導語：如何才能寫好一篇貨幣匯率，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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貨幣匯率跟著國際收支狀況走。國際收支是一國對外經(jīng)濟活動的綜合反映，它對一國貨幣匯率的變動有著直接的影響，而且，從外匯市場的交易來看，國際商品和勞務的貿(mào)易構成外匯交易的基礎，因此它們也決定了匯率的基本走勢。

例如自20世紀80年代中后期開始，美元在國際經(jīng)濟市場上長期處于下降的狀況，而日元正好相反，一直不斷升值，其主要原因就是美國長期以來出現(xiàn)國際收支逆差，而日本持續(xù)出現(xiàn)巨額順差。

僅以國際收支經(jīng)常項目的貿(mào)易部分來看，當一國進口增加而產(chǎn)生逆差時，該國對外國貨幣產(chǎn)生額外的需求，這時，在外匯市場就會引起外匯升值，本幣貶值，反之，當一國的經(jīng)常項目出現(xiàn)順差時，就會引起外國對該國貨幣需求的增加與外匯供給的增長，本幣匯率就會上升。

（來源：文章屋網(wǎng) ）

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關鍵詞：一籃子貨幣；人民幣匯率；匯率形成機制

中圖分類號：F83 文獻標識碼：A

收錄日期：2012年3月6日

2005年7月21日，中國人民銀行啟動人民幣匯率形成機制改革，實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。這次匯率制度改革整體上是成功的，人民幣匯率基本上實現(xiàn)了向均衡水平調(diào)整的目標。然而，參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)在具體安排和實際運行中，也暴露出一些問題。對這些問題的總結有助于我們更好地繼續(xù)完善人民幣匯率形成機制。

一、2005年人民幣匯率制度改革進程中存在的問題

從美元兌人民幣匯率走勢看，2005年人民幣匯率形成機制改革之后，人民幣匯率處于升值通道。根據(jù)匯率形成機制改革的步伐，人民幣匯率走勢可以分為三個大的階段：第一階段為2005年7月至2008年7月的匯改開始階段，三年內(nèi)人民幣升值18%，呈現(xiàn)先慢后快的特征；第二階段為2008年7月至2010年6月的匯改停滯階段，受國際金融危機的影響，人民幣匯率形成機制改革被迫停滯，人民幣對美元匯率基本維持在6.8水平波動；第三階段為2010年6月19日至今的匯改重啟階段，根據(jù)國際國內(nèi)形勢變化，匯率形成機制改革重新啟動，進一步增強人民幣匯率彈性?？偨Y各個階段的實際情況，筆者認為這次人民幣匯率制度改革存在著以下問題：

（一）匯率改革基點缺失。在2009～2010年面對錯綜復雜的國際問題，我國匯率制度改革重新回到單一盯住美元制度，這一方面說明國際環(huán)境的壓力增大，尤其是面對發(fā)達國家貨幣霸權和制度壟斷，我國無法實現(xiàn)自我意愿的改革宗旨和原則；但另一方面我國制度缺少的教訓也值得思考。我們不斷強調(diào)匯率改革模式，不斷向外宣言匯率改革決心和意志，但缺少有效的組合和對策，即一籃子貨幣模式只是停留在言論宣言、指導原則和對外交往中，缺少實在的模式透明度、權重有效性以及框架執(zhí)行度，進而不得已推出人民幣國際結算。實際上人民幣國際結算方式是我國匯率制度難以實施的“反光鏡”，而不是有效、靈活對策的成功，是對匯率制度改革的一種否定，而不是對匯率制度改革的推進。匯率改革基點的缺失最終導致人民幣匯率制度的倒退和進展的弱化。

（二）人民幣匯率單邊升值，升值不斷預期強化導致國際短期資本涌入。人民幣匯率制度改革六年過去了，但我們只看到價格在不斷升值，從未貶值，6年升值22.27%，從8.1838元上升到6.7605元，期間只有2009年處于所謂的盤整年，匯率水平糾結在6.82～6.83元。非對稱地單向參考一籃子貨幣，帶來了升值預期不斷強化的問題?；剡^頭去看，人民幣匯率的這種價格走勢是因為外部駕馭的成功，而非內(nèi)部需要或需求的基礎，我們并不清楚我們匯率價格方向以及匯率的訴求需要。因為2009年以后我國的經(jīng)濟金融狀況處在一個明顯的向下階段，甚至出現(xiàn)明顯的糾結和擴大矛盾狀態(tài)，并非未出現(xiàn)我國經(jīng)濟金融品質提升的趨勢。同時，匯率的單邊升值，刺激了國際游資的投機動機，這反過來又使得人民幣升值預期進一步強化。2005年至2008年上半年之間，我國實行緊縮貨幣政策多次提高利率，國內(nèi)外利差的擴大，國外大量游資在賺取無風險利差和人民幣升值收益的雙重利益吸引之下，通過各種途徑繞開資本管制流入我國，并且涌入我國股市和房地產(chǎn)市場，推動了我國資產(chǎn)市場的泡沫化，嚴重影響了我國的經(jīng)濟和金融穩(wěn)定。

（三）官方干預明顯，匯率維持成本高。美元兌人民幣匯率每天以中間價為中心正負0.5%之內(nèi)進行波動。但是，貨幣當局作為外匯交易市場的一個成員，可以在區(qū)間內(nèi)的任何價位進行干預易。近年來，我國國際收支持續(xù)雙順差的局面使外匯市場上人民幣長期處于供大于求的狀況，使得中央銀行對外匯市場的干預不可避免。維持現(xiàn)行的人民幣匯率制度的成本較高，主要表現(xiàn)在中央銀行干預引致外匯儲備的增加所帶來的成本與風險上。一方面巨額的貿(mào)易順差及國際資本的凈流入導致中央銀行被動投放基礎貨幣，直接影響央行貨幣政策效果；另一方面外匯儲備的投資管理風險，儲備用于清償?shù)墓δ軟Q定它必須具有較高的流動性。目前我國外匯儲備主要用于購買美國政府的短期債券和在境外金融機構的同業(yè)存款，其資產(chǎn)收益率遠遠低于對外借款所支付的利息和利用外商直接投資所付出的成本，這造成了巨大的資源浪費。雖然新成立的中國投資公司擔當了部分外匯投資管理的重任，但并沒有完全解決巨額外匯儲備的管理問題。

二、深化人民幣匯率形成機制改革的建議

中國人民銀行于2010年6月19日重啟人民幣匯改，宣布“進一步推進人民幣匯率形成機制改革，增強人民幣匯率彈性”，強調(diào)“參考一攬子貨幣和繼續(xù)按照已公布的外匯市場匯率浮動區(qū)間，對人民幣匯率浮動進行動態(tài)管理和調(diào)節(jié)?！辫b于前面分析的人民幣匯率制度存在的缺陷，本人認為此次重啟匯改應該采取以下政策措施：

（一）借鑒其他實行有管理的浮動匯率制度國家的經(jīng)驗，建立和完善參考一籃子匯率制度機制。新加坡是實行有管理的浮動匯率制度國家中較成功的案例。它根據(jù)自身小型開放經(jīng)濟體的特點，將匯率政策作為貨幣政策的中心，通過調(diào)節(jié)匯率，避免長期偏離經(jīng)濟基本面，穩(wěn)定物價，它并不設定通貨膨脹管理的目標。同時，綜合考察經(jīng)濟基本面、價值判斷、市場技術指標、匯率歷史變動及模型計算結果，確定幣籃子、匯率政策帶等。新加坡金融管理局管理匯率的做法在1997年亞洲金融危機中充分顯示出成效，不久就成功防范了投機資本的沖擊，而且維持了正的經(jīng)濟增長和低通脹。

我們最為緊迫的任務是健全和完善參考一籃子貨幣的機制，有效、明確和公開人民幣參考一籃子貨幣的權重，按照貿(mào)易、投資、外債和儲備需要配置貨幣籃子組合，使市場參與者能夠通過份額配比規(guī)避風險和化解壓力，以及便捷交易和結算等。同時，在考慮人民幣貨幣籃子的幣種選擇和權重方面，不僅應把主要貿(mào)易伙伴國的貨幣納入貨幣籃，而且還應把主要資本交易貨幣也納入貨幣籃。目前我國最主要的貿(mào)易伙伴是美國、歐盟、日本和韓國等國家和地區(qū)，也就是說，美元、歐元、日元和韓元應在人民幣貨幣籃子的幣種選擇和權重中占據(jù)相對重要的地位。但即便如此，貨幣籃子的幣種及權重也不能一成不變，而應該隨著經(jīng)濟發(fā)展和對外貿(mào)易、投資結構的變化而及時做出調(diào)整，有意識地增加相對堅挺、國家經(jīng)濟形勢較好的貨幣的權重。在目前的貨幣籃子構成里，美元的權重雖然與人民幣匯率改革初期相比已有所減少，但仍應逐漸淡化美元在一籃子貨幣匯率制中的作用，強化歐元和日元的作用。同時，還應增加與我國對外投資息息相關的資源類國家如俄羅斯、巴西、澳大利亞和加拿大四國貨幣在籃子中的權重。

（二）放寬匯率波動區(qū)間，擴大匯率波動幅度，抑制和消除人民幣單邊升值預期。減少貨幣當局在外匯市場上的干預，盡快實現(xiàn)市場化的人民幣匯率形成機制。在金融深化的背景下，資本管制、利率市場化等影響匯率制度變遷的參數(shù)正在發(fā)生變化，因而逐步消除匯率生成機制中的政府行為，增強市場行為主導力量，已經(jīng)成為人民幣匯率形成機制改革的主要方向。鑒于目前央行入市干預的交易日數(shù)已經(jīng)超過了總交易日數(shù)的70%，可以說主導了市場匯率的形成，這與現(xiàn)行人民幣匯率制度的核心，即以市場供求為基礎、更大程度地發(fā)揮市場在決定匯率上的基礎作用是相背離的。為此，建議逐步減少央行對外匯市場的干預，放寬匯率波動區(qū)間，擴大匯率波動幅度，實現(xiàn)真正的雙向浮動，促使人民幣匯率向均衡水平回歸；必須根據(jù)我國對外貿(mào)易、投資等活動情況對及時對貨幣籃子中的貨幣及其權重進行調(diào)整，并擴大人民幣對各籃子貨幣的波動幅度，確保人民幣實際匯率在均衡合理水平上的基本穩(wěn)定。目前，要放松對美元的盯住程度，降低貨幣籃子中美元的比重，擴大對美元匯率的波動浮動，允許人民幣對美元貶值，使人民幣實際匯率在均衡水平上保持基本穩(wěn)定，而非保持名義匯率固定不變。

（三）堅持獨立自主的匯率改革立場。匯率是一國貨幣對他國貨幣的比價，匯率政策從根本上不僅僅是一國的對內(nèi)經(jīng)濟政策，而是對外政策的組成部分，其政策實施必然會對它國產(chǎn)生影響。在經(jīng)濟全球化日益發(fā)展的今天，匯率政策已成為國際間經(jīng)濟政策協(xié)調(diào)的一項主要內(nèi)容。中國作為國際經(jīng)濟和政治上的大國，承擔相應的國際義務和保持合適的國際合作，對內(nèi)對外都是必要的，但這是以獨立自主的經(jīng)濟金融政策為基礎的。我國進一步推進人民幣匯率形成機制改革，絕不是迫于某種國際壓力，而是我國從自身改革發(fā)展的實際需要出發(fā)作出的重要決策。正如周小川強調(diào)的那樣：“這是一種自主決定，是中國邁向社會主義市場經(jīng)濟和優(yōu)化資源配置的需要，是改革和長期穩(wěn)定發(fā)展的需要，而不是和其他國家溝通商量之后得出的結果?！比嗣駧艆R率改革堅持主動性的原則，主要根據(jù)我國自身改革和發(fā)展的需要，決定匯率改革的方式、內(nèi)容和時機。人民幣匯率是參考一籃子貨幣而不是盯住一籃子貨幣，體現(xiàn)了中國宏觀經(jīng)濟金融政策的獨立性。堅持從我國的根本利益和經(jīng)濟社會發(fā)展的現(xiàn)實出發(fā)，選擇適合我國國情的匯率制度和匯率政策，才能體現(xiàn)中國政府在人民幣匯率問題上始終堅持獨立自主、高度負責的態(tài)度。

主要參考文獻：

[1]韓復齡.一籃子貨幣――人民幣匯率形成機制、影響與展望[M].北京：中國時代經(jīng)濟出版社，2005.

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繼G20杭州峰會和人民幣在10月1日被正式納入SDR貨幣籃子之后，人民幣在10月開啟了新一波貶值。

自9月30日以來不到一個月，人民幣兌美元即期匯率已經(jīng)跌去1000個基點，貶值幅度超過1.5%。這是“8?11”匯改以來的第四波貶值，央行的匯率預期管理和國內(nèi)流動性管理能力再次經(jīng)受考驗。

一方面，隨著美聯(lián)儲12月加息預期再次升溫，市場逐漸形成對人民幣的單邊貶值預期。央行高層也在不斷向市場喊話穩(wěn)定市場預期。10月25日，央行副行長易綱在《人民日報》的署名文章中稱，人民幣匯率將繼續(xù)在合理均衡的水平上保持基本穩(wěn)定，不存在持續(xù)貶值的基礎。但市場仍然非常關心：人民幣會不會隨著貶值預期升溫而逐漸失控，央行又是否有意愿打破單邊貶值預期？

另一方面，人民幣匯率問題已在很大程度上成為貨幣政策的制約因素，資本外流加劇對國內(nèi)流動性造成被動收緊的效果，可能對實體經(jīng)濟和金融市場造成沖擊。市場人士認為，央行在近期流動性管理實踐中已逐漸轉向結構性工具。但長期來看，匯率改革仍需繼續(xù)推進，匯率的彈性和靈活度仍有待提高。 “小步快貶”

10月10日，“十一”假期后的第一個交易日，人民幣兌美元中間價報出6.7008，較上一交易日（9月30日）大跌230點，創(chuàng)下2010年9月來最低，也被市場廣泛解讀為“央行打開了6.7的鐵底”。隨后，離岸人民幣兌美元匯率瞬間暴跌逾百點，短線波動劇烈。在岸人民幣兌美元開盤也暴跌268點，瞬間跌破6.7，最終官方收盤價報6.7028，收跌逾六年新低，較上一交易日大跌328點。

此后的三個交易日，人民幣中間價連續(xù)下調(diào)，至10月14日，“十一”假期后的第一周人民幣兌美元匯率即創(chuàng)下今年1月以來最大單周跌幅。

10月17日，人民幣兌美元中間價再次大幅下調(diào)222個基點報出6.7379，逼近6.74關口。在岸人民幣也在盤中相繼跌破6.73、6.74，報收于6.7396。

人民幣并沒有就此停下“跌跌不休”的腳步。10月21日，人民幣兌美元中間價突破6.75重要心理關口，大跌247點至6.7558。人民幣中間價公布后，進一步刺激客盤購匯情緒，在岸人民幣兌美元匯率跌幅隨后進一步擴大，并連續(xù)跌破6.75、6.76兩大關口，盤中最低一度觸及6.7602。離岸人民幣在當日跌約240點突破6.77，刷新逾六年低點。

進入節(jié)后第三周，于在岸和離岸人民幣的領跌下，人民幣中間價相繼突破6.76、6.77。至此，在岸人民幣兌美元匯率已累計貶值1078點，10月25日收報于6.7778。離岸人民幣更是在10月27日一度跌至6.7920，創(chuàng)有記錄以來新低，逐步逼近6.8關口。

雖然節(jié)后三周人民幣匯率“小步快貶”，但并未造成市場明顯的恐慌情緒。市場人士普遍認為，這一波的人民幣加速貶值是可以解釋的。

摩根大通中國首席經(jīng)濟學家朱海斌對《財經(jīng)》記者表示：“最近的人民幣兌美元貶值主要是由于美元走強引起的，美元指數(shù)本月已從95.5升至98.7，漲幅達到3.3%。在新的人民幣中間價定價機制下，美元升值會導致人民幣兌美元貶值。而且這段時間一籃子貨幣指數(shù)保持基本穩(wěn)定。所以本月這波貶值是在新機制下針對主要貨幣波動后的正常調(diào)整，并不意味著央行匯率政策的變化?！?/p>

隨著美聯(lián)儲12月加息預期升溫，人民幣勢必要承受更大的貶值壓力。中金公司首席經(jīng)濟學家梁紅也認為，人民幣近期走弱是對美元走強的一個反應。而且她指出，如果人民幣中間價完全按照既定機制確定，貶值幅度可能比現(xiàn)在大。因此，所謂央行在人民幣加入SDR籃子后有意引導匯率貶值的觀點并不成立。

從外匯市場供求情況來看，資本外流的壓力也有所增大。根據(jù)外管局公布的數(shù)據(jù)顯示，2016年9月銀行結售匯逆差1897億元，明顯高于8月的634億元。其中9月銀行代客結售匯逆差達到1793億元，創(chuàng)今年3月來最高水平，重返半年高位。而9月銀行代客涉外人民幣收付款逆差為447億美元，較8月份逆差277億美元擴大逾六成，也創(chuàng)下2010年開始公布該數(shù)據(jù)以來最大逆差紀錄。

高盛高華首席中國經(jīng)濟學家宋宇向《財經(jīng)》記者指出：“資本凈流出壓力在9月有所增大，而且外匯儲備也在不斷下降，這就意味著人民幣匯率是有下行壓力的。” 貶值預期難消

自去年“8?11”匯改以來，人民幣相繼出現(xiàn)了四次貶值，不斷考驗著央行的匯率預期管理能力。

第一次貶值出現(xiàn)在“8?11”之后的幾天，人民幣兌美元匯率從6.11貶至6.4。第二次出現(xiàn)在2015年12月11日央行宣布推出參考一籃子貨幣的人民幣匯率指數(shù)到今年1月中旬，人民幣兌美元進一步貶值到6.56。第三次貶值是從今年5月開始到7月中旬，美聯(lián)儲加息預期升溫疊加英國“脫歐”沖擊，人民幣兌美元貶值至6.697。最近人民幣開啟了第四波貶值，從9月30日的6.67貶值到6.77。

社科院世界經(jīng)濟與政治研究所全球宏觀經(jīng)濟研究室主任張斌告訴《財經(jīng)》記者：“第一次貶值主要來自于中間價匯率形成機制改革。當時央行宣布完善中間價定價機制改革，這被很多市場人士認為是人民幣要走向浮動匯率。再加上當時外匯市場供不應求的局面，央行如果不再給出大家習以為常的中間價，市場自然預期人民幣貶值，人民幣也應聲開貶?！??13’之后央行認為市場波動太大，出重手干預，匯率才重回穩(wěn)定。”

他認為，接下來的幾次貶值都與美元指數(shù)不同程度升值有關?！霸谀瓿跻?yún)⒖家换@子貨幣匯率的機制后，既要考慮市場供求，又要考慮籃子匯率。結果就是美元強的時候人民幣貶值，美元弱的時候人民幣也不會明顯升值（因為要考慮市場供求），所以就成了人民幣漸進地、階段性貶值?！?/p>

如此一來，市場逐漸形成了對人民幣較強的單邊貶值預期。

這主要體現(xiàn)在企業(yè)提前購匯的意愿上。一位在大宗商品貿(mào)易企業(yè)從事外匯交易的人士告訴《財經(jīng)》記者：“目前市場上還是繼續(xù)看貶的預期，基本年底到6.8左右的心理。所以實際操作上可能近三個月的購匯計劃都會調(diào)整，包括遠期鎖定和即期購匯都會考慮提前進行?！?/p>

在張斌看來，除非釜底抽薪使央行退出外匯市場干預，或是把希望寄托在美元持續(xù)大幅貶值上，否則目前這種單邊貶值預期很難打破。

但是宋宇認為，目前這種普遍預期具有合理性，這是在市場對匯率形成機制的理解上形成的?！艾F(xiàn)在央行調(diào)整匯率之后，大家發(fā)現(xiàn)是因為美元升值了，而且一籃子貨幣沒有發(fā)生明顯的貶值，這就會對下一步形成預期，因為市場理解了你過去的行為。那么對央行未來行為的不確定性的擔憂就減小了。之后如果美元繼續(xù)升值，那么人民幣就應該而且也會對美元繼續(xù)貶值?！?/p>

他認為，在過去一年多時間里，央行在政策溝通方面已經(jīng)有較明顯的改善，所以目前的貶值也沒有引發(fā)市場的過分擔憂。

同時，宋宇也一再向《財經(jīng)》記者強調(diào)，市場應該在這個過程中逐步適應匯率的波動和貶值，克服對波動和貶值的恐懼?！安粦摪褏R率的升值和貶值本身看作一個好的或者不好的事情。現(xiàn)在有一種傾向認為貶值是一個不好的事情，這是一種比較奇怪的觀點?！彼f。 掣肘貨幣政策

隨著人民幣貶值壓力增大，匯率因素將再度制約國內(nèi)貨幣寬松的空間。9月央行外匯占款數(shù)據(jù)降幅再次擴大至3375億元，其縮水也被市場認為央行在人民幣10月1日正式入籃前加強了外匯干預以穩(wěn)定匯率。而外匯占款持續(xù)下降，對國內(nèi)流動性有被動收緊的作用，央行的流動性管理能力備受考驗。

市場人士普遍認為，在人民幣貶值預期升溫的情況下，短期貨幣政策寬松的可能性在下降。朱海斌預計近期信貸增速將會維持穩(wěn)定，貨幣政策整體保持中性，明顯放松或收緊的可能性都不大。同時，他認為人民幣短期仍然面臨溫和貶值壓力，預計到年底人民幣兌美元匯率將在6.85左右。

但是短期貨幣政策“不會”寬松并不意味著“不應該”寬松。野村證券首席中國經(jīng)濟學家趙揚認為，國內(nèi)企業(yè)部門債務負擔沉重，經(jīng)濟又面臨較大下行壓力，因此貨幣政策仍有寬松的必要。因此，“隨著匯率靈活性的提高，也會為貨幣政策提供放松的空間”。

今年以來，由于人民幣經(jīng)歷多輪貶值，央行外匯占款累計減少了2萬億元，其中今年前兩月就流出了約1萬億元，之后數(shù)月保持平穩(wěn)，但是9月的流出規(guī)模又超過了3000億元。資金流出壓力對國內(nèi)市場流動性的收縮作用可想而知。9月中旬銀行間同業(yè)拆借利率各期品種普遍上漲，其中隔夜利率自9月以來由2.066%持續(xù)上升至2.1680%。近期銀行間市場短期流動性再次趨緊，上周銀行間7天回購利率上升50BP，同業(yè)拆借利率也上升超過20BP。

盡管匯率因素掣肘貨幣寬松的空間，央行也在這段時間嘗試使用結構性工具對流動性進行調(diào)節(jié)。

除了今年3月進行一次降準，用于對沖年初的資金流出，央行之后一直在使用逆回購投放、開展常備借貸便利（SLF）和中期借貸便利操作（MLF）等公開市場工具。到10月中旬左右，通過逆回購渠道凈投放的規(guī)模約為6400億元，而MLF凈投放了1.5萬億元。10月18日，為保持銀行體系流動性合理充裕，央行對20家金融機構開展MLF操作共4620億元，規(guī)模為2016年以來最大。在外匯流出勢頭難改的背景下，央行加碼資金投放也表明呵護流動性的態(tài)度。市場普遍預計央行“補水”操作不會停止。

在國家外管局國際收支司原司長、中國金融四十人論壇高級研究員管濤看來，傳統(tǒng)意義上認為央行貨幣政策是管總量的，但是這次金融危機以后很多貨幣政策工具是管結構的，“恰恰是因為外匯占款這個渠道少了，甚至是負增長了，讓央行使用結構性工具有了更大空間”。

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關鍵詞：亞洲貨幣單位；貨幣一體化；貨幣籃子；名義匯率合作 

一、引言 

1997-1998年金融危機的爆發(fā)表明亞洲國家之間經(jīng)濟聯(lián)系日益密切，有必要展開經(jīng)濟合作以共同抵御金融風險，這促使區(qū)域內(nèi)貨幣當局們商議推進一個共同的貨幣制度安排，以穩(wěn)定雙邊匯率、加強貨幣政策合作。危機后大多數(shù)受沖擊國家宣布放棄單一盯住美元，考慮到區(qū)域內(nèi)貿(mào)易水平的上升以及潛在的競爭性貶值引起的經(jīng)濟溢出效應，在以貿(mào)易和外商直接投資為媒介的市場推動下，加強匯率政策的協(xié)調(diào)對于亞洲國家而言非常重要。因此，我們有必要重新探討亞洲區(qū)域內(nèi)匯率政策的合作與協(xié)調(diào)。 

本文使用ASEAN+3區(qū)域內(nèi)六種貨幣的月平均名義匯率數(shù)據(jù)，包括印尼盾（idr）、馬來西亞林吉特（myr）、菲律賓比索（php）、新加坡元（sgd）、泰銖（thb）和韓元（krw），使用SVAR模型識別這些國家貨幣匯率波動在多大程度上能夠被AMU、美元和歐元匯率波動解釋。文中的分析引入了AMU，突破了Frankel & Wei（1994）僅僅關注主要貨幣的傳統(tǒng)模型。實證結果支持亞洲國家在一定程度上通過盯住AMU穩(wěn)定其匯率的假說，尤其在2006年10月——2010年7月這一特點更為顯著，通過盯住美元實現(xiàn)穩(wěn)定已經(jīng)不是這些國家的最優(yōu)選擇。 

二、文獻綜述 

近年來，對于地區(qū)貨幣匯率的考察主要從匯率聯(lián)動和匯率合作兩個方面展開。 

匯率聯(lián)動方面，許多學者沿用Frankel & Wei’s （1994）的方法。劉剛（2013）分階段實證發(fā)現(xiàn)金融危機后東亞仍舊是事實上的美元區(qū)，美元的地位仍難以撼動，但人民幣對部分東亞貨幣的影響力已超過了美元。Jyh-Dean Hwang（2013）發(fā)現(xiàn)人民幣對于東亞匯率變動的影響很有限，除在極短期內(nèi)外人民幣在東亞匯率決定中并未起重要作用。另一些論文在MGARCH框架下運用Engle的動態(tài)條件相關系數(shù)模型，來估算時變的條件相關性。如Bong-Han Kim等（2013）發(fā)現(xiàn)，21世紀頭十年的后半期，五種新興亞洲貨幣和日元匯率之間的關聯(lián)性下降，甚至是負的動態(tài)條件相關，并且用DCCX-MGARCH模型識別出國際資本市場驅使新興亞洲貨幣和日元匯率之間關聯(lián)性下降的兩個主要因素。 

另外一部分學者們關注區(qū)域內(nèi)的匯率合作。Williamson（2005）提出由9個亞洲國家及地區(qū)盯住一個共同的籃子貨幣，該籃子由美元、日元和歐元構成。Ogawa & Shimizu（2006）提議使用亞洲貨幣單位來監(jiān)測亞洲的匯率政策，穩(wěn)定有效匯率。在比較各貨幣相對AMU的偏離指標后，他們發(fā)現(xiàn)其中存在不吻合現(xiàn)象，并將此理解為非協(xié)調(diào)的匯率政策的表現(xiàn)。Eichengreen（2006）認為與歐洲貨幣單位（ECU）和歐洲貨幣體系（EMS）相似，AMU能夠起到官方協(xié)調(diào)作用。 

三、模型與方法 

（一）交叉匯率模型的構建 

Frankel&Wei（1994）開創(chuàng)了識別主要國際貨幣在隱含籃子貨幣中權重的方法，評估了日元、德國馬克和美元的匯率變動對于亞洲地區(qū)匯率變動的影響程度，他們的計量模型如下： 

eEAt=α0+β1etUSD+β2etEUR+β3etYNE+εt（1） 

其中，e為各貨幣對瑞士法郎匯率的自然對數(shù)的一階差分，β的估計值表明各貨幣在隱含籃子中所占的權重。然而，采用Frankel-Wei回歸進行的研究大多僅關注主要的國際貨幣，忽視了亞洲貨幣的影響，本文在Frankel-Wei模型中引入AMU。 

當將AMU引入（1）式后，OLS估計結果將不如人意，因此本文使用帶約束的SVAR模型解決內(nèi)生性偏誤和共線性問題。SVAR考慮了各內(nèi)生變量之間的同期相關關系，規(guī)避了VAR中Cholesky分解結果對內(nèi)生變量排序的敏感性。通過對如下的模型進行方差分解，可以模擬外部貨幣和AMU的沖擊效應，從而發(fā)現(xiàn)其變動在各亞洲貨幣變動中分別所占份額（即隱含權重）： 

Rt=0+∑Pk=1k（L）Rt-k+εt（2） 

其中Rt為向量矩陣（eusd，eeur，eamu，eEAi），Фk（L）是一個4*4矩陣，Ф0是常數(shù)矩陣，方差分解可以得出各貨幣（usd，eur，amu）在各國隱含貨幣籃子（EAi）中的相對權重。 

本文數(shù)據(jù)使用2000年1月-2014年5月的月平均名義匯率（T=173），并以瑞士法郎（chf）作為計價貨幣。雙邊匯率數(shù)據(jù)來自Pacific Exchange Rate Service，AMU數(shù)據(jù)來自Ogawa & Shimizu。 

（二）多重結構變動檢驗 

本文使用Bai-Perron的多重結構變動模型（Bai&Perron，1998，2003）內(nèi)生估計亞洲各國匯率制度發(fā)生變動的時點。使用完全結構變動模型，考慮如下回歸方程： 

yt=ztδj+ut 

t=Tj-1+1，…，Tj；j=1，…，m+1 

其中，yt為因變量，zt（q*1）為協(xié)變量矩陣，δj（j=1，…，m+1）是相對應的系數(shù)矩陣，ut為誤差項，Tj為斷點處，得到結構變動檢驗結果如表1： 

注：表中列出了各亞洲國家貨幣匯率分別在Sequential檢驗、LWZ檢驗和BIC檢驗下存在的斷點個數(shù)；TiS、TiL，B（i=1，2，3，4，5）分別給出了Sequential檢驗下和LWZ檢驗、BIC檢驗下第i個斷點出現(xiàn)的時期?！z測發(fā)現(xiàn)大多數(shù)國家在2006年和2010年左右分別存在斷點。2006年的斷點可能與中國政府宣布采取參考一籃子貨幣的管理浮動制度有關，而2010年左右的斷點可能與2008年美國金融危機逐漸平息后亞洲國家匯率調(diào)整有關。根據(jù)斷點情況，本文將樣本期分為三個子區(qū)間：2000M01-2006M09；2006M10-2010M07；2010M08-2014M05。 

（三）建立SVAR模型 

在進行SVAR分析之前，首先對匯率數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，ADF檢驗結果表明所有變量都是一階單整，所以在（2）式中使用一階差分值建立VAR模型。根據(jù)AIC準則選擇最優(yōu)滯后階數(shù)，所有國家在第一期滯后階數(shù)為1，在后兩期滯后階數(shù)為3。VAR結果都通過了平穩(wěn)性檢驗，下面建立SVAR模型。為使貨幣籃子中各貨幣結構沖擊正規(guī)化為1，假設各亞洲貨幣面臨自身沖擊時的脈沖響應為0。按照eusd、eeur、eamu、eEAi的順序反映其外生性水平，并假設美元和歐元不受同時期AMU的沖擊。 

四、ACU的角色：方差分解 

表5給出了SVAR模型得到的預測誤差方差分解結果。表中數(shù)據(jù)是12個月的預測方差分解結果，反映了usd、eur、amu的外在結構性沖擊分別對亞洲各國貨幣匯率變動的貢獻率。 

首先觀察第一個時期的估計結果?？傮w而言，amu的貢獻率比較低（除印尼和韓國），對馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國分別為0.076%、7.378%、9.241%、16.988%。除印尼外，美元是所有其他國家內(nèi)在貨幣籃子中主要的錨貨幣。在1997-1998亞洲金融危機爆發(fā)之后，大多亞洲國家積極采取措施應對危機，其中措施之一是放棄嚴格盯住美元。然而，許多實證研究表明在危機平息之后，這些國家重新對美元實行軟盯住。McKinnon&Schnabl（2004）認為亞洲國家回歸官方盯住美元或者事實上盯住美元，其原因在于美元在微觀經(jīng)濟和宏觀經(jīng)濟中扮演著重要角色，盯住美元既有助于便利國際貿(mào)易，又有助于錨定區(qū)域內(nèi)和國內(nèi)價格水平。 

第二時期的估計結果發(fā)生很大變化。amu匯率波動對亞洲貨幣匯率方差的解釋能力都高于10%，總體得到了較大的提升。尤其是在馬來西亞、菲律賓和新加坡等國家，amu沖擊的貢獻度顯著高于第一時期的份額。而在印度尼西亞和韓國，amu的份額較為穩(wěn)定，仍然保持在相對較高的水平。這些證據(jù)表明亞洲貨幣正從事實上盯住美元開始轉向盯住貨幣籃子，并且這一籃子中亞洲貨幣和歐元的比重不斷變大。雖然亞洲國家貨幣匯率波動絕大部分仍然由美元匯率波動造成，2006年起各國逐漸放松了美元盯住制。在第二時期，所有國家（除了印度尼西亞）的美元貢獻度都有所降低，菲律賓和韓國約下降了40%，馬來西亞約下降了30%，新加坡約下降了20%，泰國約下降了10%。這一階段貨幣籃子中三種貨幣的表現(xiàn)可能與多種因素相關。首先，這一時期前段，正是中國、馬來西亞等國官方宣布放棄單一盯住美元、進行匯率制度改革的政策開始發(fā)揮實際效力的階段。區(qū)域內(nèi)各國受到網(wǎng)絡外部性的影響，將會總體上呈現(xiàn)出放松美元盯住的格局。其次，這一時期后段，正值2008年美國金融危機爆發(fā)及危機持續(xù)影響時期。金融危機暴露了美元體系的脆弱性，驅使各亞洲國家調(diào)整匯率安排，積極處理危機對國內(nèi)貨幣體系和對外貿(mào)易帶來的不利影響。 

最后分析第三時期的估計結果。第三時期處于后金融危機時代，危機的影響已逐漸散去。從表中可以看出，這一時期美元波動對亞洲貨幣方差的解釋能力上升幅度很大，基本恢復到第一時期水平。這與其他學者關于1997-1998金融危機平息后亞洲國家回歸美元軟盯住制的研究有相似之處，可能與美元長久以來占據(jù)重要地位的慣性作用相關。 

五、結論 

本文通過方差分解可以發(fā)現(xiàn)，與歐元沖擊和AMU沖擊相比，美元變動在三個時期內(nèi)對亞洲貨幣都擁有絕對影響力。然而，結果也顯示在2006年10月——2010年7月間，平均而言美元對亞洲國家匯率變動的貢獻率由大約76%下降到56%，而AMU的份額均值由13%上升到22%（不考慮印尼）。這些結果都表明這一時期內(nèi)，亞洲國家不再單一盯住美元，開始嘗試在亞洲貨幣占相當份額的貨幣籃子體系下進行匯率合作。 

根據(jù)此實證結果，這些亞洲國家都開始實行事實上的貨幣籃子體系，并且區(qū)域內(nèi)貨幣在貨幣籃子中占據(jù)不可忽視的比重。此前很多研究認為一籃子盯住制更適合亞洲國家，并且1997-1998危機后美元權重長期高于其理論值（如Bird&Rajan，2002；Bénassy-Quéré，1999；Ito et al.，1998等）。在上述分析下，這一期間內(nèi)亞洲匯率的變動情況似乎證實了這些觀點。如Owaga&Shimizu（2006）所建議，加強亞洲區(qū)域內(nèi)匯率合作的一個方向可以是使各國貨幣與AMU保持穩(wěn)定聯(lián)系。通過這樣循序漸進的努力，推動未來亞洲貨幣一體化向縱深方向發(fā)展。（作者單位：武漢大學經(jīng)濟與管理學院金融系） 

參考文獻： 

[1] Bong-Han Kim， Hyeongwoo Kim， Hong-Ghi Min. Reassessing the Link between the Japanese Yen and Emerging Asian Currencies[J]. Journal of International Money and Finance，2013（33）：306-326. 

篇5

對于我國而言，自從加入世界貿(mào)易組織以來，以市場化為導向的匯率改革不斷深入，匯率對我國經(jīng)濟的影響力亦日益增強。因此，研究外匯匯率變動與通貨膨脹（物價變動）的相關關系具有重大的現(xiàn)實意義。故本文通過分析歷年的數(shù)據(jù)資料，來研究我國外匯匯率變動與通貨膨脹（物價變動）之間的相關關系，建立模型，定量地研究二者間的統(tǒng)計關系。

實證研究

單位根檢驗

文章通過單元根檢測法實現(xiàn)對外匯匯率和零售價格水平的單元根檢測。

對外匯匯率（HR）序列進行對數(shù)運算，同時完成單元根檢測，圖1為單元根檢測結果：

上述檢測數(shù)據(jù)表明，t檢測統(tǒng)計值-1.353814超過對應的1%，5%，10%的上限，由此了初始假設，反映出外匯匯率的對數(shù)（LNER）序列具有單元根，為不穩(wěn)定序列。

為了找出外匯匯率的對數(shù)（LNER）序列的穩(wěn)定序列，對序列完成一階差分。隨后完成對一階差分序列的單元根檢測，獲得圖2的檢測數(shù)據(jù)：

我們從檢驗結果看，t檢驗統(tǒng)計量值為-11.58062，小于相應臨界值，從而接受原假設。表明外匯匯率的對數(shù)（LNER）的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

同理，對消費價格指數(shù)（CPI）取對數(shù)，并對其序列進行ADF檢驗，其平穩(wěn)性檢驗結果在圖3所示：

我們從檢驗結果看，t檢驗統(tǒng)計量值-0.325606大于相應1%，5%，10%的臨界值，從而拒絕原假設，表明國內(nèi)的消費價格指數(shù)的對數(shù)（LNCPI）的序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。故需要進行一階差分。

為了尋找消費價格指數(shù)的對數(shù)（LNCPI）序列的平穩(wěn)序列，對其一階差分序列作單位根檢驗，檢驗結果在圖4所示：

分析檢測數(shù)據(jù)能夠發(fā)現(xiàn)，t檢測統(tǒng)計量為-7.861820，低于對應的下限，由此初始假設成立。反映出消費水平指數(shù)的對數(shù)（LNCPI）的一階差分序列沒有單元根，是穩(wěn)定序列。

由此得出，國內(nèi)外匯匯率的對數(shù)和消費水平指數(shù)的對數(shù)一階差分序列在1%、5%和10%的置信條件下沒有單元根，為穩(wěn)定序列。即二者為同階單整。

白噪聲檢驗

構建模型以前必須完成隨機檢測。單一時間序列的研究價值取決于序列觀測數(shù)據(jù)間的關聯(lián)程度。如果序列單項間無關聯(lián)性，則對應滯后階數(shù)的自關聯(lián)參數(shù)同0不存在明顯差距，序列是白噪聲序列。Q統(tǒng)計參數(shù)對序列是否為白噪聲序列（又稱純隨機序列）展開的統(tǒng)計檢測。

下面依次對外匯匯率的對數(shù)（LNER）序列和消費價格指數(shù)的對數(shù)（LNCPI）序列進行純隨機性檢驗，檢驗結果在圖5和圖6所示。

我們兩個圖的檢驗結果可以看出外匯匯率的對數(shù)（LNER）序列和消費價格指數(shù)的對數(shù)（LNCPI）序列是拒絕原假設，即這兩個序列不是白噪聲序列。外匯匯率的對數(shù)（LNER）序列和消費價格指數(shù)的對數(shù)（LNCPI）序列是非純隨機序列，即非白噪聲序列。

協(xié)整檢驗

雖然部分參數(shù)為非穩(wěn)定且同階單整，其也可能具有長期平穩(wěn)的平航聯(lián)系。因此文章提出外匯匯率變化與物價變化或許也具有長期的聯(lián)系，因此需要完成對應的協(xié)整檢測。因為文章主要分析兩個參數(shù)的關聯(lián)，因此采用EG兩步法，檢測參數(shù)間是否具備協(xié)整關聯(lián)。

第一，用OLS方法估計，得到回歸方程。

第二步，檢驗 的單整性。如果其為平穩(wěn)時間序列，則認為變量Yt、Xt為（1，1）階協(xié)整。

檢驗結果在下圖所示。

單元根檢測數(shù)據(jù)反映出，殘差項序列 處于5%的置信水平，穩(wěn)定性檢測表明國內(nèi)外匯匯率同消費水平參數(shù)具有協(xié)整聯(lián)系，兩者具有長時間的平衡聯(lián)系。

誤差修正模型

倘若參數(shù)間具有協(xié)整聯(lián)系，則借助于偏差修正回歸模型，先對參數(shù)完成協(xié)整處理，從而找出參數(shù)間的協(xié)整關聯(lián)，長期平衡關聯(lián)，同時使用此種關聯(lián)形成偏差修正式。隨后創(chuàng)建短期模型，將偏差修正式當成單一解釋參量，結合其余描述短期變化的解釋參量，創(chuàng)建短期模型，又稱偏差修正模型。故使用外匯匯率的對數(shù)（LNER）序列和消費價格指數(shù)的對數(shù)（LNCPI）序列構造一階滯后的向量自回歸誤差修正模型（VECM）。

文中，國內(nèi)外匯匯率和消費水平參數(shù)具備協(xié)整關聯(lián)，其長期平衡關聯(lián)能夠用下述等式計算：

同時短期非均衡關系可表示為

在對短期非均衡關系式變形如下：

表示國內(nèi)消費價格指數(shù)對均衡狀態(tài)的偏離程度，稱為均衡誤差。

由此構建本文的誤差修正模型

式中 代表偏差修正式，描述了國內(nèi)外匯匯率和消費水平參數(shù)間的長期平衡聯(lián)系對短期轉變的作用。則回歸結果如下圖所示：

由回歸結果可得到誤差修正模型中 為-0.153244， 為0.173845， 為0.144979。得到誤差修正模型表達式如下：

我們從上面的回歸結果可以看到，消費價格指數(shù)的變動不僅受到外匯匯率的變化，同時決定于上期消費水平參量對平衡值的偏差，平衡偏差項 的預估值體現(xiàn)了對偏差的修正，上期偏差越大，當期修正便增加。換而言之，外匯匯率和消費水平參量間具有偏差修正體系。

經(jīng)過公式推導可以得出各差分項對模型的影響

通過回歸結果得到以下結論：

首先，偏差修正值 直接影響了 ，值為0.173845，此值顯然小于1，反映出非平衡態(tài)向長期平衡態(tài)的修正幅度不明顯。其二，滯后一期的消費水平參量將對當前的生產(chǎn)總值產(chǎn)生正面作用，因為值為0.83，反映出滯后一期的消費水平參數(shù)提高1%，當前消費水平參量上漲0.83%。其三，當期國內(nèi)外匯匯率變動負向地影響到當期的消費價格指數(shù)，但在統(tǒng)計上不顯著。其四，滯后一期的國內(nèi)外匯匯率變動顯著地正向地影響到當期的消費價格指數(shù)。這反映出外匯匯率變化對國內(nèi)物價波動的影響是逐步進行的，它的長期效應較為明顯。

實證檢驗

本文數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站經(jīng)過整理而得。為了檢驗預測模型的預測效果和精度，利用軟件得到物價變動（消費價格指數(shù)）的預測值，預測百分比如下表所示：

我們從表中可以看出所得誤差沒有超過10%，反映出模型整體預測效果較好，預測精度高。

政策建議

篇6

實際匯率作為開放經(jīng)濟框架中的基本價格變量，它的變動綜合反映了來自內(nèi)外部各種經(jīng)濟沖擊的影響。按照主流貨幣主義的觀點，實際匯率的變動主要是由經(jīng)濟中的真實因素所決定，只有在未被預期到的前提下，貨幣政策的沖擊才能在短期內(nèi)對實際匯率產(chǎn)生影響。

本文采用結構向量自回歸（VAR）方法建模，并根據(jù)中國的實際情況和前人的研究經(jīng)驗確定貨幣政策工具的變量和識別約束條件，以求在人民幣實際匯率的沖擊來源中識別出貨幣政策沖擊，進而追蹤實際匯率對貨幣政策沖擊做出的響應。

二、貨幣政策沖擊：設定、估計與識別方法

（一）對貨幣政策沖擊的設定

要考察貨幣政策沖擊對人民幣實際匯率的影響，首先需要對沖擊的度量方式和內(nèi)容進行設定，根據(jù)Sims（1986）、Eichenbaum和Evans（1995）以及Bernanke和Mihov（1998）提議的建模策略，我們可以用一個分塊的線性結構VAR來刻畫整個經(jīng)濟（忽略常數(shù)項和其他確定性外生變量）：

Xt=Σki=0αiXt-i+ki=0=βiRt-i+εxt（1）

Rt=ki=0γiXt-i+ki=0θiRt-i+εRt（2）

Xt是t時期的宏觀經(jīng)濟向量，Rt是t時期貨幣當局能夠運用的政策工具向量，εxt和εRt是結構性隨機誤差向量。因為允許Xt和Rt的當期和滯后項同時進入兩個方程，所以整個系統(tǒng)結構中包含了反饋效應。從經(jīng)濟含義上來講，式（1）反映了宏觀經(jīng)濟向量將受到自身和貨幣政策變化的影響，εxt是外生的宏觀經(jīng)濟沖擊；式（2）則是貨幣當局的決策規(guī)則，在t時期，貨幣當局將根據(jù)宏觀經(jīng)濟向量以及政策工具向量的當期和滯后項所揭示出來的信息進行貨幣政策調(diào)整，在這種設定下，εRt就是外生的貨幣政策沖擊，它包括了影響決策過程的各種隨機因素所導致的對決策規(guī)則的偏離。

對于貨幣政策工具的選取，目前較為普遍的做法是以短期利率、狹義貨幣供給存量、貨幣當局非借入儲備等數(shù)量指標作為指標，本文在選擇指標變量時，將政策工具的可控性作為首要選擇依據(jù)。因為對于可控性較差的政策工具，它的變動很可能是由貨幣需求因素所引起的內(nèi)生變動，并非貨幣當局主動調(diào)控的結果，難以準確反映貨幣當局的政策意圖。我們選定的變量為人民幣一年期貸款基準利率和央行對金融機構負債。由于缺乏成熟可靠的短期基準利率，存貸款基準利率是我國央行最主要的價格調(diào)控手段，也是央行可控性最強的貨幣政策工具。央行對金融機構的負債則反映了央行對數(shù)量調(diào)控手段的運用，當央行通過提高存款準備金率和公開市場操作回收銀行體系過剩的流動性時，央行對金融機構負債將上升。相對于流動性本身來講，央行對金融機構負債的可控性更強。我們在研究中發(fā)現(xiàn)，我國M1的時間路徑呈現(xiàn)出追逐通貨膨脹的特征，這意味著M1的短期變動在一定程度上是被貨幣需求因素主導，并不適宜于用作貨幣政策工具指標。

（二）估計和識別方法

由于在結構VAR中當期的回歸變量與誤差項相關，我們需要將其轉換為簡化型VAR進行估計，再通過給定的識別約束，從估計的殘差中重新獲得結構性沖擊，并以此計算脈沖響應函數(shù)以及預測誤差方差分解，來追蹤貨幣政策沖擊對人民幣實際匯率時間路徑所產(chǎn)生的影響。為使表達更為簡潔，式（1）和（2）可以合并起來重新表述為：

B(L)Yt=εt（3）

Yt是由所有內(nèi)生變量組成的m×1向量，B(L)是m×m的滯后算子多項式矩陣，L是滯后算子，B(L)=Pi=0BiLi，總結了變量間同期關系的B0為非奇異矩陣，εt是m×1的結構性隨機誤差向量，且滿足E(εt)=0;E(εtεs)=Σε,t=s;E(εtεs)=0,t≠s，E為期望算子，Σε為正定對角矩陣。

用B-10左乘以式（3），令A(L)=B-10B(L)，et=B-10εt，得到簡化型VAR：

A(L)Yt=et（4）

其中A0=I;E(et)=0;E(e1es)=Σ,t=s;E(etes)=0,t≠s，Σ為非負定的對稱矩陣。可以對式（4）進行OLS估計，得到A(L)和的估計值，為了保持系統(tǒng)的對稱性，在我們要估計的模型中對所有的方程都使用了相同的滯后長度，OLS估計是一致估計且漸進有效。在估計完之后，可以用下式將結構VAR和簡化型VAR的方差協(xié)方差矩陣聯(lián)系起來：

Σε=B0ΣB0（5）

由于簡化型VAR中的參數(shù)要少于結構VAR，必須對B0或Σε施加(m2-m)/2個約束條件，才能從式（5）識別出結構VAR，并利用et=B-10εt重新獲得結構性沖擊。對結構沖擊進行識別是結構VAR分析的關鍵，不同的識別條件會形成不同的脈沖響應函數(shù)，識別約束不當可能會造成在實證分析中出現(xiàn)種種“謎團”。經(jīng)過比較和權衡，在常用的長期效應約束識別、遞歸識別與非遞歸識別三種方法中，我們采用了遞歸識別方法，通過限定B0為一個下三角矩陣，對殘差的方差協(xié)方差矩陣進行Choleski分解。Choleski分解給內(nèi)生變量設定了一種Wold因果次序（或稱遞歸次序），次序在后的變量的外生沖擊對次序在前的變量沒有同期影響。

三、變量與數(shù)據(jù)說明

我們估計的VAR模型中涉及到的變量包括：工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)（Y，代表實際產(chǎn)出）；消費者價格指數(shù)（P）；人民幣實際有效匯率（REER）；央行對金融機構的負債（CBD）；人民幣一年期貸款利率（NI）；美元名義有效匯率變動率（ANEER）。數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1994年1季度至2008年1季度，全部數(shù)據(jù)來自于國際貨幣基金組織（IMF）的國際金融統(tǒng)計（IFS）數(shù)據(jù)庫，除了利率和美元名義有效匯率變動率以外，其他變量都取對數(shù)。

由于VAR模型需要估計的參數(shù)有很多，隨著內(nèi)生變量的增加，自由度將很快被削弱，導致統(tǒng)計推斷變得不穩(wěn)定，謹慎起見，我們限制了進入模型的變量個數(shù)。在模型中，Y、P和REER是最基本的宏觀經(jīng)濟變量，也是貨幣政策盯住的主要目標，CBD和NI是貨幣政策工具。由于我國從1997年至2005年7月對匯率制度實施改革以前，人民幣事實上一直是盯住美元，在模型中我們引入了ANEER。在因果次序安排上，ANEER作為來自外部的經(jīng)濟沖擊排在首位，國內(nèi)宏觀經(jīng)濟變量其次，貨幣政策工具被安排在最后。在估計過程中還加入了季節(jié)性虛擬變量，以捕獲模型中變量可能包含的季節(jié)性因素。根據(jù)SC準則，所有模型的滯后階數(shù)都取1，對殘差的自相關LM檢驗也都顯示無自相關。

對變量的平穩(wěn)性進行檢查是時間序列分析的必要步驟，因此我們在估計之前先對模型涉及的變量進行單位根檢驗，檢驗結果見表1。由于Sims、Stock和Watson（1990）建議在VAR模型中，即使變量存在單位根也不要進行差分，他們認為VAR分析的目的在于決定變量間的相互關系而非參數(shù)估計，差分可能會丟失重要的信息，而且從這一領域內(nèi)的研究文獻來看，絕大部分都是利用水平變量建模，我們在此也遵循一般的做法，直接對水平變量進行估計和分析。

表1單位根檢驗

變量

ADF檢驗PP檢驗

TNTTNT

單整階數(shù)

ANEER-6.482880***-5.909743***-6.503783***

-6.120054***I(0)

P-3.593933**-5.723154***-1.426054-2.618614*I(0)

Y-1.971785-2.015171-1.728617-1.938545

I(1)

CBD-1.1559830.949928-0.8154950.329686

I(1)

NI-0.016314-3.974912***-0.332235-1.536949

I(1) or I(0)

REER-3.101770-3.407351**-3.236840*

-3.642061***I(1) or I(0)

說明：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，T表示含趨勢項，NT表示不含趨勢項。

四、實證結果

（一）脈沖響應函數(shù)

圖1給出了VAR模型中REER的脈沖響應函數(shù)，反映了面對其他變量一個標準差的正向沖擊REER的響應路徑。

從圖1可以看到：（1）NI和CBD一個標準差的正向沖擊（代表緊縮性政策沖擊）發(fā)生后，REER會逐漸開始升值，沒有出現(xiàn)所謂的“匯率謎團”。其中NI的影響是在8個季度后達到頂峰，持續(xù)一段時間后開始緩慢下降，但一直處于升值區(qū)間內(nèi)；CBD的影響是在10個季度后達到頂峰，且沒有顯示出明顯的衰減跡象，表明它對REER的沖擊具有持久性效應。（2）Y一個標準差的正向沖擊發(fā)生后，REER開始逐步貶值，在大約4個季度后開始轉為上升，但一直處于貶值區(qū)間內(nèi)。這一現(xiàn)象符合我們一般的理論認識，實際產(chǎn)出的上升使得一國對于世界其他經(jīng)濟體的相對供給增加，從而形成了匯率貶值的壓力。（3）REER對P沖擊的響應并不強烈，P一個標準差的正向沖擊發(fā)生后，REER會即刻產(chǎn)生微弱的升值，然后逐步下降至貶值區(qū)間，從第9個季度開始，REER重新回到升值區(qū)間內(nèi)。這與一般的認識大相徑庭，即在人民幣名義匯率盯住美元以及日波幅受到限制的前提下，P上升應該是即刻引起REER升值。（4）ANEER是REER變動的主要影響因素，反映了人民幣名義匯率在相當長一段時間內(nèi)盯住美元這一典型事實。

（二）預測誤差方差分解

利用向前n步預測誤差方差分解，我們可以獲得各變量對REER影響大小的具體衡量，表2給出了REER預測誤差方差分解結果。

在表2中，ANEER是REER第一位的預測誤差方差來源，到第20個季度仍然解釋了REER50%以上的預測誤差方差。由于識別條件的限定，CBD和NI在第1季度對REER的解釋力為0，但此后呈上升趨勢，從第12季度開始，兩者成為第二位的預測誤差方差來源，解釋了REER近20%的預測誤差方差。而且NI對REER預測誤差方差的貢獻高于CBD，到第16個季度，兩者總共解釋了REER大約三分之一的預測誤差方差。其余變量對REER預測誤差方差的貢獻則很有限。

圖1REER的脈沖響應函數(shù)

表2REER預測誤差方差分解表(%)

時期ANEERYPREERCBDNI

173.780.112.4223.690.000.00

475.561.351.1018.480.682.80

868.432.651.0415.512.909.46

1261.993.150.9213.565.7114.67

1657.773.221.1512.628.2816.95

2055.953.101.5512.3910.0416.96

五、結論

本文以人民幣一年期貸款利率和央行對金融機構負債作為貨幣政策工具的變量，采用結構VAR方法對中國1994~2008年貨幣政策沖擊與人民幣實際匯率之間的關系進行了實證研究，我們得到的結論是：

1.對脈沖響應函數(shù)的分析表明，一次緊縮性貨幣政策沖擊將引起人民幣實際匯率的緩慢升值，其中利率沖擊的效應將在兩年后達到頂峰，然后逐漸衰減，而貨幣數(shù)量的沖擊則具有持久性效應。

2.根據(jù)預測誤差方差分解的結果，美元名義匯率變動是人民幣實際匯率變動最主要的原因，但在中長期貨幣政策沖擊對人民幣實際匯率的變動仍然具有較強的解釋力，其影響遠高于國內(nèi)其它宏觀經(jīng)濟變量，貨幣政策沖擊最高解釋了人民幣實際匯率約25%的變動，并且利率沖擊對人民幣實際匯率變動的貢獻要高于貨幣數(shù)量沖擊。

基于以上結論，我們認為貨幣政策沖擊在人民幣實際匯率的變動中發(fā)揮了重要的作用，隨著中國對資本項目管制的逐漸放松、利率市場化改革和人民幣匯率形成機制改革的推進，貨幣政策沖擊對人民幣實際匯率的影響還有可能進一步加大。因此，在探討人民幣實際匯率的長期演變路徑時，應當將貨幣政策的因素考慮在內(nèi)，而央行也有必要關注匯率傳導機制對貨幣政策實施效力造成的影響。

篇7

關鍵詞：匯率改革 貨幣錯配 人民幣國際化 外幣儲備

引言

度量一個國家的貨幣錯配程度，可以根據(jù)AECM這個指標來進行衡量。當一個國家持有凈外幣資產(chǎn)時，通過對AECM的有效估算，就能判斷出其值為正；當一個國家持有凈外幣債務時，通過對AECM的有效估算，就能得到其值為負。對一個國家進行AECM進行估算時，如果估算的絕對值越小，說明這個國家經(jīng)濟失衡的情況越小，同時意味著貨幣錯配越輕微，反之則其經(jīng)濟失衡越嚴重，貨幣錯配也越嚴重。近些年，國內(nèi)很多的研究專家和學者大都是通過這種方法來估算我國貨幣錯配的程度，其根源在于這種方式將債務性貨幣和債券型貨幣進行了同時的考慮，但是學者在研究估算的過程中卻忽略了外幣債務，這樣獲得的結果就缺乏一定的準確性和有效性，因為外幣債務在總債務中所占比重的提升，將會極大的加重一個國家貨幣錯配的程度。隨著國內(nèi)學者的深入研究，并不斷的改變研究的方法和措施，引進了貨幣資產(chǎn)總額，這樣就能夠解決現(xiàn)存的問題，隨著外幣資產(chǎn)所占比重的不斷增大，債券性貨幣錯配程度也將更加嚴重。

我國貨幣錯配的發(fā)展趨勢

通過對我國20年的貨幣錯配進行分析，在對AECM的原值和修正值進行比較時，發(fā)現(xiàn)我國貨幣錯配指數(shù)估值在2001年出現(xiàn)一個拐點，在拐點之前，修正值要低于原值，但是兩者基本都保持著整體上升的趨勢，并且在同一時間出現(xiàn)了峰值；但是在拐點之后，兩者的發(fā)展趨勢就發(fā)生了變化，原值呈現(xiàn)出比較明顯的下降趨勢，而修正值卻仍然保持著上升的趨勢，到了2002以后修正值就超越了原值。從20年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出，我國的外匯儲備整體都呈現(xiàn)出持續(xù)上升的狀態(tài)，通過多種方法對我國貨幣錯配程度進行估算后，基本上數(shù)據(jù)相同，沒有明顯的差異，但是估算結果都顯示我國在亞洲金融風暴期間，曾遭遇過嚴重的貨幣錯配風險，這段時期我國短期外債占總外債的比例相對較小，而且總外債占總債務的比例也較小，并且對資本貨幣進行了有效的管制，這樣才有效地避免了貨幣危機的發(fā)生。

自2000年以后，我國外匯儲備量進入高速增長狀態(tài)，在反映我國債券性貨幣錯配風險狀況上修正值起到極大的作用，能夠有效地增加其值的準確性。自我國加入世界貿(mào)易組織以后，我國經(jīng)濟得到了進一步的快速發(fā)展，中國經(jīng)濟與世界經(jīng)濟更好地進行融合，從而有效地帶動了經(jīng)常項目順差和外匯儲備，其值都得到了快速的增長，AECM的值也得到了快速增加，逐漸呈現(xiàn)出直線上升，并呈現(xiàn)出最高值。自2008年全球爆發(fā)金融危機，并且向縱深發(fā)展，其深度逐漸蔓延，我國出口貿(mào)易受到嚴重阻礙，同時我國的進口貿(mào)易卻出現(xiàn)了大幅度上漲，外債的比重也逐年下降，但是并沒有影響到我國貨幣錯配指數(shù)，反而我國貨幣錯配指數(shù)隨著我國外匯儲備量的增加不斷地向上提升，表面上我國面臨的債券型貨幣錯配風險相當?shù)膰乐?，而外匯儲量的增加使風險降低，做出了十分巨大的貢獻?，F(xiàn)階段，隨著全球經(jīng)濟逐漸復蘇，我國的貨幣錯配風險相比前幾年已經(jīng)有比較明顯的下降，金融貨幣風險得到了很大的緩解，但是現(xiàn)實情況仍然十分嚴峻，AECM值依然很高，并在近幾年中迅速的回升，在這一時期，我國的貨幣升值越演越烈，進而使我國陷入到了進退兩難的境地。

貨幣錯配與人民幣升值的金融風險

（一）逆資產(chǎn)負債表效應

產(chǎn)生逆資產(chǎn)負債效應是因為儲備貨幣的貶值，其會影響到負債資產(chǎn)表逐漸惡化，從而引發(fā)宏觀經(jīng)濟金融風險。根據(jù)近年來的數(shù)據(jù)研究表明，每當美元貶值一個百分點就會嚴重影響到東亞經(jīng)濟體，其造成的經(jīng)濟損失相當于美國國內(nèi)生產(chǎn)總值的1%。尤其是自2007年以來，我國人民幣升值的壓力越來越大，并且出現(xiàn)持續(xù)長期增長的趨勢，雖然中國人民銀行可以通過有效的、必要的措施和手段來對市場進行調(diào)控，以此來降低人民幣匯率的風險，但是這樣并不能夠從根源上解決問題，高額的外匯儲備有效地限制了對外的借貸，同時大大地降低了社會公眾的福利水平。由于國內(nèi)金融秩序發(fā)展較晚，各種監(jiān)督管理制度都還不夠完善，市場經(jīng)濟主體所持有的外匯資產(chǎn)只能出售給中央銀行，這種方法將外匯貶值的風險轉移到了政府機構，在這個過程中，央銀為市場經(jīng)濟的主體提供了外匯保障，極大地降低了市場經(jīng)濟主體的外匯風險，但是卻承擔了絕大部分的貨幣錯配風險，因此同時受到國際資本市場和外匯市場兩難選擇的煎熬。

（二）加劇金融體系脆弱性

在我國，由于經(jīng)濟制度的原因，經(jīng)濟體系是以銀行為基礎的金融體系，而國有銀行是我國經(jīng)濟體系的主導，在長期的發(fā)展過程中，一直存在著以短期的存款支持長期項目融資的期限錯配和以外幣負債支持本幣融資的貨幣錯配問題，與基于市場的金融體系相比，這種金融體系更為脆弱，承擔風險的能力更低，一旦出現(xiàn)經(jīng)濟危機，企業(yè)無力償還貸款，銀行就會出現(xiàn)不良貸款急劇上升的問題，從而將金融風險集中到銀行，極大地增加了銀行的金融系統(tǒng)性風險，但是在金融危機來臨之際，銀行由于沒有過多的資金進行市場流通，就會為了增加資金的流動性而變賣現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)，往往會給銀行造成巨大的經(jīng)濟損失。根據(jù)國內(nèi)有關專家學者的研究發(fā)現(xiàn)，當人民幣升值15%時，國內(nèi)兩大國有銀行的經(jīng)濟損失就會下降一個多的百分點。同樣，當外幣貶值時，銀行客戶的外幣資產(chǎn)價值也會嚴重縮水，從而威脅到銀行的穩(wěn)定；對企業(yè)來說，由于沒有償還銀行貸款的能力，就沒有能力再持續(xù)經(jīng)營，進而導致企業(yè)的信用危機。另一方面，市場經(jīng)濟更加關注的是經(jīng)濟錯配的風險程度，市場環(huán)境加快外幣轉換成本幣，進而就會引起銀行資金流動性危機。當外幣嚴重貶值時，銀行和持有外幣資產(chǎn)的規(guī)模越大，給銀行和企業(yè)帶來的經(jīng)濟風險就越大，嚴重的甚至會給整個金融體系帶來巨大風險。

（三）更多暴露于國際金融市場的沖擊

雖然2008年爆發(fā)的全球金融危機對亞洲的經(jīng)濟體影響相對較小，但是由于金融危機在發(fā)達國家爆發(fā)越演越烈，使得這些發(fā)達經(jīng)濟體的貨幣競相貶值，這樣就讓儲備大量外匯的發(fā)展經(jīng)濟體受到了間接的經(jīng)濟沖擊，并且這種沖擊對發(fā)展經(jīng)濟體來說也越來越嚴重，貨幣錯配的風險同樣急劇上升。對于快速發(fā)展的中國而言，雖然我國為了應對金融危機儲備了大量的外匯，為保證國內(nèi)金融市場的秩序提供了堅實的屏障，但是持續(xù)擴大的金融危機不斷地增加了貨幣錯配的風險，同時也在不斷地沖擊著這個堅實的屏障，因此我國外匯儲備也受到了很大的經(jīng)濟損失。同時，在以美元為主要貨幣形式的世界貨幣格局體系下，對本國的外匯儲備進行大規(guī)模的增減調(diào)整和結構調(diào)整，不僅會影響到外匯儲備的保值增值，更重要的是還會沖擊世界金融體系，影響世界經(jīng)濟體系的穩(wěn)定。

匯率改革與人民幣國際化路徑

一是繼續(xù)有序地推進人民幣匯率形成機制改革，不斷地完善外匯儲備管理制度。隨著我國市場化改革的不斷深入，人民幣匯率的形成機制也不斷改革和完善，需要更加深入和全面開放資本項目，由于市場規(guī)律的影響，人民幣匯率波動的頻率和幅度不斷增加，其靈活性也不斷增強。從我國近幾年人民幣一直處于升值的趨勢來看，債券型貨幣錯配可能在某一特定的時期內(nèi)被繼續(xù)放大，為我國宏觀政策對經(jīng)濟調(diào)控增加了不少的難度，使得我國的金融體系更容易受到金融危機的沖擊。因此，在這種情況下，為了穩(wěn)定我國的金融體系，增加人民幣匯率的彈性，我國應該繼續(xù)有序的推進人民幣匯率形成機制，改革和完善外匯儲備管理制度。對于外匯儲備的管理，首先要有效地解決外匯儲備增量管理的問題。隨著我國人民幣匯率改革的不斷完善，中央銀行逐步減少了對市場經(jīng)濟的直接干預，逐步進行對我國金融體系更為有利的儲備措施。其次就是要繼續(xù)加強外匯儲備的存量管理。針對這個問題，主要有兩個方面的措施：一方面是合理地利用外匯儲備，變不利為有利，但是必須保證在充分發(fā)揮外匯儲備來增強信心和穩(wěn)定貨幣的前提下進行；另一方面對外匯儲備和貨幣結構實現(xiàn)更加有效合理的配置，努力實現(xiàn)外匯儲備多元化，在保證外匯儲備穩(wěn)定的條件下，將要更多地投資于高回報、高收益、低風險的項目，投資于這樣的金融項目和證券產(chǎn)業(yè)，不僅能夠獲得高額的經(jīng)濟效益，同時還能夠讓投資的金融產(chǎn)業(yè)更加廣闊，與此同時還應該積極探索發(fā)展國內(nèi)經(jīng)濟的新渠道，更多地投資于國內(nèi)的基礎性設施建設。

二是增強金融體系的抗風險能力和增強國內(nèi)資本市場，尤其是債券市場。金融體系的穩(wěn)定不僅受到直接貨幣錯配風險的影響，還會受到間接貨幣錯配風險的潛在影響。隨著我國的外匯工具越來越完善和外匯資產(chǎn)衍生產(chǎn)品的增加，且其發(fā)展的更加迅猛，潛在的表外業(yè)務風險也更加突出。所以，從國家監(jiān)管的角度來看，應該進一步加強對金融機構以及外貿(mào)類企業(yè)貨幣錯配風險進行嚴格的監(jiān)督管理，在國家監(jiān)管過程中，還應該慎重和嚴謹?shù)膶Υ?，繼續(xù)調(diào)整對微觀經(jīng)濟主體的監(jiān)管力度，增加對貨幣錯配的檢測規(guī)模和敞口式檢測的次數(shù)，并且進一步完善和規(guī)范控制極限風險的產(chǎn)生。從微觀經(jīng)濟的角度來看，銀行應該隨時關注自身的貨幣錯配情況，對于存在不合理的地方應該及時采取改善措施，同時密切注意和監(jiān)控銀行內(nèi)所有的外匯貸款，以及銀行客戶的外匯資金缺口，積極應用先進的金融工具和方法以及金融風險對沖手段，及時防范貨幣錯配對銀行帶來的影響，同時有效降低貨幣錯配對整個金融體系的沖擊。我國經(jīng)濟在未來發(fā)展的較長一段時間里，應該積極發(fā)展國內(nèi)資本市場，并且積極制定相應的管理制度，規(guī)范市場秩序，在證券市場加大改革力度，進一步解放和發(fā)展證券市場。

三是控制好人民幣區(qū)域化的節(jié)奏和進程。日元實現(xiàn)國際化在很大程度上是由于美元強大的壓力，日元的區(qū)域化節(jié)奏和進程過快，對日本經(jīng)濟造成了極大的沖擊，以此使日本造成了很大的經(jīng)濟損失。所以，我國人民幣國際化的節(jié)奏和進程必須要嚴格服從我國經(jīng)濟改革進程，在實現(xiàn)人民幣國際化的初期，政府應該加大扶持力度，更多的、充分的利用香港特別行政區(qū)的貿(mào)易和金融優(yōu)勢，持續(xù)擴大人民幣在香港特別行政區(qū)的應用范圍，加大人民幣在香港特別行政區(qū)的金融業(yè)務區(qū)域，努力實現(xiàn)香港特別行政區(qū)成為人民幣最為重要的離岸市場。與此同時，政府還應該從貿(mào)易和投資便利性等方面著手，不斷地擴大在貿(mào)易經(jīng)濟條件下實現(xiàn)將人民幣作為結算貨幣，增加境外人民幣結算的試點，同時政府還可以加大開放投資力度并試行人民幣出口退稅政策等等。

參考文獻：

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篇8

關鍵詞:人民幣匯率;期貨;協(xié)整檢驗

中圖分類號:F830.46 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2007)12-0082-03

外匯期貨是一種由交易雙方簽訂合約在未來某個確定日期買入或賣出外匯,并且在合約到期日之前可以利用相反方向的交易對沖合約的外匯交易工具｡最早由美國芝加哥商業(yè)交易所國際市場分部(IMM)于1972年5月16日推出,用于規(guī)避浮動匯率制度下日益增大的匯率風險｡我國于2005年7月對人民幣匯率形成機制進行了改革,形成了單一的､盯住一攬子貨幣的､有管理的浮動匯率制度,改變了過去單一盯住美元近乎固定的匯率狀況,市場化的匯率一方面帶來了更加完善的金融市場､更加靈活的交易機制等諸多優(yōu)點,但同時也使得我國匯率的波動加大,進出口企業(yè)及政府面臨的外匯風險加劇｡作為重要的世界大國,我國的匯率波動也對貿(mào)易伙伴等造成不可忽視的影響,因此芝加哥商業(yè)交易所率先于2006年8月28日,推出了人民幣對美元､日元以及歐元的期貨和期權合約,為國際貿(mào)易企業(yè)､金融機構以及投機套利者提供了新的交易工具｡

人民幣期貨的推出對于人民幣匯率產(chǎn)生何種影響,一直是理論界爭論､探討的問題｡那么推出一年以來,人民幣期貨于人民幣匯率之間的關系如何?是否存在長期均衡關系?這就是本文需要研究的問題｡

一、文獻綜述

國外關于外匯期貨與現(xiàn)貨關系的研究起步較早,成果也比較豐富,表現(xiàn)出以下特點:第一,主要的研究對象為CME的外匯期貨,并且集中于發(fā)達國家的外匯期貨品種,如:英鎊､歐元､日元､瑞士法郎､德國馬克､韓元等等,而關于新興市場國家外匯期貨的研究較少,僅對巴西雷亞爾､墨西哥比索以及匈牙利福林等進行了研究;第二,沒有得出統(tǒng)一結論,外匯期貨的推出可能增大､減小現(xiàn)貨市場的波動性,也可能沒有影響,因市場而異｡Chatrath(1993)利用VAR模型和GARCH模型對英鎊､加元､日元､瑞士法郎以及德國馬克的現(xiàn)貨和期貨市場的數(shù)據(jù)進行實證研究,發(fā)現(xiàn)期貨市場交易量大幅上升會引起貨幣波動性短期內(nèi)的顯著增加｡Christian Jochum 和Laura Kodres(1998)利用SWARCH模型對匈牙利福林､巴西雷亞爾和墨西哥比索的期貨市場與現(xiàn)貨市場關系進行了研究,認為期貨市場的推出并沒有加劇現(xiàn)貨市場匯率的波動性｡Andreas R?thig(2004)利用VAR-GARCH方法研究了澳大利亞元､加拿大元､日元､韓元及瑞士法郎期貨與現(xiàn)貨波動性之間的關系,結果表明這五種外匯期貨交易和現(xiàn)貨匯率波動成正相關關系｡Stoll和Whaley(1988)以及Kyle(1985)認為,外匯期貨的引入提高了現(xiàn)貨市場流動性､降低了其波動性,因而提高了整個市場的深度和信息傳遞速度｡Theodor(1987)通過實證研究證明加元､英鎊､日元､德國馬克以及瑞士法郎等貨幣期貨能夠有效地預測遠期外匯匯率｡

國內(nèi)外匯期貨方面的研究相對匱乏,并且表現(xiàn)出以理論研究為主的特點,基本還停留在必要性和可行性等定性分析方面,韓煒和岳小珍(2006)､潘成夫(2006)､陳中東(2006)､劉純斌和趙玉(1997)､袁鷹(2006)認為,我國有必要建立外匯期貨市場｡盡管定性分析相對比較多,但是定量分析幾乎為零,尤其是最新推出的CME人民幣期貨與人民幣匯率的關系,目前為止沒有學者進行過實證研究｡因此,進一步研究人民幣外匯期貨與人民幣匯率之間的關系,有利于我國匯率形成機制改革的深化,對于我國利用CME外匯期貨以及建立我國自身的外匯期貨市場有著重要意義｡

二、數(shù)據(jù)和方法

1.數(shù)據(jù)的選取

由于人民幣兌美元期貨合約相對于其他兩種期貨合約交易活躍,并且美元在我國經(jīng)濟貿(mào)易以及外匯儲備中占據(jù)重要地位,因此本文所選擇的人民幣期貨數(shù)據(jù)為芝加哥商業(yè)交易所人民幣兌美元期貨最活躍合約的日結算價｡當該月份合約交易量被下一月份合約超過時,轉換合約從而形成連續(xù)價格,避免了期貨的到期日效應造成價格的紊亂｡人民幣匯率期貨序列標記為,數(shù)據(jù)來源于芝加哥商業(yè)交易所(CME)日交易報告｡選擇的人民幣匯率現(xiàn)貨為中國外匯交易中心每日上午9點15分公布的人民幣匯率中間價,標記為 ,數(shù)據(jù)來源于中國外匯管理局網(wǎng)站,兩組序列的時間跨度為2006年8月29日到2007年8月29日｡

(二)研究方法

1.協(xié)整檢驗

本文采用Engle和Granger(1987)提出的兩步檢驗法,即EG檢驗來考察期貨價格與現(xiàn)貨價格的協(xié)整關系｡

檢驗的主要步驟如下:

轉換殘差序列方程為:

對殘差序列進行ADF單位根檢驗結果如下:

由上表可知,殘差序列在1%的顯著水平上拒絕原假設,因此殘差序列為平穩(wěn)序列,即｡表明人民幣匯率期貨序列和人民幣匯率現(xiàn)貨序列之間存在協(xié)整關系,即長期均衡關系｡

(二)Granger因果關系檢驗

由于和序列存在協(xié)整關系,因此至少存在一個方向的Granger因果關系,以下是Granger因果檢驗結果:

由上表可知,不能Granger引起的原假設被拒絕,則說明人民幣匯率現(xiàn)貨能夠Granger引起期貨序列,但不能Granger引起｡說明人民幣匯率現(xiàn)貨與人民幣匯率期貨之間存在單向Granger因果關系｡

四、結論

根據(jù)以上實證研究分析,可以得出如下結論:

第一,人民幣匯率期貨與人民幣匯率之間存在長期均衡關系｡人民幣匯率期貨與人民幣匯率序列同為一階單整序列,其回歸方程殘差序列為零階單整,因此根據(jù)EG兩步法判斷,兩時間序列之間存在協(xié)整關系,即長期均衡關系｡從人民幣匯率期貨與人民幣匯率走勢圖中也可以看出(圖1),人民幣現(xiàn)貨匯率呈現(xiàn)出下降趨勢,原因在于我國經(jīng)濟高速發(fā)展以及國際貿(mào)易的繁榮,連續(xù)的雙順差使得大量外幣流入國內(nèi)以及外匯儲備不斷升高;同時由于外匯占款的增加使得國內(nèi)貨幣流動性過剩,尤其是在2007年以來四次加息､七次上調(diào)準備金率,這些匯率影響因素綜合推動著人民幣現(xiàn)貨匯率的下降,造成了人民幣的升值;同時由于國際社會對于人民幣普遍預期升值,以美國為代表的部分發(fā)達國家要求人民幣大幅升值,人民幣期貨匯率略低于人民幣匯率,盡管波動性較大,但與人民幣現(xiàn)貨匯率呈現(xiàn)了一致的下降趨勢｡

第二,人民幣匯率是人民幣匯率期貨的Granger原因｡這與期貨兩大經(jīng)濟職能之一的價格發(fā)現(xiàn)職能有所悖離,但是卻反映了我國外匯市場的實際情況｡由于我國資本項目下尚未實現(xiàn)完全可自由兌換,境內(nèi)與境外人民幣市場基本處于分割狀態(tài),因而境外的匯率期貨并不能完全反映我國境內(nèi)的貨幣供求狀況,僅代表國際社會的預期,所以對我國人民幣匯率的影響較小｡而CME人民幣匯率期貨交割日結算價是當日人民幣匯率中間價,并且市場參與者大多為與中國有著貿(mào)易或者金融往來的企業(yè)及金融機構,可見境內(nèi)即期匯率的影響力目前仍然起著決定性作用｡

第三,有學者認為掌握人民幣定價主導權主要包括兩個方面:一是我國政府對匯率走勢的影響力;二是境內(nèi)外匯市場對匯率走勢的影響力｡毋庸置疑的是,我國政府對匯率走勢具備了足夠的控制力,人民幣匯率形成機制改革也在主動､漸進､可控的原則之下有條不紊地進行,但是我國外匯市場亟待改革完善､推陳出新,與政府相配合,這樣才能保證我國匯率定價主導權不旁落｡

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篇9

論文摘要：從全球經(jīng)濟來說，人民幣匯率的適當升值并非是解決國際貿(mào)易不平衡的唯一救命稻草，國際社會也完全沒必要就人民幣匯率問題對中國施加壓力。我國雖然尚未實現(xiàn)人民幣在資本項下的可自由兌換，但國際資本通過各種變通的渠道流入我國的趨勢并未逆轉。結果使我國的貨幣政策獨立性打了折扣，貨幣政策執(zhí)行效果與預期目標不相匹配。由于貨幣政策的獨立性是國家不可分割的一部分，國際資本流動的趨勢不可逆轉，為了增強貨幣政策的獨立性和政策執(zhí)行效果的有效性，有必要適當增加人民幣匯率的彈性。

一、通過適當增加人民幣匯率彈性，增強我國貨幣政策的有效性

根據(jù)諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者、歐元之父蒙代爾的理論，在開放經(jīng)濟條件下，一國的獨立貨幣政策、國際資本流動、相對穩(wěn)定的匯率三者不可兼得，即存在所謂“不可能三角”關系。我國奉行有管理的浮動匯率政策，意在保持人民幣匯率在合理均衡條件下的基本穩(wěn)定。事實上，匯率管理有余，浮動有限，匯率較為穩(wěn)定，使人民幣升值的預期不斷累積，對國際資本流入的吸引力不斷增強，尤其是在國際金融危機之后，國際資本在尋求規(guī)避本國風險，追逐國際套利機會的背景之下，更是窺歔中國。我國雖然尚未實現(xiàn)人民幣在資本項下的可自由兌換，但國際資本通過各種變通的渠道流入我國的趨勢并未逆轉。

二、適當增加人民幣匯率彈性不會改變我國的國際競爭力

從比較優(yōu)勢理論看來，我國國際競爭力在工業(yè)化進程中建立了相對充足的勞動力供給，以及其他生產(chǎn)要素的低成本，雖然包括勞動力、土地、資金等在內(nèi)的生產(chǎn)要素成本正呈不斷上升趨勢，但在國際產(chǎn)業(yè)轉移過程中，我國與歐美日發(fā)達國家形成上下游垂直產(chǎn)業(yè)關聯(lián)關系，這與橫向產(chǎn)業(yè)格局下轄依靠價格競爭情形有所不同，決定了我國的國際競爭力不會因為匯率適當變動以及國內(nèi)生產(chǎn)成本有所上升而發(fā)生根本逆轉。也就是說，匯率變動對我國國際貿(mào)易影響不大，也不會從根本上改變目前的國際產(chǎn)業(yè)競爭力格局，反而會改變提高我國的貿(mào)易條件，對中國有利，更何況增加人民幣匯率彈性，并不一定意味著匯率本身的必然升值。

篇10

本文通過相關性、平穩(wěn)性、Granger因果、脈沖響應函數(shù)和方差分解等檢驗和分析比較匯改前后GDP、M2和NEER對CPI的影響。以2005年7月匯改制度為界限，比較匯改前后上述指標對CPI影響的變化，得出匯改制度調(diào)整后有利于緩解國內(nèi)通貨膨脹的局面，具有積極意義，并給出在合理浮動范圍內(nèi)增強人民幣匯率浮動彈性的建設性建議。

關鍵詞

VAR模型；匯率；物價；通貨膨脹

本文借由VAR模型探究人民幣匯率對通貨膨脹的影響，并以2005年匯率制度改革為分界點比較分析人民幣匯率改革對物價水平的影響，間接地反映匯率與居民生活水平的影響。

1實證檢驗模型的構建

1.1模型的假定假定貨幣流通速度不變，通貨膨脹（P）取決于經(jīng)濟增長（GDP）、人民幣名義有效匯率（NEER）、廣義貨幣供應量（M2）三個變量。即P=（fNEER，GDP，M2）。文中選擇VAR模型作為研究匯率變動與國內(nèi)通貨膨脹水平兩者關系的模型。

1.2樣本的選取和說明本文選取2000年1月到2012年3月的月度數(shù)據(jù)共147個樣本點，進行實證分析。其中，消費者價格指數(shù)(CPI)，原始數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計局。本文采集了2000年1月-2012年3月的月度數(shù)據(jù)，取對數(shù)，記為LNCPI；國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）；貨幣供應量（M2），本文選取了廣義貨幣供應量（M2）作為貨幣供應量的指標變量。所謂廣義貨幣供應量，它包括了狹義貨幣供應量以及定期存款與儲蓄存款。將取得的數(shù)據(jù)取對數(shù)，記為LNM；人民幣名義有效匯率（NEER）。

2匯改前的實證分析

2.1相關性檢驗采用ADF檢驗法進行平穩(wěn)性檢驗。

2.2平穩(wěn)性檢驗本文對所收集的時間序列數(shù)集采用ADF檢驗法進行平穩(wěn)性檢驗。結果如表2所示。結果表明，LNCPI、LNGDP、LNM2、NEER均接受原假設，故是非平穩(wěn)的；而DNEER、DLNGDP、DLNCPI、DLNM2均拒絕原假設，故變量平穩(wěn)。從而，四個變量都是一階單整的。

2.3確定最佳滯后階數(shù)本文運用AIC、SC、FRE、LR以及HQ準則來確定滯后長度。結果如表3所示。得出結論如下，由下文得到的VAR模型中不同滯后長度下五個統(tǒng)計量的值，可知滯后階數(shù)為2時LR、FPE、AIC、HQ值最小，此時*最多，因此VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

2.4Granger因果檢驗由表4和表5可知，GDP、M2、NEER都不是CPI的Gran-ger原因，M2與GDP之間存在雙向的Granger原因。

2.5脈沖響應函數(shù)的分析（圖1）

2.6方差分解分析從表6可以看出：（1）CPI自身的貢獻度占89%以上；（2）名義有效匯率具有很大的影響作用，貢獻度達到6%以上；（3）貨幣供應量和經(jīng)濟增長分別排第三和第四，說明貨幣供應量和經(jīng)濟增長的沖擊對消費者價格的變動都有一定解釋力，但是貢獻度不大，此外貨幣供應量和經(jīng)濟增長對通貨膨脹的影響力逐漸增強，顯示外部因素對通貨膨脹的影響有一定的滯后期。變量對通貨膨脹影響強度的順序為：通貨膨脹預期、名義有效匯率、貨幣供應量、經(jīng)濟增長。

3匯改后的實證分析

3.1相關性檢驗由檢驗結果可知（表7），四個變量之間存在著相關關系。其中經(jīng)濟增長與貨幣供應量的相關性最強，其次是貨幣供應量與人民幣名義有效匯率，最弱的是人民幣名義有效匯率與通貨膨脹。經(jīng)濟增長、貨幣供應量對通貨膨脹的作用為正方向，人民幣名義有效匯率對通貨膨脹的作用為負方向。

3.2平穩(wěn)性檢驗表8結果表明，變量NEER、LNCPI、LNM2、LNGDP接受了原假設，說明變量是非平穩(wěn)的；而DNEER、DLNGDP、DLNCPI、DLNM2均拒絕原假設，說明變量是平穩(wěn)的。從而，四個變量都是一階單整的。

3.3確定最佳滯后階數(shù)運用AIC、SC、FRE、LR以及HQ準則來確定滯后長度。結果如表9所示。由下文得到的VAR模型中不同滯后長度下五個統(tǒng)計量的值，可知滯后階數(shù)為3時LR、FPE、AIC、HQ值最小，此時*最多，因此VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。

3.4Granger因果檢驗由表10和表11可知，GDP、M2、NEER都不是CPI的Gran-ger原因，M2與GDP之間存在雙向的Granger原因。

3.5脈沖響應函數(shù)的分析（圖2）

3.6方差分解分析從表12可以看出：（1）CPI自身的貢獻度占92%以上；（2）名義有效匯率是除自身因素外引起CPI變動的主要因素，貢獻度達到5%以上；（3）貨幣供應量和經(jīng)濟增長分別排第三和第四，說明貨幣供應量和經(jīng)濟增長對消費者價格的變動具有一定的影響力，但是貢獻度不大；另外貨幣供應量和經(jīng)濟增長對通貨膨脹的影響力度逐漸增強。變量影響通貨膨脹的強度順序為：通貨膨脹預期、名義有效匯率、貨幣供應量、經(jīng)濟增長。

4結論

本文比較和分析了匯改前后GDP、M2和NEER對CPI的影響。結果顯示：人民幣匯率變動與通貨膨脹反向相關，且有一定的滯后性。對比匯改前后各變量對CPI的貢獻度，名義有效匯率對居民消費價格指數(shù)貢獻度都是除了通貨膨脹預期以外對居民消費價格指數(shù)貢獻度最大的。而且匯改之后對于物價水平，自身影響下降，匯率變動的影響增強。即表明自人民幣匯率改革后，隨著人民幣匯率更具有浮動性，匯率對物價水平的影響不斷加深。因此為了更好控制國內(nèi)物價水平，除了控制通貨膨脹預期，還要進一步完善匯率制度。

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