石油價(jià)格對(duì)名義匯率預(yù)測(cè)改善作用的研究.pdf

1、導(dǎo)論:
　　 研究宏觀經(jīng)濟(jì)、國(guó)際金融的學(xué)者們總是對(duì)匯率有很大的興趣,因?yàn)楹荛L(zhǎng)時(shí)間以來(lái),基于宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的匯率模型對(duì)匯率的預(yù)測(cè)表現(xiàn)都不盡如人意。理論上決定匯率的宏觀經(jīng)濟(jì)變量如貨幣總量、真實(shí)收入、利率、通貨膨脹等,在實(shí)證分析中卻很難體現(xiàn)這些變量對(duì)名義匯率的決定作用,這是國(guó)際金融領(lǐng)域里的一個(gè)謎團(tuán)。Meese和Rogoff在其文章(1983a和1983b)中利用實(shí)證分析首次指出這樣的結(jié)果:基于樣本外均方根標(biāo)準(zhǔn),70年代的結(jié)構(gòu)匯率模型以及時(shí)

2、間序列模型對(duì)匯率進(jìn)行預(yù)測(cè)的表現(xiàn)都不佳,遠(yuǎn)不如一個(gè)簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型。該結(jié)果顯示,名義匯率在統(tǒng)計(jì)學(xué)上趨向于一個(gè)隨機(jī)行走過(guò)程,但是根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,決定匯率變化的宏觀變量,卻并不趨向于隨機(jī)行走過(guò)程。在此之后的幾十年里,完善宏觀經(jīng)濟(jì)模型,在匯率預(yù)測(cè)表現(xiàn)上超越簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型的目標(biāo)仍未實(shí)現(xiàn)。
　　 然而最近,在匯率領(lǐng)域有了許多引起廣泛爭(zhēng)議的新發(fā)現(xiàn),例如,用于分析真實(shí)匯率決定因素研究的結(jié)構(gòu)性時(shí)間序列模型表明真實(shí)沖擊是解釋真實(shí)匯率波動(dòng)的一個(gè)

3、主要且顯著的原因。這些發(fā)現(xiàn)表明匯率在其均衡值附近上下波動(dòng),可能是由一些宏觀經(jīng)濟(jì)模型未考慮的因素導(dǎo)致的。本文試圖找出這樣的因素,用歷史數(shù)據(jù)來(lái)檢驗(yàn)這樣的因素能否改善匯率模型對(duì)于名義匯率的預(yù)測(cè)。
　　 本文考慮石油價(jià)格為這樣的因素之一,石油價(jià)格影響宏觀經(jīng)濟(jì)變量,如收入,賬戶余額,以及儲(chǔ)蓄等,而這些變量會(huì)影響到石油進(jìn)口國(guó)和石油出口國(guó)之間的資產(chǎn)存量和分布,從而打破原有的市場(chǎng)均衡,引起匯率的變化。幾十年來(lái),學(xué)者們研究了石油價(jià)格和各種匯率的關(guān)

4、系,Robert A.Amano和Simon van Norden在其文章(1993)中證明,真實(shí)匯率和石油價(jià)格是協(xié)整的,且因果關(guān)系由石油價(jià)格流向真實(shí)匯率。盡管有許多文章研究了石油價(jià)格和匯率的關(guān)系,但嘗試使用石油價(jià)格來(lái)預(yù)測(cè)匯率或改善匯率預(yù)測(cè)的文章,卻不多見(jiàn)。
　　 本文將石油價(jià)格作為一個(gè)新的解釋型變量加入到匯率模型里,搜集歷史數(shù)據(jù),通過(guò)實(shí)證分析來(lái)檢驗(yàn)石油價(jià)格是否能夠改善這些模型對(duì)美元/馬克,美元/英鎊,美元/日元三種匯率的預(yù)測(cè)。

5、本文考慮的模型有兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)模型:彈性價(jià)格(弗蘭克爾-比爾森)模型和粘性價(jià)格(多恩布什-弗蘭克爾)模型,以及一個(gè)簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型。
　　 模型:
　　 第一個(gè)模型是弗蘭克爾和比爾森提出的彈性價(jià)格模型,該模型可以用如下等式表達(dá):st=a0+(mt-m*t)+a2(yt-y*t)+a3(rt-r*t)+μ
　　 其中st是匯率的對(duì)數(shù),mt和m*t分別表示本國(guó)貨幣供應(yīng)量和外國(guó)貨幣供應(yīng)量的對(duì)數(shù),yt和y*t分別表示本國(guó)真

6、實(shí)收入和外國(guó)真實(shí)收入的對(duì)數(shù),rt和r*t分別代表本國(guó)和外國(guó)的短期利率,μ是誤差項(xiàng)。
　　 第二個(gè)模型是多恩布施[1976]和弗蘭克爾[1979]提出的粘性價(jià)格模型,該模認(rèn)為由于價(jià)格是具有粘性的,國(guó)內(nèi)價(jià)格的調(diào)整過(guò)程不是一蹴而就的,而是個(gè)逐漸調(diào)整的過(guò)程,因而偏離了購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)等式,該模型擴(kuò)展了弗蘭克爾-比爾森模型,加入了一個(gè)新的變量:本國(guó)和外國(guó)長(zhǎng)期通貨膨脹率之差。
　　 st=b0+(mt-m*t)+b1(yt-y*t)+b2

7、(rt-r*t)+b3(πe-π*e)+μ
　　 其中πe andπ*e表示國(guó)內(nèi)和國(guó)外預(yù)期通貨膨脹率之差。
　　 除上述兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)模型之外,本文還考慮了一個(gè)簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型,見(jiàn)下列等式:st+1=st+εt+1 or△st+1=εt+1
　　 其中未來(lái)匯率值st+1是由匯率當(dāng)前值st加上一個(gè)誤差項(xiàng)εt+1構(gòu)成的,該誤差項(xiàng)是一個(gè)懷特噪音,即標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布,期望為0,方差為1)。本文之所以考慮簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型,是因?yàn)?/p>

8、該模型不含有其他任何解釋變量,匯率的變化僅僅由一個(gè)隨機(jī)因素決定,而宏觀經(jīng)濟(jì)模型卻還有一些解釋變量,如果石油價(jià)格在改善宏觀經(jīng)濟(jì)模型預(yù)測(cè)能力的表現(xiàn)上不盡如人意,我們還可以參考石油價(jià)格在改善隨機(jī)行走模型預(yù)測(cè)能力的表現(xiàn),因?yàn)榍罢呖赡苁怯捎谑蛢r(jià)格和其他解釋變量的多重線性造成的,后者則能反應(yīng)石油價(jià)格作為唯一的解釋變量對(duì)匯率變化所起的決定作用。
　　 在決定以何種形式將石油價(jià)格做為一個(gè)新的解釋型變量加入到這些模型中時(shí),本文考慮了三種備選形式

9、:石油價(jià)格,石油價(jià)格的對(duì)數(shù),以及石油價(jià)格的增長(zhǎng)率。我們發(fā)現(xiàn)石油價(jià)格的增長(zhǎng)率既和匯率有良好的線性關(guān)系,又和其他解釋變量有很小的相關(guān)性,所以本文選定石油價(jià)格的增長(zhǎng)率為新的變量,該新變量的系數(shù)可以解釋為如果石油價(jià)格增長(zhǎng)1％,匯率會(huì)變化百分之多少。
　　 加入了新變量的彈性價(jià)格宏觀經(jīng)濟(jì)模型可以用以下等式米表達(dá),s=a0+(m-m*)+a2(y-y*)+a3(rs-r*s)+β1P+μ
　　 加入了新變量的粘性價(jià)格模型可以用以下等

10、式來(lái)表達(dá):s=a0+(m-m*)+a2(y-y*)+a3(rs-r*s)+a4(xe-x*e)+β2P+μ
　　 其中P代表新變量,即石油價(jià)格的增長(zhǎng)百分比。
　　 與此簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型相對(duì)應(yīng)的加入新變量的模型可以由如下等式來(lái)表達(dá):st+1=st+β△Pt+1+εt+1或者Ast+1=β△pt+1+εt+1
　　 其中△pt+1是石油價(jià)格的增長(zhǎng)百分比,εt+1是誤差項(xiàng).該模型其實(shí)是一個(gè)無(wú)常數(shù)項(xiàng)的簡(jiǎn)單線性回歸模型。<

11、br>　　 所有的模型中的匯率都是以對(duì)數(shù)形式出現(xiàn),這樣可以獲得無(wú)單位的統(tǒng)計(jì)變量,使得不同的模型之間具有可比性。
　　 方法:
　　 所有的模型都將用于美元/馬克,美元/英鎊,美元/日元三種匯率的預(yù)測(cè),預(yù)測(cè)間隔為1個(gè)月,6個(gè)月和12個(gè)月。本文采用的數(shù)據(jù)是月觀測(cè)數(shù)據(jù),對(duì)于每種匯率,使用的數(shù)據(jù)樣本都有其相應(yīng)的年份跨度期間。對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)模型,只有各種宏觀變量數(shù)據(jù)同時(shí)存在,才能對(duì)其進(jìn)行回歸預(yù)測(cè),由于資源有限性,本文能搜集到的數(shù)據(jù)

12、有限,對(duì)于美元/馬克匯率,回歸數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1986年1月到1997年4月,對(duì)于美元/英鎊匯率,回歸數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1987年1月到2008年12月,對(duì)于美元/日元匯率,回歸數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1986年1月到2009年4月。
　　 本文采用的是滾動(dòng)回歸方法,即對(duì)于一個(gè)相同的線性回歸方程式,采用恒定數(shù)目的滾動(dòng)點(diǎn)數(shù)據(jù),進(jìn)行多次回歸,獲得多次系數(shù),進(jìn)行多次預(yù)測(cè)的方法。例如,對(duì)于美元/英鎊匯率,在預(yù)測(cè)間隔為1個(gè)月的情況下,用最先60個(gè)月(從1

13、987年1月到1991年12月)的數(shù)據(jù)進(jìn)行第一次回歸,生成各變量的回歸系數(shù),該回歸模型被用于預(yù)測(cè)下一個(gè)階段的匯率值,即帶入1992年1月的各個(gè)解釋變量的值即可;在下一個(gè)回歸階段,1992年1月的數(shù)據(jù)被加入到樣本,而1987年1月的數(shù)據(jù)則被排除在外,此時(shí)樣本的觀測(cè)點(diǎn)數(shù)目仍為60個(gè),這些數(shù)據(jù)再次用于同一方程式的回歸,得到新的各個(gè)變量的回歸系數(shù),再帶入下一個(gè)階段的觀測(cè)點(diǎn)的數(shù)值,即1992年2月的數(shù)據(jù),可以得到該模型對(duì)于1992年2月的匯率的預(yù)

14、測(cè)值;如此反復(fù),直至滾動(dòng)回歸一直前進(jìn)到總樣本的最后一個(gè)觀測(cè)點(diǎn)。通過(guò)這樣一個(gè)滾動(dòng)回歸的過(guò)程,我們可以獲得一系列的美元/英鎊匯率的回歸系數(shù),以及相對(duì)應(yīng)的204個(gè)對(duì)下一階段匯率從的預(yù)測(cè)值。本文不僅測(cè)試了在1個(gè)月預(yù)測(cè)間隔各模型的表現(xiàn),也測(cè)試了在6個(gè)月和12個(gè)月預(yù)測(cè)間隔下各模型的預(yù)測(cè)能力。采用不同預(yù)測(cè)間隔的原因在于檢驗(yàn)石油價(jià)格能否在較長(zhǎng)的預(yù)測(cè)期間改善這些模型的預(yù)測(cè)能力。
　　 檢驗(yàn)預(yù)測(cè)精確性一般有兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn),一個(gè)是樣本內(nèi)精確性標(biāo)準(zhǔn),另一個(gè)是

15、樣本外精確性標(biāo)準(zhǔn),前者測(cè)量的是在用于回歸的數(shù)據(jù)樣本內(nèi)回歸模型的擬合度,如R square等,而后者測(cè)量的則是在用于回歸的數(shù)據(jù)樣本外回歸模型的預(yù)測(cè)表現(xiàn)。本文采用樣本外預(yù)測(cè)精確性來(lái)評(píng)價(jià)每個(gè)模型以及加入石油價(jià)格增長(zhǎng)率變量的新模型對(duì)匯率的預(yù)測(cè)能力。Meese和Rogoff在其文章中提出評(píng)價(jià)樣本外預(yù)測(cè)能力的三個(gè)參數(shù):
　　 均方根誤差RMSE=√Σnki=1Σkj=1[Fi(h+i×j)-A(h+i*j)]2/Nk*k平均誤差ME=Σnk

16、i=1Σkj=1[Fi(h+i×j)-A(h+i*j)]/Nk*k絕對(duì)平均誤差MAE=Σnki=1Σkj=1|Fi(h+i×j)-A(h+i*j)|/Nk*k
　　 均方根誤差為比較各模型預(yù)測(cè)表現(xiàn)的主要參數(shù),平均誤差和絕對(duì)平均誤差為輔助參數(shù),本文只給出均方根誤差的結(jié)果,因?yàn)槠骄`差和絕對(duì)平均誤差顯示的結(jié)果和均方根誤差顯示的結(jié)果一致。
　　 其中k=1,3,6,12,代表不同的預(yù)測(cè)間隔,即1個(gè)月,6個(gè)月和12個(gè)月。H代表滾

17、動(dòng)回歸窗口的寬度,即每個(gè)回歸所用的觀測(cè)點(diǎn)數(shù)目,Nk是回歸的總次數(shù),Fi(h+i×j)表示用第i個(gè)回歸方程對(duì)時(shí)間點(diǎn)為(h+i×j)的匯率預(yù)測(cè)值。每一次回歸被用于計(jì)算對(duì)接下來(lái)k個(gè)時(shí)間點(diǎn)的匯率預(yù)測(cè)值,最后一次回歸沒(méi)有被用來(lái)生成匯率預(yù)測(cè)值。Nk*k代表生成的匯率預(yù)測(cè)值的總數(shù)目。
　　 除在總樣本區(qū)間里檢驗(yàn)這些模型對(duì)匯率的預(yù)測(cè)能力外,本文還檢驗(yàn)了這些模型在某些亞樣本區(qū)間里這三個(gè)模型對(duì)匯率的預(yù)測(cè)能力,具體來(lái)說(shuō),本文考察了兩種類(lèi)型的亞樣本,一

18、是石油價(jià)格呈現(xiàn)出不斷上升或者不斷下降的態(tài)勢(shì)下的亞樣本,另一個(gè)是石油價(jià)格和匯率的共同波動(dòng)趨勢(shì)很顯著情況下的亞樣本。第一個(gè)亞樣本區(qū)間為2003年1月到2008年9月,在這期間,石油價(jià)格持續(xù)快速上升,原油價(jià)格從每桶33美元上升到129美元。第二個(gè)亞樣本區(qū)間不同的匯率有所不同,取決于搜集到的數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度,對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)模型,美元/馬克匯率亞樣本區(qū)間為1986年到1997年,美元/英鎊匯率亞樣本區(qū)間為2001年到2008年,美元/日元匯率亞樣本區(qū)

19、間為1997年到2008年;對(duì)于隨機(jī)行走模型,美元/馬克匯率的第二個(gè)亞樣本區(qū)間為1986年到1999年,對(duì)于美元/英鎊匯率為2001年到2009年,對(duì)于美元/日元匯率為1997年到2009年。
　　 結(jié)果對(duì)于每個(gè)模型,每種匯率,以及每個(gè)預(yù)測(cè)間隔,加入石油價(jià)格后均方根誤差的減少情況都列在下表中。對(duì)于兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)模型,彈性價(jià)格模型和粘性價(jià)格模型,石油價(jià)格未能改善這兩個(gè)模型對(duì)匯率的預(yù)測(cè)能力。對(duì)于簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型,加入石油價(jià)格后的新模型

20、確實(shí)能使得均方根誤差不所減少,但這種減少的幅度很小,RMSE的減少不到0.02,既預(yù)測(cè)精確度的上升不到兩個(gè)百分點(diǎn)。
　　 原因:
　　 兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)模型,彈性價(jià)格模型和粘性價(jià)格模型,在加入石油價(jià)格增長(zhǎng)率變量后,對(duì)匯率的預(yù)測(cè)能力仍沒(méi)有得到改善,本文從如下幾方面著手,分析出現(xiàn)該結(jié)果的原因。
　　 抽樣誤差是指只觀察部分樣本而不是總體樣本而造成的誤差,本實(shí)驗(yàn)中各個(gè)匯率的樣本大小分別為:美元/馬克匯率有136個(gè)觀測(cè)點(diǎn),美

21、元/英鎊匯率有264個(gè)觀測(cè)點(diǎn),美元/日元匯率有192個(gè)觀測(cè)點(diǎn),這些樣本很小,抽樣誤差可能很大。聯(lián)立方程偏差也是導(dǎo)致該結(jié)果的可能原兇之一,這種偏差指的是誤差項(xiàng)u和獨(dú)立變量匯率的相關(guān)性而可能導(dǎo)致的誤差。本文用于預(yù)測(cè)的數(shù)據(jù)是各解釋變量的歷史真實(shí)值,而不是人們?cè)诋?dāng)時(shí)對(duì)其的預(yù)期值,這也是導(dǎo)致誤差的可能解釋之一。
　　 另一可能原因涉及到石油價(jià)格和其他解釋變量的多重共線性關(guān)系,在這個(gè)實(shí)驗(yàn)中,石油價(jià)格可能和其他解釋變量有高度相關(guān)性,從而包含了

22、其他解釋變量中的信息,反過(guò)來(lái)其他解釋變量也包含了石油價(jià)格的信息,因此,在把石油價(jià)格這個(gè)變量加入到宏觀經(jīng)濟(jì)模型中時(shí),均方根誤差并沒(méi)有顯著的改善。然而,多重共線性測(cè)試的結(jié)果卻并不支持這個(gè)假設(shè),根據(jù)splus collinear Test函數(shù),石油價(jià)格和其他解釋型變量的共線性測(cè)試結(jié)果為:對(duì)于美元/日元匯率,測(cè)試結(jié)果為15.72818,對(duì)于美元/馬克匯率,測(cè)試結(jié)果為4.993924,對(duì)于美元/英鎊匯率,測(cè)試結(jié)果為5.380801。而理論上共線性

23、測(cè)試的結(jié)果大于20才足以說(shuō)明多重共線性的顯著存在。
　　 對(duì)于簡(jiǎn)單隨機(jī)行走模型,在12個(gè)月預(yù)測(cè)間隔下,石油價(jià)格并未能改善其對(duì)這三種匯率的預(yù)測(cè)能力,但如果考慮到這樣一個(gè)事實(shí),即匯率應(yīng)石油價(jià)格變化進(jìn)行調(diào)整的過(guò)程是快速的,且調(diào)整模式也是在不斷變化的,這樣的結(jié)果也許不足為奇,因?yàn)槔?2個(gè)月以前的匯率歷史數(shù)據(jù)對(duì)當(dāng)前的匯率進(jìn)行預(yù)測(cè),預(yù)測(cè)結(jié)果不令人滿意是可想而知的。
　　 結(jié)論:
　　 對(duì)于每種匯率,在每個(gè)預(yù)測(cè)期間,加入石油

24、價(jià)格變量后的兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)模型,彈性價(jià)格模型和粘性價(jià)格模型,都未能在匯率預(yù)測(cè)精確性上有所提高。使用亞樣本數(shù)據(jù)的模型也未能使得均方根誤差顯著減少。但這個(gè)結(jié)果能否歸結(jié)于抽樣誤差,聯(lián)力方程偏差,石油價(jià)格與其他解釋變量的多重共線性,我們?nèi)圆荒軘嘌浴?br>　　 加入了石油價(jià)格變量的隨機(jī)行走模型確實(shí)在匯率預(yù)測(cè)精確性上有所提高,但這種提高僅限于1個(gè)月,6個(gè)月預(yù)測(cè)間隔,且微不足道,均方根誤差的最大減少為0.02,即在6個(gè)月預(yù)測(cè)間隔,加入了石油價(jià)格的隨

25、機(jī)行走模型在對(duì)美元/英鎊匯率進(jìn)行預(yù)測(cè)時(shí)比原模型的均方根誤差小了0.02。在12個(gè)月預(yù)測(cè)間隔,石油價(jià)格未能改善隨機(jī)行走模型的預(yù)測(cè)能力?？紤]到匯率變化的快速性,這樣的預(yù)測(cè)表現(xiàn)是不足為奇的,因?yàn)樗?2個(gè)月以前的數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)。
　　 根據(jù)本實(shí)驗(yàn)的結(jié)果,總體而言,石油價(jià)格在改善現(xiàn)有模型對(duì)匯率的預(yù)測(cè)能力方面所起的作用是有限的。
　　 本文的不足之處包括:使用季節(jié)性調(diào)整數(shù)據(jù),沒(méi)有使用預(yù)期的解釋變量值而采用真實(shí)的預(yù)期變量值進(jìn)行預(yù)測(cè)