+A(3, 2)* (JAPAN(-1)-0. 0060*GBP(-1)+B(2, 4)+C(3, 1)*D(EURO(-1)+C(3, 2)*D(EURO(-2)+C(3, 3)*D(JAPAN(-1)+C(3, 4)*D(JAPAN(-2)+C(3, 5)*D(GBP(-1)+C(3, 6)*D(GBP(-2)+C(3, 7)上述模型中,D()表示序列的一阶差分,EURO(-1)、GBP(-1)、JAPAN(-1)表示滞后一期的汇率序列值,D(EURO(-1)、D(GBP(-1)、D(JAPAN(-1)表示滞后一期的汇率的一阶差分值,D(EURO(-2)、D(GBP(-2)、D(

14、JAPAN(-2)表示滞后两期的汇率的一阶差分值。模型中的三个方程表示,汇率的变动值取决于两个协整向量、三个汇率序列滞后一期和滞后二期的一阶差分值。VEC模型的回归方程如下:D(EURO)=-0. 0 325* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+0. 3 203)-11. 1 086* (JAPAN(-1)-0. 0 060*GBP(-1)+0. 0 006)+0. 2 011*D(EURO(-1)+0. 1 900*D(EURO(-2)+18. 5982*D(JAPAN(-1)+0. 06 805*D(JAPAN(-2)-0. 3 196*D(GBP(-1)-0. 2 0

15、97*D(GBP(-2)+0. 0 034(1)D(JAPAN)=-0. 0 003* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(-1)+0. 3 203)-0. 1 463* (JAPAN(-1)-0. 0 060*GBP(-1)+0. 0 006)+ 0. 0 005*D(EURO(-1)+0. 0 019*D(EURO(-2)+0. 2845*D(JAPAN(-1)+0. 0 253*D(JAPAN(-2)-0. 0 023*D(GBP(-1)-0. 0 017*D(GBP(-2)+2. 3e-05(2)D(GBP)=0. 3 190* (EURO(-1)-0. 8 509*GBP(

16、-1)+0. 3 203)+0. 5 337* (JAPAN(-1)-0. 0 060*GBP(-1)+0. 0 006)+0. 3 399*D(EURO(-1)-0. 1 328*D(EURO(-2)+10. 0 510*D(JAPAN(-1)+14. 5 752*D(JAPAN(-2)-0. 3 985*D(GBP(-1)-0. 0 578*D(GBP(-2)+0. 0 044(3)回归结果表明,美元欧元汇率对其他货币汇率的变动最为敏感,回归方程中美元日元汇率及美元英镑汇率滞后两期的变动值的系数绝对值加总为7. 92,表示美元日元及美元英镑滞后两期的变动值分别变动一个单位,将引起美元欧元汇

17、率总共多变动7. 92个单位;其次为美元英镑汇率,回归方程中美元欧元汇率及美元日元汇率滞后两期的变动值的系数绝对值和为5. 42,表示美元欧元及美元日元滞后两期的变动值分别变动一个单位,将引起美元英镑汇率总共多变动5. 42个单位;最后为美元日元汇率,回归方程中美元欧元汇率及美元英镑汇率滞后两期的变动值的系数绝对值和为0. 02,表示美元欧元及美元英镑滞后两期的变动值分别变动一个单位,仅引起美元日元汇率总共多变动0. 02个单位。因此,统计结果表明,当其他汇率变动一个单位时,美元欧元汇率的相应波动幅度最大,美元英镑汇率的波动幅度居中,波动幅度最小的是美元日元汇率。统计结论与现实情况是相吻合的。(四)脉冲反应(Impulse Response)为了说明汇率之间长期是如何相互作用的,即汇率的动态变化过程,可使用VEC模型中的脉冲反应函数