有效汇率

关键词： 增加值 核算 贸易 价值链

有效汇率（精选十篇）

有效汇率 篇1

一、增加值贸易核算方法与传统核算方法的区别

增加值贸易核算方法即通过核算出后产品中蕴含的出口国增加值, 比如增加值进口、增加值出口、增加值顺差等, 也确保增加值贸易核算方法的准确性, 需要编制使用非竞争型投入产出表, 从而进行进口、出口价值来源的整理。增加值贸易核算不能使用统计方法将出口价值的来源国分析出来, 而需用相应的方法对其进行测算, 当前, 经过实践证实非竞争型投入产出表是应用较广和合适的测算工具。具体地对一个国家的出口产品蕴含多少其他国的增加值进行测算时, 首先应编制该国的非竞争型投入产出表, 然后在将进口产品蕴含的其他国家增加值的相应的非竞争型投入产出表一一编制出来。这是一个相对繁琐的过程, 因此, 为便于测算各国的增加值贸易, 编制一个全球非竞争型投入产出表是十分必要地, 通过传统贸易数据和全球非竞争型投入产出表能快速的计算出各国的增加值贸易数据。由上述可知, 增加值贸易核算方法与传统的贸易核算方法有很大的差异, 传统的贸易核算是由海关直接记录进口值和出口值, 不需要对产品的价值来源进行分别, 是将进口产品和出口产品的价值归于进口国和出口国, 对于传统的贸易核算而言, 资料来源相较直接, 通常是从海关记录获取, 亦称直接核算法;而对增加值贸易核算而言, 其显得复杂些, 也更科学, 其通过进出口产品, 核算出国内增加值, 不需要核算其他国家的增加值, 也可以说, 增加值贸易核算是通过非竞争型投入产出表是一种间接核算方法。

二、增加值贸易核算对均衡汇率评估的影响

1.实际有效汇率和均衡汇率。实际汇率是指对双边国家的物价水平进行计算得到的汇率, 实际有效汇率是指一个国家和其他国家实际汇率加权品均得到的汇率, 实际汇率能反映出一个国家货币丢其他国家货币的影响情况, 而实际有效汇率还会对双边国家的物价进行考虑, 因此, 实际有效汇率是最受关注的汇率指标。

均衡汇率是目前为止最后争议的汇率指标, 其争议核心重要为均衡汇率是否存在的问题;根据不同的计算方法可得到不同的均衡汇率, 进而分析出哪种方法更适合计算均衡汇率。在计算过程中, 都要测算实际有效汇率, 因此, 在分析增加值贸易核算对均衡汇率评估的影响时, 首先要分析增加值核算对实际有效汇率的影响。

2.增加值贸易核算对实际有效汇率的影响。在计算实际有效汇率时, 有两种计算方法, 一种是几何加权平均法, 另一种是算数加权平均法, 其中算数加权平均法不能满足权重偏好和时间可逆性两个指数理论条件, 因此, 常用几何加平均法计算实际有效汇率。在计算实际有效汇率过程中, 主要争议点是权重和物价水平的计算, 为方便分析, 采用双边贸易加权法计算权重, 而物价水平的计算采用当前国际机构使用的消费者物价指数。增加值贸易核算主要是通过权重和物价水平对实际有效汇率进行影响的, 采用增加值贸易核算方法, 其权重和物价水平的相关数据会发生变化, 而实际有效汇率的测算结果也会发生相应的变化。为详细了解增加值贸易核算对均衡汇率评估的影响, 分别采用增加值贸易核算方法和传统贸易核算方法计算某国1995-2010年实际有效汇率, 计算结果如下图所示。从下图可以看出增加值贸易计算出来的实际有效汇率 (VAREER) 比传统方法计算出来的实际有效汇率 (REER) 要高, 并且VAREER的升值幅度要比REER的升值幅度大。

3.增加值贸易核算对均衡汇率评估的影响。对相关文献资料进行分析, 可以看出从2005年 -2013年, 采用传统的贸易核算方法进行人民币实际有效汇率计算, 其累计升值为40%, 但由于VAREER比REER要高, 因此, 采用增加值贸易核算方法进行人民币实际有效汇率计算时, 其计算值有可能达到50%, 人民币就会达到均衡汇率水平。当人民币被低估幅度时, 采用增加值贸易核算方法进行人民币实际有效汇率计算时, 就会出现人民币被低估幅度小于传统的贸易核算方法得出的结果, 造成这种现象的主要原因是如果仅对贸易中蕴含的国内价值进行分析, 我国和其他国家的贸易顺差表现不会太大, 从而导致人民币被低估幅度小于传统的估算方法。由于估算的方法不相同, 其结果也会有很大的差异, 因此, 在实际工作中, 要根据具体的估算方法评估增加值贸易核算对实际有效汇率和均衡汇率的影响。

三、总结

从上文可以看出, 人民币很可能超过均衡汇率, 因此, 现阶段人民币汇率不宜持续升值, 需要采用扩大进口降低贸易顺差、降低贸易成本、提高我国出口竞争力、提高我国在全球价值链的地位等方法进行调整, 从而为我国的稳定发展提供保障。

摘要：在全球价值链的背景下, 增加值贸易核算更能将国际贸易的最新动态反映出来, 增加贸易核算会通过物价指数和贸易权重对有效汇率的预算造成影响, 进而对均衡汇率造成影响。目前, 通过增加贸易核算测算的实际有效汇率有很大的升值幅度, 人民币汇率很可能超过了均衡汇率水平, 因此, 要通过降低贸易成本, 提升价值链, 提高我国出口竞争力等手段来控制人民币汇率升值。

关键词：增加值贸易核算,均衡汇率,评估

参考文献

有效汇率 篇2

金融世界

第二讲 货币的`三种特性

二十四集教学节目金融世界为您介绍金融与货币的基本知识，同时结合内容为您讲解金融英语，欢迎您上网学习。在这一讲中我们要继续跟您谈谈浮动汇率和固定汇率问题。

请注意：本听力材料使用REAL格式制作，请在此下载安装RealPlayer.

本听力材料也可下载收听，点此下载

本站影音材料若无法下载,请点击此处下载安装优秀软件NetTransport

在这一讲中我们要继续跟您谈谈 floating exchange rates 浮动汇率和 fixed exchange rates 固定汇率问题。

在上一讲中，我们为您介绍了澳大利亚从一九八三年开始实行澳元的浮动汇率制。在此之前，澳大利亚同世界上大多数国家一样，曾实行过各种不同的固定汇率制，包括：

1 Gold Standard 金本位制

2 Bretton Woods system 布雷顿森林货币体系

3 crawling peg system 蠕动钉住汇率制

那么，实行浮动汇率制有什么好处呢？澳洲广播电台金融节目主持人巴里克拉克说：

One of the most important benefits of floating exchange rates is that they help to insulate the domestic economy against shocks. For example under fixed exchange rates, if an export market collapses, the adverse impact is transmitted fully to the domestic economy. It may be said that we achieve stability of the exchange rate at the cost of domestic instability.

有效汇率 篇3

【关键词】汇率沟通 实际干预 外汇干预有效性

一、引言

在过去的十几年中，西方货币当局的外汇干预出现了一个重大转变，即减少或避免使用在外汇市场中直接买卖外汇以影响汇率的实际干预方式，开始采用汇率沟通的干预方式来影响汇率。所谓汇率沟通，也称为口头干预，是指货币当局公开发布其对汇率的立场及倾向，向市场参与者传递其汇率政策信息，以此影响汇率变动的外汇干预方式。这一干预方式就是要通过不断加强货币当局与市场参与者的沟通，引导公众形成合理的汇率预期，从而实现汇率政策的目标。

2013年中国人民银行行长周小川在《〈中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定〉辅导读本》中指出，我国央行将基本退出常态式外汇市场干预。目前，我国中央银行的外汇干预方式主要是常态式地对外汇市场进行实际干预，即通过在外汇市场上买入或卖出外汇来影响汇率。随着我国中央银行逐渐退出常态式外汇干预，汇率沟通作为调节汇率的政策工具将发挥更大的作用。本文将深入探讨汇率沟通与实际干预对汇率变动的影响效力，通过比较两种政策工具的差异，使央行在退出常态式外汇干预后能更合理准确的利用汇率沟通，实现人民币汇率在合理均衡水平上保持基本稳定的汇率政策目标。

二、理论分析

在外汇干预理论中，实际干预是最重要的政策工具，中央银行可以主动、精准地确定干预政策的实施。且实际干预直接改变外汇市场上本外币之间的相对供求，可以对汇率产生直接影响，从而实现外汇干预的目标。但是在汇率决定的利率平价理论中，汇率预期同样是决定和影响汇率变动的重要因素。当市场参与者预期未来本币将要贬值，在两国利率不变的条件下，市场参与者必将抛出本币，买入外币，从而导致本币贬值。因此，引导市场参与者形成合理的汇率预期能够有效调节汇率变动，实现外汇干预的政策目标。

但是，现实中市场参与者与中央银行之间存在严重的信息不对称，影响了市场参与者合理汇率预期的形成，而中央银行有效的汇率沟通可以极大降低信息不对称，具有引导公众预期的优势，因此汇率沟通成为中央银行管理市场参与者汇率预期，进而调节汇率的重要政策工具。除汇率沟通外，影响汇率变动的因素众多。现有研究表明，实际干预可以通过资产组合余额渠道和信号渠道有效影响汇率变动。因此，我们把实际干预变量引入模型，与汇率沟通的效力进行比较。此外，进一步引入其他影响汇率变动的因素，如对外贸易状况、两国实际利差及短期跨境资本流动等。

三、模型分析

本文采用汇率沟通、实际干预、短期跨境资本流动、贸易收支差额、中美两国实际利差以及人民币即期汇率变动率来构造SVAR模型，从而分析汇率沟通和实际干预对人民币汇率变动的影响。由于2005年7月我国进行了人民币汇率制度改革，此前实行的是盯住美元的汇率制度，人民币汇率处于稳定状态，所以本文选取2005年7月至2012年12月的月度数据来进行计量分析。

（一）数据选取

相较于其他变量，汇率沟通是最难进行测度的。由于汇率沟通对汇率的影响是通过向市场参与者公开发布其汇率立场及倾向，传递汇率政策信息，引导市场的汇率预期来实现对汇率的影响效力的，因此汇率沟通数据的选取必须具备以下特征：第一，中央银行发布的有关汇率的陈述必须是通过公众传媒可以为市场参与者所获知的；第二必须是货币政策和汇率政策制定者的直接发布。这样，本文通过搜索引擎百度来获得汇率沟通数据。由于在货币政策的决策方面，中国人民银行行长拥有极高的权利与威望，因此采用周小川行长相关的观点陈述作为基础数据。鉴于新闻报道具有一定的重复性，而且评论中会带有报道人的主观色彩，所以对于同一主题的报道，我们尽可能选择最早的且评论较少的。本文把报道言论等文本数据转化为可计量的数据，把货币政策制定者的陈述对汇率变动方向影响赋予虚拟变量值，当汇率沟通具有趋向人民币升值倾向时，赋值为+1；中性言论或声明当前汇率适中的沟通，赋值为0；当沟通具有削弱本国货币倾向时，赋值为-1。当月度内存在多个讲话或声明时，就要累计该月度内的沟通信号值。

另外短期跨境資本流动=外汇占款增量-经常项目顺差额-外商直接投资增加额-外债净流入+误差与遗漏。对外贸易状况由我国进出口差额替代，该数据从国家统计局网站获取。

（二）SVAR模型设定与分析

首先采用ADF单位根检验对变量序列的平稳性进行检验。结果表明除中美两国实际利率差不平稳，其他变量在5%水平下显著拒绝原假设，均为平稳的时间序列。由于对非平稳变量进行差分后再将其纳入VAR模型将会丢失数据中的互动信息，而且本文只有一个变量不平稳，所以本文将所有变量的水平值直接纳入SVAR系统。

然后对SVAR模型进行设定，根据各种准则选取适合的滞后阶数为1，本文采用1阶的结构VAR模型。对变量进行Johansen协整关系检验，结果表明变量之间存在长期稳定的均衡关系。然后进行格兰杰因果检验，在5%的显著水平下，中美两国利差与实际干预、短期资本流动、贸易收支差额以及人民币汇率变动率之间存在单向的因果关系；短期资本流动是贸易收支差额的格兰杰原因，而贸易收支的差额又是汇率沟通的格兰杰原因。

最后通过脉冲响应分析，实际干预在前两期使得汇率发生负的变化，然后才逐渐平稳，也就是说中央银行在市场买入外汇，会先使人民币升值，然后才能使人民币汇率趋于平稳。根据汇率理论的基本原理，中央银行买入外汇，增持外汇储备，人民币应该贬值，但是在我国持续双顺差以及现行的外汇管理制度的背景下，中央银行成为银行间外汇市场最大的接盘者，这种外汇储备被动的增加，使中央银行的干预意图很难立即体现出来。

通过方差分解可以进一步了解各种变量冲击在解释汇率变动中的重要程度。对于汇率的变动，贸易收支差额、两国利差以及实际干预冲击的解释力会随着时间逐步增强；两国利差对汇率变动的解释力最强，贸易收支和实际干预解释力较弱；短期资本流动的解释力在第3期最强，此后随时间逐渐减弱；与实际干预相比，口头干预对汇率变动有更大的解释力。

四、结论与政策建议

本文评估了汇率沟通对汇率变动的影响效力，并将其与实际干预的汇率政策效果进行比较，发现汇率沟通是有效的汇率政策工具。汇率沟通政策时滞短，能在较短的时间内使汇率朝着货币当局合意的方向发展，并且在较长的时期内有效。但在方差分解分析，汇率沟通的解释力绝对值较低，因此汇率沟通的作用还有待提高。

提高汇率沟通的对人民币汇率变动的效力，需要完善我国汇率沟通机制。一方面，必须构建中央银行有效沟通的制度环境，保证中央银行的独立性。进行汇率沟通时，应该配合以必要的实际干预，避免市场参与者认为中央银行的汇率沟通存在“言而无信”的可能，从而对沟通内容不加重视。确保中央银行的独立性可以避免当中央银行与其他相关重要部门沟通的信息出现不一致时，市场参与者无法判断该遵循哪个部门的沟通信息，从而丧失了沟通的有效性。

有效汇率 篇4

关键词：外贸出口企业,汇率风险,交易风险,规避对策

1外贸出口企业的汇率风险及其生成机制

1.1汇率风险的基本内涵

汇率就是不同货币之间的一种比值关系,是一种相对性的价格比例。一般而言,影响汇率的因素主要是形成汇率的各种因素,即一个经济体的整体物价水平和其国际收支情况,还有一国的利率高低情况等,而这些因素是不确定的,是随着市场的变动而变动的,由此也决定了汇率的不确定性,即汇率是存在风险的。汇率风险也被称为外汇风险,这是相对本国而言的,其内涵就是一个经济体或个体在国际经济、贸易、金融等活动中,以外币计价的资产或负债因外汇汇率的波动而可能遭受本币价值损失或收益的可能性。

1.2服装出口外贸企业汇率风险的形成原因

汇率风险形成的原因主要在于不同货币之间的比值的变化所带来的产品成本的变动,就我国服装出口企业而言,当人民币及本币升值时,该类型的企业继续采取价格优势的竞争策略的主要影响就在于人民币升值所带来的汇率结算风险。因为目前我国服装出口企业的原材料主要是从国内市场获得的,而成品将会销往国际市场,人民币升值直接导致了企业采购原材料的成本,即企业的基本成本提高了,由此也减少了企业的利润空间。人民币升值就是汇率的直接变动,由此给企业带来的经济利润降低的结果就是汇率风险所带来的负面影响。

2服装外贸企业汇率风险的基本类型分析

2.1交易风险

交易风险是指经济组织在用外币计值结算的国际经济交易中,在一个期间内 ( 合同签订之日起到债务清偿之日止) ,由于本币与外币之间的汇率变动导致在此次结算中本币价值出现波动的风险。此外交易风险还是一种流量风险,因为其对企业的资金流动性有着重要的影响,而且由于一项外贸交易会有一个周期,时间的长度增加了风险的持续性。所以外贸出口企业在进行外币结算或收款时, 都会出现交易风险,企业在进行外贸结算时需要注意交易风险的防控。

2.2经济风险

经济风险是指由于汇率变动对企业的产销数量、价格、成本等产生影响,从而使企业的收入或支出发生变动的风险。由此可见,经济风险就是一种对企业现金流价值的可能性影响的风险,企业产品的预期价格和销售数量是影响该风险大小的主要参考因素。所以,从未来的角度考量,经济风险是一项长期性的风险,而交易风险大多是一次性的,由此可见经济风险的风险系数要大得多。

2.3会计风险

会计风险也被称作折算风险,其是指企业根据会计制度的规定,对企业的经营活动进行会计处理时,资产负债表中某些以外币计量的资产、负债、收入和费用在折算成以本国货币表示的项目时,因汇率变动而可能产生账面损失或收益的可能性。根据该风险产生的原因,我们可以认为会计风险是一种用量可以衡量的风险,该风险不代表企业的实际经济效益的减损,因为这是一种账面折算减少, 这种盈亏可以通过调账予以平衡。

3服装出口汇率风险的规避对策

3.1密切跟踪货币市场的汇率变化形势

我国的服装外贸出口企业大多结算和计价的货币是以美元或欧元为主,但是美元和欧元汇率变动原因是复杂的,服装外贸出口企业需要密切关注国际货币市场的汇率形势。此外,服装外贸出口企业还需要关注我国的汇率调整情况,因为我国自2005年以来已经改变了固定式的汇率政策,采取了盯住一揽子货币的、有管理的、浮动汇率制度,人民币升值的趋势是不可避免的,在当前经济形势下,服装外贸出口企业需要对货币市场以及 汇率波动给予高度关注,因为任何人民币汇率的波动都会给服装出口企业带来利润上的变化。人民币升值的幅度直接决定了汇率风险的大小,当人民币升值较小,那么汇率的风险也小,服装外贸企业对此可以提高出口价格,进而减少人民币升值对企业成本加大所引起的经济损失; 与此相反,当人民币升值较大时,服装外贸出口企业需要及时关注,并及时提高价格,用以抵消升值带来的损失。

3.2合理利用金融产品及货币组合方式

在金融行业的金融交易中金融风险是始终相伴随的, 为此避险的方式也是多样的,主要有贸易融资工具、金融衍生产品,以及提高出口产品价格等,因此在汇率风险中,该类型的避险工具同样是可以适用的,因为这些工具可以在一定程度上减少人民币升值对服装出口的影响,而目前企业使用较为普遍的汇率避险方式包括远期合同、套期保值、外汇期权业务、保理业务等。对于服装外贸出口企业来说,可以根据自己的外汇规模和企业实力,咨询银行或证券机构,选择适当的金融工具。

3.3结算方式及时间的优化选择

汇率风险的产生在于对贸易对价安全性的保护,为此在外贸出口交易中需要将 “安全”的理念贯彻始终,目前计价支付货币是国家贸易中采用最多的转移汇率风险的方式,所以就服装外贸出口企业来说,应优先选择硬币定价和支付,而在进口时可以用软币定价和支付。针对该种情况,企业在出口收汇时,需要进行计价货币与本币之间的结算工作,而在具体的计价货币贬值或升值的过程中, 计价与支付货币的调整可以减少企业因汇率的变动风险带来的损失,此外信用证支付方式也是一种可靠的结算方式。最后,在结算时间的选择上,服装外贸出口企业可以根据货币汇率变动的情况进行适当的改变或者延迟,如果出口结算的货币是升值的,那么企业可以推迟收款,与此相对应,企业就需要提前收款日期。

3.4构建合理的出口价格调整应对机制

汇率风险案例 篇5

【概要】

我某外贸公司代理国内某客户从比利时进口设备一台，计价货币为比利时法郎。在合同执行过程中，对方提出延期交货，我方用户表示默认，未做书面合同修改文件。后因比利时法郎升值，我进出口公司不得不比订约时多支出了31万美元。

【案情】

1993年10月，我某进出口公司代理客户进口比利时纺织机械设备一台，合同约定：总价为99，248，540.00比利时法郎；价格条件为FOB 安物卫普；支付方式为100%信用证；最迟装运期为1994年4月25日。

1994年元月，我方开出100%合同金额的不可撤销信用证，信用证有效期为1994年5月5日。（开证日汇率美元对比利时法郎为1：36）。

1994年3月初，卖方提出延期交货请求，我方用户口头同意卖方请求，延期31天交货。我进出口公司对此默认，但未作书面合同修改文件。

3月底，我进出口公司根据用户要求对信用证作了相应修改：最迟装运期改为5月26日，信用证有效期展至1994年6月21日。

时至4月下旬，比利时法郎汇率发生波动，4月25日为1：35（USD/BFR），随后一路上扬。

5月21日货物装运，5月26日卖方交单议付，同日汇率涨为1：32（USD/BFR）。在此期间，我进出口公司多次建议用户作套期保值，并与银行联系做好了相应准备。但用户却一直抱侥幸心理，期望比利时法郎能够下跌。故未接受进出口公司的建议。

卖方交单后，经我方审核无误，单证严格相符，无拒付理由，于是我进出口公司于6月3日通知银行承付并告用户准备接货，用户却通知银行止付。因该笔货款是开证行贷款，开证时作为押金划入用户的外汇押金帐户。故我进出口公司承付不能兑现。

后议付行及卖方不断向我方催付。7月中旬，卖方派员与我方洽谈。经反复协商我方不得不同意承付了信用证金额，支出美金310余万元。同时我进出口公司根据合同向卖方提出延迟交货罚金要求BFRl，984，970.00（按每7天罚金0.5%合同额计），约合62，000.00美元（汇率为1：32）。最终卖方仅同意提供价值3万美元的零配件作为补偿。此合同我方直接经济损失约31万美元，我银行及进出口公司的信誉也受到严重损害。

【分析】

本案是汇率波动的风险造成货物买卖损失的典型案例，但在风险出现时，本来有可能避免或减少的损失又由于代理关系及资金来源的特殊性使得我方延误了时机。纵观项目运作全过程，我方有如下失误：

第一，计价支付货币选用不当。在国际货物买卖中，计价及支付货币选择是非常重要的。计价货币通常与支付货币为同一种货币，这些货币可以是出口国货币或进口国货币，也可以是第三国的货币，由买卖双方协商确定。在当前国际金融市场普遍实行浮动汇率制的情况下，买卖双方都将承担一定的汇率变化风险。因此，作为交易的双方当事人，在选择使用何种货币时，就不得不考虑货币汇价的风险。首先，应考虑所选用的货币是不是可自由兑换的货币；其次，对可自由兑换的货币要考虑其稳定性。特别是在远期交货的大宗货物买卖中，选用汇率稳定的货币作为支付货币，是国际货物买卖合同洽商的基本原则，也是买卖双方都易于接受的条件。除非我们能够预测某种货币在交货期会发生贬值，为获取汇率变化的利益而选用某种货币。即通常所说的“进口选软币，出口选硬币”，但这只是单方面的期望，而且应建立在对所选货币汇率变化趋势的充分研究之上。但实际上交易的对方也会作出相应考虑。因此我们说，当以货物买卖为目的的合同金额较大时，选用汇率稳定的货币支付是比较现实的。在本案中，合同金额近300万美元，交货期为签约后6个月。我方在未对汇率做任何研究的情况下，接受以比利时法郎为支付货币的交易条件，这就给合同留下了汇率风险损失的隐患。因为比利时法郎在国际金融市场上不属于币值稳定的货币。

第二，轻率接受延期交货条件，使风险成为现实。当交货前卖方提出延迟交货请求时，我方仍未意识到合同的潜在风险，无条件地接受了卖方的要求，虽未做书面的合同修改但却按卖方提出的条件修改了信用证。这时若意识到汇率风险，则完全应以汇率风险由卖方承担作为接受延迟交货的条件，实际情况证明：正是这无条件地接受延期交货使得我方的汇率风险变成现实。

有效汇率 篇6

关键词：实际有效汇率；VAR模型；协整方法；汇率决定因素

中图分类号： F830.73 文献标识码： A 文章编号： 1673-1069（2016）26-79-3

0 引言

有效汇率是指某种加权平均汇率指数。它是以贸易占比为权重的，反映一国货币在国际贸易中的总体竞争力和总体波动幅度，即对购买力平价的偏差程度。

实际汇率是相对于名义汇率而言的。名义汇率是官方公布的汇率。实际汇率是名义汇率经过价格调整后的汇率。实际汇率有多种不同的含义，通常实际汇率多被认为是外部实际汇率和内部实际汇率。

外部实际汇率都是以两国货币为基础计算得来的，因此它具有双边的性质。然而在某段时间内，一国货币对若干种货币的实际汇率可能升值而对另几种货币的实际汇率则可能贬值，所以我们需要一个能综合反映一国货币实际汇率变动趋势的指标，这个指标就是实际有效汇率。实际有效汇率是在实际汇率的基础上计算有效汇率，也就是现根据有关国家的物价指数计算出同这些国家货币的双边实际汇率，然后再根据这些国家在本国对外贸易总额中所占的比重进行加权平均。

从国外理论界观点来看，决定贸易收支状况的真正因素是实际有效汇率。从实证研究来看，实际有效汇率对我国贸易起到稳定和主要的长期作用，研究实际有效汇率对于研究一国经济发展有重要的意义。

本文选取了影响人民实际有效汇率的5个因素进行实证检验：

①人民币实际有效汇率（reer）：选用2008-2010年的月度实际有效汇率。

②利率（r）：选用银行间市场同业拆借月加权平均利率。

③中美相对货币供应量（mb）：用中美两国广义货币供应量之比表示。由于经济发展状况和货币需求决定了货币供给，所以该指标也可以间接反映相对于美国的中国货币的需求状况，从而间接反映美国量化宽松货币政策对人民币汇率的影响。

④对外贸易状况（ei）：用出口与进口总值的比值表示。贸易条件的改善或恶化会影响同样进出口商品所节省或带来的外汇数量，进而影响外汇供求市场。通常贸易条件的改善有利于增加外汇供给，引起本币升值。

⑤财政支出（cz）：财政支出增加会导致国民收入的增加，人民生活水平提高，引致进口也随之增加，本国资本流入外国，导致本币贬值外币升值。

⑥劳动生产率（tnt）：用消费者物价指数和生产者物价指数之比表示。供给方面因素的一个重要变量就是劳动生产率。根据巴拉萨-萨缪尔森的命题，贸易品部门劳动生产率提高时非贸易品价格必然上涨，导致本币升值。由于贸易品和非贸易品部门劳动生产率的测算相当困难，因此近似用消费者物价指数和生产者物价指数来分别表示非贸易品和贸易品部门的相对价格，同时间接表示了劳动生产率。

1 单位根检验

表1表明，实际有效汇率、利率、中美相对货币供应量、劳动生产率、对外贸易状况、财政支出这六个变量经过一阶差分后，它们的ADF值都小于临界值，表明各变量经过一阶差分后都是平稳数列，因此它们是一阶单整序列。

2 向量自回归模型分析

本文参考LR统计量、赤池信息准则（AIC）、施瓦茨准则（SC）和HQ信息准则这四种方法，当四种方法确定的滞后期相等时，该滞后期即为VAR模型的最大滞后期，从而提高被估VAR模型的精确性。（结果见下表）

从表2可以看出，最优滞后期为2。在滞后2阶情况下，对VAR（2）模型残差进行JB正态性检验、LM自相关检验和White异方差检验显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，估计结果也显示参数联合检验是显著的，调整后的

值在0.845～0.997之间，因此VAR（2）的统计性质是良好的，这样就可以进行随后的协整检验、因果检验、脉冲分析和方差分解了。

3 Johansen协整检验

通过向量自回归分析，我们确定了模型的滞后阶数为2。Johansen协整检验要求滞后阶数是VAR模型滞后阶数减一阶，所以本文采用没有趋势项和常数项下，滞后一阶的Johansen方法检验协整关系。检验结果如下：

表3可以看出，在1%的显著性水平下，最大特征根统计量的检验结果表明变量之间至少存在一个协整关系。这表明在1%的显著水平下这六个变量之间存在协整关系即存在一种长期均衡关系。

从表4可以看出人民币实际有效汇率、利率、中美相对货币供应量、劳动生产率、对外贸易状况、财政支出六个变量的标准化协整方程为：

LREERt=-0.061199lR+0.712682LMBt+0.012918LTNTt+1.012856LEIt-0.306733LCZt

从2008年到2010年，利率的弹性系数为-0.061，中美相对货币供应量增长的弹性系数为0.713，劳动生产率的弹性系数为0.013，对外贸易的弹性系数为1.013，财政支出的弹性系数为-0.307，也就是说，当其他变量不变时，利率增长1%，人民币实际有效汇率降低0.061%；中美相对货币供应量增长1%，人民币实际有效汇率上升0.713%；可贸易部门生产率指标增长1%，人民币实际有效汇率上升0.013%；对外贸易指标增长1%，人民币实际有效汇率增长1.013%；政府财政支出增加1%，人民币实际有效汇率降低0.307%。

从方程的参数来看， 中美相对货币供应量、劳动生产率、对外贸易上升是驱动人民币实际有效汇率升值的正向因素，而利率和财政支出是导致人民币实际有效汇率的贬值的因素。

4 分析

货币供应量对汇率的影响主要是通过利率、通货膨胀和经济增长而进行的。从样本数据区间来看，在国际经济危机时期，美欧日三大主要经济区域普遍受到经济危机的严重影响，中国虽然在经济危机中也受到影响，但因为经济调控的迅速而使得国际上对人民币的信心增强，从而推动人民币实际有效汇率的升值的效应大于通货膨胀物价带来的贬值效应。所以会出现虽然中美相对货币供应量在增加，仍会促使人民币实际有效汇率上升。

劳动生产率的增加会导致人民币实际有效汇率的上升。这是因为，劳动生产率增加会带来产品成本的降低，本国出口产品竞争力增强，从而增加出口抑制进口，使本币升值。同时，劳动生产率的提高会带来经济增长的预期，因而带动国际资本流入本国，使本币升值。

对外贸易状况的改善是人民币实际有效汇率升值的同向因素。对外贸易的改善，会带动出口的增加，从而使得国际收支得到改善，使本币升值。

结果显示，利率对人民币实际有效汇率的变动存在影响。由于利率对实际有效汇率的影响在在长期内还要通过经常项目的变动发挥作用，而这种长期的影响能否发挥出来取决于利率能否影响投资、消费和进出口。另外，从协整检验的结果来看，利率对人民币实际有效汇率的影响作用较弱，这与我国市场化程度不发达，商品市场传导作用不充分不无关系。

财政支出对汇率的影响主要通过利率、通货膨胀率和国际收支经常项目的变动等因素的影响间接体现出来。财政支出的增加往往导致货币供应增加，加上金融危机时期，我国扩张的货币政策，这样就会导致国民收入增加，人民生活水平提高，从而会使进口增加，同时，在对外贸易上我国在这一时期的出口收到严重影响，这就导致了我国资本外流，外汇需求的增加导致人民币实际有效汇率下降。

由以上分析可以看出，人民币实际有效汇率决定在经济危机时期出现了一定程度的特殊性。在人民币汇率制度改革的进程中，我国应该要密切关注国内外经济发展状况，采用适合我国国情和国际发展局势的政策，使人民币汇率制度改革稳步进行。

参 考 文 献

[1] 章和杰.人民币实际有效汇率形成实证研究[J].浙江社会科学，2005（2）.

[2] 永祥，秦宛顺.关税、货币政策与中国实际均衡汇率[J].经济研究，2002（5）.

[3] 黄昌利.人民币实际有效汇率的长期决定：1994～2009[J].金融研究，2010（6）.

[4] 顾建华.政府公共支出对GDP长期增长效应的动态分析——基于广西数据的协整检验和VAR模型分析[J].工业技术经济，2007（11）.

有效汇率 篇7

在我国长期国际收支双顺差、外汇储备快速增长, 国际上对人民币汇率升值呼声不断的国际背景下。人民币汇率与我国出口贸易结构之间的关系就显得更为重要。本文旨在探讨长期内人民币实际有效汇率的变动对不同分类产品的出口的影响, 进以分析汇率与我国出口产品结构之间关系。希望通过本文的研究, 可以为优化我国出口商品结构, 以及对我们的汇率政策、产业和贸易政策的制定和实行提供有利的支持, 这便是本文的意义所在。

1 文献综述

伴随着国际贸易理论的发展, 各国学者基于各种范畴的数据开始探索理论研究和实际数据分析结构的契合程度, 以及理论研究对现实世界的指导意义。但是, 在20世纪80年代以前, 汇率变动对贸易影响的研究主要集中在汇率变动对贸易收支的影响。例如Rose和Yellow (1989) 运用美国1960~1985年的季度数据分别对美国和其他国家的双边贸易弹性和美国的总体贸易弹性进行估计, 发现实际汇率波动无论是在短期还是长期对美国进出口贸易均无影响;Marquez (1990) 以发展中国家整体为对象, 采用1973~1985年季度数据分析, 结论为:发展中国家进出口价格弹性满足马歇尔—勒纳条件。Bahmani-Oskooee (1999) , Silva na Ten rey ro (20 0 4) 和Ta n f iq Choud h r y (20 05) 也分别对以美国为研究对象的相关数据进行了研究分析。这些研究都有一个相似的特点, 就是以总体的贸易数据为研究对象, 并没有分析汇率对不同种类的产品产生的影响, 所以大多数分析都是从贸易条件是否满足马歇尔—勒纳条件为角度进行的。与国际上的研究状况类似, 我国学者对汇率与对外贸易的研究也主要集中在验证进出口商品需求弹性是否满足马歇尔—勒纳条件上, 进而推断出汇率对国际收支和进出口贸易的影响。但近年来国内很多学者已经开始了关于汇率变动对区分行业或商品类别进行的研究。如谷克鉴 (2000) 、全惟幸 (2003) 、曾铮, 张亚斌 (2007) 、庞晓波, 姚远 (2011) 等。

由于研究的目的和对问题的分析角度不同, 数据使用和建立模型方法也不尽相同, 所以各学者的研究结果存在一些分歧和差异。本文在借鉴了前人分析方法的基础上, 对相关出口贸易数据进行了详细认真的分析。

2 模型的构建

2.1 数据选取与处理

本文选取的是1990~2011年共22年年度数据为分析对象。其中出口产品数据按国际贸易标准分类 (SITC Rev.3) 将出口产品归为三类, 分为初级产品、劳动密集型产品和资本与技术密集型产品, 所有数据均来源于《中国统计年鉴》 (2011) 。人民币实际有效汇率和本文选取16个国家和地区的名义GDP和CPI数据来自于国际货币基金组织 (IMF) 的International Financial Statistics (IFS) 数据库。国外实际收入为以上16个国家和地区实际收入的加权平均值, 权重为各国和地区的出口总额占我国出口总额比重。

2.2 计量模型的设定

关于函数的具体形式, 许多国内相关研究 (厉以宁 (1991) ;陈彪如 (1992) ;戴祖祥 (1997) ) 表明, 采用科布道格拉斯函数形式 (C-D函数) 是符合我国实际经济情况的。

因此, 出口需求函数可表示为:

其中, A为出口需求函数系数;EX为出口总额;为贸易伙伴国实际收入水平;和分别为出口需求价格弹性和出口需求收入弹性。

在实际分析过程中, 为消除异方差行对回归结果的影响, 对 (1) 式两端同时取对数 (用小写字母表示对数形式) , 可得:

在上述模型的基础上, 本文按国际产业标准分类 (SITC Rev.3) 将出口产品归三类, 分为初级产品 () 、劳动密集型产品 () 和资本与技术密集型产品。

其中, 为截距项;为回归系数, 分别代表三类产品出口额对实际有效汇率 () 和国外实际收入 () 的弹性;为随机误差项。

3 实证结果与分析

3.1 单位根检验

为了检验以上模型的长期关系是否存在, 需要对其进行合适的协整检验, 但是在进行协整检验之前, 先要进行平稳性检验以避免出现伪回归现象。

各变量单位根检验结果如表1。

注: (1) 检验类型 (C, T, N) 中, C代表截距项, T代表时间趋势项, N代表之后阶数。 (2) ***表示在1%的置信水平下显著, **表示在5%的置信水平下显著, *表示在10%置信水平下显著。 (3) 滞后阶数根据EVIEWS6.0在AIC准则下选取。

表1显示了所有变量的单位根检验结果。由表1可知, 原时间序列在5%的置信水平上都不能拒绝原假设, 即表明所有时间序列均为非平稳时间序列。为将变量转变为平稳时间序列我们对所有变量取一阶差分之后重新进行ADF检验, 检验结果显示, 各变量在5%的置信水平下均拒绝原假设, 即均为一阶单整序列。

3.2 协整检验

根据本文A DF检验结果, 各变量均为一阶单整 (I (1) ) , 可进行协整分析。本文使用Johansen协整检验分析每个模型中的三个变量在统计分析基础之上的相互关系。在Johansen协整检验VA R模型下时间序列我们用向量表示为:。

由表2可以看出汇率对各类出口产品变动的影响并不相同。在具体的出口商品中, 初级产品对实际有效汇率的敏感性较强, 而劳动密集型产品和资本与技术密集型产品对实际有效汇率的敏感性较弱, 分别为0.3166和0.0188。在国外实际收入的影响上, 仍然是对初级产品的影响最为明显, 同时劳动密集型产品较资本与技术密集型产品对国外实际收入的变化更为敏感, 弹性为0.5010。以上协整检验结果表明, 汇率变动除了对出口产品总额会产生长期影响以外, 对出口产品结构的变化也会在长期产生影响。

3.3 向量误差修正模型

本文在AIC和SC最小准则下确的各无约束VAR模型的最优滞后期为3, 则误差修正模型的滞后期应为2, 使用Eviews6.0得出如下检验结果, 如下:

在以上结果中差分项反映了各变量的短期波动, 误差修正项代表长期均衡, 可见被解释变量的波动被分解为两个部分:一是短期波动;二是长期均衡。从上面的三个模型来看, 除 (6) 拟合程度较差以外, 其他两个模型均有较好的拟合性, 而且均有显著为负的误差调整系数, 说明一旦偏离了长期均衡, 则在下一期会进行反向修正。综上所述, 短期内各类出口产品对短期冲击的调整能力并不相同, 劳动密集型产品和资本密集型产品的调整速度较快。并且劳动密集型产品和资本密集型产品受短期实际有效汇率和国外实际收入影响更为明显。

3.4 广义脉冲响应

脉冲响应函数用来衡量来自随机扰动项一个标准差冲击, 对内生变量的当前值以及未来值的影响。在以下各图中, 横轴表示冲击作用的滞后期间数 (单位:年) ;纵轴表示各类分类出口产品比重的冲击反应;实线表示脉冲响应函数;虚线表示政府两倍标准差片履带。结果如下图所示。

从以上检验结果来看, 人民币实际有效汇率和国外实际收入受到冲击后, 短期内对各类出口产品会产生比较明显影响, 这种短期影响大概会持续2~4年。但是这些冲击并对分类出口产品长期影响并不明显, 到10年左右这些影响就基本消失。在实际有效汇率短期内受到一个标准差的冲击后, 对不同的分类产品占出口总额的比重产生不同程度的影响, 在短期内势必会对我国出口产品结构产生影响, 但是分析发现这些短期冲击并对分类出口产品长期影响并不明显。为进一步分析实际有效汇率和国外实际收入对各被解释变量变化的贡献度, 还需要接下来的方差分解模型。

3.5 方差分解模型

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个变量变动对其他变量的影响。而方差分析是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度。

结果如下所示:

由图4、5、6发现, 人民币实际有效汇率与我国出口总额和各分类出口产品之间存在长期稳定的均衡关系, 即从长期来看人民币汇率变动会对出口总额和出口产品结构产生影响。但是从具体实证分析结果来看, 人民币汇率对出口总额的贡献度较大, 而对各分类产品的贡献度较小, 也就是说人民币汇率变动会给出口总额带来明显变化, 但不是影响我国贸易结构的主要因素。可见, 人民币汇率对出口产品总额和出口产品结构的影响并不相同, 这也是本文以出口产品结构为研究对象的原因。

4 结论分析

本文从汇率的贸易商品结构效应角度入手, 研究人民币汇率变动对我国出口产品贸易结构的影响。在研究过程中, 使用的是1990年以来我国汇率变动和出口贸易结构的相关数据, 运用向量自回归模型定量分析了汇率变动对我国出口贸易结构影响效果。根据本文的实证研究结果, 结合相关理论分析, 具体结论如下:

(1) 从长期来看, 人民币汇率变动会对我国出口产品结构产生影响。从协整检验结果来看, 初级产品相对于劳动密集型产品和资本与技术密集型产品对实际有效汇率的敏感性更强, 且劳动密集型产品相对于资本与技术密集型产品对实际有效汇率的敏感性更强。

(2) 从短期来看, 人民币汇率变动也会对出口产品结构产生一定影响。通过误差向量修正模型我们发现:短期内各类出口产品对短期冲击的调整能力并不相同, 劳动密集型产品和资本密集型产品的调整速度较快, 初级产品的调整能力较弱且不显著。

(3) 人民币汇率变动并非是我国出口产品结构变动决定因素由方差分解分析结果可知, 人民币实际有效汇率和国外实际收入明显对各类出口产品的结构变化解释能力相对不足。这表明初级产品、劳动密集型产品和资本与技术密集型产品结构变化主要依赖于他们自身以及模型之外的变量得到解释。这也是本文的缺陷所在, 没能在模型中尽可能包含多的影响因素。

人民币升值的大背景为我国改变出口贸易结构的现状提供了机遇。人民币的升值会使国外进口原材料价格变得相对便宜, 这就降低了国内企业引进国外先进技术和设备的成本, 进而增强了人民币的购买力。资本与技术密集型产品对进口成本的依赖程度更明显, 在人民币升值的情况下, 会增强此类企业的贸易价格竞争力。但是, 在看到机遇的同时我们也要看到人民币升值可能带来的挑战。人民币的升值从进口成本方面我们的确看到了机遇, 但是不得不承认, 人民币的升值会削弱出口产品的国际竞争力。我国出口产品中劳动密集型产品所占的比重仍然比较高。2005年到2011年以来劳动密集型产品占出口产品总量的比重在42%左右波动。这些产品技术含量、附加值均较低, 在国际市场上替代性也比较大。人民币的升值将会提高这类产品的出口的外币价格, 使其在国际市场的竞争力下降。这样一来, 一些依靠廉价劳动力生产的中小型企业, 可能没能力巩固自己在海外的市场, 不得不面临淘汰的命运。并且, 在人民币升值、国外进口产品价格相对更加便宜的情况下, 有可能会刺激一部分产品的大量进口, 冲击我们国内的市场, 进而影响国内的企业。面对人民币可能不断升值的压力, 以及我国经济发展对汇率开放程度的要求, 我国政府应该抓住人民币汇率升值带来的机遇, 并采取合理有效的措施规避一些消极影响。

参考文献

[1]Andrew K Rose, Janet L Yellen.Is There a J-curve[J].Journal of Monetary Economics, Vol.24, No.4, 1989.

[2]Bahmani-Oskooee, Kantipong.Currency Substitution inThailand[J].Journal of Comparative Economics.2001.

[3]Tanfiq Choudhry.Exchange Rate Volatility and theUnited States Exports:Evidence from Canada and Japan[J].Journal of the Japanese and international economies.Vol.1, 2005.

[4]厉以宁, 等.中国对外经济与国际收支[M].国际文化出版公司, 1991.

[5]陈彪如.人民币汇率研究[M].华东师范大学出版社, 1992.

[6]戴祖祥.我国汇率收支的弹性分析[J].经济研究, 1997 (7) .

[7]魏巍贤.人民币升值的宏观经济影响评价[J].经济研究, 2006 (04) .

[8]曾铮, 张亚斌.人民币汇率升值与中国出口商品结构调整[J].世界经济, 2007 (5) .

有效汇率 篇8

关键词：FDI,NEER,GARCH模型

一、引言

中国吸引FDI的规模在2003年首次超过美国, 从1985年的19.56亿美元增加到2011年的1160.11亿美元, 增长了近60倍, 对推动中国经济的发展发挥了重要的作用。近几年来, 国际上关于人民币升值的呼声不断, 人民币的升值压力很大, 那么人民币汇率的变动对FDI的流入会造成什么样的影响呢?显然在现阶段对这个问题的研究具有重大的理论和现实意义。

国内外有很多学者对汇率及其波动性对FDI的影响进行了研究, 一般认为汇率变化涉及两个层面:一是汇率水平的变动 (货币的贬值或升值) , 二是汇率波动的剧烈程度 (汇率的稳定性) , 但是有关汇率水平及其波动对FDI的影响并没有统一的结论:Cushman (1985, 1988) 提出的“相对生产成本效应”理论和Froot和Stein (1991) 提出的“相对财富假说”理论支持货币贬值将会促进FDI流入;以Campa (1993) 为代表的学者提出相反的观点, 他认为跨国公司的海外投资决策取决于其未来收益的期望值, 一国货币越坚挺, 进入该国市场未来收益的期望值就越高, 也就会吸引越多的FDI流入, 而货币贬值将会抑制FDI流入。冯晓玲等 (2011) 研究表明中国FDI流入额与人民币REER之间存在着负相关的关系, 长期内中国的FDI流入额与人民币实际有效汇率之间存在着稳定的协整关系, 后者是前者变动的格兰杰原因;冯套柱等 (2012) 指出人民币实际有效汇率与外商直接投资的长期影响关系为负相关, 而且互为格兰杰因果关系, 但是有关名义有效汇率及其波动对FDI的影响的研究很少。本文利用1999年1月-2012年10月的相关数据, 对人民币名义有效汇率及其波动与FDI之间的关系进行分析, 先采用了GARCH模型估计了汇率波动VOL, 然后建立VAR模型, 进行协整检验、格兰杰因果检验等以确定人民币名义有效汇率和汇率波动率对外商直接投资的影响。

二、变量选择与数据来源

1、FDI。国内外相关文献研究外商直接投资变量有两种方法:外商投资与GDP的比值或者直接选取外商直接投资的流入量。本文选取第二种方法, 单位为亿美元, 并取对数形式, 即LNFDI, 主要考察它的变化率, 数据来自于中国商务部网站。

2、NEER。NEER是一种货币相对于其他多种货币双边汇率的加权平均数, 双边汇率是社会经济生活中被直接公布和使用的表示两国货币之间比价的汇率, 通常以对外贸易比重为权数。它能够综合反映我国商品相对于外国商品的价值, 能够衡量人民币在国际贸易中的总体竞争力和总体波动幅度。NEER数值上升表示人民币升值, 数值下降表示贬值。数据来自BIS, 并以2010年为基期, 为100, 可以更好地反映金融危机以来世界贸易的变化。本文对NEER取对数, 即为LNNEE。

3、VOL。对于汇率波动的测量, 早期的研究一般用间隔一段时间的汇率变动方差作为汇率的波动程度, 并且不同研究者选取的时间间隔也不一致。现在的学者大多采用广义自回归条件异方差 (GARCH) 模型测量汇率的波动。本文也拟采用GARCH模型测量NEER的波动, 并以方差作为波动值, 记为VOL, 取对数, 即为LNVOL。

三、模型估计

(一) 汇率波动的测量

首先, 对人民币名义有效汇率序列进行单位根检验。本文采取ADF检验, 可得NEER序列是非平稳过程, 存在单位根过程, 通常采用随机游走模型进行描述。先用OLS估计, 结果如下:

对其进行ARCH-LM检验, 可得滞后阶数为1阶时, P值为0.001640, 说明在1%的显著性水平下, 残差序列存在ARCH效应。由此可以推断出, 名义有效汇率存在ARCH效应。本文根据对数似然值最大、拟合优度最大以及AIC和SC信息准则最小的原则选取度量汇率波动的最优模型。通过比较分析可得残差服从正态误差分布的EGARCH (0, 2) -M模型是测定人民币名义有效汇率的最有效的模型。本文建立EGARCH (0, 2) -M模型, 在均值方程中添加了log (Var) , 均值方程为:

对此方程进行条件异方差的ARCH-LM检验, 可得滞后阶数为1阶时P值为0.916247, 说明以残差项服从正态分布的并在均值方程中添加了log (Var) 的EGARCH (0, 2) -M模型拟合得较好, 以所得的条件方差作为NEER的波动值, 记为VOL。

(二) FDI与人民币实际有效汇率及其波动关系的实证分析

1、单位根检验。

为防止谬误回归的产生, 在进行协整分析前必须检验序列的平稳性。本文采用ADF方法对lnFDI和lnVOL进行检验, 可得lnFDI、lnNEER和lnVOL为一阶单整, 因此可以进行协整检验。

2、协整检验。

对于时间序列回归, 为确定两变量间是否具有长期稳定的均衡关系, 有必要在模型设定之前对变量进行协整分析。协整检验的本质在于检验变量是否包含一个共同的随机趋势。本文采用Jonhanson基于VAR的协整检验法以检验lnFDI、lnNEER和lnVOL是否具有协整关系, 结果如下表:

从上表可知, 在5%的显著性水平下, lnFDI、lnNEER和lnVOL均存在协整关系。

3、因果关系检验。

单位根和协整检验说明变量同阶平稳并存在协整关系, 但是否构成因果关系, 还需要进一步检验。本文对外商直接投资与名义有效汇率及其波动率之间是否有Granger因果关系进行检验, 检验结果如下表所示:

可以看出, 在5%的显著性水平下, lnNEER是lnFDI的Granger原因, 而lnFDI不是lnNEER、lnVOL的Granger原因, lnVOL不是lnFDI的Granger原因。

4、脉冲响应分析。

下图是FDI对NEER及其波动一个标准单位冲击的响应图像。

可以看出, 二者在第一个月对外商直接投资均没有冲击。NEER在第2个月对FDI也没有冲击, 从第二个月中旬开始有正向冲击, 并且随着时间推移在不断加强, 最后趋于稳定, 说明人民币升值在短期内对FDI的影响很小, 但是长期内有积极的作用;汇率波动在第一个月后开始有影响, 并且在正向冲击第二个月中旬达到最大, 后来冲击逐渐消失, 说明汇率波动对FDI在长期内影响很小。

5、VEC模型。

lnFDI、lnNEER和lnVOL有协整关系, 可以建立VEC, 结果如下:

根据上面结果可知, 模型的拟合度较好。误差修正项很显著, 它的系数为负符合反向误差修正机制, 其大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。当短期均衡偏离长期均衡时, 将以 (0.0004) 的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。NEER系数为正的, 说明人民币一定程度的升值对我国吸引FDI有利, NEER每上升1%, FDI流入会增加0.8676%。VOL系数经过修正后为负, 与事实吻合, 说明汇率波动对吸引FDI是不利的, VOL每上升1%, FDI的流入就会减少0.056%。

四、结论

本文可以得出以下结论: (1) NEER上升对我国吸引FDI具有一定的积极作用。随着中国经济发展, 人民币的国际地位逐步提高, 作为新兴的强势国际货币, 人民币汇率升值是必然的趋势。人民币汇率升值对以利用低工资降低生产成本为目的的外商直接投资虽然有负面影响, 但对以占领中国市场为目的的外商直接投资却有正面影响。人民币汇率长期升值与中国经济持续的、稳定的、快速的增长相联系, 外商对华直接投资将继续增加。 (2) 汇率波动在对FDI的影响具有滞后性, 但是短期内影响不大, 在长期内是具有负面影响的。保持人民币汇率的基本稳定是保持中国经济稳定从而保持一个稳定的投资和贸易环境的需要, 这对增强国外投资者信心, 并使中国的经济得以持续增长具有重要的意义。

参考文献

[1]Campa, J.M.Entry by Foreign Firms in the United States under Exchange Rate Uncertainty[J].Review of Economics and Statistics.Vol.LXXV, 1993, pp:614-622

[2]冯晓玲, 张璐.人民币实际有效汇率对中国吸引FDI的影响分析[J].财经问题研究.2011年第11期:56-61页

有效汇率 篇9

一、数据来源

国内外学者针对汇率和股价的研究文献表明, 不同的数据区间、数据指标以及模型的采用往往会得到不同的结论, 因此笔者将对本文的研究数据以及研究方法进行具体阐述。

(一) 数据选取

样本数据区间分为两段, 分别为2005年7月21日-2008年9月15日;2008年9月16日-2011年12月31日期间;剔除了不是市场同时开放的日交易数据, 金融危机前的样本数据为748组, 金融危机后的样本研究数据为772组, 数据选取总体相当, 不会因为数据不对称影响研究结论。

汇率指标 (HL) , 笔者采用人民币名义有效汇率指数, 数据来源于复旦大学金融研究院;股价指标 (SZ) 选取上证综指, 数据来源于CCER经济金融研究数据库;由于股价和汇率之间的动态关系必然会受到其他中间变量的传导, 笔者打算引入利差因素 (LC) 进行分析, 我国货币市场的基准利率为7天银行间债券回购利率, 采用一周伦敦同业拆借利率为国外货币市场利率, 数据来源于Wind数据库。汇率指数与上证综指采用自然对数, 同时希望通过高频日数据的分析, 能够取得更加普遍、有说服力的研究结果。

(二) 数据说明

1. 样本数据起始点为2005年7月21日, 因为2005年7月21日中国人民银行宣布进行人民币汇率制度改革, 参考一篮子货币进行有管理地浮动;同时股权分置改革积极促进资本市场的发展, 以此作为时间点能够更加合理地反映股市和汇市的联动关系。

2. 危机的划分时间段为2008年9月15日, 2008年9月16日雷曼兄弟的破产倒闭意味着次贷危机转化为全球性的国际金融危机。

3. 选取名义有效汇率而不采用实际有效汇率是因为虽然实际有效汇率能够反映实际的竞争力因素, 但是市场对名义有效汇率指数做出的反应更加迅速。

4. 我国7天银行间债券回购利率和一周伦敦同业拆借利率的差值表示利差, 利差的变化会对该国的汇率产生影响;

二、实证分析

实证分析部分笔者采用时间序列数据进行变量检验, 通过平稳性检验、协整检验、误差修正模型检验分析变量之间的动态关系。

(一) 平稳性检验

为了避免“伪回归”在进行协整检验之前, 首先必须进行数据的平稳性检验, 最常用的方法是采用单位根ADF检验;检验结果见表1和表2。

注:1.检验形式 (C, T, N) 中, C, T, L分别代表常数项、时间趋势项和滞后项。2.ADF的临界值来自软件EVIEWS6.0。

注:1.检验形式 (C, T, N) 中, C, T, L分别代表常数项、时间趋势项和滞后项。2.ADF的临界值来自软件EVIEWS6.0。

金融危机前、后, 原序列ADF值都没有超过5%的临界值, 原序列均不平稳;但是一阶差分之后, 变量的统计值均大于5%的临界值, 此时时间序列均为一阶平稳序列, 即一阶单整I (1) ;

(二) Johansen协整检验

非平稳时间序列都是同阶单整的情况下, 其线性组合可能是平稳的, 即存在长期均衡关系;笔者采用VAR模型下的Johansen协整检验。检验结果见表3。

注:*表明在5%的显著性水平下拒绝原假设, 即存在协整关系。

从表3可以看出, 迹统计量的值48.831显著大于5%显著性水平下的临界值, 变量之间存在长期协整关系。

由检验结果得到的Johansen协整检验的标准化方程为:

式 (1) 中, 上证综指和人民币名义有效汇率的关系为53.45113, 表示在长期内人民币名义有效汇率指数对上证综指存在较强的正向关系。

注:*表明在5%的显著性水平下拒绝原假设, 即存在协整关系。

从表4可以看出, 迹统计量的值15.854大于15.495 (5%显著性水平下的临界值) , 变量之间存在长期协整关系。

由检验结果得到的Johansen协整检验的标准化方程为:

式 (2) 中, 上证综指和人民币名义有效汇率的关系为5.438767, 表示金融危机期间人民币名义有效汇率指数对上证综指存在的正向关系减弱。

(三) 向量误差修正模型

为了研究变量之间的短期波动, 笔者采用向量误差修正模型分析人民币名义有效汇率指数、利差和上证综指之间的短期波动趋势, 检验结果见表5。

注:括号中的代表T值。

表5中金融危机前的数据表明, 在上证综指的方程中, ECM (-1) 的T值 (2.425) 显著, 但是系数0.001较小, 表明上证综指存在由短期向长期调整的趋势;汇率的3阶滞后系数显著不为0 (T=-2.198) , 而且系数为负, 短期内存在汇率到上证综指的均衡变动。

汇率方程中, ECM (-1) 的系数不显著 (T=-0.111) , 表明金融危机前不存在利差和股价到汇率的短期波动调整。

表6显示, 金融危机期间不存在汇率和利差到股市的短期均衡调整, 系数不显著 (T=-0.462) ;汇率真实方程中, ECM (-1) 的系数非常显著 (T=-3.721) 存在股价和利差到汇率的短期均衡调整, 然而金融危机前不存在股价和利差到汇率的短期波动。

注:括号中的代表T值。

三、结论分析

文章选取利差因素进行考察, 通过单位根ADF检验、协整检验以及基于VAR的向量误差修正模型检验进行全面详细地实证研究, 清楚地揭示了股价指数、汇率指数和利差在金融危机前后的不同表现。

人民币汇率和股价指数存在长期均衡。2005年的汇率制度改革以及股权分置改革, 2010年6月央行进行的二次汇改, 进一步完善人民币汇率形成机制, 建立更加稳定的汇率制度, 利率市场化取得显著成果。Johansen协整检验结果表明, 金融危机前、后, 变量之间都存在显著的协整关系, 表明变量之间存在长期稳定均衡。

人民币汇率和股价指数呈现正相关。金融危机前, 人民币名义有效汇率和股价指数之间存在的也是正向关系, 虽然我国的经常账户完全开放, 但是资本账户也处在渐进开放的过程中, 人民币的升值会导致国际热钱等通过非正常贸易、地下钱庄等渠道进入中国证券市场, 投资于中国的股市以及房地产市场, 此时本币的升值会导致股价的上升。危机后国际资本的流动性增强, 同时“挤占效应”会降低利率, 从而引起国际资本的外流, 本币贬值。

危机前后汇率和股价关系影响程度不同。金融危机前, 仅仅存在汇率到股价的短期调整;危机后上证综指和汇率存在波动效应。虽然我国的资本项目尚未完全开放, 但是随着综合国力的增强、国际贸易的迅速发展, 以及人民币汇率形成机制的不断完善, 我国的资本账户已经处在渐进开放的过程中, 金融危机时国际资本的流动增强。

参考文献

[1]周虎群, 李育林.国际金融危机下人民币汇率与股价联动关系研究[J].国际金融研究, 2010 (08) :69-74.

[2]巴曙松, 严敏.股票价格与汇率之间的动态关系——基于中国市场的经验分析[J].南开经济研究, 2009 (03) :46-54.

[3]张兵, 封思贤, 李心丹, 等.汇率与股价变动关系:基于汇改后数据的实证研究[J].经济研究, 2008 (09) :70-74.

有效汇率 篇10

FDI在我国存在正的资本-经济增长效应 , 其就业-经济增长效应方面也好于本国企业,同时其对本国企业还有先进技术的溢出效应。 鉴于FDI对我国经济发展的巨大作用, 在人民币汇率逐渐市场化的大背景下,研究汇率对FDI的影响是非常有意义的。 那么人民币汇率变动对FDI的影响到底是怎么样的呢? 本文将研究这一问题。

一、文献综述

针对汇率水平变化对FDI的影响,国内外学者尚未达成一致。 许多学者认为东道国货币汇率变化对FDI产生负效应 。 Cushman[1]从跨国公司的以本国货币衡量的投资收益最大化的目标出发, 将跨国公司的生产经营活动按照产品生产地、 产品销售地以及融资地的不同分为四种情形进行分析,得出结论,认为东道国实际有效汇率贬值将会降低跨国公司投资的资本成本,因此将促进FDI的流入。张亮[2]也发现人民币实际有效汇率下降有利于FDI的流入。 有些学者认为, 汇率水平变化对于FDI的影响不能一概而论。 于津平[3]将FDI分为资源导向型和市场导向型两个类别,通过构建模型分析汇率变化的财富效应、需求效应、成本效应、风险效应,发现东道国货币升值虽然会导致资源导向型FDI减少,但是另一方面会导致市场导向型FDI的增加。Nikolina和Panagiotis[4]实证分析了欧盟12国,以及美国和日本1960年至1997年的数据,发现对于不同的国家,汇率水平变化对FDI影响的正负性并不一致,并用不同的理论分别进行了解释。

现有文献的研究多利用的是人民币兑美元的汇率数据,而非实际有效汇率,不能真实反映FDI与人民币汇率间的关系。 不少文献利用的年度数据过少, 达不到统计上的要求。 国外文献中对其他国家汇率与FDI的关系需要利用中国的数据进行验证。 因此, 本文利用1983-2012年的人民币实际有效汇率年度数据,对我国FDI与人民币实际有效汇率的关系进行实证研究。

二、计量模型与数据

为了研究人民币实际有效汇率水平对FDI的影响,本论文建立以下计量模型:

国内外相关文献在相关模型中因变量的选取上主要有两种方法, 一是直接以FDI额作为因变量,另一种方法是选取FDI额与国内生产总值(GDP)的比值作为因变量。 由于一个国家的经济规模会对FDI产生重要影响,本文选取第二种方法,即把FDI与国内生产总值的比值作为因变量, 可以规避经济规模对FDI的影响 。 ln REER表示人民币实际有效汇率的对数。 FDI额不仅与实际有效汇率等因素有关,还与过去的FDI额累计值有关,因为投资者在同样情况下都愿意把资金投向以前吸收投资较少的地方。 因此本文在模型中加入了过去FDI额的总和的对数ln TFDI。 ln G表示国内生产总值的增长率的对数。 最后,μ表示回归的残差。

本文中所选取的数据均为年度数据。 FDI数据来自 《中国统计年鉴》, 选取的时间范围是1983年—2012年,为各年度实际利用外资额。 国内生产总值 、 国内生产总值增长率来自联合国贸易和发展会议数据库。 人民币实际有效汇率数据来自国际货币基金组织IFS数据库。

(一)ADF单位根检验

为了对时间序列数据进行实证分析, 必须检验时间序列数据的平稳性。本文采用单位根ADF检验方法, 对模型中的变量及其一阶差分分别进行单位根ADF检验。 本文选取5%的显著水平,ADF检验结果显示模型中四个变量的ADF统计值在此显著水平上是不平稳的。 但是模型中四个变量的一阶差分在5%的显著水平上都是平稳的,因此模型中的变量都是1阶单整的,即X~I(1)。

(二)格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验要求各变量数据是平稳的。 由上文ADF单位根检验可知,因变量与ln REER均为非平稳序列,因此不能进行格兰杰因果关系检验。 但是因变量与ln REER的一阶差分都是平稳序列,满足格兰杰因果关系检验的要求。 因此,本文对因变量的变动与ln REER的变动进行格兰杰因果关系检验。 根据AIC与BIC最小的原则, 本文在进行格兰杰因果关系检验时选取滞后阶数为2阶。 本文利用stata软件所得检验结果结果如表1所示, 其中F统计量的显著水平取5%。

由由格格兰兰杰杰因因果果关关系系检检验验结结果果不不难难看看出出,, 在在55%%的的显著水平上,lnREER能格兰杰引起因变量,而因变量不能格兰杰引起ln REER。

(三)Johansen协整检验

格兰杰因果关系检验只能粗略得出变量之间是否存在因果关系, 并不能得出变量之间相互作用关系的大小。 为此,本文对变量进行协整检验。

目前对时间序列数据进行协整检验的方法主要有Engle-Granger两步法检验、 协整回归的DurbinWatson统计检验,以及Johansen协整检验。 但是,EG两步法检验一般情况下仅适用于包含两个变量、 存在单一协整关系的情况。 在样本容量较小的情况下,协整向量的OLS估计是有偏的, 使得在小样本情况下EG两步法检验的结论是不可靠的。 Durbin-Watson统计检验不适合带常数项或时间趋势加上常数项的随机游走, 因此这个方法一般仅作为大致判断是否存在协整的标准。 基于以上原因,本文采用Johansen协整检验,利用Eviews软件所得检验结果如下表所示:

由检验结果可知, 模型中变量之间存在三个长期稳定的协整关系。 在1983-2012年期间,人民币实际有效汇率变化的估计系数在1%的显著性水平上显著为正, 说明了长期内人民币实际有效汇率升值有利于FDI的流入。 这与许多学者的研究结论不一致, 可能是因为流入中国的FDI所生产的产品主要在中国国内市场上销售,而不是像以往FDI在中国投资生产出的产品主要用来出口。 在人民币实际有效汇率升值时,这类投资的流入会增加其收益。 历年FDI的累计值的估计系数在5%的显著性水平上显著为负, 说明FDI额的累积不利于新的FDI的流入。 国内生产总值增长率的估计系数在5%的显著水平上显著为正,说明FDI更愿意流入有强劲增长潜力的地方。

(四)向量的误差修正模型

两个经济变量之间可能存在长期均衡关系,但是在短期内也许是失衡的。 虽然通过上文的协整分析得到了模型中变量之间的长期均衡关系, 但是还需要知道变量之间的动态趋势与影响过程。 因此,本文建立向量的误差修正模型(VEC),来研究模型中变量之间的动态关系。 利用Eviews软件所得VEC模型结果如表3。 。

由以上结果,得出误差修正模型(VEC)为:

由以上VEC模型得出的短期关系式不难看出, Δln REER (-1) 的系数为-0.12, 但其t统计量仅为0.42180,在5%的显著性水平上不显著 ,说明在短期内人民币 实际有效 汇率的变 化对FDI影响不大 。 Δln TFDI(-1)的系数为0.26,但其t统计量为0.79305, 在5%的显著性水平上不显著,说明短期内,过去年度FDI的累计值对当期FDI影响不大。 Δln G(-1)的系数为0.41,其t统计量为3.99105,在1%的显著性水平上显著,说明国内生产总值增长率在短期内对FDI流入有正的影响。

(五)方差分解

方差分解可以将模型系统内一个变量的方差分解到各个扰动项上。 因此方差分解提供了关于每个扰动项因素影响模型内各个变量的相对程度。 本文利用Eviews软件对模型进行方差分解,结果如图1。

由方差分解结果可以看出, 短期内人民币实际有效汇率的变化对FDI的影响较小,大约3期以后,人民币实际有效汇率对FDI的影响开始显现并逐渐稳定在20%左右,并在此水平上达到长期均衡。

三、结论

本文利用1983—2012年间的数据, 对人民币实际有效汇率与FDI之间的关系进行了实证研究,得出如下结论。

第一,从长期来看,人民币实际有效汇率升值会促进FDI流入,这与许多学者的研究结果不一致,可能是由于FDI流入后资金去向和用途较以往发生了变化, 因此人民币贬值不一定能促进FDI流入,甚至会起抑制作用。 国内生产总值增长率对FDI流入也有促进作用, 经济增长速度越快,越有利于FDI流入。 而历年FDI流入的累计值对于新的FDI有抑制作用,即外国投资者更愿意把资金投向以前吸收投资较少的地方。

第二,短期内,人民币实际有效汇率和历年FDI累计值对FDI流入的影响都很小,且在统计上不显著。 说明以上因素对FDI流入的影响是一个长期的过程,短期内以上因素的变化对于FDI流入的影响不明显。