中国汇率制度创新

中国汇率制度创新（共4篇）

中国汇率制度创新 篇1

随着改革开放地不断深入, 我们开放了经常项目, 从1978年到1994年, 16年时间里我们实行的都是固定汇率制度。以美元为例, 始终维持着$1=￥5.8的汇率.但是, 在1994年, 由于解决内需疲软的问题, 中央银行决定使人民币贬值到$1=￥8.3, 贬值幅度达到43.10%。正是这一主动贬值，使中国的贸易顺差日见成效。但是长期以来积聚的巨额外汇储备成了外国政府和投资机构垂涎的一块肥肉，于是，要求人民币升值的外部压力与日俱增。终于，人民币升值成为事实，2005年7月1日，人民币汇率升为$1=￥7.8。这一升值，直接结果就是，数百亿外汇资产化为灰烬，出口企业利益受损。然而，人民币升值历程并没有以此结束，这不过是升值历程的一个开始。

目前，我们实行的汇率制度是以市场供求为基础的, 单一的, 有管理的浮动汇率制。而实际上这种汇率制度安排，很大程度是以美元为中心。即使人民币没有行动上的升值，美元的直接贬值，也意味着人民币的升值。而现实是人民币也在升值，那么人民币对美元的升值就更大。美国作为中国的第二大贸易伙伴，去年经常项目贸易额突破3000亿美元!人民币目前升值到$1=￥7.099, 在中美贸易上中国的直接损失就多达269亿美元!更不用谈，由于人民币升值, 以美元表示的出口产品价格的提高导致出口企业利润的减少和以人民币表示的进口产品价格的减低导致国内一部分产品被替代及失业率提高的带来的损失。更直接的巨额的外汇资产因人民币升值不翼而飞。还有甚者, 由于香港实行的是货币局制度, 是一种以美元的储备量为基准而发行港币的货币制度, 与美元的兑换比率是固定的。美元贬值, 那么港元也贬值, 人民币对港币就升值, 这不利于香港地区和大陆的经济贸易。在这种情况下，央行有两个选择，要么调整大陆的汇率制度，要么干脆使港元脱离美元，直接与人民币挂钩。若选择后者，香港也被扯进了不利的国际贸易环境，何必拖累香港呢?所以，变革大陆的汇率制度是明智的。

在面对人民币升值, 股市、房地产过热，通货膨胀率居高不下的艰难处境，央行决定提高利率来解决问题。2007年一年里连续多次提高利率、存款准备金率，是自1997年来，利用存款准备金这个货币政策工具最频繁的一年。然而，直到现在，问题仍没有得到很好的解决。人民币升值的速度更快了，股市和房地产仍然相当噪热，利率非常高，这就吸引了大量的游离外资进入中国。这些外资不仅在兑换上获利，在利率上也获利，在股市和房地产上更是获得暴利。一旦这些游离的投机的外资突然撤离中国，那么我们将迎来一场金融战争。因此，严格控制外资的进入，抑制通货膨胀成了政府和央行2008年的两大紧要的问题。在此，我提出央行采取更加灵活的浮动汇率制度可以在很大程度上解决这两个问题。由于盯住以美元为中心的管理浮动汇率制度，只要美元自行贬值，我们就被动地升值。这会使我们的外汇政策变得非常被动，使我们的部分对外贸易处于被牵制的状态。这也会助长游离外资进入中国肆无忌惮地攫取我们的劳动成果。

虽然Obstfeld和Rogoff都断言“在浮动汇率和采用一个共同货币之间，不存在一条舒适的中间地带”，“跨过峡谷深渊的最好办法，就是简单一跳”。但我认为中国现在不可能回到原来的完全固定汇率制度时代，也不可能在短时间里实现简单的一跳跳到完全浮动汇率制度。因为要实行完全的浮动汇率制度，有一个条件是实现资本项目的对外开放。只有在资本项目对外开放，国际资本自由进入时，实行完全浮动汇率制度才能保证汇率真实地反映外汇供求关系和本国宏观经济的发展状况。而且，在资本项目没有完全放开时，实行完全浮动的汇率制度，就如同一个人的一只脚是自由的，而另一只是被捆绑着的，只要他敢向前走，迎接他的必定是惨痛的一跤。1997年的亚洲金融风暴，泰国就是一个见证。但是，中国的经济在高速发展，对外贸易红红火火，面对金融国际化的大环境，中国要想在贸易中取得主动权，要想更加硬或地运用外汇政策实现部分宏观经济目标，更灵活的汇率制度安排迫在眉睫。因为外汇政策没有独立自主权，本国的货币政策的独立性也受影响，对内对外均衡都难以实现。“三元冲突”中的三个目标：货币政策的独立性、汇率的稳定性、资本的完全流动性，只能同时达到两个而不得不放弃其中一个。鉴于中国目前的贸易开放程度、主导贸易伙伴、贸易地理集中度、经济发展水平和平均GDP，中国内地目前选择的是坚持货币政策独立性、实施资本管制和有管理的浮动汇率制度。中国是在坚持其中的两个目标，试探性地试图兼顾另一个目标。这是很大胆地做法。但是，我觉得可以把有管理的浮动汇率制度变得更灵活，让人民币盯住美元的比重减小，提高人民币自主定价权。同时由于金融国际化趋势的不断扩大, 我们要在接下来的一两年内不断提高国内商业银行的综合竞争力，培养商业银行参与国际竞争的能力，因为只有这样，在从有管理的浮动最终向干净浮动汇率制度过渡，才能保证不被实力雄厚的国际资本击垮，才能享受到浮动汇率制度带来的好处。

坚持中国实行浮动汇率制度，首先它更能真实地反映国际贸易状况，能改善贸易国间的贸易关系。其次，它还能与第三国的贸易关系。其次，浮动汇率制度具有自动调整器的作用，可以在很大程度上解决国际收支失衡问题。更重要的是，浮动汇率制度，使得中央银行多了一个举足轻重的货币工具—汇率，中央银行因此可以灵活地运用外汇政策来调节国际收支平衡和国内平衡, 从而内外部的均衡。

参考文献

[1].　 (美) 　Mundell, 　Robert.　 (1963) “　Capital　Mo-bility　andS　tabilizationP　olicyu　nderF　ixeda　ndF　lexible Rates.”C　anadianJ　ournal　ofE　conomics　andP　olitical Science, 　1963.　pp.　475-85..

[2]. (英) 露西沃·萨诺　&　马克·P.泰勒.汇率经济学.成都.西南财经大学出版社.2006

[3].　王建东.当代货币局制度研究.天津.南开大学出版社.2005

[4]、黄瑞玲.汇率稳定机制.江苏.　社会科学文献出版社.2005.

中国汇率制度创新 篇2

索罗斯看重了东南亚经济中最不稳定的环节—泰国, 当时的一段时间泰铢升值过快, 索罗斯预测泰铢的升值空间不大。当泰国中央银行宣布“国内9家财务公司和1家住房贷款公司存在资产质量不高以及流动资金不足问题时”, 索罗斯联合其他的投机者在外汇市场上大量抛售泰铢, 由于泰铢在外汇市场上供大于求, 致使其大幅度贬值, 但是由于泰国政府动用了120亿美元国际外汇储备, 购买了当时外汇市场上多余的泰铢, 使得索罗斯和其他投机者的投机成本增大, 尽管第一二次狙击泰铢失败, 但是却造成了一些持有泰铢的散户的恐慌, 由于这种投机具有很大的杠杆性, 因此索罗斯投入的资本很大, 这也就消耗了泰国政府的外汇储备, 加剧了泰铢的贬值趋势。索罗斯之后狙击泰铢之前, 先在远期外汇市场上沽空泰铢, 并且在外汇市场上抛售泰铢, 引起拥有泰铢的人们在外汇市场上纷纷抛售泰铢。当泰铢贬值后, 再低价购买泰铢, 再以当时签订的远期合同上的价格卖出泰铢, 从而赚取差价。1997年泰国政府决定放弃固定汇率制度, 采用浮动汇率, 由于本身泰铢被高估, 当供给大于需求时, 当日泰铢贬值20%。由于东南亚国家具有很密切的经济联系以及经济模式都趋于相同, 索罗斯采用同样的方式在东南亚其他国家和地区进行大规模的投机, 使得印度尼西亚、菲律宾、马来西亚和韩国等在股市上和外汇市场上的货币也是大幅度贬值。

亚洲金融危机后, 东南亚基本上几十年的经济毁于一旦, 但是这却为东南亚各政府, 甚至是全世界上了宝贵的一课, 政府应该注重国内经济结构的改善, 东南亚大部分的国家都以“出口型经济模式”为主, 而这次的金融危机却把这种模式的缺点暴露无遗。从泰国的固定汇率制度我们可以看出, 一国的固定汇率制度以及长时间的高利率能提供很大投机的空间, 并且长时间的固定利率会导致经常项目的赤字, 引发国内一系列的经济问题, 那么汇率制度又将何去何从呢?

一国的汇率制度和金融安全密切相关, 因此国家应该随着经济的发展而调整汇率制度, 并不是说固定汇率制度一无是处, 发展中国家为了促进贸易发展, 吸收资本流入, 在特殊时期实行固定汇率制度是可行的, 但一国实行资本开放并且同时长时期地实行固定汇率制度则必然产生投机的空间。所以应该见好就收, 同时亚洲金融危机汇率制度的管理不善为中国做出了很好的预警, 首先中国正处于经济发展高速时期, 这也意味着如果中国遭受着泰国一样的情况, 那么影响会更加严重。但是中国与泰国等不同的一点是, 中国实行的资本管制, 意味着像索罗斯这样的投机者如果在中国外汇市场、股市上进行投机, 他却很难将这些资金转移出中国。这在一定程度上阻断了投机的可能, 维持了经济环境相对安全。但是随着全球化的深入发展, 中国要取得长远发展, 取消资本管制是一个必然趋势。

因此中国在未来的发展道路上必须思考适合本国的汇率制度。随着中国经济的发展, 很明显, 中国已经不再适合固定汇率制度, 但是就目前中国的资本尚未完全开放, 因此采取谨慎的汇率制度, 中国逐渐采取了有管理的浮动汇率制度, 这从一定程度上能摆脱固定汇率制度的缺陷, 中国参考的一篮子货币, 能够避免由于一种货币的变动而引发的大幅度贬值或升值, 使得外汇保持相对稳定的状态, 这也就阻止了投机的可能。但这还不是最终的结果, 2008年的金融危机证明:浮动汇率制度亦会对国内经济造成很大的冲击, 同时还要被动地接受美国的一些无理货币政策。因此总的来说, 中国政府定势而动, 随着其不同的经济发展阶段改革汇率制度, 在经济发展的过程中不断创新和调整汇率制度以适应中国特殊经济体系的发展。

摘要：亚洲金融危机开始于泰国的金融危机, 由于影响泰国经济的因素有很多, 本文主要是从汇率制度分析。金融危机前, 泰国内经济一片欣欣向荣, 为了保持经济的高增长速度, 泰国大量举借外债, 与此同时, 当时泰国实行的是固定汇率制, 即泰铢是与美元挂钩的, 从而高估了泰铢, 使得泰国的出口竞争力下降, 造成了泰国的经常项目的赤字, 同时泰国政府为了减少泰国的经济泡沫, 就制定了高利率政策, 使得投资成本升高, 因此更加剧了泰国的经济衰退, 造成恶性循环, 泰国金融危机由此拉开序幕。

关键词：固定汇率制度,浮动汇率,中国汇率制度创新,亚洲金融危机

参考文献

[1]王建芹等.东南亚金融危机的来龙去脉[M].中国方正出版社, 1998.

中国汇率制度创新 篇3

2005年是中国金融市场上具有里程碑意义的一年, 相继实施的股权分置改革和汇率制度改革让中国金融市场翻开了新的一页。2005年5月开始的股权分置改革使得中国证券市场开始逐步扔掉部分股票不能上市流通的历史包袱, 开始与国际市场接轨。同年7月, 中国人民银行宣布人民币汇率不再盯住单一美元, 开始参考一揽子货币实施有管理的浮动汇率制度, 从此人民币结束了对美元汇率长期在8.27附近徘徊并开始了持续的升值之旅。而在人民币不断升值的同时, 中国内地股市的指数也不断上扬, 并且与港股的联动性有逐渐加强的趋势。由于历史原因, 内地市场还存在AB股这两个交易标的同质而使用不同货币交易的市场。与此同时, 大量的发行有H股公司回到国内股市发行A股并作为权重股记入大盘指数, 而人民币汇率的变化必然对双重上市公司的股价产生影响。因此, 对汇率制度改革后两地市场的一体化进程研究, 对金融市场今后的改革具有重要的理论和实践指导意义。

1 文献综述

20世纪90年代以来, 国内外学者对股市和汇市的关系做过一系列研究。

Ajsyi和Mougoue (1996) 运用发达国家的数据分析了股票价格与汇率之间的短期和长期关系。他们发现股票价格的上涨导致美国和英国两国货币的贬值, 因为股票价格的上涨显示国家经济增长强劲, 导致外国投资者对较高通货膨胀的预期, 进而减少对该国货币的需求, 最终导致货币贬值同时, 货币贬值又导致短期股票价格下跌, 因为通胀预期令投资者对公司未来的经营业绩产生怀疑。

Granger, Huang和Yang (2000) 在研究1997年亚洲金融危机中究竟是货币贬值导致股市下跌还是股市下跌导致货币贬值的因果关系时发现, 股市与汇市存在着很强的联系, 但不同国家的结果并不一样, 部分国家的股市与汇市存在单向因果关系, 部分国家存在双向因果关系。

Dimitrova (2005) 认为汇率和股市之间存在紧密的联系, 当股票价格是引致变量时, 两者的关系是同向的, 即股票价格上涨导致汇率下跌;当汇率是引致变量时, 两者的关系是反向的, 即货币贬值导致股票市场下跌。采用美国和英国1990～2004年股市和汇市的数据, 运用多变量模型和两阶段最小二乘法, 实证结果较弱。

Phylaktis和Ravazzolo (2005) 运用协整和多元格兰杰因果检验方法, 对股市和汇市受到外生冲击后的短期和长期内影响进行动态建模, 并将动态模型运用于1980～1998年期间的亚太地区国家, 最终的实证结果显示, 二者呈现出正相关关系, 并且美国股市是维系这些国家市场的纽带, 并且金融危机从长期来看对这些国家市场的影响仅仅是暂时的。

Mum (2007) 分别使用EGARCH模型模拟世界各国股市之间的波动溢出效应以及简洁的动态模型描述汇率波动, 对世界各国股市之间的波动在多大程度上受到汇率波动的影响进行了研究。最终结果显示, 较高的外汇市场波动率会增加本国股市的波动率而减小美国市场的波动率, 各国市场波动率受外汇市场波动的影响要大大高于美国市场受到的影响。

张碧琼、李越 (2002) 运用ARDL模型进行实证研究, 说明汇率对中国股票市场中以不同货币定价和交易的股票价格产生不同影响, 并利用1993～2001年间的日数据进行分析, 结果表明人民币市场汇率与上证A股指数、深圳A股指数以及香港恒生指数分别存在协整关系。陈雁云、何维 (2006) 通过对人民币汇率和股价的逐日数据所作的ARCH效应检验, 得出相应的GARCH和EGARCH模型, 证明人民币币值与股价存在反向关系。

本文采用动态相关系数多元GARCH模型进一步对多个股票市场和外汇市场之间的联系进行研究。在以往文献中多将市场间的相关程度认为是不随时间变化而变化的, 但这种假设显然与现实情况有一定的差距。DCC-MVGARCH模型将市场间的相关系数刻画为动态的、随时间变化的时间序列, 能较好的模拟多个市场之间的相关程度随时间变化的情况。

2 计量方法概述

2002年Engle和Sheppard提出了DCC-MVGARCH模型, 它相比以前的模型具有参数节俭性和良好的计算优势, 由灵活的GARCH模型和具有简洁参数的相关系数模型构成, 大大简化了以往估计方差协方差矩阵的复制技术, 可以用来估计大规模的相关系数矩阵, 便于研究变量之间非线性的时变相关关系。

多变量GARCH模型假设k种资产的收益率序列rt服从条件多元正态分布, 且期望收益率为0, 协方差矩阵为Ht。收益率序列可以是0均值序列, 也可以使用均值过滤后的时间序列。即:

rt=ut+et, et/Ωt-1～N (0, Ht)

Ht≡DtRtDt

其中Dt是从单变量GARCH模型中得到的时变标准差, 为k×k对角矩阵且第i个对角线上的元素是$\sqrt{h{}_{it}}$, 而Rt是时变相关系数矩阵。

该模型的估计分为两个步骤: (1) 通过估计每个单变量序列的单变量GARCH模型来生成标准离差; (2) 使用第一步估计出来的标准离差来获取标准化残差, 再使用该标准化残差来估计相关系数矩阵。在第一步骤的估计中, 用AIC准则决定单变量GARCH模型的最合适的阶数。把模型的参数分为两部分, (ϕ1, ϕ2, …, ϕk, φ) = (ϕ, φ) , ϕi= (ω, α1i, α2i, …αpi, β1i, β2i, …, βqi) 为单变量GARCH过程的参数。

第一阶段的拟极大似然估计函数可以表述为:

$\begin{array}{l}\text{Q}\text{L}{}_1(\text{ϕ}/\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+2\log (\text{D}{}_{\text{t}})+{\text{e}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{D}{}_{\text{t}}^{-2}\text{e}{}_{\text{t}})\\ =-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}\left(\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+{\displaystyle \sum _{\text{n}=1}^{\text{k}}\left(\log (\text{h}{}_{\text{i}\text{t}})+\frac{\text{e}{}_{\text{i}\text{t}}^2}{\text{h}{}_{\text{i}\text{t}}}\right)}\right)}\\ =-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{n}=1}^{\text{k}}\left(\text{Τ}\log (2\text{π})+{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}\left(\log (\text{h}{}_{\text{i}\text{t}})+\frac{\text{e}{}_{\text{i}\text{t}}^2}{\text{h}{}_{\text{i}\text{t}}}\right)}\right)}\end{array}$

一旦第一阶段估计完毕, 以所得参数为条件进行第二阶段的估计, 拟极大似然估计函数表示为:

$\begin{array}{l}\text{Q}\text{L}{}_2(\text{φ}/\stackrel{⌢}{\text{ϕ}}‚\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+\log (\text{Η}{}_{\text{t}})+{\text{e}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{Η}{}_{\text{t}}^{-1}\text{e}{}_{\text{t}})=\\ -\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+2\log (|\text{D}{}_{\text{t}}|)+\log (|\text{R}{}_{\text{t}}|)+{\text{e}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{D}{}_{\text{t}}^{-1}\text{R}{}_{\text{t}}^{-1}\text{D}{}_{\text{t}}^{-1}\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+2\log (|\text{D}{}_{\text{t}}|)+\log (|\text{R}{}_{\text{t}}|)+{\text{ε}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{R}{}_{\text{t}}^{-1}\text{ε}{}_{\text{t}})\end{array}$

由于以$\stackrel{⌢}{\text{ϕ}}$为条件, 影响参数选择的似然函数部分仅仅为log (|Rt|) +ε′tR${}_t^{-1}$εt, 因此只需最大化以下似然函数即可估计得到DCC模型的参数:

$\text{Q}\text{L}{}_2^{*}(\text{φ}/\stackrel{⌢}{\text{ϕ}}‚\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\log (|\text{R}{}_{\text{t}}|)+{\text{ε}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{R}{}_{\text{t}}^{-1}\text{ε})$

其中εt～N (0, Rt) 是经过标准化处理后的残差。Rt为动态相关系数矩阵, 其中元素的一般性表达式为:$\rho {}_{ij‚t}=q{}_{ij‚t}/\sqrt{q{}_{ii‚t}q{}_{jj‚t}}$

3 实证分析

3.1 数据来源及描述

本文使用上证A股综合指数、深圳A股成分指数、中小板指数、恒生指数、和人民币对美元汇率的日收盘价格Pt作为三地市场的代理变量。样本区间为2006年1月4日～2008年6月30日, 除去缺失数据共得到样本582个。定义市场的日收益率为Rt=log (Pt/Pt-1) 。

注:表中Q (20) 是滞后20阶的Ljung-Box统计量。ARCH是检验ARCH效应的滞后5阶的LM检验。ADF是增广的Dickey-Fuller单位根检验, 通过SIC准则自动选择滞后项。**表示1%的显著性水平。

3.2 DCC-MVGARCH模型估计

根据AIC最小准则, 我们选取GARCH (1, 1) 模型来估计每个市场的收益率序列是比较合适的。表2给出了各个股市收益率序列的条件方差模型的参数和相应的DCC (1, 1) 参数及其对应的t统计量值。

表中α代表新信息系数, 即现有的信息对下一期波动的影响程度, α值越高代表该市场对新信息的敏感程度越高。从表中可知, 人民币收益率序列的α值较高, 对新信息的反应更为敏感。β值为衰减系数, 代表条件协方差受自身滞后一期的影响程度, β值的大小决定了条件协方差的衰减速度, 从表中可知人民币收益率序列衰减速度也是最快的。此外, 系数λ (≡α+β) 反映了股指收益率波动的持久性 (Persistence) , 即衡量现有的波动性趋势在未来的消失的速度, 如果λ越接近于1, 则表明波动性趋势在未来持续的时间越长。表中恒生指数的λ值最接近于1, 说明恒生指数的波动趋势持续的时间最长。

3.3 动态相关系数图

图1～3描述了由动态相关模型得到的市场之间的动态相关关系。从图1和图3中可以看出, 上海和深圳市场一直保持着较高的相关系数, 上海与中小板指数图形和深圳与中小板指数图形完全类似, 只是由于中小板与深圳的关系更为密切, 因此数值要更高一些。沪深中小板指数与港股之间的动态相关系数在图形和数值上差别都很小, 随着香港市场上大量的H股回归A股市场并均作为大盘权重股计入了上证指数, 内地与港股之间的联动性在2007年底到2008年初这段时间出现较大提升。

从图3中可以看出, 大部分时间里市场与汇率序列的动态相关系数都是负值, 即本币的升值在一定程度上会推进股票价格的上升。汇率收益率序列与内地3个市场的动态相关系数图形基本一致, 而与港股的图形在大趋势上和内地的3个市场保持一致, 仅仅在某些特殊时段会出现短暂的不同走势, 这是由于香港作为成熟的金融市场, 拥有完善的金融衍生产品市场, 使得股市和汇市的波动幅度相对内地新兴市场都较小。

4 结论与政策建议

本文构建的DCC-MVGARCH计量方法较好的对汇改后中国股市与汇市的关系进行了动态相关性分析, 并从市场之间联动性程度的结果进行了分析和解释, 可以得出如下结论:

(1) 汇改后中国股票市场股价与人民币名义汇率无论从长期还是短期看都具有紧密的关系。汇率的短期波动对股价也产生显著的影响。股市与汇市的这种紧密关系是风险在金融市场之间传播的内因。

(2) 汇改后中国外汇市场人民币名义汇率和中国股票市场股价之间大部分时间是负向关系, 也就是说人民币升值伴随着股价上涨。但在某些特殊时段, 人民币的升值并不意味着股价一定会上涨。金融市场运行有一定的内部机制, 不完全受到外汇市场的影响。

这些结论以及背后的机理, 蕴含着很深的政策含义, 对于我国资本市场及外汇市场的改革具有重要的参考价值。中国股票市场和外汇市场的这种紧密联系加深了我们对金融市场联动特征的认识, 这对于防范和化解金融风险具有重大的意义。我们应把握好人民币升值的节奏和资本项目对外开放的时机, 加强对投机资本流动特别是国际热钱的管理, 并尽快完善衍生金融产品市场的建设。

参考文献

[1].Ajayi, R.A, Mougoue, M..On the Dynamic Relation between Stock Prices and Exchange Rates[J].The Journal of Financial Research, 1996, 19:193～207

[2].Granger, C.Huang, W.J., Yang C.W..A bivariate causality between stock prices and exchange rates:Evidence from recent Asian flu[J].The Quarterly Reviews of Economics and Finance, 2000, 40:337～354

[3].Desislava Dimitrova.The relationship between stock prices and exchange rates:studied in multivariate model[J].Political Economy, 2005, 14

[4].Phylaktis, K.Ravazzolo F..Stock prices and exchange rate dynamics[J].Journal of International Money and Finance, 2005, 24:1031～1053

[5].Mun K, C.Volatility and correlation in international stock markets and the role of exchange rate fluctuations[J].International Financial Markets, Institution & Money, 2007, 17:25～41

[6].Engle RF, Sheppard K.Theoretical and empirical properties of dynamic conditional correlation multivariate GARCH University of California, San Diego, Discussion paper 2001-15, NBER Working Paper, 2002:8554

[7].张碧琼, 李越.汇率对中国股票市场的影响是否存在:从自回归分布滞后模型 (ARDL-ECM) 得到的证明[J].金融研究, 2002, (7)

中国汇率制度创新 篇4

中国汇率制度改革自2005年下半年才真正开始, 同时经济政策固有的时滞延缓了针对汇率制度改革后的效应研究, 因此对于汇率制度改革是否带来了全球性经济效应的可参考文献很少, 然而不少学者先前关于汇率变动对贸易结构以及进出口比率的研究却为文章的研究奠定了理论和实证基础。

按照传统国际经济学的基本理论, 汇率变动对实际进出口产生影响的必要条件是Mashall-Lerner条件。然而在国际贸易的实际操作中, 经济系统内生性俨然实现了对该理论的颠覆:汇率升值效应、政策时滞效应以及相关的交叠作用使得利率变动直接影响了贸易体系的变化。在实证方面, Kenen and Rodrik (1986) 、Cushman (1988) 、戴祖祥 (1997) 都较早地开展了此方面的实证研究。

随着中国经济的发展, 中国政策的调整以及经济的远景规划已然成为世界性问题, 汇率制度改革也不例外。作为世界贸易第二大国, 中国汇率制度改革必然会对原有的世界贸易体系产生影响, 而这种影响的不确定性就成为国际经济学研究的关键。时至2011年8月, 中国汇率制度改革经历了6年的演进, 世界经济格局也悄然发生着改变。那么, 中国汇率制度的改革是否支撑了当今全球贸易体系?世界贸易格局是否因中国汇率制度的变动而发生了调整?正是对该问题的追索, 文章通过收集和整理近十几年中国汇率和进出口状况的基本数据, 同时汇总了世界各主要国家 (澳大利亚、巴西、法国、德国、印度、意大利、日本、韩国、俄罗斯、英国以及美国) 和全球的贸易结构, 基于统计分析对该问题进行解答。

一、中国汇率制度改革背后的经济证据

自改革开放以来, 中国一直坚持着有管理的浮动汇率, 并保持与美元相对固定的兑换比率, 这在一定程度上维护了中国在国际贸易市场中的主动地位, 并以相对贬值的优势实现贸易顺差。然而随着经济发展和世界贸易结构的变化, 经济形势催生了中国汇率制度改革。2005年7月中国汇率制度改革拉开帷幕, 由此中国结束了与美元固定挂钩的汇率体系, 开始走上逐步自由的汇率体系。这一政策的实施一方面直接引致了人民币对美元比率的调整, 同时间接地促动了其他货币与人民币之间的汇兑关系。

图1给出了人民币兑美元汇率走势 (CNY/USD) 和以贸易加权获得的中国实际有效汇率 (Real Efficient Exchange Rate, EER) 变动趋势。从人民币兑换美元的趋势图谱中可以看出, 中国在2005年开始汇率调整步伐, 在2005年至2011年上半年, 人民币一直以升值的姿态调整着人民币兑换美元的比例。相对而言, 实际有效汇率 (REER) 更加全面地展示了人民币在汇率制度改革之后的全球变动趋势。在图1中, 中国实际有效汇率的变动趋势要明显弱于人民币美元汇率走势, 调整趋势并不剧烈, 但也同样表现出与以往走势的明显不同。人民币实际有效汇率的上升趋势和人民币兑美元比率的下降都直接表明了中国人民币在汇率制度改革后的升值现象, 这种状况可能并不能阐明任何实质性问题, 但是同中国近年来的贸易状况变动一起就能反映出汇率制度改革对中国和世界贸易体系的影响。

注: (1) “REER” (Real Efficient Exchange Rate) 为中国实际有效汇率, 图谱中分别给出了以“CPI价格指数”和“PPI价格指数”为平减基础的实际有效汇率;“CNY/USD”表示人民币兑美元比率, 图谱中给出的年度汇率值分别为年末值、年平均值和二级市场年末结算值。 (2) 2011年度取值区间为2011年1月至2011年7月末, 对应各指标取值要求则给出了2011年的各项数值。 (3) 左侧纵坐标对应REER取值, 右侧纵坐标对应人民币/美元汇率值。数据来源:EIU国际宏观经济数据库及国际清算银行 (BIS)

从图2关于中国各项贸易指标的图中可以看出, 中国在1995-2010考察区间内的各项贸易额都呈现增长趋势, 且其在世界贸易份额的比例 (进口总额、出口总额以及进出口总额和剔除世界增长后的进出口总额占比) 逐年增加, 这一点对于平均以10%速度增长的中国而言并不稀奇。然而将这一比例量化为实际的净出口额时, 文章发现中国进出口额在2005年开始发生显著的突变, 虽然经历了2007年金融风暴的世界性衰退期, 但是中国净出口总额规模依然十分庞大, 较2005年之前有明显的膨胀, 显然在这一增长趋势的背后有着内生因素, 而汇率恰恰是一个核心的中介指标, 其影响着各国贸易行为。

为了更清晰地展示中国汇率改革对中国乃至世界贸易结构的影响, 文章在下一小节将对世界主要国家和全球的贸易状况进行基本的描述, 并对中国汇率改革是否成为当今世界贸易格局背后动因予以解答。

注: (1) “Im”为中国进口额世界占比;“Ex”为中国出口额世界占比;“Total”为中国贸易进出口总额世界占比;“Total-”则为剔除全球贸易总额增长后的中国进出口总额世界占比, 即“Total-”=“Total”/全球贸易额增长比例;“Net”为中国进出口贸易净额。 (2) 由于“Total-”取值需进行增长率测算, 其原始数据时段为1995-2010, 因此“Total-”实际数值区间为1996-2010。 (3) 左侧纵坐标对应“Im”、“Ex”、“Total”和“Total-”取值, 右侧纵坐标对应“Net”取值, 单位10亿美元。数据来源:EIU国际宏观经济数据库及笔者处理

二、世界贸易格局的变动

1995-2010年间世界整体贸易格局发生了明显的变化, 贸易中心逐步从发达国家向新兴发展中国家推移的趋势是这一过程的主要特征, 而这其中最为明显的国家包括中国、印度、俄罗斯等为代表的发展中国家以及以美国、德国、日本、英国为代表的发达国家。图3中给出了几个代表性发达国家进出口总额之和在世界贸易总额中的占比。从图中可以看出1995-2010年间, 这些国家在世界的总占比下降了接近10%, 而这一过程中变动最为明显的时点则出现在2005年。这使得文章确立了以2005年为分界点对世界贸易格局的基本状况进行分析, 对汇率改革的世界影响予以解答。

表1给出了世界主要国家进出口总额世界占比的数量化比对, 平均来看, 1995-2004年间发达国家占据世界贸易总额的逾50%份额, 其中美国占世界贸易总额的16%。然而到了2005-2010年间, 美国进出口总额占世界比例降至11%, 其他国家如英国 (降低1%) 、日本 (降低1%) 、德国 (降低1%) 等都经历了相应的下降;中国、印度、巴西等新兴发展中国家的贸易比重则呈上升趋势, 尤其是中国的世界占比从4%上升至8%, 实现了占比的翻倍。如果以1999-2004年的数据进行对比, 其结果也基本相近。从这一点来看, 世界贸易格局在2005年时点开始发生了变化, 而恰恰是在这个时候中国汇率改革拉开帷幕, 两者之间似乎存在一定的联系。

注:代表性发达国家包括:法国、德国、意大利、日本、韩国、英国和美国数据来源:EIU国际宏观经济数据库及笔者处理

注:AU、BR、CN、FR、DE、IN、IT、JP、KR、RU、UK、US分别代表澳大利亚、巴西、中国、法国、德国、印度、意大利、日本、韩国、俄罗斯、英国和美国, other为世界其他国家占比。 (2) 数据因四舍五入可能导致行向数据加总并不严格等于100%。数据来源:EIU国际宏观经济数据库及笔者处理

在世界主要国家进出口总额调整的背后是进口额和出口额的全球性分配, 这也是对新的世界贸易格局的一个调整。图4、图5以及表2分别给出了世界主要国家出口额和进口额世界占比的变动趋势。

注:同表1。

图4到图5的变动展示了世界主要国家在1999-2010年区间内进口额世界占比的主要趋势, 如同进出口总额的占比趋势一样, 发达国家份额逐步向发展中国家移动, 其中的美国和中国最具代表性, 分别降低了4%和提高了3%的世界占比。

注:同表1。

另外从出口额的总体变动状况来看, 相对于进口额的大幅调整, 发达国家出口额世界占比的变化较微弱, 美国在1999-2010年间世界占比仅下降2个百分点, 而中国依然实现了4%-5%的份额提升。在中国进口额和出口额世界占比两向提高的同时, 是发达国家原有贸易结构的调整, 这一定程度上指出了汇率改革中人民币升值的内生性效应, 一方面提升了发达国家在进口方面的成本, 另一方面则被动提高了人民币的购买力, 从而实现了中国在进口结构和出口结构上面的双重效果。不过从世界主要国家整体变动来看, 在这一过程中发生明显变动的发展中国家只有中国和俄罗斯, 但主要是中国。从这一点来看, 中国汇率改革背后所引致的世界贸易结构的变化对自身和其他发达国家的效果最为明显。

注:同表1。

从前面对中国近年来贸易状况的分析中发现, 净出口额的变动趋势恰恰与中国汇率制度改革的进程相对应, 且表现出与汇率变动近似的路径, 由此针对世界其他主要国家净出口状况的描述应该能够更好的对中国汇率制度的世界性影响作以解释。图5给出了世界主要国家在1999-2010年度间的净出口额区间平均变动趋势。从图中可以看出, 传统的逆差国家, 英国、美国、法国等在这一过程中境况进一步恶化, 而中国、俄罗斯以及巴西等发展中国家的顺差趋势则更加明显。总体而言, 如同中国汇率制度改革后, 中国净出口变动趋势一样, 世界贸易格局也发生了变动, 无论是进口总额世界占比还是出口总额世界占比, 抑或是净出口额的总体分配状况, 发展中国家, 尤其是中国正逐步替代部分发达国家的强势地位, 这与稳步走强的人民币以及渐趋自由化的人民币汇率有着很强的相关性。

注:erro为净出口统计误差, 其他同表1, 单位10亿美元。

3.中国汇率制度改革是否改变了世界贸易格局?

以上的分析中, 对中国以及世界主要国家的贸易状况的统计结果表明, 中国汇率制度改革背景下的世界贸易格局确实发生了变化, 传统的发达国家的强势垄断地位进一步削弱, 以中国、俄罗斯、巴西等为代表的发展中国家逐步跃升至世界贸易舞台的主要力量, 这背后既有现实的经济动因, 又有单方面的外部作用。虽然不能说中国汇率制度改革引致了世界性贸易格局的变化, 但逐步自由化的人民币汇率催化了世界格局变动的反应过程, 这主要来源于两个方面:一方面是人民币自由兑换的逐步开展, 弱化了美元结算的主体地位, 人民币兑欧元以及人民币兑换日元贸易的扩大加速了对原有贸易体系的调整;另一方面人民币升值趋势的加强, 既改变了中国的进出口结构, 同时也改变了贸易相关国家的进出口结构, 如中国进口额的激增以及美国进口额的相对降低, 都不同程度上反映在了世界贸易格局变动中。由此中国汇率改革确实影响了新时期的世界贸易格局, 而这种贸易格局的变动也最终会影响世界未来经济发展, 世界经济版图可能要经历一次大的变革。

摘要：基于1995-2010年度间的国际贸易数据的基本统计分析, 文章发现世界贸易格局已然发生了改变, 虽不能直接认定中国汇率制度改革直接引致了这一变革, 但人民币兑换的逐步扩大和人民币汇率的自由化程度加强催化了这一变革的进程。世界贸易格局以及未来全球经济版图可能会在中国汇率改革的推进下发生进一步的调整。

关键词：汇率制度改革,人民币汇率,世界贸易格局

参考文献

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