汇率调整论文

汇率调整论文（精选7篇）

汇率调整论文 篇1

1 引言

我国自2005年进行了汇率制度改革, 人民币汇率的形成由盯住制改革为有管理的浮动, 从此我国人民币汇率市场自由化前进了一大步。因此即期利率的调整对远期汇率的影响显得更加复杂。即期利率对远期汇率的影响及实证分析, 最直接和最全面的表述就是利率平价理论。

对该问题的文献研究主要集中在以下两个方面:一是理论模型层面。有学者在利率平价模型中加入一些可能相关的新的变量, 如实际货币需求变量, 因为他们考虑到利率是由该国的实际货币需求和攻击决定的。二是实证验证方面。有学者采用新的统计模型进行实证分析, 如用截面数据进行协整建模来研究利率变动对汇率波动的影响;采用向量自回归模型进行建模分析。另外, 有学者采用实际汇率和实际利率来取代相应的名义变量, 这样更好地去分析实际状态。

2 理论阐述及模型介绍

2.1 利率平价理论 (Interest Rate Parity)

利率平价理论认为, 均衡汇率是通过国际抛补套利所引起的外汇交易形成的。在两国利率存在差异的情况下, 资金将从低利率国流向高利率国以谋取利润。套利者往往将套利与掉期业务相结合, 以避免汇率风险, 保证无亏损之虞。大量掉期外汇交易的结果是, 低利率国货币的现汇汇率下浮, 期汇汇率上浮;高利率国货币的现汇汇率上浮, 期汇汇率下浮。远期差价为期汇汇率与现汇汇率的差额, 由此低利率国货币就会出现远期升水, 高利率国货币则会出现远期贴水。随着抛补套利的不断进行, 远期差价就会不断加大, 直到两种资产所提供的收益率完全相等, 这时抛补套利活动就会停止, 远期差价正好等于两国利差, 即利率平价成立。

该理论的假定为: (1) 假设国际资金自由流动; (2) 存在着有效的外汇市场; (3) 交易成本为零; (4) 本国与外国的金融资产可根据到期的时间跟风险完全替代。用公式可以描述如下: (F-S) / S≈i-i*。

式中, F表示远期汇率 (直接标价法) , S表示即期汇率 (直接标价法) , i为国内利率, i*为国外利率。

2.2 协整理论及分布滞后模型

协整是指多个非平稳序列的某种线性组合是平稳的, 表明某些非平稳序列之间存在着某种长期均衡关系。

如果序列{X1t, X2t, …, }都是d阶单整, 存在向量:a= (a1, a2, …, ak) , 使得: Zt= aX’ ～ I (d, b) 。 其中, b>0, X= (X1t, X2t, …, Xkt) , 则认为序列{X1t, X2t, …, Xkt}是 (d, b) 阶协整, 记为Xt～CI (d, b) , a为协整向量。

分布滞后模型:如果回归模型中不仅包括解释变量的本期值, 而且包括解释变量的滞后值, 则这种回归模型称为分布滞后模型。

3 实证分析

3.1 模型的初步设定

3.1.1 利率平价公式的变形

利用利率平价公式可以描述汇率变动与利率差异的关系, 即远期汇率升贴水应等于国内外利差, 并且高利率货币在外汇市场上表现为贴水, 低利率货币在外汇市场上表现为升水。用公式可以描述为: (F-S) /S≈i-i*。

由于人民币对美元的远期汇率出台较晚, 数据太少, 因此, 将上式稍作调整, 只检验人民币对美元即期汇率与中美利率差异之间的关系。于是, 检验模型变为:S=a+b (i-i*) 。

为了方便, 在不影响对目标问题的分析下, 进一步将模型简化为:S=a+bR, R表示中美两国利差。

3.1.2 数据说明

本文采用及计算的所用数据包括:2006年1月～2012年12月年的美元对人民币即期汇率, 中国的一年期存款利率和美国一年期联邦基金利率。本文所有数据都是根据中国人民银行网站、美联储网站的数据进行整理得到。为了减少数据的处理的工作量, 本文采用的都是名义变量。HV代表人民币对美元的汇率;LVC代表中美两国一年期基准利率之差 (中国利率-美国利率) 。

3.2 描述性统计

由表1可以看出, 该两变量的描述性统计中, HV和LVC的偏度分别为0.125287和-0.273364, 基本位于零附近;峰度值分别为2.590872和2.772367, 在3附近;JB检验的p值分别为0.121033和0.175709, 均大于10%。因此, 综合可以看出, HV和LVC基本符合正态分布, 可以采用OLS估计法进行相应的系数估计。

3.3 序列的平稳性检验

对时间序列进行回归分析, 要求模型中相应的数据序列是平稳的。但一般情况下各项宏观经济数据是不平稳的, 需要通过差分将数据变换成为新的平稳序列后再进行回归分析。本文采用ADF检验方法, 分别检验相关序列的平稳性。

模型中各变量ADF检验结果表1。

由表1可看出, 时间序列HV和LVC的p值分别为0.3724和0.8423, 在相应的显著性水平下都不能拒绝原假设, 即都存在单位根, 序列不是平稳的。将两个序列进行一阶差分处理后, 发现其p值分别为0.0674和0, 能够很好地拒绝原假设, 序列不存在单位根, 变得平稳了。因此, 该两时间序列均为一阶单整序列。于是可以尝试着对该两个变量的一阶差分进行协整检验并可以对其长期均衡进行建模。

3.4 协整检验

虽然即期汇率和两国利率差异都是一阶单整序列, 但是, 如果能证明二者是协整的, 则可以确定他们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。进一步, 本文采用Engle-Granger 检验, 利用该方法进行HV和LVC的协整检验, 首先利用OLS方法估计两者的协整方程。结果如下:

DHV1 = -0.583149729714*DLVC-0.0233605083417

该协整方程实证结果见表1, 其残差项的自相关和偏自相关系数见表2。

从表1的实证结果可以看出:该协整方程的DLVC系数的p值为0.257, 其显著性水平太差, 且模型的R2和调整的R2值分别为0.022482和0.005333, 模型的拟合优度很差, 表明中国和美国的利率差很难解释我国人民币汇率的变化, 即利率差不是影响我国人民币汇率变化的主要因素。回归方程的D.W.值为0.917813偏小, 而且分析该模型残差序列的AC和PAC值可知, 该残差序列存在着很强的二阶自相关性。

3.5 分布滞后模型

那么, 人民币汇率变化主要跟什么有关呢?由于上述回归方程的D.W.值很小, 考虑加入适当的滞后项, 得到HV和LVC的分布滞后模型:

DHV1 = -0.250832805685*DLVC -0.709672878395*DLVC (-1) + 0.354310314146*DHV1 (-1) - 0.0792484170325*DLVC (-2) +0.327905199061*DHV1 (-2) - 0.00651789739475

该协整方程实证结果见表1, 其残差项的自相关和偏自相关系数见表2。由上表可以明显地看出, 该分布滞后模型的残差变量的AC和PAC值均很小, 表明新模型很好地处理了变量的自相关性问题。

注:AC和PAC、AC1和PAC1分别为协整模型和分布滞后模型的自相关系数和偏自相关系数。

该分布滞后模型系数的p值分别为0.4552、0.1242、0.0113、0.8594、0.0145, 除了DLVC的当期变量和滞后二阶变量的系数显著性较差外, 其他变量在统计上都具有很好的显著性。而且, 该分布滞后模型的R2和调整的R2值分别为0.906243和0.903913, 表明该模型具有很好的拟合优度。从上述我国人民币对美元的汇率变化主要受到前期的汇率和利率差的影响, 当期和滞后两期的利率差的变化还不是影响人民币汇率变化的主要原因。

4 结论

由于我国还没有真正实现资本的完全流动, 人民币汇率市场化程度仍然较低。国内的利率市场化改革还没有推进, 因而利率的内生性程度偏低, 使得人民币对美元的市场化市场基础不坚实。以上种种原因, 使得在我国即期利率的短期波动对人民币汇率的影响仍然比较复杂, 离利率平价理论中的理论关系较远。

经过收集汇改以来的相关数据, 不断进行模型的拟合和修改, 最终实证结论表明:我国人民币对美元的汇率变化主要受到前期的汇率和利率差的影响, 而当期的利率差的变化还不是影响人民币汇率变化的主要因素。

参考文献

[1]李成.中级金融学[M].西安:西安交通大学出版社, 2007.

[2]易纲.人民币汇率变化背后的原因和制度性因素[J].中国经济报告, 2010, (7) .

[3]易纲, 张磊.国际金融[M].上海:上海人民出版社, 2008.

汇率形成机制改革与结构调整 篇2

金融危机时期人民币汇率波动幅度降低有其客观合理性

分析人民币汇率走势,需要把危机时期的汇率波动趋势和宏观经济正常化时期的汇率波动趋势分开,危机时期的汇率趋势往往围绕经济复苏的大主题。

对于中国这样一个经济增长本来就对外需依赖十分严重、同时在金融危机时期外需受到的冲击也十分显著的国家来说,高度重视汇率及其对外需的影响是具有内在的合理性的。特别值得关注的是,汇率的波动对于中国的出口企业的影响实际上是相当显著的,这主要是因为,对于作为跨国公司全球产业链的一个中间环节的一些中国内地的加工贸易企业来说,汇率的波动所可能产生的影响是十分有限的,但是对于中国本土的一些一般贸易企业,汇率的轻微波动却可能直接产生相当大的冲击,乃至可能产生生存的压力,而这些本土企业才是对中国经济产生直接影响的企业群体之一。

同时,在危机时期人民币汇率波动幅度的降低,也在促进中国经济复苏的同时,带动了亚洲部分国家、特别是一些资源国的经济复苏,同时所形成的顺差和新增的外汇储备,在继续增加持有美国国债,也支持了美国金融市场的稳定和经济的复苏,因而对于全球来说也是有积极价值的。

当然,维持人民币汇率在合理均衡水平的相对稳定,也提出了一些宏观经济的新难题,例如如何应对资产泡沫的问题,以及如何通过汇率波动来赢得货币政策的独立性和主动性、抑制可能出现的输入型通胀压力、促进内需扩张等课题。

中国的贸易顺差不是仅仅依靠人民币升值就能消除的

从政策导向看,实际上中国一直在积极采取措施促进贸易和国际收支的平衡,例如2005年7月21日的人民币恢复浮动以及相伴随的一次性升值,也是试图平衡此前在中国的国际收支平衡表上所累积的贸易盈余。但是实际情况却表明,因为全球经济所出现的结构性变化,中国的贸易盈余在2005年之后还呈现迅速上升的趋势。从更大的背景上可以说,这种贸易顺差的积累更多体现的是全球产业链的转移趋势。

从国际收支平衡的角度看,实际上任何一个国家出现贸易顺差和资本流入时,都不可能完全靠汇率升值来平衡掉,就如同美国出现大量的贸易逆差等状况,也不可能完全依靠美元的贬值来解决一样。汇率的大幅波动所可能产生的影响是多方面的,反而可能会对实体经济形成多方面的冲击。

从当前中国的具体状况看,因为中国特定的城市化发展阶段以及加工贸易占据重要地位的贸易结构,注定中国的贸易必然在相当长的时期内会有贸易的盈余,同时中国经济的率先复苏也必然会吸引外资的流入,这种格局所形成的双顺差是结构性的,很难仅仅依靠汇率升值来解决。而要调节这种国际收支的不平衡,除了一定程度的小幅升值之外,主要应该是依靠中国经济的内部改革和结构的调整。

目前关于人民币汇率的争论凸显了中国加速内部改革和结构调整的迫切性

关于人民币升值压力的讨论再起,与其说体现了人民币汇率形成机制改革的压力,还不如说,在更大程度上,这体现的是中国经济加速内部改革和结构调整的现实迫切性。

首先,要素资源价格的扭曲实际上放大了汇率升值的压力。中国低估的本土资源价格使得中国的出口优势被放大,同时也使得企业更倾向于依靠廉价资源进行出口,增大了对资源的消耗。因此,从这个意义上说,加快要素和资源价格的市场化改革,是促使汇率更为合理、促进国际收支平衡、也促使国内资源配置更为合理的关键因素之一。

其次,非对称的外汇管制措施放大了外汇的供给进而放大了升值的压力。因为当前的外汇管理体制基本上还是在外汇短缺时期形成的,因而内在的是强调增大外汇的供给而抑制外汇的需求,在外汇已经相当充裕的今天,这种不对称的外汇管制客观上放大了升值的压力,因此,调整外汇管制也是十分重要的内部改革、促进国际收支平衡的内容,特别是要给企业和居民以及金融机构更大的外汇运用权,避免过分将外汇集中到政府手中而形成运用的更大的难度。与此相伴随的一个新课题是,从危机中的国际货币体系及其缺陷可以清晰看到,人民币在资本项目的可兑换和国际化是必须要完成的重要任务,客观上要求要逐步推进意愿结售汇,同时逐步放松人民币在汇兑和交易环节的不同限制。

第三,从整个经济结构的角度看,扩大内需,减少过分依赖外需,同时优化利用外资和出口产品的结构,提高出口产品科技含量,提升中国在全球产业链中的位置,降低对资源的过度消耗,是必然会面对的结构调整。

全球化的新格局和中国的新地位决定了经济结构调整的迫切性

与以前的汇率争论中的观点格局不同的是,以前更多的是美国等发达国家强调人民币汇率应当升值,而在此次危机中可以看到,一些发展中国家也开始成为对人民币汇率和贸易顺差更为敏感的主体。

客观地说,目前的人民币汇率制度所支持的国际收支格局,总体上对美国等发达国家也是有利的,这既包括中国出口中本身就包含了相当比例的外资企业、中国经济的复苏所支持的需求增长对国际市场发挥了积极的带动作用,同时中国所形成的外汇储备增加的对美元的购买也支持了美国经济的复苏。而对一些发展中国家来说,在经济危机时期,对于人民币汇率及其贸易顺差可能更为敏感,这其中既有误解的成分,也可能蕴涵了中国需要加快结构调整、转换增长方式的现实动力。

具体来说,中国改革开放以来所形成的两头在外的外需主导型的增长方式,对带动中国经济发挥了十分积极的作用,在中国经济的总量相对较小、参与这个国际经济产业转移的区域还主要集中在珠三角和长三角等局部地区时,对全球市场的影响可能还有限,但是,这种增长格局实际上是形成于亚洲四小龙等小的经济体的发展路径的,这些小的经济体采取这种几乎完全依赖国际市场的增长格局,在客观上因为其经济总量相对较小而大致可行,从自身条件上也因为经济规模相对小而不得不采取这种增长路径。

但是中国作为一个最大的发展中国家,特别是经历此次危机之后国际影响力的上升,特别是具有标志意义的是中国的GDP会很快超过日本,那么,如果中国继续推行这种来自于小经济体的增长格局,就可能会对全球不少的新兴经济体产生深远的影响。从全球化的新格局以及中国所处的新地位、发展的新阶段来说,转换这种增长格局的现实性显得尤其迫切。

因此,在当前的市场状况下,无论何时人民币重新进入双向波动、小幅升值的轨道其实并不重要,因为即使重新进入这个轨道,其幅度也是十分有限的。从当前的市场格局以及历史经验看,更为关键的问题,还是当前的汇率争论所凸显出来的关于内部经济改革以及结构调整的迫切性。

汇率调整论文 篇3

国际经验表明, 随着经济全球化、区域经济一体化的发展, 汇率、资产价格和短期国际资本流动之间的关系越来越密切。2005年7月21日, 我国央行宣布开始实行以市场供求为基础, 参考一篮子货币进行调节, 有管理的浮动汇率制度。此后随着人民币汇率不断升值, 进一步推高了人民币升值的预期, 短期国际资本迅速流入我国境内。2008年由美国次贷危机引发的全球金融危机, 迫使全球机构投资者出售全球范围内的风险资产, 落实去杠杆化的政策, 致使大量短期国际资本从包括我国在内的新兴市场国家抽调回发达国家。2009年以来, 我国经济开始复苏, 相对于其他国家, 我国的经济形势较好, 国际资本开始流入。从2008年开始至2012年末, 我国国际收支平衡表中的误差与遗漏项连续呈现负几百亿美元的数额。2013年第一季度, 该项数字又达到193亿美元。与此同时, 2013年5月份我国的宏观数据低于预期, 经济下行风险加大, 再加上近期美联储暗示货币宽松政策转向收紧的预期以及美国经济基本面向好的态势, 有迹象表明, 热钱自2013年5月开始流出中国。

由此可见, 短期国际资本流动呈现出明显的方向易变、规模变化较大以及波动性较强的特征, 会不可避免的威胁到我国实体经济的平稳运行以及资本市场的健康发展。随着央行逐步扩大人民币汇率的波动幅度, 人民币汇率的变化日趋复杂, 这意味着人民币汇率将存在更多的不确定性。那么, 汇率的波动对短期国际资本流动的影响程度到底有多大?随着人民币国际化和资本账户逐步开放的过程中, 汇率政策可以发挥怎样的作用?深入研究和探讨汇率与资产价格、短期国际资本流动之间的动态关系对整个金融市场的稳定有着十分重要的意义。

二、文献综述

(一) 国外学者观点

Calvo等 (1993) 通过实证分析发现, 20世纪90年代大量资本流入拉丁美洲部分原因是外部环境的变化, 尤其指出美国为缓解经济衰退, 刺激本国经济而造成的美国利率下降, 从而使得国际资本追逐利差趁机流入拉美国家。Sebastian Edwards (2000) 通过对20世纪90年代初期拉丁美洲几国资本流动的实证研究指出, 有大量资本流动引起的实际汇率升值可能通过降低出口部门的国际竞争力干扰一国贸易自由化的改革;资本流动转化成实际汇率升值依赖于名义汇率体制以及货币当局对于关键宏观经济变量变动的反应。Gregorios Siourounis (2004) 通过向量自回归 (VAR) 模型对五个经济合作与发展组织国家 (美国、英国、德国、日本及瑞士) 的净资本流动、名义汇率、净资产收益差异与利率差异间的关系进行研究, 发现随着跨国资产收购在跨国资本流动中所占比重的增大, 名义汇率的影响也越来越重要, 追求通货膨胀与产出稳定的一国货币政策制定者, 应当把资产流动作为一个汇率变动的决定因素来着重看待。Harald Hau等 (2005) 通过构建在不完全外汇风险交易下的汇率、股价以及资本流动的模型, 利用美国和17个经济合作与发展组织国家的数据, 证明与外国资本市场相关的本国资本市场的更高收益与本国货币的贬值存在联系, 流入外国市场的净资本与一种外汇的升值正相关。Rilina Basu Banerjee等 (2012) 通过构建有效需求模型, 分析股票市场价值和产出以及古典失业模型分析信贷紧缩与滞涨, 发现新兴市场国家的资本外流引起包括股票在内的资产价格下降并诱发该国货币贬值。Jean-Louis Combes等 (2011) 基于面板协整实证分析发展中国家的国际资本流动与汇率弹性情况下的实际有效汇率的影响, 发现公开与私人的资本流动与实际有效汇率的升值密切相关, 其中属于私人资本流动的组合资产投资比私人转移对于汇率升值的影响更大。Jack Favilukis等 (2012) 通过实证分析2000—2010年房地产市场由繁荣转向萧条这一时间段内房价与国际资本流动的相关性发现, 与传统理论认为房地产市场的繁荣吸引国际资本流入一国进行住宅投资不同, 包括美国在内的其他十个国家和地区的资本流动对于居民住宅价格波动的解释能力较弱。

(二) 国内学者观点

王世华等 (2007) 指出2003年至今, 我国面临的主要形式是大量短期国际资本流入, 通过计量模型发现, 短期来看人民币预期升值率的变动是中国短期国际资本流动的决定因素, 良好的宏观经济形式也会吸引短期国际资本流入;长期看人民币预期升值率变动和国内外利差变动都会影响短期国际资本流动;从回归系数值可以看出, 无论何时人民币预期升值率变动的影响比其他因素都重要的多。张谊浩等 (2007) 运用1996—2005年的统计数据, 将利率平价理论发展成为三重套利模型, 对中国短期国际资本流入及其动机进行实证研究发现, 人民币预期汇率与名义汇率偏离导致的人民币升值预期和国内固定资产价格上涨形成较大套汇和套价空间, 进而使套汇和套价成为具有中国特色的短期国际资本流入的重要动机。宋勃等 (2007) 在考虑通货膨胀的前提下, 选取我国1998—2006年的实际利用外资和房地产价格的季度数据建立误差修正模型, 通过格兰杰因果关系检验发现, 短期内房价上涨诱导外资流入, 长期来看外资的流入助涨了我国的房价上涨。李宏等 (2011) 指出在实行资本管制和钉住汇率制度的经济体中, 短期内汇率可以看作是影响短期资本流动的外生变量, 但在较长时期, 则汇率和短期资本流动是相互作用的。此外与朱孟楠等 (2010) 的研究类似, 均采用向量自回归 (VAR) 模型进行经验分析, 认为人民币升值与升值预期会促进短期资本流入。

以上学者们的论述, 部分专注于单一因素与短期国际资本流动间的动态关系研究, 或者研究集中于汇改前的时间段。本文在选择高频月度数据的基础上, 综合分析汇率、资产价格以及短期国际资本流动的动态关系, 同时注重汇改后分阶段的实证结果对比。

三、实证研究

基于VAR模型经常用于预测相互关系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击, 从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响, 本文通过建立无限制的VAR模型, 来分析短期国际资本流动、人民币汇率以及资产价格这三者之间的动态关系。

(一) 数据选取及来源

实证研究的样本区间为2005年7月至2012年12月。鉴于在2007年5月21日, 央行决定将银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价浮动幅度由3‰扩大到5‰这一政策性调整的现实情况, 本文将样本区间分为2005年7月至2007年5月与2007年6月至2012年12月两个阶段, 数据来源与说明如下:

1. 短期国际资本流动STCF。

张明 (2010) 对国内外有关短期国际资本流动规模测算方法进行了梳理与评价, 总结出直接法、间接法以及混合法。综合考虑其优缺点以及数据的可得性, 本文选取一种基于修改后的间接法, 其公式为短期资本流动=外汇占款增量-经常项目盈余-FDI净流入-外债净流入+误差与遗漏。其中外汇占款增量以及外债净流入的数据来源于中经网宏观月度库, FDI净流入与误差与遗漏来源于中华人民共和国国家统计局网站。短期资本流动的具体估算结果如图1所示。

(2005年7月至2012年12月)

2. 国内外利差IRD。

本文对于国内外利差的统计方法选择国内利差与国外利差之比, 其中国内利差代表利率为1年期存款利率, 来源于中国人民银行网站;国外代表性利率为美国联邦基金1年期存款利率, 来源于美联储官方网站。

3. 人民币汇率变动率ER和人民币预期汇率变动率EE。

其中人民币汇率选择人民币对美元的名义汇率, 来源于中经网宏观月度库;人民币预期汇率选择人民币NDF市场上人民币对美元的汇率, 来源于彭博社数据库。两种汇率变动率的计算均用环比值表示。

4. 资产价格本文主要分析股票价格变动率SCI和房地产价格变动率REPI。

其中股票价格选取上证综合指数月度收盘价, 房地产价格选取月度房地产销售价格指数, 两者均来源于中经网宏观月度库, 变动率的计算均用环比值表示。

(二) VAR模型的构建与分析

1. 单位根检验。

一般来讲, 在建立VAR模型之前, 需要对模型中的变量进行平稳性检验, 否则非平稳的变量进入模型, 出现虚假回归现象, 导致模型最终的分析出现偏差。本文采用ADF单位根检验的方法来分两阶段检验各变量的平稳性, 其结果如表1所示。从ADF检验结果中可以看出, 除中美利差IRD变量为非平稳的情况外, 其他各项变量都为平稳序列, 考虑到IRD的一阶差分变量DIRD是平稳过程, 最终进入到VAR模型的中美利差变量形式是其一阶差分序列DIRD。

注:c, t, p分别表示常数项、时间趋势项和滞后阶数, 滞后阶数p根据SC准则确定, 临界值为5%显著性水平的Mac Kinnon临界值。

2. 格兰杰因果关系检验。

格兰杰因果关系定义为, 经济变量X有助于解释变量Y的将来变化, 则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。但这种结论只是统计意义上的因果性, 不一定是真正的因果关系。本文检验SCI、REPI、EE、ER、DIRD与STCF之间是否存在格兰杰因果关系, 结果见表2。

从格兰杰因果关系检验的结果来看, 首先, 人民币汇率变动率、人民币预期汇率变动率分别与短期国际资本流动存在单向的因果关系, 即人民币汇率变动率、人民币预期汇率变动率在一定程度上影响了短期国际资本流动的变化, 同时可以发现, 第二阶段的格兰杰因果关系显著高于第一阶段, 说明第二阶段扩大汇率波动幅度更有利于人民币汇率变动率、人民币预期汇率变动率对短期国际资本流动的影响与引导作用。其次, 人民汇率变动率、人民币预期汇率变动率分别是股价变动率的格兰杰原因, 同时可以发现, 在第二阶段股价变动率也是房地产价格变动率的格兰杰原因, 说明扩大汇率波动幅度后, 股价变动率对于房地产价格变动率的影响与引导作用在一定程度上得到了释放。

3. 模型滞后阶数与脉冲响应分析。

在建立VAR模型进行脉冲响应分析之前, 需要确定模型的滞后阶数。本文根据最大似然比 (LR) 、施瓦茨准则 (SC) 和赤池信息准则 (AIC) , 综合考虑将模型的滞后阶数确定为2。

脉冲响应分析是用时间序列模型来分析影响关系的一种思路, 主要考虑扰动项的影响是如何传播到各变量的。为研究短期国际资本流动对于人民币汇率、利率以及资产价格的突发性或非预期性的反应, 本文分别给予以上变量一个正向冲击, 考察短期国际资本流动的脉冲响应函数。其脉冲响应函数如图2所示。根据图2分析如下:

(1) 相比较而言, 对于短期国际资本流动本身、股价变动率、房价变动率、人民币汇率变动率、人民币预期汇率变动率和利差的结构冲击, 在期初, 第二阶段比第一阶段更富有弹性。表明每日交易波幅扩大后, 各种冲击的能量能够得到一定程度的释放。

(2) 尽管期初的冲击效应第二阶段比第一阶段较大, 但是其后的衰减率第二阶段比较快, 且一直持续衰减值0。以短期国际资本流动本身为例, 2个月内, 第一阶段由140衰减到-25, 幅度为165, 而第二阶段则由232衰减到19, 幅度为213。这一方面的差异也是导致两个阶段在图2中出现差异的重要原因。

(3) 虽然第一阶段当中受冲击的绝对程度略小于第二阶段, 但是并不能说明第一阶段的短期国际资本流动具有一定程度上的稳定流动性。其原因为:汇率弹性区间的限制在一定程度上抑制了冲击能量的释放, 致使其他各因素对于短期国际资本流动的冲击呈现出不同程度的正负波动。

注:*、**、***分别代表在1%、5%、10%显著性水平上拒绝原假设。

4. 基于方差分解的对比评估。

所谓方差分解, 就是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化 (通常用方差来度量) 的贡献度, 进一步评价不同结构冲击的重要性。因此, 方差分解能够给出VAR模型中每个随机扰动对于变量影响的相对重要的信息。

以下利用方差分解来分析短期国际资本流动本身、股价变动率、房价变动率人民汇率变动率、人民币汇率预期变动率, 以及利差对短期国际资本流动的贡献程度, 两个阶段的预测方差分解结果如表3、表4所示。

由第一阶段短期国际资本流动的预测方差结果 (表3) 来看, 短期内, 短期国际资本流动预测方差主要由其自身的变化来解释;但从长期来看, 这一解释比例持续下降, 接近一半的短期国际资本流动方差变化是由利率、汇率以及资产价格这三大因素来解释的。其中, 房地产价格变动率解释程度最高, 最高达21%, 其次是股票价格变动率, 维持在17%左右, 再次是中美利差变动率, 大约为4.4%, 最后是汇率变动率与预期汇率变动率, 合计3.5%左右。

由第二阶段短期国际资本流动的预测方差结果 (表4) 来看, 总体上短期国际资本流动的预测方差绝大部分是由其自身来解释的, 为82%左右, 其次是房地产价格变动率、汇率变动率、股价变动率和预期汇率变动率, 分别为4.8%、4.6%、4.5%和3.7%, 四者差异不大, 利差变动率解释能力最低, 仅为0.2%左右。

结果显示, 与第一阶段相比, 第二阶段的短期国际资本流动主要受自身运动规律的影响, 也受一定程度的汇率变动、资产价格变动的影响, 而利差的影响可以忽略不计。

四、结论与政策建议

(一) 结论

本文通过选取短期国际资本流动、人民币汇率以及资产价格共6个时间变量序列, 收集2005年7月至2012年12月的月度数据, 分两阶段构建VAR模型, 进行实证分析, 其结果如下:

首先, 人民币汇率变动率、人民币预期汇率变动率是短期国际资本流动比变动和股价变动的原因, 人民币汇率波动幅度扩大后, 股价变动又是房地产价格变动的原因, 也就是说汇率变动引起短期国际资本流入我国, 进入股票市场, 引起股价上升, 之后带动房地产市场价格的上涨, 同时人民币升值预期加大加剧了短期国际资本的流入。

其次, 在央行对银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价浮动幅度进行政策性调整后, 短期国际资本流动自身的预测方差能力最大, 其余各因素的预测方差能力有限。两阶段相比可以初步断定人民币兑美元交易价波动幅度的扩大, 有利于分散各种套利、套汇以及套价收益的短期国际资本对于我国金融、资本市场稳定性的冲击。

(二) 政策建议

最近人民币升值压力继续不断增大, 大规模的国际资本趁机持续流入我国, 尤其是以投机为主的短期国际资本流动会对我国资本市场造成一定的冲击, 因此我国可以采取以下措施, 减少由于汇率波动引起的国际游资对我国经济环境的不良影响。

1. 加强对流入我国的短期资本的监督和审查, 建立对相关热钱流入的长期跟踪和预警机制, 审查其流入的方式以及真实性。适时运用税收方式, 提高热钱流入我国的成本, 压缩其获利空间。

2. 逐步推进人民币汇率体制和形成机制改革, 继续坚持以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度不动摇, 同时进一步落实银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价浮动幅度的扩大的政策, 逐步形成人民币汇率的弹性机制, 缓解外汇市场不能出清导致的央行被动入市平衡供求的压力, 加快人民币国际化的步伐, 为实现人民币完全自由浮动的最终目标奠定坚实的基础。

3. 在严厉打击短期国际资本通过经常项目违法违规流动的同时, 积极、稳健、有序地推进我国资本项目账户的逐步开放, 持续推出QFII和RQFII, 拓宽国际资本流入我国的渠道, 进一步提高国际资本在我国流动的透明度, 使我国金融当局的监管更加有效。

参考文献

[1]Rilina Basu Banerjee, Ranjanendra Narayan Nag.Capital flow, asset prices and macroeconomicperformance in an emerging market economy:models and policy perspectives[J].Journal of Research in Economics and International Finance, 2012, 1 (1) :31-38.

[2]Jean-Louis Combes, Tidiane Kinda, , Patrick Plane Capital flows, exchange rate flexibility, and the real exchange rate:IMF working paper, 2011, (9) .

[3]Jack Favilukis, David Kohn International Capital Flows and House Prices_Theory and Evidence:2012Working Paper17751http://www.nber.org/papers.

[4]Calvo, G., Leiderman&C.Reinhart.Capital Inflows and the Real Exchange Rate Appreciation in Latin America:The Role of External Factors[R].IMF Staff Papers, 1993, 40 (1) :108-151.

[5]王世华, 何帆.中国的短期国际资本流动:现状、流动途径和影响因素[J].世界经济, 2007, (7) :12-19.

[6]张谊浩, 裴平, 方先明.中国的短期国际资本流入及其动机——基于利率、汇率和价格三重套利模型的实证研究[J].国际金融研究, 2007, (9) :41-52.

[7]宋勃, 高波.国际资本流动对房地产价格的影响——基于我国的实证检验 (1998—2006年) [J].财经问题研究, 2007, (3) :55-61.

汇率调整论文 篇4

简单地分析了人民币汇率变动对产业结构调整的影响，希望对读者有用。

随着我国经济体制改革的不断加深，中国将会逐渐向人民币的汇率制度靠拢，这将意味着人民币汇率的浮动将会不断扩大。人民币汇率的变动将会带动很多行业和产业发生变化，其影响意义的深远性值得我们仔细去研究、学习和思考。我们要从实际出发，掌握人民币汇率变动的基本规律，减小因人民币汇率变动对产业结构调整的负面影响，让其更好地为产业结构调整服务。

1 相关概念

产业结构的含义。产业结构的含义比较复杂，既可以指产业内部企业之间的关系，也可以指各个产业之间的关系结构。近几年来，学术界对产业结构的定义是指各个产业在进行经济活动中形成的技术经济联系，以及由此呈现出来的一系列比例关系。此外，产业结构还是一个包含各个产业部门的组成比例、所处的地位及它们之间的关系的体系。产业结构的具体形式是指各个产业部门之间的复杂的比例关系。这种关系能够反映一个地区或是国家产业结构的现状，也是产业结构发展的依据。在中国，常用来表示产业结构的比例关系的有：第一产业、第二产业、第三产业之间的比例关系，农业、轻工业、重工业之间的比例关系等。

汇率传导的含义。汇率传导是指货币汇率变动对国内市场相应物价水平的影响。不同的学者对汇率传导的侧重点不同，得出的定义、含义也不同，大体上可以将汇率传导的定义分为两大类，一种是广义上的汇率传导，另一种是狭义的汇率传导。广义上的汇率传导是指包括国内投资品价格、生产者价格、消费者价格、批发零售价格等在内的各种不同的价格指标对汇率变动的反映程度。而狭义上的汇率传导仅仅指汇率变动对国家进出口品价格的影响。

2 国外关于汇率变动对产业结构调整影响的研究

汇率变动对产业结构调整的影响问题早在澳大利亚学派提出的相依经济分析法中就有提到，可见国外在很早就开始进行关于汇率变动对产业结构调整影响的研究。在现代的开放经济学中，大家公认的是产业结构的变动不但要受国内供给及需求因素的影响，而且还受到国际贸易和外资合作商的影响，且此影响起到很大作用。所以，总体来说，汇率变动必然对产业结构调整有着重要的影响，主要表现在汇率变动直接影响着国际贸易和外资合作商的数量与性质，同时又通过国家进出口贸易间接地影响国内货物及资金的供应情况、市场及产业投资需求和消费需求的总量和结构情况等。

3 人民币汇率变动对产业结构调整的影响

我国自从2005年7月21日由中国人民银行发布相关公告起，就开始实行以市场供求为基础、以货币调节为辅、有目的、有管理的浮动汇率制度，自此，我国的人民币汇率不仅仅只向美国的货币看齐，而是向多方向、多元化的汇率方式看齐，形成了更丰富、更具弹性的、中国特色的人民币汇率机制，当时，人民币兑换美元的标准价格是1美元能够兑换8.11元人民币，小幅度升值约为2%，并且此兑换汇率作为次日银行向外汇市场上进行外汇交易的中间价，外汇指定银行可自此时起调整对客户的挂牌汇价，这一政策的公布，为我国人民币汇率机制的形成奠定了坚实的基础，自此以后，我国的人民币不在进行只与美元兑换的固定汇率制度，而是向更丰富、更具弹性的、中国特色的人民币汇率机制发展。

就目前情况来看，我国相关制度不断完善，企业和产业不断发展，宏观经济也在不断地向前发展，经济形势越来越好，尤其是我国的国际货币储备不断增加和国际收支的持续顺差，使我国的人民币汇率机制不断的完善和改进，在以后的日子中，人民币汇率会更加的市场化。人民币兑美元仍然有较大的升值空间，人民币还可以像预期的那样逐渐、持续地小幅度升值，这必将对我国产业结构调整产生深远的影响，笔者认为，这些影响主要表现在我国经济的方方面面，例如我国产业的对外贸易方面、吸引外资方面、个人经济行为方面等。

人民币汇率变动对对外贸易方面的影响。我国人民币汇率变动将会对我国的对外贸易产生深远影响，例如，人民币升值将会在短期内促进我国的商品进口、抑制商品的出口。很多学者认为人民币升值这一现象是对中国目前的经济形势没有好处的。最近研究表明，人民币升值对于我国的经济发展也有益处，它能够带动我国国内产业结构升级，通过学习西方发达国家的产业结构经验和技术，促使我国产业结构不断优化和进步。相反，人民币贬值，则可以促进我国的商品出口、相应地抑制商品的进口，这样能够促进对外贸易，促进我国国内产业的发展，更能促进中国经济的发展，增加中国产品在国外市场的竞争力。

人民币汇率变动对吸引外资方面的影响。上文已经举了人民币汇率发生变化时候对于对外贸易方面影响的例子，其实人民币汇率变动对吸引外资方面的影响也是如此，当人民币升值时候，短期内会提高人民币的购买力，购买力提高了就会促进商品的进口，相应地抑制商品的出口，所以此时不利于吸引外资，对于外资产业来说是阻碍作用，不利于产业结构的优化。相反，人民币贬值时候，短期内会降低人民币的购买力，促进商品的出口，相应地抑制商品的进口，这样有利于吸引外资，有利于产业结构的进一步优化。

人民币汇率变动对人经济行为方面的影响。人民币汇率变动会严重影响个人经济行为，当人民币汇率较高时，人们往往喜欢到国外旅游或购买国外商品等，因为购买力较高，这样能促进消费，促进经济发展。相反，当汇率较低时，人们往往比较喜欢在国内生活，购买国内的商品等，同样也能促进本国经济的发展。

此外，有学者认为，我国传统的人民币汇率制度在一定程度上来讲就是产业结构调整政策的一部分，他们分析说，正是由于国家对人民币汇率的估计和货币贬值政策，使得我国的劳动密集型产业不断地发展、出口产业也能够全面地、有序地进行，他们还分析说，人民币汇率的本质是指导资源发生重新配置的价格信息，它将直接影响到我国相应产业商品的进出口价格，也从侧面影响着我国对外贸易和国内的经济形势。学者还对以后的人民币汇率改革方向提出了自己的看法，他们认为，应该在今后的人民币汇率改革中，让人民币汇率向着市场均衡水平调整，引导国内外有限的资源向生产力高的产业靠拢，并激励国内企业及时针对国际变化和贸易多样性和复杂性做出正确的反应。

4人民币汇率机制改革对产业结构调整的作用

上文已经提到，人民币汇率变动对产业结构调整有着十分重要的影响，所以，我国加快了人民币汇率机制改革的步伐，进一步完善人民币汇率制度，可以进一步优化中国进出口结构，加快对外贸易方式地转变，促进相应产业转移和产业结构的进一步优化，此外，人民币汇率机制改革还有利于我国的吸引外商投资，有利于提升外资企业或是混合融资企业的竞争力，更利于我国企业扩大海外投资，这对发展我国生产力、活跃社会主义市场经济有着重要意义。

总之，人民币汇率变动对产业结构调整有着重要影响，我国对此也缺乏全面的分析与认识，我们不但要从人民币汇率变动的表面现象入手，分析它给我国带来的经济影响和产业结构方面的影响，更要从人民币汇率变动的深层次考虑，分析和研究人民币汇率变动影响产业结构的原因和本质，抓住其经济规律，让它更好地为我国经济发展和产业结构的进一步优化服务。

汇率调整论文 篇5

随着中国经济融入全球化进程加深和开放度提高, 汇率日益成为影响宏微观经济运行的重要经济变量。2005年7月1日政府改革我国的外汇管理制度以来, 人民币持续升值, 截至2009年末, 人民币兑美元的名义汇率及有效汇率分别升值了21.22%和16.33%。本文正是依据人民币实际有效汇率的数据, 分析人民币的渐近升值对广东省产业结构产生的影响。

广东省自改革开放以来, 充分利用其区位、人缘、政策优势, 凭借其“三来一补”的经济模式迅速崛起, 悄然间演变成全球最大的制造业基地之一、全国最大的出口产品加工制造基地、全国主要的创汇基地。然而在金融危机下, 广东的外源型发展模式受到了极大挑战, 企业订单减少, 出口锐减, 相当多企业经营困难, 甚至部分破产倒闭, 居民收入停滞不前, 失业率上升等等, 广东模式的疲态已逐步显现, 经济转型迫在眉睫。

外贸依存度高达155%的广东, 产业结构调整的动力不可忽略地受到对外贸易部门发展的影响。而实际汇率作为一种非贸易品和贸易品相对价格, 是影响外贸企业的重要因素之一, 它引导着不同产业之间的资源配置, 进而对产业结构的调整产生冲击。在开放型经济条件下, 实际汇率成为考察广东产业结构调整的重要因素。通过分析实际汇率的变动对产业结构演变的影响, 有助于理解汇率与广东经济结构调整的内在联系, 并考察政府在经济转型中的作用。

1 汇率对产业结构调整的可能引导过程

根据传统宏观经济学的定义, 实际汇率为两国价格水平调整后的双边汇率, 公式为:s=S×P*/P, 其中s表示实际汇率, S表示名义汇率 (间接标价法) , P*表示国内价格水平, P表示国外价格水平。若把一国经济按照贸易和非贸易部门分类, 则实际汇率可定义为非贸易品价格与贸易品价格之比。在一价定律成立的前提下, 则贸易品价格水平实际上就代表国外价格水平, 而非贸易品价格水平可代表国内价格水平, 上述定义就与将实际汇率定义为国内、国外价格水平之比相一致。在间接标价法下, 实际汇率上升表示本币升值, 下降表示贬值。

考虑实际汇率的变动可能引致广东省产业结构调整的不同发展阶段和过程:

首先, 考虑相对价格水平。相对价格水平直接影响到各产业发展。实际汇率一旦发生变动, 将通过价格传递效应影响到非贸易品和贸易品两者之间的相对价格, 相对价格的变化将引导资源和生产要素在部门之间重新流动和进行配置, 从而各个部门的发展速度与规模受到影响, 进而导致经济结构的变化。广东省改革开放以来, 借助于国际市场的需求, 贸易品相对于非贸易品的价格水平一直处于优势地位, 吸引了大量资本进入贸易行业, 从而推动了贸易行业主要是工业的发展, 2010年广东外贸额近8000亿美元。而贸易行业在自身繁荣后, 又刺激了对非贸易行业的需求, 非贸易品的相对价格也有所上升, 进而促进了非贸易行业的发展, 广东的第三产业等非贸易产业也取得了快速进步, 2009年第三产业产值已达到18052亿元。

其次, 通过对外贸易的中介传递作用, 汇率影响产业结构的调整。广东在改革开放的经济发展进程中, 对外贸易的飞速发展是最为显著的特点, 如果以进出口总额比上GDP总值作为外贸依存度的指标, 则到2001该指标已经达到121%, 2007年为155%, 广东经济发展很大程度上已经依赖于对外贸易, 广东外贸经济在总体经济中占据举足轻重的地位。从理论上来说, 一方面, 实际汇率的变化将通过影响对外贸易进而在很大程度上影响广东省的整体经济发展, 从而在总量上影响资源在各经济部门之间的分配, 影响各部门的产出;另一方面, 实际汇率的变动直接影响到贸易部门的产出, 直接对产业结构产生影响, 外贸出口旺盛的部门将在产业结构中占据显著地位, 经济结构并由此而确定。

最后, 汇率通过投资影响到产业结构。一般而言, 本币汇率的高低将影响外商直接投资的成本, 如果本币的实际汇率贬值, 外商投资的成本降低, 从而会吸引外资流入, 反之将降低外资流入。实际汇率变动引导的外商直接投资流动不但给被投资部门发展注入更多的资金, 更重要的是其产生的溢出效应—带来的先进生产技术和管理水平将有助于提高该部门的整体生产效率, 增加该部门产出, 进而影响到产业结构的调整。

2 实证分析

理论分析的传导路径, 必须经过实证证明其是否有效。本文将从数据分析的角度, 采用向量自回归 (VAR) 模型, 从实证的角度分析人民币实际汇率是否影响到广东省产业结构调整的。本文选取两变量VAR模型, 将通过协整检验手段进行残差平稳性检测, 进而分析变量之间的长期均衡影响关系。

2.1 变量选取和数据处理

为了阐述实际汇率与产业结构之间的关系, 本文选取3个变量进行数据分析。考虑到人民币与各国货币的双边汇率都会对广东的产业结构产生影响, 因此选择能够反映一国货币在全球货币市场地位的实际有效汇率reer数据作为实际汇率的指标。

对于产业结构的衡量, 我们把第一产业排除在外, 选择sip (第二产业占GDP比重) 、tip (第三产业占GDP比重) 两个指标。另外, 第二产业将建筑业剔除。

其中实际有效汇率的数据来自IMF统计, 以2000年为基期;其他数据均来自《2010广东统计年鉴》及广东统计信息网相关数据计算得出, 样本空间取自1990-2009年, 所选数据均为年度数据。

观察各变量时间序列数据, 参考图形趋势, 发现它们具有较强的趋势, 为了消除异方差和数据波动, 对上述数据采取对数变换, 分别记为lnreer、lnsip和lntip。

2.2 研究方法与过程

2.2.1 时间序列的平稳性检验

所谓时间序列的平稳性, 就是指时间序列的统计特性不随时间变化而变化, 具有趋势特征的经济变量受到冲击后仍会回到原趋势, 冲击的影响逐渐消失, 而不是呈随机游走状态。

由于宏观经济的时间序列往往都不是平稳的, 如果直接进行回归估计, 可能会得到伪回归的结论, 即根本不存在任何线形关系的变量之间建立的回归模型可能在统计上是显著的, 为此, 建模之前有必要首先检验时间序列的平稳性。对于平稳性的检验, 我们采用ADF方法进行, 基本检验方法是根据其图形决定是否采用常数和时间趋势, 对于滞后期的选择则依据AIC和SC准则选取, 利用EVIEWS6.0对lnreer、lnsip和lntip的平稳性进行检验, 结果见表1。

可见包括实际汇率在内的各变量均为非平稳变量, 因此实际汇率对贸易和非贸易部门就业的影响必须通过协整检验才能表明两者是否为伪回归。

2.2.2 回归与协整检验

若有多个非平稳时间序列变量在回归后, 其回归序列呈平稳性, 则可称这些序列之间存在协整关系。关于协整关系的检验, 目前最常用的是Engel—Granger检验 (1987) , 这种方法的基本原理是对基于回归方程产生的残差项进行两步法平稳性检验。根据这种方法, 本文将对实际汇率对广东省产业结构的影响进行实证分析。

首先, 检验实际汇率对广东省第二产业结构的影响, 回归结果见表2。

在10%的显著性水平下两者有回归关系, 但由于两变量均为非平稳, 因此为防止伪回归, 须对其残差进行平稳性检验, 用Enele-Granger法, 对上述OLS估计的残差进行平稳性检验, 结果见表3。

回归残差ADF值高于10%显著性水平的临界值, 表明回归残差未能通过平稳性检验, 意味着第二产业与GDP比重与人民币的实际汇率之间不存在长期稳定的协整关系, 即人民币汇率的变化将不会对第二产业的GDP比重产生稳定的趋向性变化影响。造成这种结果的原因可能是由于广东经济以外资为主, 良好的产业链、完善的配套及廉价的劳动力更能吸引外商在广东的投资, 人民币升值造成的生产成本增加影响并不显著, 并且随着中国经济的发展, 市场进一步扩大, 消费需求不断上升, 外商除了看重广东省良好的生产环境之外, 针对内需市场的因素在其投资行为动机中的比重不断增加, 因而人民币的升值成为次要考虑的因素。

其次, 检验实际汇率对广东省第三产业结构的影响, 回归结果见表4。

由于这两个因素均为非平稳序列, 为防止伪回归, 必须对其进行协整检验。用Enele-Granger法, 对上述OLS估计的残差进行平稳性检验, 结果见表5。

回归残差ADF值为-0.746191, 远远高于10%显著性水平的临界值, 这说明回归方程是不成立的, 即实际汇率与广东第三产业GDP比重没有长期明显的线性均衡关系。原因可能在于:长期以来广东以世界工厂闻名于世, 吸引了以三来一补、加工装配为主的大量外资和民营资本, 这些资本主要投资于工业领域, 因而经济增长形成了对工业的惯性依赖。第三产业吸引的外资较少, 且投资门槛及限制远较第二产业为多, 因而资本扩张动力不足。而第二产业特别是容纳了大量打工者的外贸部门长期以来工资水平停滞不前, 抑制了消费的扩张和内需的膨胀, 也影响了服务业等第三产业的发展, 这些因素导致了第三产业在广东省经济结构中一直不能占据优势地位, 只是在近年来金融危机的冲击下, 广东省积极加快产业调整及转型, 大力推进资源主导型经济转向创新主导型经济的转变, 在一定程度上促进了第三产业的发展, 因而第三产业的发展总体上来说与实际汇率的关系不大。故从此分析出发, 实际汇率难以通过各种传导关系推动第三产业的发展, 汇率对广东省产业结构调整的传导机制并不是很明显。

3 结论

本文的实证结果并不支持人民币实际有效汇率与广东省产业结构调整之间存在明显的长期稳定的协整关系, 表明当前在以外资为主的广东, 汇率等市场性因素难以从根本上推动广东产业结构的变迁, 广东经济结构调整的实现目前仍然需要政府的主导性作用, 借助政府政策性的指导, 充分发挥政府的组织、协调、服务功能和政策资源配置作用, 为产业的升级发展创造优越的环境和条件, 从这个角度而言, 广东省政府提出的“腾笼换鸟”政策是有理性依据的。这一政策是针对经济危机下传统产业产业结构调整而提出的, 试图依靠强制性的行政力量, 实现产业的“双转移”, 其原因就在于, 当前外在环境变化对产业发展造成的冲击并不能通过市场机制实现产业结构的调整, 在产业结构调整的过程中, 不能忽视政府的政策主导作用, 政府在产业结构调整中的角色不容置疑。

但是这并不表示可以无视市场机制的作用。因为从根本上来说, 政府的干预很难做到中性, 容易导致对市场调节和价格机制的破环, 从而损害经济长期健康发展的基础。因此, 在肯定当前政府对产业结构调整的导向作用下, 亦要加强完善市场机制对资源的配置作用, 政府对产业结构调整的导向作用也应限于弥补市场调节机制失灵导致的资源、要素的非有效或非最优配置, 从而政府干预与市场调节两种方式兼收并蓄, 双管齐下, 这样才能保证产业结构调整的效果。

参考文献

[1]Michael W Klein, Scott Schuh, Robert K Triest.Job creation, jobdestruction and the real exchange rate[R].NBER Working Paper 7466, January, 2000.

[2]Frenkel Roberto.Real exchange rate and employment in Argentina, Brazil, Chile, and Mexico[R].Paper prepared for the Group of 24, Washington, D.C.September, 2004.

[3]万解秋, 徐涛.汇率调整对中国就业的影响——基于理论与经验的研究[J].经济研究, 2004, (2) :39-461.

汇率调整论文 篇6

1. 模型选择

1987年Engle和Granger提出的协整理论及其方法, 为非平稳序列的建模提供了新途径。如果一个时间序列具有稳定的均值、方差和协方差, 那么认为这个序列是平稳的, 否则就是非平稳的。当一个非平稳时间序列经过d次差分之后成为平稳序列, 该序列被称为d阶单整, 记为I (d) 。应用协整理论进行时间序列分析前, 常用ADF方法检验变量是否稳定。ADF检验一般形式为:

(1.1) 式中, yt是待检验的时间序列, t为时间趋势, p是滞后值, εt是随机误差项, 原假设是:H0:γ=0, 在序列无差分的情况下, t统计值小于临界值, 则序列无单位根。如果在序列无差分的情况下不能拒绝原假设, 但在一阶差分的情况下可以拒绝原假设, 则序列是I (1) 序列。

为了检验d阶单整序列xt和yt是否协整, 采用E-G检验法对它们进行基于回归的残差的协整检验。若变量序列xt和yt是协整的, 则它们之间存在长期均衡关系。由于短期内它们可能是不均衡的, 序列间这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型来描述。向量误差修正模型的基本形式为:

式 (1.2) 中ecmt-1是误差修正项, 反映变量之间长期均衡关系, 系数矩阵λ反映变量之间偏离长期均衡状态时将其调整到均衡状态的速度。

2. 技术分析过程

(1) 变量选取和数据说明。

本文的原始数据是来源于1989-2012年《中国统计年鉴》和《南京市统计年鉴》的年度数据, 选取的10个指标为:名义汇率 (EXR) , 苏北、苏中、苏南第一、二、三产业分别占GDP的比重 (SNGDP1, SNGDP2, SNGDP3, SMGDP1, SMGDP2, SMGDP3, SSGDP1, SSGDP2, SSGDP3) 。由于变量的自然对数变换不改变原变量之间的协整关系, 并且能使数据的趋势线性化, 同时可以消除时间序列之间异方差现象。所以, 对上述指标取自然对数。

(2) 平稳性检验。

选用含有常数项且包含趋势项的检验模型, 另外对于滞后阶数的选择则是系统根据AIC、SC准则自动选取。运用Eviews6.0得到如表1所示的检验结果。

从表1可以看出, 对于10个序列的一阶差分对数序列来说, 变量的ADF值均小于临界值, 并且变量的p值均小于显著性水平, 所以认为一阶差分序列不存在单位根, 是平稳序列。

注:***表示在1%水平下显著;**表示在5%水平下显著;*表示在10%水平下显著;Δ为一阶差分。

(3) 协整方程及VEC模型估计。

从以上分析可知变量Ln EXR、Ln SNGDP1、Ln SNGDP2、Ln SNGDP3、Ln SMGDP1、Ln SMGDP2、Ln SMGDP3、Ln SSGDP1、Ln SSGDP2、Ln SSGDP3均为一阶单整序列, 满足协整检验的前提条件。运用Eviews6.0得到如下协整方程式:

从上述方程可以看出:人民币汇率对苏北、苏中和苏南第一产业的影响均为负值, 对苏北第二产业, 苏南第二、第三产业的影响为正值, 对苏中第三产业的影响为负值。汇率波动对3大产业的影响弹性也不同。对第三产业的影响弹性要大于第一产业, 小于第二产业。另外, 不同地域, 汇率对相同产业的影响也不同, 以第二产业为例, 汇率每上升1%, 苏北第二产业的比重将上升0.6057%, 苏中上升0.6372%, 苏南则上升0.6389%。

误差修正模型可以进一步分析汇率波动与产业发展之间的长期均衡和短期变动关系。通过误差修正模型可以得出汇率对苏北、苏中和苏南3大产业都存在直接的滞后影响, 但是不论是长期还是短期都存在一定的地域差异。

(4) 格兰杰因果检验。

由协整检验结果可知, 汇率波动于产业调整之间存在长期均衡关系, 但这种关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何, 还需进一步分析。

在滞后二阶模型中, 当p值均小于显著性水平时拒绝原假设, 表明前者是后者的格兰杰原因。由表2格兰杰检验结果可知:汇率波动是苏北第一产业、苏北第二产业、苏北第三产业、苏中第一产业、苏中第二产业、苏中第三产业、苏南第一产业、苏南第三产业的格兰杰原因, 但产业调整并不是汇率的格兰杰原因。

(5) 脉冲响应分析。

由前面分析可知汇率波动与江苏产业结构调整之间具有协整关系, 汇率波动是产业结构调整的格兰杰原因。现在对2者进行脉冲响应分析, 以进一步探索2个变量间的动态影响过程。

如图1所示, 从脉冲响应结果可以得出, 人民币汇率一个标准差的正向冲击对苏中和苏南第一产业的影响在第3期左右波动下行为负值, 对苏南第一产业在长期有持续的正向效应。对3个区域第二产业冲击的影响, 初期是明显的负效应, 后慢慢越过零点线并在附近运行。人民币汇率一个标准差的正向冲击对第三产业的影响呈现振荡态势, 对苏北和苏南的产业影响在开始呈明显正效应, 后下行波动。总之, 初期汇率变动对产业结构调整的贡献度较大, 后期的影响逐渐减弱, 甚至抑制了产业结构的进一步优化升级。原因可能是长期优质资源被占用, 导致国内资源配置严重失调, 既不利于第二、三产业吸收高新技术提升产业层次和技术水平, 也不利于区域产业结构的协调发展。

3. 结论

汇率波动对江苏省产业结构调整区域非均衡性体现在以下几点:

①人民币汇率波动促进第二、三产业比重上升, 对第一产业变动有负向作用。可以看出人民币汇率上升会导致大量资源向第二、三产业部门聚集, 第一产业则处于相对的资源匮乏状态。促进了江苏省产业结构的快速调整, 加速了工业化进程。

②汇率波动对产业结构的影响弹性不同。对第三产业的影响弹性要大于第一产业小于第二产业。长期以来我国通过汇率低估, 促进出口、限制进口, 通过一些工业产品净出口的增加促进人员、资金和技术等资源向第二产业集中。另外, 经济发展人民生活水平不断提高, 服务产品在总体消费中的比重不断增加, 进而促进了商业、房地产为代表的第三产业发展。

③汇率对产业结构的影响呈现出地域非均衡性的特点。由于苏南地区集中了大量的优质资源 (人力资源、资金资源和政策资源) , 所以汇率对苏南产业结构调整的弹性要高于苏北和苏中。

参考文献

[1]黄先军, 曹家和.汇率驱动中国产业结构调整的区域非平衡性研究[J].技术经济, 2011 (1) :45-49.

汇率调整论文 篇7

关键词：人民币实际有效汇率reer,江苏,贸易额,FDI

一、引言

1、江苏省进出口企业的发展状况

江苏省对外贸易一直保持着长期地增长趋势, 尤其是2001年加入WTO以来, 对外贸易进出口总额从2001年513.55亿美元增长到2008年的3923.97亿美元, 增长了约7.64倍。其中出口额由2001年的288.78亿美元增加到2008年的2381.17亿美元, 增长了约8.25倍;进口额从2001年的224.77亿美元增长为2008年的1542.8亿美元, 增长了约6.86倍。增长速度高于同期江苏省GDP的增长速度和世界贸易的年均增长速度。在众多促进对外贸易进出口总额增长的因素中, 我们尤其应该看到FDI企业对江苏省对外贸易额的做出的巨大贡献。从图1中可以看出FD企业进出口额在江苏省进出口总额占有很大比例, 从整个图形的变化趋势看, 两者的变动方向也是极其相似的。

该图根据江苏省统计局网站相关数据整理得出

2、人民币汇率的波动状况

人民币汇率问题一直是中国宏观经济的热点问题, 人民币汇率的变动对中国国内经济和对外贸易状况起着重要的影响, 它通过改变外贸水平和引导资金流动, 直接影响国际收支的平衡, 是国际贸易中最重要的调节杠杆。

实际有效汇率reer是在对名义有效汇率指数按物价进行调整后得到的。实际有效汇率不仅考虑了所有双边名义汇率的相对变动情况, 同时还剔除了通胀对货币价值变动的影响, 能够综合地反映本国货币的对外价值和相对购买力。在理论上, 汇率对进出口贸易的影响主要是通过改变进出口商品的相对价格, 从而改变经营者的经济效益来实现的。

2005年7月21日起, 我国开始实行以市场供求为基础, 参考一揽子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度, 这一制度更能反映市场变动状况。因此本文采用的人民币汇率均为汇改后人民币实际有效汇率月度数据。

根据BIS的相关统计数据计算整理得出Monthly averages, 2005=100

二、人民币汇率调整与江苏省进出口企业相关变量的实证分析

(一) 模型设定和数据说明

1、模型设定

从以上分析中看出, 外商投资企业在江苏省的对外贸易中占有极其重要的地位, 因此应该将FDI纳入到模型中。

最终设定的江苏省的进出口模型如下:

ln EX=A1ln REER+B1ln FDI+U1

ln IM=A2ln REER+B2ln FDI+U2

其中EX为江苏省出口额, IM为江苏省进口额, REER为实际有汇率 (在运算中采用实际有效汇率指数) , FDI为外商直接企业进出口额, U1, U2为随机干扰项。ln表示对以上数据取对数。

2、数据说明

为了扩大样本容量, 本文所用reer数据为BIS统计的人民币实际有效汇率指数, 以2005年为基期100。江苏省的贸易额和FDI企业进出口额也均采用月度数据, 数据由江苏省统计局的相关数据整理而成。样本期为2005年7月至2009年3月。

3、ADF单位根检验

为了避免分析时间序列数据时出现的“伪回归”问题, 首先对基本数据进行平稳性检验。本文采取ADF来进行序列和一阶差分序列做单位根检验。ADF的滞后阶数由AIC和SIC最小原则来确定。

检验结果显示, 各时间序列均是一阶平稳数据, 不存在虚假回归问题。因此, 下文将使用最小二乘法 (OLS) 估计进出口方程, 确定方程的最终依据是其整体拟合效果、残差是否存在自相关以及主要解释变量是否显著。

(二) 人民币汇率调整与江苏省进出口企业相关变量的实证分析

1、本文采用eviews5.0软件进行回归分析, 结果如下

2、对回归结果进行如下分析:

FDI企业对江苏进出口贸易的发展起到了巨大的促进作用。ln FDI每增加一个单位, ln IM可以增加0.928个单位, ln EX增加1.103个单位, FDI对江苏进出口贸易总额做出了巨大的贡献, 从系数中还可以看出在出口方面的促进作用大于在进口方面的促进作用。鉴于此, 我们要着力于营造良好的投资环境, 吸引外商投资, 尤其是技术含量较高的外资, 鼓励外商投资进入相对落后于苏南的苏中苏北地区。在人民币持续升值的趋势下, 从近期看, 外商直接投资的投资成本增加, 从而使外商直接投资减少或撤离。在这种形式下, 当地政府应该为投资商创造各种更加便利的投资环境, 以维护和扩充目前的投资额。

人民币实际有效汇率的变动对江苏省出口贸易影响显著且呈正向变化, 对进口贸易影响相对较弱且呈负向变化。根据以上分析, 人民币升值对江苏省出口贸易额有促进作用。本来人民币升值对出口来说是一种压力, 但回归结果表明江苏省的进出口额不降反升, 显示出了中国特有的经济发展趋势。虽然近期几个月受金融危机的影响, 江苏省的出口额有所下降, 但在金融危机负面影响逐渐消退、人民币逐步升值的过程中, 江苏省的出口额也会随之相应地上升。人民币升值对江苏省进口贸易额具有阻碍作用, ln REER每升值一个单位, ln IM将会减少0.483个单位。这与传统的经济理论也有所背离, , 即存在“人民币升值之谜”, 也反映出中国特有的经济发展趋势。在这种情况下, 我们应该加强出口产品的品牌建设, 引导出口企业整合自身的资源优势、深化品牌经营的理念和手段、以点带面, 在全省范围内形成争创出口品牌的良好氛围, 提高中国企业在国际竞争中的地位。同时加强进口产品的多元化和互补性, 引进先进的技术和人才, 为我国在新一轮的国际竞争中赢得先机。

参考文献

[1]裴平.国际金融学 (第三版) [M].南京大学出版社, 2006.

[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模——eviews应用与实例[M].清华大学出版社, 2006.

[3]李怀定.人民币均衡汇率与汇率变动的宏观经济效应研究[D].复旦大学博士学位论文, 2007.

[4]宋兆晗.人民币实际汇率变动对我国国际收支影响的分析[D].复旦大学博士学位论文, 2007.

[5]林毅夫.关于人民币汇率问题的思考与政策建议[J].世界经济, 2007.