人民币汇率时间序列

人民币汇率时间序列（精选7篇）

人民币汇率时间序列 篇1

一、引言

随着中国对美国贸易顺差的逐步扩大,人民币面临着更大的升值压力,人民币汇率已成为影响中美贸易关系最重要的因素之一。人民币汇率在中美贸易收支失衡中是否发挥作用?多大程度上发挥作用?中美贸易是否存在J曲线效应?这一系列的问题的研究,对于中国具有较强的理论意义和现实意义。

关于汇率与贸易收支的关系,外国学者进行了广泛的研究。Kenen和Rodrik(1986)以欧美发达国家为样本,研究短期汇率波动程度对进出口的影响,结果发现:汇率波动程度的增大对发达国家之间的相互贸易有明显的抑制作用[1];Krugman(1987)和Moffett(1989)认为,美国的实际汇率贬值有利于改善美国的贸易失衡[2];Marquez(1990)利用1973-1985年的季度数据研究发现,发展中国家货币贬值在一定程度上可以改善贸易收支[3];Rose(1991)对美、英等国1974-1986年的数据进行统计检验,结果表明:发达国家贸易收支与实际汇率之间不存在协整关系,马歇尔—勒纳条件也不成立[4];Arize(2000)通过对发达国家和欠发达国家进行比较研究,结果发现:无论是发达国家还是欠发达国家,汇率在短期内和长期内波动均对这些国家的进出口有较强的抑制作用[5];Narayan(2006)利用协整分析和自回归分布滞后模型,研究了人民币实际汇率与中国贸易收支之间的关系,结果发现:人民币实际汇率贬值在短期和长期都有利于改善中国的贸易收支,但是中美贸易之间的J曲线效应不显著[6];Marquez(2007)认为,中国贸易收支对汇率变化的反应敏感性差,人民币实际汇率贬值对中国的出口影响较小,而对进口几乎没有影响[7]。

国内学者对人民币汇率与贸易收支的关系也有较多的研究。陈平和熊欣(2002)通过构建国际贸易的引力模型,利用1995年中国和主要贸易国之间的进出口数据,研究发现汇率波动不利于增加中国出口[8];李广众(2004)分行业研究了人民币汇率对进出口的影响,结果发现:汇率波动对贸易收支的影响随商品不同、国家不同而有所不同[9];卢向前和戴国强(2005)将人民币对世界主要货币的加权值作为人民币的实际汇率,运用协整向量自回归法考察实际汇率与中国进出口之间的关系,结果发现:人民币实际汇率波动对中国进出口有显著的影响,人民币实际汇率对进出口的J曲线效应明显[10];曹阳和李剑武(2006)利用AR-GARCH模型测算了人民币实际汇率变动对进出口的影响,结果显示:短期内人民币贬值有利于增加贸易顺差,但是长期来看人民币实际汇率的过度波动会对贸易产生不利影响[11]。

二、模型构建、数据处理与研究方法

(一)模型构建

传统的汇率与贸易收支经典理论认为:一国实际汇率的升值和本国国内生产总值的增加,将增加该国进口,反之降低该国进口;一国实际汇率的贬值和外国国内生产总值的增加,将增加该国的出口,反之降低该国出口。影响贸易收支的关键因素包括:本国国内生产总值GDP、外国国内生产总值GDP*和两国之间的货币兑换比率RER,由此可以将中美双边出口方程、进口方程和贸易收支方程分别设定为:

LnEXt、LnIMt分别表示中国对美国的实际出口和实际进口的对数值;Ln GDPt、LnGDPt*分别表示中国实际国内生产总值和美国实际国内生产总值的对数值;LnTBt表示中国对美国的贸易收支,其中TB=EX-IM,如果TB>0,则中国对美国贸易顺差,如果TB<0,则中国对美国贸易逆差,如果TB=0,则中美贸易收支均衡。

(二)数据的来源与处理

本文涉及的数据主要包括1990—2009年中美贸易数据、中美两国实际国内生产总值和人民币实际汇率、消费物价指数等。为了降低时间序列数据分析的有偏性,本文采用1990—2009年各季度数据来扩大样本容量,其中中美两国贸易数据来源于美国联邦储备系统的经济数据,中国和美国季度国内生产总值、消费者物价指数、中国兑美元名义汇率来源于国际货币基金组织的历年国际金融统计年鉴。

本文利用的汇率数据为人民币的实际汇率。实际汇率是一国一揽子商品和劳务价格与其他国家一揽子商品和劳务价格的概括性度量,其计算公式为RER=NE×P*/P,其中NER为直接标价法的名义汇率,和分别表示中国和美国的物价水平,本为分别用中国消费物价指数CPI和美国消费物价指数CPI*来替代两国的物价水平,由此可以得出实际汇率的计算公式:RER=NER×CPI*/CPI,直接标价法下RER上升表示人民币实际汇率贬值,反之意味着人民币实际汇率升值。

(三)研究方法

本文采用的主要研究方法包括单位根检验、协整分析、向量误差修正模型、脉冲响应分析、格兰杰因果检验等。通过单位根检验考察各时间序列的平稳性;通过协整分析研究各变量之间稳定的均衡关系;通过向量误差修正模型分析各变量之间的短期动态作用机制;通过脉冲响应函数分析人民币汇率对贸易收支冲击的短期动态变化;最后通过格兰杰因果检验考察各变量之间的因果关系。为了研究的需要,本文对相关数据作了对数处理,对数处理后的数据有利于降低时间序列的异方差,但是并不改变时间序列的平稳性。

三、模型估计结果及解释

(一)ADF检验

为了考察各时间序列的平稳性,需要对其进行单位根检验。单位根检验采用Dickey-Fuller法在Eviews7.0软件中完成,检验结果如表1所示。其中,C,T,Q分别表示截距项,趋势项和滞后阶数,△表示一阶差分运算。最优滞后阶数的确定依据AIC最小原则,从表1可以看出,时间序列LnGDP、LnGDP*、LnRER、LnEX、LnIM、LnTB的ADF统计量绝对值均小于对应的5%水平临界值的绝对值,因此表明这些时间序列均为非平稳序列,但是一阶差分后的序列△LnGDP、△LnGDP*、△LnRER、△LnEX、△LnIM、△LnTB的ADF统计量绝对值均大于所给出的5%水平临界值的绝对值,说明一阶差分的后的序列为为平稳序列,由此可以判断LnGDP、LnGDP*、LnRER、LnEX、LnIM、LnTB均为一阶单整序列I(1),满足协整分析的前提。

(二)协整分析

ADF检验结果表明,各时间序列变量均为一阶单整序列,具备构造协整方程的前提条件,在此基础上考察各个变量之间的协整关系。本文采用Johansen协整检验方法来验证各经济变量之间是否具有协整关系,该检验法是一种基于向量自回归模型的检验方法,一般适合于多变量之间的协整关系检验。Johansen法的核心是确定向量自回归模型中的最优滞后阶数,滞后阶数一般是根据AIC最小值法来确定。滞后阶数检验结果表明:中国对美国出口、进口以及贸易收支三个方程的滞后阶数分别为1阶、2阶、2阶。本文采用最大特征值统计量和迹统计量来验证方程(5)、(6)和(7)中各变量之间的协整关系,Johansen协整检验结果如表2、表3、表4所示。

协整检验结果表明,最大特征值统计量和迹统计量均在5%的显著性水平上拒绝协整向量秩为零的原假设,说明时间序列Ln EX、Ln GDP*和Ln RER三个变量之间存在一个协整关系。根据检验结果可以得出中国对美国出口的协整方程为:

从模型回归结果来看,模型拟合度高,回归效果显著。模型(8)表明:美国实际GDP的增加和人民币实际汇率的贬值有利于增加中国出口,美国实际GDP对中国出口的弹性系数为3.99832,即美国实际GDP每增加1个百分点将导致中国出口增加3.99832个百分点。人民币实际汇率对出口的弹性为1.21782,即人民币实际汇率贬值1%将导致中国出口增加1.21782%,LnGDP*和LnRER的系数都能过检验,说明二者对出口的影响都是显著的,但是从弹性系数来看,美国实际GDP的增加对中国出口的影响远远高于人民币汇率贬值对中国出口的影响。

从检验结果来看,最大特征值统计量和迹统计量均在5%的显著性水平上拒绝协整向量秩为零的原假设,说明在样本区间内中国进口、中国实际GDP和人民币实际汇率三个变量之间存在长期稳定的均衡关系,时间序列LnGDP、LnRER、LnIM三者之间在5%的显著性水平上存在一个协整关系。根据检验结果可以得出中国对美国进口的协整方程为:

从上述方程我们可以看出:从1990年第一季度到2009年第四季度期间,中国实际GDP对中国进口弹性为2.77178,即中国实际GDP每增加1%将导致中国进口增加2.77178%;人民币实际汇率对中国进口的弹性为1.30172,即人民币实际汇率每贬值1%将使中国进口降低1.30172%。两个弹性系数均能通过检验,说明人民币实际汇率和中国实际GDP对中国进口影响是显著的,弹性系数绝对值前者大于后者,说明中国实际GDP变化对中国进口的影响要比人民币实际汇率变化的影响更大。比较方程(8)和方程(9)可以发现,人民币实际汇率相同幅度的贬值,中国从美国进口的减少大于对美国出口的增加,主要原因可能跟中国进出口商品结构有关,中国主要出口的是技术含量较低的劳动力密集型产品而进口的是技术密集型或资本密集型产品,相对而言劳动力密集型产品对实际汇率变化的敏感性较强。

Johansen检验结果表明,最大特征值统计量和迹统计量均在5%的显著性水平上拒绝协整向量秩为零的原假设,说明变量LnTB、LnGDP、LnGDP*和LnRER之间在5%的显著性水平上存在协整关系。根据检验结果可以得出中国对美国贸易收支的协整方程为:

从模型(10)来看,中国实际GDP对贸易收支的弹性系数为1.37902,即中国实际GDP每增加1个百分点,导致中国贸易收支盈余下降1.37902个百分点;美国实际GDP对中国贸易收支的弹性系数为2.98936,即美国实际GDP每增加1%将导致中国贸易收支盈余增加2.98936%;人民币实际汇率对中国贸易收支的弹性系数为1.12173%,即人民币实际汇率贬值1%将使中国贸易收支盈余增加1.12173%。从模型(10)可以看出,LnGDP、LnGDP*和LnRER三个变量的系数均能通过t检验,说明三个变量对中国贸易收支的影响是显著的,但是三者的影响程度明显不一样,美国实际GDP是影响中国贸易收支最重要的因素,其次是中国的实际GDP,最后的因素才是人民币的实际汇率。

(三)向量误差修正模型

前面通过Johansen检验分析了中国与美国之间贸易收支各变量的稳定的均衡关系,但是短期内各变量之间可能存在存在失衡关系,需要利用向量误差修正模型来考察各个时间序列间的短期动态关系。通过Eviews7.0得到各方程误差修正项如表5所示。

如果变量系数在统计上是显著的,表明被解释R2=0.375,DW=1.081,F=8.127 AIC=-1.802 SC=-1.727变量在一个时期里的失衡有多大比例可在下一期里得到修正。从表3可以看出:中国对美国得得贸易出口方程、贸易进口方程、贸易收支方程的误差修正项的系数符号均为负且都能通过检验。从出口方程来看,Ln EX的实际值与长期均衡值的偏差约有4.19%得到修正,表明Ln EX在受到短期干扰后调整到长期均衡路径的速度较慢;从进口方程来看,Ln IM实际值与长期均衡值偏差的31.90%得到修正,表明Ln IM在受到短期干扰后能较快的调整到长期均衡的路径上;从贸易收支方程来看,Ln TB实际值与长期均衡值的偏差约有37.13%得到修正,表明Ln TB受到干扰后能以较快的速度调整到长期均衡的路径上。各方程的向量误差修正模型如方程(11)~(13)所示。

(四)脉冲响应函数分析

给人民币实际汇率一个标准差大小的正向冲击,得到关于中国对美国贸易出口、贸易进口、贸易收支的响应函数图分别如图1、图2和图3所示。

图1表明,当给本期实际汇率一个标准差正向冲击后,出口迅速增加,并在第4期达到峰值,以后各期慢慢收敛,趋于平缓,说明人民币实际汇率对出口的敏感性较强,人民币实际汇率的贬值在下一季度引致出口较大幅度的增加。图2表明,给实际汇率一个标准差的正向冲击后,中国对美国的进口迅速大幅度下降,在第3期达到最低值,随后开始反弹,说明人民币实际汇率对进口的敏感性也较强。人民币实际汇率的贬值使得进口先降低然后反弹,说明人民币汇率的贸易J曲线效应可能存在。图3表明,本期人民币实际汇率受到一个标准差的正向冲击后,贸易收支在下一个季度内迅速下降,随后迅速反弹,在第3期达到峰值,而后又迅速下降,在第8期下降到最小值后开始平缓上升,对贸易收支的影响最终影响为正向影响。图3说明实际汇率的一个标准差的正向冲击对中国贸易收支的影响是先为负向影响,而后为正向影响,说明中美之间贸易J曲线效应较为明显。

(五)Granger因果检验

协整关系和向量误差修正模型只能说明中国对美国出口、进口和贸易收支相关变量的长期稳定的均衡关系和短期动态关系,表明各变量之间存在因果关系,但是不能反映哪个变量为因哪个变量为果,为此需要进一步验证。本文利用Eviews7.0对人民币实际汇率、中国对美国出口、中国对美国进口以及中国对美国贸易收支之间进行格兰杰因果关系检验,结果如表6所示。

从表6的格兰杰检验结果可以看出:在5%的显著性水平下,人民币实际汇率Ln RER贬值是中国对美国贸易出口Ln EX增加的格兰杰原因,但是Ln EX不是Ln RER的格兰杰原因;在滞后1期的情况下,实际汇率Ln RER是中国对美国进口Ln IM的格兰杰原因,但是Ln IM不是Ln RER的格兰杰原因,进出口量与实际汇率之间的检验结果说明,人民币实际汇率与进出口都是单向的因果关系;但是Ln TB与Ln RER之间的检验结果说明,人民币实际汇率Ln RER和Ln TB贸易收支互为因果关系,即人民币实际汇率贬值促进了中国贸易收支的改善或贸易盈余的增加,贸易收支盈余的增加进一步促进了人民币的升值,这与前面协整分析的结果是一致的。

四、简要结论及对策建议

本文基于传统的汇率与贸易收支经典理论,利用协整分析、脉冲响应函数分析和格兰杰因果检验,验证了人民币实际汇率与中国出口、进口和贸易收支之间的关系。通过协整检验,可以得知:长期来看,进出口方程和贸易收支方程的各变量之间存在长期稳定的均衡关系。从出口方程来看,美国实际GDP和人民币实际汇率都显著影响中国出口,但是前者的影响力是后者影响力的3倍多;从进口方程来看,影响进口的主要因素是中国的实际GDP和人民币的实际汇率,但是前者的影响依然居于主导地位,前者影响力是后者的2倍左右;从贸易收支方程来看,人民币实际汇率的贬值显著改善中国的贸易收支或促进中国贸易盈余的进一步增加。通过脉冲响应函数分析,我们可以看出:在短期内,人们实际汇率对进口和出口的影响是完全相反的,对进口的冲击是负向的,而对进口的冲击的同向的,进口受到汇率冲击后会持续波动,而出口受到实际汇率冲击后能够逐步趋于平稳并到达新的均衡;人民币实际汇率的一个标准差的正向冲击,中国贸易收支将出现两次先负后正的波动,并且前一次波动较后一次更剧烈,说明中美贸易收支J曲线效应是存在的。通过格兰杰因果检验发现:在最优滞后期下,人民币实际汇率与贸易收支入互为因果关系,人民币实际汇率的贬值有效的改善了贸易收支或增加了贸易盈余,但是人民币实际汇率与进出口之间仅存在单项的因果关系。

基于上述研究结论,笔者给出如下对策建议:一是逐步扩大内需。从前面的分析来看,实际GDP对中国贸易顺差的影响远远高于人民币实际汇率的影响。中国应当调整经济结构,完善社会保障体系、积极扩大就业、推动城乡一体化发展,逐步从发展外需市场向扩大内需市场转变,通过扩大内需有效降低中国的巨额贸易顺差。二是调整出口结构,分析表明劳动力密集型出口产品受汇率波动的负面影响更大,中国应加大知识产权保护力度,提高企业核心竞争力,促进产品结构升级,大力推进产业技术创新,提高产品的国际竞争力。三是稳健有序的改革人民币汇率制度。[13]逐步放松人民币汇率的管制力度,扩大人民币自由幅度范围,增强人民币汇率弹性,实行真正的有管理的浮动汇率制度。同时,应加快推进人民币资本项目可自由兑换步伐,加快人民币市场化和国际化进程,从而为人民币完全可自由浮动奠定基础。

人民币汇率时间序列 篇2

关键词：人民币,即期汇率和远期汇率,引导关系

1 引言

2005年7月21日, 中国人民银行发表公告宣布人民币汇率形成机制改革, 标志着我国开始实行“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”。人民币汇率的变动幅度不断的、增大, 境内外居民和企业所面临的汇率风险不断增加。正确的判断汇率走势, 对于合理的规避汇率风险以及监管者研究和制定相关的汇率政策都意义重大。

2 文献回顾

关于远期汇率的定价和即期汇率与远期汇率之间的关系, 国内外学者都进行了许多研究, 其中利率平价理论是应用最为广泛的研究方法。

Kaen和Hachey (1983) 、Hartman (1984) 以及Swanson (1988) 发现美国国内利率引导离岸利率, 意味着美国金融市场在国际利率信息传递中的重要地位, 信息传递的方向是从境内到境外市场。

Callen (1989) 等实证结果表明某些货币的即期汇率与远期汇率存在相互影响和互为因果关系, 有些货币的即期汇率与远期汇率并不存在因果关系。

国内, 黄学军、吴冲锋 (2006) 对2005年汇改前后NDF汇率与境内即期汇率之间的互动关系进行了研究。其研究结果表明, 汇改以后境内现汇市场显现出本土信息优势, 即期汇率和1月期的NDF汇率能够相互引导。即期汇率能引导1年期的NDF汇率, 但1年期的NDF不引导即期汇率。

欧阳政和林鹏辉 (2011) 发现, NDF市场在两市场间占价格发现的主导作用, 尤其是对于期限较长的NDF而言, 但不是决定性的。

侯铁珊, 王楠 (2013) 通过NARX模型对于不同期限的NDF数据进行研究后发现, NDF期限越短, 其与即期市场的互动关系越强。

3 样本统计描述及即期汇率与远期汇率走势分析

本文选取了2008年11月-2013年9月即期汇率以及期限分别为6个月、1年的远期汇率和NDF汇率的样本数据, 共筛选得样本数据1186个。

为了方便理解, 这里对下面各图表中英文字母的表示说明如下:

SPOT:人民币即期汇率;DF:人民币远期汇率;DF6M:6月期人民币远期汇率;DF1Y:1年期人民币远期汇率;NDF6M:6月期人民币NDF汇率;NDF1Y:1年期人民币NDF汇率。

各期人民币远期汇率和即期汇率的走势如图1所示:

从图1中可以看出, 在2008年11月之后人民币各期汇率大体上持续了下行的趋势。即期汇率变动领先于远期汇率, 前者对后者具有明显的引导作用, 同时即期汇率在一段滞后时间后受到远期汇率变动的短暂、有限的引导作用。在2010年9月之后即期汇率和各种类远期汇率的走势基本同步, 期限越长的人民币汇率品种具有更大的波动幅度, 基本上反映了即期汇率和远期汇率之间的利率平价关系。在观察期的后半期, NDF汇率与境内汇率之间的价差不断减小。这是由于近年来我国在金融资本领域进行了许多改革, 逐渐引入了市场机制, NDF的套利机会减少。

表1显示NDF汇率的均值小于即期汇率, 且期限越长均值统计量的数值越小, 由此可知NDF市场存在对人民币升值较强的预期, 其期限越长, 这种预期越强烈。由标准差数据分析可知, NDF汇率标准差小于人民币即期汇率, 且均小于国内同品种的远期汇率。这表明汇改后, 人民币汇率的浮动增大, 人民币即期汇率相对于汇率形成机制改革之前对于市场的期望反应更加激烈。同时国内外市场上人民币汇率短期波动均大于长期波动, 表明了套期保值和投机套利活动相对集中于短期交易品种。

总体来说, 不论是国内远期还是NDF远期, 远期汇率对即期汇率的走势有一定的引导作用;而即期汇率作为远期汇率的信息来源, 反过来也影响着远期汇率的走势。由于我国国内资本项目尚未完全放开, 人民币国内汇率的形成并非完全的体现了市场的欲求, 由市场供求决定的NDF汇率, 反映了国际上对人民币汇率走势的期望。

4 实证检验

本文采用格兰杰因果检验法, 对人民币各类型汇率之间的因果关系进行研究。因此, 在进行格兰杰因果检验前先对即期汇率与各期NDF汇率数据进行平稳性检验。

4.1 单位根检验

本文采用的是在计量上普遍采用的ADF检验方法来检验数据的平稳性, 检验的结果表明:在水平检验下, 无论是人民币即期汇率、国内远期汇率还是NDF汇率都不能拒绝存在单位根的原假设, 即在水平检验下人民币的各种汇率都是非平稳的;而经过一阶差分检验则要拒绝一阶差分下存在单位根的原假设, 即在一阶差分检验下人民币的各种汇率都是平稳的, 可以进行下一步的检验。

4.2 协整检验

由于数据为非平稳且一阶单整, 为了进一步确定数据之间是否存在协整关系, 这里采用EG两步检验法对各人民币汇率进行协整检验。

首先我们要建立协整方程模型, 本文采用普通最小二乘法进行估计, 然后对回归的残差进行单位根检验。

第一步, 建立协整方程:

对模型参数进行估计, 可得到如下结果:

第二步:对这两个模型的残差进行分析。

通过检验表明, 对于式 (3) 和式 (4) 来说, 检验结果在5%的置信水平上都可以拒绝原假设, 即其残差都具有平稳性。这表明, 本文的回归模型的变量选择是合理的, 回归系数具有经济意义, 各期国内远期汇率和NDF汇率对人民币的即期汇率都有长期而稳定的影响。

4.3 格兰杰因果关系检验

我们通过对即期汇率与国内远期和NDF之间进行格兰杰因果检验来观察NDF汇率与境内汇率的互动影响。由AIC准则确定最优滞后阶数为4阶, 格兰杰因果关系检验的结果如表2所示:

实证结果表明, 在短期 (6M) , 人民币即期汇率与国内6月期在岸远期汇率具有双向引导关系, 说明国内人民币6月期远期市场的建设取得了一定的成绩, 开始发挥价格发现功能并对人民币即期汇率产生影响。同时, 6月期的远期汇率也受到了即期交易供求关系的影响;即期汇率与国外NDF汇率有单向的引导关系, 表现为境外6月期NDF汇率对人民币即期汇率具有引导关系, 而即期汇率对6月期NDF汇率则不具有引导关系, 境外6月期NDF市场是人民币定价的信息中心;境内在岸远期汇率和境外NDF汇率具有双向引导关系, 说明境内外两个市场在短期内的互动比较充分, 信息流动渠道比较畅通, 能够相互产生比较显著的影响。

在长期 (1Y) , 人民币即期汇率和境内在岸远期汇率有单向引导关系, 即期汇率对1年期的远期汇率具有格兰杰引导关系, 而1年期的远期汇率则不能够有效影响即期汇率。说明1年期的远期市场受到了即期市场较强的影响, 但是1年期远期市场的价格发现能力较弱, 没有发挥应有的“风向标”作用;即期汇率和境外NDF汇率具有双向引导关系, 说明在长期内境内人民币即期市场和境外NDF市场的互动性比较充分, 信息流动比较畅通, 双方关系比较密切, 均能够对对方施加显著的影响。境外1年期NDF汇率对于即期汇率的“风向标”作用更加可靠、真实和准确;境内在岸远期汇率和境外NDF汇率具有单向引导关系, 境外NDF市场对境内在岸远期市场有格兰杰引导关系, 引导了境内远期汇率市场的走向。

5 结论与建议

(1) 人民币即期汇率的走势反映了6月期和1年期人民币在岸远期汇率和同期NDF汇率的走势, 充分的体现了远期汇率对即期汇率的“风向标”作用。从利率平价理论以及远期市场对即期市场的引导作用可以看出, 人民币经历了连续的升值之后, 目前无论是境内远期还是境外NDF汇率都对其有贬值的预期。

(2) 协整性检验说明即期汇率和各期在岸和NDF远期汇率之间存在长期的均衡关系, 各期国内远期汇率和NDF汇率对人民币的即期汇率都有长期而稳定的影响。

格兰杰因果关系检验说明不论是6月期还是1年期, 人民币境外NDF市场始终对人民币国内即期市场和远期市场有格兰杰引导关系。这在一定程度上说明了, 我国境内的人民币远期市场发展依旧是不充分的, 相较于建立时间比较久、交易一直比较活跃的境外NDF市场, 还有很长的路要走。

(3) 由格兰杰因果检验可知, 在短期内人民币的定价权上国内尚能够产生一定的影响, 但是在长期内国内远期市场则不能够对人民币的定价产生影响, 此时NDF市场在远期人民币的定价上起着更大的作用, 人民币的远期定价权掌握在了境外市场手中。

基于结论, 本文提出了如下政策建议:

(1) 继续推进人民币汇率形成机制的市场化改革, 让市场能够真正决定人民币汇率。

从境外NDF市场发展的趋势来看, 消除本国即期汇率市场和国内远期外汇市场与NDF外汇市场之间互动的限制, 使本国外汇市场和NDF外汇市场融合在一起是大势所趋。NDF市场形成的原因之一就是东道国的资本管制, 所以要实现二者的融合就必须推进人民币汇率形成机制的市场化, 打破两个市场间的限制。

(2) 加强对NDF的研究和市场建设以及监督管理, 逐步实现NDF市场的在岸化。

作为一种投机套利或者是风险规避的手段, NDF获得了越来越多的境内投资者的青睐, 这对于我国人民币相关监督和管理制度是一种巨大的挑战, 政府的相关部门必须加强对境内投资者参与人民币NDF交易的监督和管理, 逐步实现境外NDF市场在岸化。

(3) 推进在岸远期市场的发展, 把握人民币的定价权。

在本文的研究中我们可以看到, 短期内境内在岸远期能够对人民币的定价产生一定影响, 但是人民币远期定价权则由境外NDF市场掌握。所以我们必须加快在岸远期市场的发展, 在人民币的定价机制中更加深入的引入市场因素, 消除境内人民币市场和境外NDF市场的隔阂, 使境内市场对人民币的定价产生主导性的作用。

参考文献

[1]吴先智.NDF市场对境内人民币汇率市场的研究[J].河南金融管理干部学院学报, 2008, (4) :112-116.

[2]任兆璋, 宁忠忠.人民币汇率预期与人民币NDF汇率的实证研究[J].学术研究, 2005, (12) :34-39.

[3]代幼渝, 杨莹.人民币境外NDF汇率、境内远期汇率与即期汇率的关系的实证研究[J].国际金融研究, 2007, (10) :72-80.

[4]奚君羊, 张小燕.人民币即期汇率与无本金交割远期汇率的关联性分析[J].上海经济研究, 2009, (3) :34-38.

[5]侯要强.CME推出人民NDF交易对即期汇率影响的实证研究[J].广东商学院学报, 2007, (9) :78-81.

[6]粱云翀, 王玥.汇率改革前后人民币即期汇率、离岸NDF汇率和国内远期汇率关系研究[J].全国商情·经济理论研究, 2008, (11) :70-72.

人民币汇率时间序列 篇3

一、境内黄金隐含人民币汇率

境内黄金市场以金交所、期交所的黄金合约交易为主, 由于境内合约以人民币计价, 境外黄金以美元计价, 两者之间有一个隐含的人民币汇率 (简称隐含人民币汇率) , 这个隐含汇率围绕在岸人民币汇率波动。下图是金交所Au9999现货价格和伦敦金现货价格套算的隐含人民币即期汇率与在岸人民币即期汇率5年来的走势图, 明显看出黄金隐含人民币即期汇率围绕在岸人民币即期汇率波动。

二、影响黄金隐含人民币汇率的因素分析

由于黄金隐含人民币汇率通过境内外黄金价格套算得出, 任何影响境内外黄金价格的因素都会影响黄金隐含人民币汇率。理想情况下, 若我国黄金可自由进出境, 按照一价定律, 除去相关成本外, 经过汇率调整后的境内黄金价格与境外黄金价格应相等, 据此境内黄金理论价格为:

境内黄金理论价格=境外黄金价格X在岸人民币汇率+运输费用+保险费+税费+提炼费用

其中提炼费用是指境内外黄金不同标准转换的成本, 境外黄金一般是纯度999的金锭, 而境内黄金一般是纯度9995或9999金锭等, 境外黄金需要经提炼才能符合境内黄金标准;税费主要指进口税, 目前我国规定是0;运输费用和保险费是黄金跨境运输中的成本。正常情况, 运输费用、保险费以及提炼费用总共不超过0.125%, 影响很小。

我国对黄金进出口实行准许可制, 境内具有黄金进出口资质的机构或企业进口前需向人行单独申请, 境内外黄金市场并不能完全自由流动。当境内外黄金需求不同, 短时内会导致境内黄金价格与境内黄金理论价格出现偏差。境内黄金价格是:

境内黄金价格=境内黄金理论价格±市场供需升贴水

= (境外黄金价格X在岸人民币汇率±市场供需升贴水) +运输费用+保险费+税费+提炼费用

=境外黄金价格X (在岸人民币汇率±市场供需对汇率升贴水影响) +运输费用+保险费+税费+提炼费用

=境外黄金价格X境内黄金隐含人民币汇率+运输费用+保险费+税费+提炼费用

由于运输费用+保险费+税费+提炼费用产生的影响不超过约0.125%, 简单起见可以舍去:

境内黄金价格≈境外黄金价格X境内黄金隐含人民币汇率, 既换个角度, 境内外黄金供求差异导致境内黄金隐含人民币汇率与在岸人民币汇率不同。

三、利用境内黄金隐含人民币汇率对冲套利

通过持有不同的黄金投资组合, 可以构成各种隐含人民币汇率头寸, 当隐含汇率与人民币在岸价格出现较大偏差时, 可以套利。

我们以分析人民币即期汇率为例, 选取10月12日至16日每天15:00, 外汇交易中心人民币汇率价格、上海黄金交易所Au (T+D) 和国际市场黄金现货价格。10月12日, 通过做空A u (T+D) 做多国际市场黄金现货获得的隐含人民币多头的价格是6.3351, 同时通过外汇交易中心做空人民币的价格是6.3243, 两者价差是108点。10月16日, 通过做多Au (T+D) 做空国际市场黄金现货获得的隐含人民币空头的价格是6.3501, 同时通过外汇交易中心做多人民币的价格是6.3565, 两者相差降低至-64点。上述过程正好对冲, 不考虑交易成本, 5个交易日可以获得172点的收益。

上述是对人民币即期市场套利的分析, 实际套利品种可以考虑远期、期权等市场。自8月11日汇改以来, 人民币市场波动加大, 套利机会较之前明显增加, 通过把握日间交易时点、选择高杠杆产品, 可以显著提高投资水平。另外, 套利的成败取决于价格是否回归。对于黄金市场隐含人民币汇率套利, 在国家支持黄金市场发展背景下, 境内机构不断做大黄金进口规模, 境内外黄金市场联动加强, 隐含的人民币汇率与在岸人民币汇率必然会回归。

(上接第17页)

四、相关结论

人民币汇率时间序列 篇4

由次贷危机引发的全球金融危机对主要发达国家经济体产生了严重的冲击, 我国也难以独善其身。金融危机影响我国的一个重要方面是改变了对人民币单边升值的预期。而关于人民币汇率预期的一个重要指标就是人民币NDF (NonDeliverable Forward, 无本金交割外汇远期交易) , 它是一种衍生金融工具, 常用于衡量海外市场对人民币升值的预期。探析国际金融危机前后即期汇率与人民币NDF的相互关系, 有助于我们更加了解我国汇率市场的波动特征, 也有利于监管者研究制定与之相对应的政策, 保持人民币汇率的稳定性。

二、文献回顾

在研究国内即期汇率与离岸NDF汇率的相互关系上, 国内外有不少学者提出了各自的观点。Jinwoo Park (2001) 运用增广GARCH模型表明, 在韩元汇率制度改革前, 即期汇率对NDF市场存在着单向的报酬溢出效应和一个双向的波动溢出效应。而改革后, 只存在NDF市场对即期汇率的单向报酬溢出效应和波动溢出效应。Hung-Gay FUNG等 (2004) 着重研究了人民币NDF市场, 发现2002年11月13日以后人民币NDF从升贴水角度来看是折价的。

在国内, 研究汇改前后即期汇率与人民币NDF相互关系的文章比较多。如黄学军、吴冲锋 (2006) 通过分别对1月期和1年期NDF与即期汇率的因果关系检验, 研究表明汇改以来, 境内外市场的相互作用加强。徐建刚等 (2007) 以MA (1) -GARCH (1, 1) 模型研究了人民币NDF市场和即期市场间均值和波动的溢出效应, 结果表明, 两个市场的波动没有相互溢出效应, 即期市场对人民币NDF市场没有报酬溢出效应, 而人民币NDF市场对即期市场具有报酬溢出效应。吕旦菲等 (2009) 通过建立向量GARCH模型, 考察汇改前后人民币NDF与即期汇率两市场间收益率的均值溢出效应和波动溢出效应。研究金融危机前后即期汇率与人民币NDF对比方面的实证文章甚少, 因此, 本文试图探讨金融危机前后即期汇率与人民币NDF之间的相互关系。

三、数据

1. 数据说明与处理

本文研究数据的样本区间为2005年7月22日至2011年6月1日。之所以选择汇改后的这段时间, 是因为汇改前我国的汇率制度是固定汇率制, 波动幅度较小。即期汇率选用直接标价法下人民币对美元的名义汇率的中间价 (记作:SPOT) 。数据来源于国家外汇管理局官方网站。

人民币NDF汇率采用1年期人民币NDF, 因为在所有期限的品种中其交易最为活跃且交易量最大, 因此, 包含的信息量更多。数据来源于彭博数据库。由于国内外假期的不一致, 因此把即期汇率与1年期人民币NDF日期不一致的数据剔除, 经调整后样本总共有1410个。其中金融危机前 (2005.07.22-2008.09.15) 样本数为755个, 金融危机后 (2008.09.16-2011.06.01) 样本数位655个。

2. 描述性统计分析与平稳性检验

注:Q (12) 为检验序列自相关性的Ljung-Box Q统计量;*、**分别表示在1%、5%的水平下显著拒绝原假设;RSPOT表示对SPOT序列取对数再差分, RNDF亦是如此;ADF检验为不带趋势项的单位根检验。本文计量软件:eviews6.0。

表1描述了金融危机前后即期汇率与1年期人民币NDF收益率的主要统计特征。从均值来看, 无论是金融危机前还是金融危机后, 即期汇率和1年期人民币NDF收益率均值都接近于零。从波动性来看, 1年期人民币NDF汇率收益率的波动也比即期汇率大。从金融危机前后即期汇率收益率与1年期人民币NDF收益率的偏度和峰度对比来看, 两者汇率收益率呈现尖峰和后尾特征。JB统计量的P值也表明两者均非正态分布。从汇率收益率和汇率收益率平方的Ljung-Box Q统计量来看, 金融危机前, 即期汇率收益率与1年期人民币NDF汇率收益率不存在自相关性, 而它们的平方序列都存在明显的自相关性。金融危机后, 两者均存在显著的自相关性。这说明即期汇率收益率与1年期人民币NDF汇率收益率序列存在波动的集聚性。因此可以考虑用GARCH模型描述它们的这种波动集聚性。最后从ADF平稳性检验来看, 金融危机对两者没有产生影响, 都在1%显著性水平下拒绝原假设, 意味着各收益率序列都是平稳的。

3. 格兰杰因果检验

本文应用格兰杰因果检验方法来研究人民币即期汇率与1年期人民币NDF汇率的报酬溢出关系。根据对两者收益率序列的平稳性检验的结果, 其收益率序列都是显著平稳的 (见表1) , 因此可以对它们进行格兰杰因果检验, 不会出现伪回归问题。由于格兰杰因果检验结果对不同的滞后阶数是敏感的, 我们对两者关系分别取1至7阶滞后进行格兰杰因果检验, 以分析两者收益率的变动在一周内的相互影响情况。

根据表2的结果, 我们发现, 金融危机前, 对于任意滞后1至7阶的格兰杰因果检验, 我们都可以在1%的显著性水平下拒绝“RNDF不是RSPOT的格兰杰原因”的原假设, 而我们只有在滞后3阶以后, 才能在5%的显著性水平下拒绝“RSPOT不是RNDF的格兰杰原因”的原假设。这意味着1年期人民币NDF收益率的波动是即期汇率收益率波动的原因, 即期汇率的波动在滞后3期以后才能引起1年期人民币NDF汇率收益率的波动, 说明两者在滞后3期以后互为因果。

注:*、**分别表示在1%、5%的水平上显著拒绝原假设。滞后4至6阶的检验结果与滞后3阶一样, 为节省篇幅, 本文未予列出。

金融危机后, 对于任意滞后1至7阶的格兰杰因果检验, 我们都可以在1%的显著性水平上拒绝“RNDF不是RSPOT的格兰杰原因”的原假设, 在任意滞后阶数都无法在5%的显著性水平上拒绝“RSPOT不是RNDF的格兰杰原因”的原假设。表明1年期人民币NDF汇率收益率的波动能对即期汇率收益率的波动产生影响, 而即期汇率收益率的波动对1年期人民币NDF汇率收益率的波动不产生影响, 存在着单边市。徐兰杰因果检验结果之所以与金融危机前有所不同, 可能是因为在金融危机后, 为了稳定经济的增长, 国家加强了对外汇市场的干预所导致的。

四、GARCH模型

1. 模型

本文选用Hamao et al (1990) 提出的方法来对比分析金融危机前后1年期人民币NDF与即期汇率收益率的报酬溢出效应和波动溢出效应。经过对模型不同阶数拟合情况的比较分析发现, 采用MA (1) -GARCH (1, 1) 模型来考察两个市场间存在的关联性是最优的。模型设定如下:

其中Rit表示i市场在t时刻的汇率对数收益率, εit为残差序列且其分布服从广义误差分布 (GED) , σ2it为均值方程中残差的条件方差。在 (1) 式中引入Rj, t-1是为了分析j市场对i市场是否存在报酬溢出效应, 在 (2) 式中引入σ2j, t-1是为了分析j市场对i市场是否存在波动溢出效应。因此, 可以用系数β和δ分别考察两市场间的报酬溢出效应和波动溢出效应。

2. 模型估计结果

在得到σ2i, t-1之前, 先令βi=δi=0, 并假设εit的条件分布为正态分布, 得到对单个市场进行单变量MA (1) -GARCH (1, 1) 模型估计, 估计结果见表3。

对于即期汇率收益率 (RSPOT) , 金融危机前, 在5%的显著性水平下, φi、LB (12) 和LB2 (12) 都不具有统计意义上的显著性, 表明MA (1) 反映了即期汇率收益率存在自相关性, 而在金融危机后, 则不存在自相关性。GARCH (1, 1) 模型的估计结果表明, 无论是金融危机前还是金融危机后, θi和ωi均在1%的显著性水平下显著地大于0, 且从P值来看, 标准化残差的LB2 (12) 在5%的显著性水平下显著小于χ2分布的临界值, 意味着GARCH模型很好的反映了人民币即期汇率收益率的集群性。同理可得, 在研究样本期间内, 1年期人民币NDF收益率 (RNDF) 在5%的显著性水平下不存在自相关性。GARCH (1, 1) 模型同样适用于分析1年期人民币NDF收益率的集群性。

即期汇率与1年期人民币NDF收益率的均值和波动溢出效应见表4。结果表明, 金融危机前, 当i=RSPOT, j=RNDF时, βi在1%的显著性水平下异于0, 表明从均值来看, 1年期人民币NDF市场对即期市场具有报酬溢出效应。而当i=RNDF, j=RSPOT时, βi在5%的显著性水平下与0无显著性的差异, 表明即期市场对1年期人民币NDF市场没有报酬溢出效应。可见, 1年期人民币NDF市场对即期市场具有单向报酬传导。δi的估计值在1%的显著性水平下显著大于0, 表明即期汇率与1年期人民币NDF收益率具有相互波动溢出效应。

注:*表示在1%的水平下显著拒绝原假设。

同理可得, 金融危机后, 当i=RSPOT, j=RNDF时, 1年期人民币NDF市场对即期市场具有报酬溢出效应和波动溢出效应;当i=RNDF, j=RSPOT时, 即期市场对1年期人民币NDF市场没有报酬溢出效应和波动溢出效应。

五、结论

本文研究结果表明, 金融危机前, 1年期人民币NDF市场对即期市场具有单向的报酬溢出效应, 且两者具有相互波动溢出效应;金融危机后, 1年期人民币NDF市场对即期市场仍为单向的报酬溢出效应, 但两者不在具有相互波动溢出效应, 表现为1年期人民币NDF市场对即期市场单向的波动溢出效应。这说明金融危机对NDF市场的价格发现作用影响不大, 却显著影响了即期市场的稳定性。

参考文献

[1]Jinwoo Park.Information Flows between Non-deliverable Forward (NDF) and Spot Markets:Evidence from Korean Currency[J].Pacific-Basin Finance Journal, 2001, (09) :363-377.

[2]Yasushi Hamao, Ronald W.Masulis, Victor Ng.Correlations in Price Changes and Volatility across International Stock Markets[J].The Review of Financial Studies, 1990, (03) :281-307.

[3]Hung-Gay Fung, Wai k Leung, Jiang Zhu.Nondeliverable Forward Market for Chinese RMB:A first look[J].China Economic Review, 2004, (15) :384-352.

[4]黄学军, 吴冲锋.离岸人民币非远期交割与境内即期汇率价格的互动:改革前后[J].金融研究, 2006, (11) :83-89.

[5]徐建刚, 李治国, 张晓蓉.人民币NDF与即期汇率的动态关联性研究[J].财经研究, 2007, (09) :61-68.

人民币汇率权重估计 篇5

2005年7月, 我国宣布对人民币汇率形成机制进行改革, 放弃钉住单一美元, 开始实行以市场供求为基础的, 参考一篮子货币进行调节的、有管理的浮动汇率制度, 以形成更富弹性的人民币汇率机制。人民币汇率不再盯住单一美元, 而是按照我国对外经济发展的实际情况, 选择若干种主要货币, 赋予相应的权重, 组成一个货币篮子。同时, 根据国内外经济金融形势, 以市场供求为基础, 参考一篮子货币计算人民币多边汇率指数的变化, 对人民币汇率进行管理和调节, 维护人民币汇率在合理均衡水平上的基本稳定。参考一篮子表明外币之间的汇率变化会影响人民币汇率, 但参考一篮子不等于盯住一篮子货币, 它还需要将市场供求关系作为另一重要依据, 据此形成有管理的浮动汇率。人民币汇率形成机制改革坚持了主动性、可控性、渐进性的原则。

基于“三性”原则, 所以央行并没有公布汇率权重数据。但是可以通过汇率数据来进行估计。因为实际运行的汇率数据会表现这种隐含的汇率权重。对于汇率权重的估计, 弗兰克尔和魏尚进 (Frankel and Wei, 1994) 在分析东亚美元和日元集团问题时以周为基础的汇率数据对东亚9个经济体 (中国、中国香港、中国台湾、韩国、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国) 的汇率权重进行了估计, 并得出美元在东亚经济体的汇率中具有很高的权重, 日元的地位相对较轻, 虽然这9个东亚经济体与日本有密切的贸易往来。麦金农与施纳布尔 (Mc Kinnon and Schnabl, 2004) 对相同的9个东亚经济体以日为基础的汇率数据分析了亚洲金融危机前、中、后的货币篮子汇率的权重, 指出, 中国和中国香港由于实行固定汇率制度, 所以美元权重在危机前、中、后的观测期内稳定在1, 而韩圆、印度尼西亚卢比、马来西亚林吉特和菲律宾比索由于货币受到冲击放弃固定汇率制转而实行浮动汇率制度, 所以在危机中的权重发生了突变, 但是在危机过后, 这些国家的汇率权重又差不多回到了危机前的水平, 各国家货币汇率呈现出“软盯住”美元的特征。究其原因是因为美元在东亚9个经济体中具有重要的位置, 无论是对外贸易, 还是国家的的外汇储备而言。

本文拟对人民币汇率权重进行估计。

二、数据和模型实证分析

1. 数据和模型选取

对于汇率数据, 有以每日为基础、以每周为基础的数据、以每月为基础或以每季为基础的数据。本文采用国际货币基金组织公布的汇率日度数据。选取汇改后从2005年7月25日起至2008年12月31日止的数据。

对于汇率权重的估计, 首先须选取进入货币篮子的货币。美元、欧元、日元三大世界主要货币肯定进入货币篮子, 在此基础上, 考虑加元、澳元、新西兰元等。实际的货币篮子里的货币种类可能会比这多些。鉴于本文主要是为了分析测算权重的可能性, 所以就选择了这么几种货币来进行分析。为了测算人民币汇率权重的需要, 选取一个外部货币作为计价货币, 在这里选取瑞士法郎。之所以选取瑞士法郎, 是因为瑞士法郎是独立浮动, 与他国货币没有固定联系。把美元、欧元、日元、加元、澳元、新西兰元、人民币都表示成以瑞士法郎为单位的汇率。然后把人民币对瑞士法郎汇率用这些数据进行回归。根据弗兰克尔和魏尚进的研究, 回归的系数表示货币篮子中各个货币的权重。例如, 如果人民币对瑞士法郎的波动部分大部分可以用美元对瑞士法郎的波动来解释, 则说明美元在人民币的货币篮子中具有很高的权重。

考虑以下6个回归模型:

其中c为常数项，即模型考虑常数项和不考虑常数项两种情 况，a1、a2、a3、a4、a5、a6为系数，即需要估计的汇率货币权重， ut为残差。USD、JPY、EU、CAD、AUD、NZD 分别表示美元、日 元、欧元、加元、澳元、新西兰元等。

2. 数据的稳定性分析

因为人民币和选用的货币在观察期内汇率变动幅度比较大, 所以可能存在异方差, 为了避免异方差性, 需要对异方差进行控制, 对各货币汇率数据值取对数。从汇率数据序列值直观性可以看到, 数据是非平稳的, 因而取数据的一阶差分再进行平稳性检验。利用Eviews6.0对汇率数据进行ADF (Augmented DicheyFuller) 检验, 检验结果如表1所示。从检验结果可以看到, 汇率对数值的一阶差分是平稳的。所以本文以下的回归是以各种货币的汇率对数值的一阶差分为基础。

注释：L* 表示汇率的对数值，DL* 表示汇率对数值的一阶差 分。

3. 估计结果

利用Eviews6.0对数据进行回归, 得到表2结果。

注释：a、第一行位为系数估计值，第二行为标准差，第三行 为 t 统计量检验值。

b、R2为Adjusted R-squared。

三、分析和结论

从模型回归结果可以看出, 各个模型回归的系数估计值t统计量检验值具有显著性, 回归方程的D-W也说明模型的残差系列不含有自相关。从表2中我们可以确定的是美元在人民币汇率货币篮子所占的权重很高。从6个模型来看, 日元在人民币汇率篮子中的权重很低。

美元在货币篮子里占有最大的权重, 与现实是相符的。首先因为中美之间经贸关系非常密切。其次, 用美元交易的比重在中国的对外贸易中较大。美元在中国的对外贸易中的计价比例高达80%以上。再次, 中国拥有巨额的外汇储备。据新浪财经报道, 截止2008年12月末, 国家外汇储备余额为1.95万亿美元。中国外汇储备结构中美元资产占比高达70%左右;其他的25%则为诸如澳大利亚元、欧元、日元等非美元资产;包括投资世界银行、亚洲开发银行、国际货币基金组织等国际金融组织机构债券等。最后, 也是最主要的原因是为了维持人民币兑美元的稳定, 这样在人民币汇率改革的初期有助于减轻市场的投机活动。虽然人民币兑美元的汇率在观测期内变动幅度较大, 但是从本文的分析结果可以看出, 人民币汇率在每日基础上保持对美元的稳定。

参考文献

[1]Frankel, Jeffrey A.and Wei, Shang-Jin, “Yen Bloc or Dollar Bloc?Exchange Rate Policies of the East Asian Economies", in Takatoshi Ito and Anne O.Krueger (eds) , Macroeconomic Linkage:Saving, Exchange Rate and Capital Flows, Chicago Press, pp, 295～334, 1994

[2]Ronald I.McKinnon and Gunther Schnabl, ”The East Asian Dollar Standard, Fear of Floating, and Original Sin”, Review of Development Economics8, 2004

人民币汇率时间序列 篇6

从2008年开始, 美国深陷金融危机, 国内经济一蹶不振。虽然美联储于2015年12月16日公布加息决策, 宣告金融危机的过去, 但后金融危机时代的经济复苏之路必然面临诸多坎坷。而在过去的7年中, 中国经济发展在全球一枝独秀。虽然外部需求在全球金融危机泥沼中疲弱, 使得中国出口受阻, 但依靠强大经济引擎, 中国对外贸易继续向纵深发展。特别是中美之间的贸易份额不断加大。据美国商务部公布国际贸易数据显示, 2015年1~9月, 中美货物贸易额达到4416亿美元, 同比上升3.7%。这是自1985年以来, 中国首次成为美国最大的贸易伙伴。其中1~9月, 美国向中国出口货物价值839.9亿美元, 进口货物3575.7亿美元, 美国对华贸易逆差2735.7亿美元。美国一直以来都就是中国最大的贸易伙伴国之一。据中国海关统计, 截至2015年10月, 美国为我国第二大贸易伙伴, 中美贸易总值为2.85万亿元, 占我外贸总值的14.3%。

随着中美之间贸易顺差日益扩大, 贸易摩擦也频繁发生。很多美国政府官员和学者基于人民币在国际贸易中的杠杆作用, 认为人民币被人为低估, 甚至叫嚣中国有“操纵”人民币之嫌。加之2015年12月, 人民币加入SD R货币篮子, 对中国“操纵汇率”的观点又甚嚣尘上。

那么, 人民币升值能否真的改善中美之间日益加剧的贸易顺差?中国对人民币实行的有浮动的管理, 是否对人民币汇率问题存在操纵的嫌疑?对于这些都有待于深入研究。客观理性的认识贸易收支和汇率之间的关系, 可以有效地防止贸易摩擦和贸易保护等行为的发生, 对于中美两国经济和贸易的顺利发展发挥积极作用和重要的研究意义。

二、文献综述

从二十世纪末到现在, 人民币汇率问题两度成为关注的焦点:首先是1997年东南亚金融危机所引发的关于人民币是否应贬值的争论;然后是我国在2001年加入世界贸易组织后, 经济的快速增长、经常项目顺差的持续扩大和外汇储备的激增, 人民币面临空前的升值压力, 有关人民币升值问题的争论不断高涨, 中国也在压力中实施汇改。在此背景下, 国内外许多学者运用不同方法对汇率波动和人民币升值所带来的影响, 以及“汇率操纵”进行了广泛的研究。

在汇率波动方面, M aurice (2002) 认为在一个开放经济体中最重要的资产价格就是汇率, 汇率波动会调整一国贸易品部门和不可贸易品部门的生产要素价格, 促使这些要素从使用效率较低的部门流向使用效率较高的繁荣部门, 从而影响一国经济增长, 因而, 汇率波动不仅影响贸易收支, 而且影响国际资本流动与国际收支差额, 对资源配置也具有重要的制约作用。B ahm ani等 (2007) 年也认为汇率波动能后显著影响国际贸易。但是, H ong (2006) 的研究表明, 近年来人民币汇率波动对美国贸易赤字的影响很有限, 因为这个问题已经超越了中美双边贸易的范畴, 关系到现行国际储备系统的缺陷。谢博婕 (2013) 等基于2002年1月至2011年12月的月度数据, 运用自回归分布滞后 (A R D L) 模型, 分别从总体和分行业的角度说明无论长期还是短期, 汇率波动率对中美两国之问总体和分行业贸易收支差额均不会产生显著影响。

在人民币升值影响方面, K oo (2007) 等认为汇率在中美两国贸易中扮演着极其重要的角色, 人民币升值有助于改善中美贸易失衡。但国内学者姚枝仲等 (2010) 发现, 在剔除产品质量提高因素后, 中国出口短期价格弹性大约为-0.6, 意味着人民币升值使出口价格的提高幅度超过出口数量减少的幅度, 出口额反而提高了, 所以人民币升值会促使中国出口的进一步增加。

关于中国是否在操纵人民币汇率的问题, 蒙代尔批驳了“人民币升值论”, 认为贸易账户顺差与人民币升值之间没有必然的联系。C hinn (2004) 基于美国的数据进行实证分析认为, 美国对华贸易逆差需要通过汇率和收入的综合调节才能得到缓解, 单独的汇率“操纵”并不具有可能性。孙华妤和潘红宇 (2010) 基于2005年7月到2008年12月月度数据运用协整一误差修正方法检验人民币名义汇率与中美双边贸易差额的关系, 发现名义汇率与贸易差额之间没有显著的正向关系, 说明中国政府无法依靠“操纵人民币汇率”, 令人民币低估以扩大净出口。贺刚 (2012) 分别运用截面、面板和协整三类模型对1996年第一季度至2007年第四季度人民币实际有效汇率失调程度进行测算, 实证结果表明人民币汇率在部分年度出现低估的现象, 但偏离幅度温和, 人民币币值围绕着均衡汇率在一个可控幅度内上下波动, 不存被“操纵”的现象。

以往学者对人民币汇率波动和升值影响做了多方面的阐述和研究, 但是很少建立统一的框架研究人民汇率波动和升值对贸易差额的影响。因此, 本文将通过构建V EC M模型来综合分析这两类因素对中美贸易平衡的影响, 以此说明中国2005年汇率制度改革后是否真的存在“汇率操纵”。

三、模型设定

V A R模型适用于平稳的时间序列。通常时间序列是不平稳的, 为了满足V A R模型的前提条件, 需要将原始数据进行差分处理, 这样做的后果就是使得数据代表的含义发生改变。V EC模型通过考虑协整关系的检验很好的克服了V A R模型的缺点。

设yt= (y1t, y2t, …, ykt) ’为一k维随机时间序列, t=1, 2, …, T, 且yt~I (1) , 即每一yit~I (1) , i=1, 2, …, k, 如果yt不受d维外生的时间序列xt= (x1t, x2t, …, xdt) ’影响 (限制) , V A R模型变为

将上式进行协整变换, 可写成

如果yt存在协整关系, 则 (2) 的Πyt-1~I (0) , 这时可写成

其中, β’yt-1=ecmt-1即为误差修正项, 反映的是变量之间的长期均衡关系。即, 上式可写成

(5) 式即为向量误差修正模型 (V EC) , 其中每一方程都是一个误差修正模型 (EC M) 。

四、实证检验

(一) 数据选取

R ose和Y ellen (1989) 构建了经典的两国贸易模型, 如式 (6) 所示, 其中T B是两国贸易差额, E是两国实际汇率 (直接标价法) , Y是本国收入水平, Y*是外国收入水平。因此贸易收支差额可以表示为实际汇率、国内收入水平和国外收入水平的函数。在此理论研究的基础上, 本文进一步考虑到汇率波动的影响, 设定汇率波动变量为σ, 则 (6) 式转化为 (7) 式。

建立如下实证模型:

根据 (7) 式中的实证变量选取数据。中美贸易名义顺差由中国对美国出口额和进口额算得。美元兑人名币 (直接标价法) 实际汇率由中美两国C PI指数和名义汇率计算得到, 其中C PI指数是根据两国C PI环比增长率算得, 并以2005年7月为基期;名义汇率由中国人民银行公布的每日中间价算出的月平均值。由于国内收入G D P是季度数据, 不符合数据等频的要求, 因此采用两国的工业生产值同比增长率代替 (美国为A IN D, 中国为C IN D) 。汇率波动变量σ是根据实际汇率 (1) 采用garch (1, 1) 模型计算。以上所有数据来源于中国宏观经济数据库。

(二) 实证检验

1. 数据平稳性检验。

为了保持数据量级的一致性和消除数据的异方差性, 对所有原始数据进行对数处理。除了汇率和汇率变动不具有季节性特征, 需对其他原始数据做X 12季节性调整。对处理后的原始数据进行平稳性检验, 结果如表1所示。结果显示T B和A IN D是平稳序列, 其他序列是一阶单整序列。根据Johansen协整检验理论, 进行协整检验要求两个或两个以上的同阶单整序列。本文中的五个序列并不是同阶单整, 但C IN D、E和σ这三个一阶单整序列可能具有协整关系。考虑到T B和A IN D是平稳序列, 如果三个一阶单整序列能够得到协整关系, 那么这五个序列将可能存在稳定的长期关系。

2. 基于VEC模型的格兰杰因果检验。

根据协整检验可知, 五个变量间存在稳定的长期关系, 因此可以建立V EC模型, 并基于V EC模型进行格兰杰因果检验, 检验结果如表 (6) 所示。检验结果显示, 在5%的置信水平下, A IN D、E和σ并不是T B的格兰杰原因, 而C IN D是T B的格兰杰原因;在联合检验下, A IN D、E、σ和C IN D是T B的格兰杰原因。由此说明, 人民币汇率和汇率波动在并不会引发中美贸易差额的变动, 这意味着中国无法通过汇率操纵来扩大中美贸易顺差;同时, 美国国内收入也不影响中美间的贸易差额。中美间贸易差额变动更多是受到中国自身生产力提高的影响。

3. 脉冲响应和方差分解。

为了更详细深入地刻画解释变量波动对被解释变量的动态影响, 下面用脉冲响应函数和方差分解的方法对中美贸易顺差问题进行探讨。其中, 脉冲响应考量某一变量一个单位标准差的扰动对其他变量影响的动态冲击;方差分解的目的是分析冲击对变量变化的贡献度, 以此评价各类冲击对模型内生变量的相对重要性。

根据上文构建的V EM模型, 考虑贸易、汇率、汇率波动、中国生产能力和美国生产能力等五种冲击对中美贸易顺差的影响。脉冲响应见图 (1) , 方差分解见表 (7) 。

由图1第一幅子图看出, 在短时间内国内生产对中美贸易差额产生显著的正向冲击, 但该冲击在滞后2期后减小, 并在滞后5期后维持较弱的正向冲击;第二幅子图显示, 美国一单位生产标准差的扰动会对中美贸易差额产生较稳定的正向冲击, 但中美贸易差额对该冲击的反应速度较慢, ;第三幅子图显示在短期和中期, 汇率贬值对中美贸易差额的冲击在统计上是不显著的, 但长期会有微弱的负向影响;第四幅子图显示汇率波动会对中美贸易产生微弱的正向影响。总体来看, 中美贸易差额主要受到国内生产和美国生产增长的影响, 受到汇率和汇率波动的影响较弱。

根据表 (7) 的方差分解结果可以知道, 在中美贸易差额走势的波动中, 其自相关性很强。其中, 贸易收支波动是最主要的贡献因素之一。我国生产发展状况对中美贸易顺差的影响显著大于美国经济发展状况所带来的影响, 并且前者的贡献度维持在20%左右, 而后者的贡献度缓慢增长, 并最终维持在8%左右。人民币对美元实际汇率和汇率波动对贸易差额变动的贡献度在短期内都很微弱, 最终两者缓慢增长到8%左右。

从脉冲响应和方差分解结果可以看出, 中美贸易顺差主要是生产驱动的, 特别是中国自身生产力的增长。虽然人民币汇率和汇率波动会对中美贸易差额有一定影响, 但这种影响是较弱的, 并且脉冲响应说明人民币在长期内对贸易差额有微弱的负向作用, 与“贬值扩大顺差”相悖。由此说明中国并不存在所谓的“汇率操纵”以扩大中美贸易顺差。

之所以出现这样的结论, 可能因为以下因素的影响:一是汇率传递率低, 人民币升值时我国出口品的美元价格上升小于人民币升值率, 进口的美国产品人民币价格下降小于人民币升值率;二是美国限制对华出口, 汇率调整的价格效应失去作用;三是受全球宏观经济波动和中美两国经济政策的影响, 比如近几年发生的全球性的金融危机, 美国实施多轮量化宽松货币政策, 以及我国出口退税政策的调整。

五、结论

本文通过实证对中美贸易进行了系统性分析。从协整方程检验结果可以看出, 我国对美国贸易顺差与人民币实际汇率、汇率波动、国内生产和美国生产存在长期成负相关关系。从基于V EM模型的格兰杰因果检验可以看出国内生产是导致中美贸易顺差扩大的主要原因, 而不是人民币贬值和汇率波动;脉冲响应和方差分解印证了格兰杰因果检验的结果, 进一步说明了中美贸易顺差是生产力驱动型, 汇率因素影响较弱。因此我国无法通过“操纵”人民币兑美元汇率来增加贸易顺差。

因此, 单纯的就汇率变动来衡量贸易状况不具有可行性, 中美双方应就完善双边贸易政策和经济状况来改善贸易状况。比如美国需要采取积极的贸易政策, 放宽对华出口的条件, 积极促进对华出口;中国应积极扩大进口, 并扩大我国国内市场内需。同时, 双方应进一步疏通汇率的传导机制, 以有效发挥汇率的价格效应。

注释

人民币汇率时间序列 篇7

国际外汇市场一直处在比较动荡的阶段, 造成对外贸易汇率风险较大, 人民币汇率调整也出现新的变化。对外贸易中小企业在遭受了汇兑损失后, 造成企业自身经营困难和财务亏损。原有汇率机制下出口收汇没有风险的时代已然过去, 所以随着人民币汇率机制改革的基本完成, 对外贸易中小企业要尽快抛弃“外汇汇率固定不变”或“出口不问汇率”的旧模式, 以人民币定价机制为准绳, 时刻保持着汇率变动的风险意识, 预留人民币汇率变化的空间, 同时学会使用风险管理工具, 掌握控制、规避汇率风险的有效手段, 提高应对汇率变化的能力和水平。

二、人民币汇率的现状及面临的挑战

自05年汇改以来人民币对美元已累计升值近百分之三十, 并存在着潜在的挑战。由于境外关于人民币均衡汇率和中国国际收支不平衡, 使得国际市场上产生非理性的人民币升值预期。另外, 虽然人民币汇率在汇改后弹性有所增加, 双向性波动扩大, 但中国仍因人民币汇率缺乏弹性, 正在付出高价进口, 低价出口的国民福利, 牺牲国家的经济增长效率。最后, 国家外汇储备高增长的压力, 也使得人民币面临升值压力。

三、汇率风险

汇率风险是指在持有或运用外汇的经济活动中, 因汇率变动而蒙受经济损失的可能性。国内企业在进口业务中, 可能因为外汇汇率的上升使其人民币的支出成本超出原先的估计而发生损失;在出口业务中, 则可能因为外汇汇率的下降使其人民币的收入低于原先的预计而减少利润甚至发生亏损, 这就是国际贸易活动中的外汇风险。汇率风险产生于不同货币之间的兑换。人民币汇率改革对出口影响的相关研究在一定程度上对我国现阶段的汇率改革起到了积极作用。2005年中国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, 但是, 中国汇率制度改革能否成功仍然有很大的不确定性。

2007年下半年以来, 美国次贷危机的影响逐渐扩大, 由此引起了中国进出口环境的恶化。因此, 继续开展汇率改革对出口影响的研究具有重大的理论价值和现实意义。依据外汇作用对象及表现形式, 外贸企业外汇风险可分为交易风险、经济风险和会计风险等。对外贸易企业在与客户签订合同时应确认结汇时间, 尽早结汇, 提高预付款的比例, 减少汇率变动带来的损失。出口企业对于中远期结汇、产品数量较大、生产周期较长的订单可采用金融衍生工具对冲汇率波动风险, 只要结汇价格高于预期的升值幅度, 就可以成功规避人民币升值的风险。

四、基于人民币汇率定价机制的分析

适用于对外贸易企业规避外汇风险的金融工具主要有远期外汇、外汇掉期、期权、期货等。这些衍生工具都能为企业所用, 在汇率变动的时候锁定企业交易成本。

在直接标价法下, 汇率的上升表示人民币贬值, 反之汇率下降表示人民币升值。, 人民币实际有效汇率波动性对中国进出口的影响是显著的。中国货币当局在关注人民币实际有效汇率水平值的同时, 也应进一步关注其波动性。由于人民币实际有效汇率的水平值和波动性受中国和贸易国名义汇率、价格水平以及外部冲击等多种因素的影响, 难以直接调控, 因此, 中国政策当局应当综合使用汇率政策、利率政策、财税政策等多种调控措施来调节贸易收支, 单纯的汇率政策难以解决中国贸易中的深层次问题。

外汇期权是套期保值的重要选择, 期权的好处在于风险限制特性不需要面临巨大的风险敞口, 既可以享受到现货市场的价格有利的变动, 又可以规避现货市场价格不利的变动, 但却需要企业付出期权费成本。所以在企业资金充裕、外汇市场情况不明晰的情况下, 外贸企业适合选择货币期权进行套期保值。如果是通过场外交易进行, 交易方可以根据公司的特殊外汇风险敞口确定期权的执行价格和日期。

五、规避人民币汇率风险的对策

由于汇率变动对贸易增长的影响不大, 在国家宏观汇率政策框架内, 各企业应根据自身的特点, 积极调整产业结构, 有效地规避汇率风险。对外贸易企业可针对自身现状和需要选择适合的结算方式, 尽量及时付清结款。在人民币汇率有升值预期时, 可多使用预付货款进行结算, 使用赊销结算对出口商而言, 当人民币汇率有升值预期时, 应尽量少用, 以便尽早收汇;当汇率有贬值预期时, 可多用赊销结算, 延迟收汇。同时, 企业要不断创新, 使自己的产品更加完善, 与高端产品挂钩, 这样在获取利益的同时也为企业未来的发展奠定基础。

现在国内基本只用人民币来结算, 然而对于外贸企业适当的增加其他结算币种是非常必要的。现在对外贸易使用较多的是美元, 在目前美元疲软的情况下, 以非美元作为结算货币的外贸合同成为国际贸易的选择之一。对外贸易企业需要预备对汇率变化的防范措施, 通过对其他经营方面分析, 把握汇率的变化趋势, 并时刻关注我国人民币的升降可能性, 结合所有问题来选择交易时的交易方式。

出口企业应学会分析国际金融市场动态, 密切关注人民币对汇率中间价的变化, 提前做好预算;对外签约时应注意尽量使用多种货币进行计价结算, 在签订出口合同时, 尽量选择汇率趋于上升的货币计价, 而在签订进口合同时, 尽量选择汇率趋于下跌的货币计价;改变合同与订单签订计划, 采取缩小订购合同时限、分期多次签订合同的方式, 建立长远的业务伙伴合作关系, 以达到规避汇率风险的目的。并非所有的企业都会面临汇率风险, 只是其存在于交易中的一种货币转换风险。其实汇率风险并不可怕, 只要我们不断加强汇率风险的学习, 了解并熟悉更多规避汇率风险的方法, 及时采取有效措施提高企业在国际市场中的竞争力和发展潜力。切实做好自己的企业, 结合自己国家的人民币定价机制, 合理的掌握和运用汇率带来的优势, 化危机为机遇。

摘要：贸易的国际化带来了一系列对外贸易风险, 其中汇率风险占主导因素。人民币汇率波动对进出口、结售汇等贸易有较大影响, 为了避免出口交易过程中因汇率波动带来的损失或不定性, 本文基于对人民币汇率的定价机制分析, 探讨对外贸易中小企业怎样规避汇率风险。

关键词：规避汇率风险,定价机制,对外贸易,人民币汇率

参考文献

[1]程峰.解析人民币实际汇率的决定机制——基于巴拉萨-萨缪尔森效应的理论分析[J].上海金融, 2008, (15)

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

[3]陶永诚, 钟杰.人民币汇率、外部需求对我国出口影响的实证分析[J].南方金融2010, (8)