外汇经验十篇-欧洲杯买球平台

外汇经验篇1

1979年以前，我国依据“量入为出，以收定支，收支平衡，略有节余”的原则，实行高度集中的行政手段管理为主的统收统支的外汇管理体制，外汇储备数额每年基本在5亿美元左右。随着我国对外开放程度不断提高，利用外资的规模不断扩大，出口贸易多年保持顺差，外汇储备不断增加。1996年我国外汇储备规模突破1000亿美元大关，2001年突破2000亿美元，2002年突破4000亿美元，2004年达到6099亿美元，2005年全年国家外汇储备达到了8188亿美元，2006年10月我国的外汇储备超过了一万亿美元，最新数据2007年9月显示我国的外汇储备已经达到了14336亿美元。持有如此巨额外汇储备，机会成本巨大。因此，在充分考虑我国外汇储备的流动性和安全性的同时，提高外汇储备资产管理的经济效益和资产回报率已成当前最值得关注的问题。

2国际外汇储备资产管理的成功经验

2.1日本

1993年末日本外汇储备达956亿美元,首次超过美国,居世界第一,此后至2006年2月底,日本长期位居世界外汇储备第一。到2006年11月底,日本外汇储备仍高达8969.49亿美元,其中外国证券7509.89亿美元,外汇存款1249.56亿美元,黄金储备159.11亿美元。从实际情况看,巨额外汇储备不仅没有给日本经济造成负面影响,反而带来了较好的投资回报。2005财政年度,日本外汇储备海外证券投资收益达788.79亿美元。日本的外汇储备管理由财务省负责,财务省主要通过日本银行的外汇资产特别账户进行储备管理,日本银行按照财务省制定的目标和决策对储备进行日常管理。针对日本外汇储备增加的主要途径,日本银行把大量买入美元改为大量卖出美元。为了避免大量美元被抛进外汇市场导致美元暴跌,日本采取既控制外汇储备规模、减少过剩外汇储备,又避免冲击美国经济引起美元暴跌的措施。为此,日本银行利用发展中国家特别是中国和“四小龙”迅速增加外汇储备的有利时机,在2004年第一季度大规模买入美元的市场干预急刹车之后,已快有两年未进行买入美元的市场干预了。2004年,中国和“四小龙”第一季度外汇储备增加了2603亿美元,约相当于日本银行第一季度美元买入额的2.3倍多；2005年，中国外汇储备又增加2089亿美元。由于中国和“四小龙”迅速增加的外汇储备足以抬高美元汇率、遏制日元升值的势头,日本银行就见机行事,及时停止了大规模买入美元的市场操作。

2.2新加坡

新加坡的外汇储备管理体系，是由财政部主导或财政部和中央银行共同主导，由政府所属的投资管理公司进行积极的外汇储备管理的多层次储备管理体系。所谓外汇储备的积极管理，就是在满足储备资产必要流动性和安全性的前提下，多余储备则单独成立专门的投资机构拓展储备投资渠道，延长储备资产投资期限，以提高外汇储备投资收益水平。新加坡的外汇储备管理采用的是财政部主导下的gic temasek mas体制。20世纪70年代以来，由于新加坡经济增长强劲、储蓄率高以及鼓励节俭的财政政策，新加坡外汇储备不断增加。

新加坡金融管理局(mas)即新加坡的中央银行，是根据1970年《新加坡金融管理局法》于1971年7月1日成立的。mas持有外汇储备中的货币资产，主要用于干预外汇市场和作为发行货币的保证。新加坡外汇储备积极管理的部分，由新加坡政府投资公司(gic)和淡马锡控股负责。1981年5月新加坡政府投资公司(gic)成立。gic主要负责固定收入证券、房地产和私人股票投资。它的投资是多元化的资产组合，主要追求所管理的外汇储备的保值增值和长期回报。其投资领域除了美、欧政府债券之外，也投资于股票、房地产以及直接投资，目前管理的外汇储备资金超过1000亿美元，规模位居世界最大基金管理公司之列。

淡马锡控股是另外一家介入新加坡外汇储备积极管理的企业。淡马锡原本负责对新加坡国有企业进行控股管理，从20世纪90年代开始，淡马锡利用外汇储备投资于国际金融和高科技产业，至今公司资产市值达到1003亿新元。淡马锡的主要职能是对本国战略性产业进行控股管理的同时，提升新加坡企业的盈利水平和长期竞争力。淡马锡的投资原本主要在新加坡，但由于新加坡地理和市场空间狭小，因此从20世纪90年代后期开始，淡马锡已经开始调整投资结构，大规模投资国外金融、高新技术行业。

2.3挪威

挪威外汇储备的管理采取的是财政部和挪威央行联合主导下的挪威银行投资管理公司加挪威银行货币政策委员会的市场操作部体制，挪威也实行外汇储备积极管理的战略。挪威是世界第三大石油净出口国，随着石油收入的快速增长，挪威于1990年建立了政府石油基金，外汇储备的积极管理被提到议事日程上来，财政部对石油基金的管理负责。挪威银行于1990年开始对外汇储备实施多层次管理,以全部外汇储备建立了货币市场组合、投资组合以及缓冲组合。其中,货币市场组合以高流动性的国内货币市场工具投资,满易性和预防性需求；投资组合以全球配置的权益工具和固定收益工具投资,满足盈利性需求；缓冲组合,也就是政府养老基金,以油气资源导致中央政府现金流入为资金来源,通过积极的海外投资满足发展性需求。并且,外汇储备资产可以根据货币政策、汇率政策以及国内经济形势需要,在货币市场组合与投资组合之间划转。截至2006年9月，投资组合、货币市场组合、缓冲组合在挪威外汇储备中所占的比例分别为94.8%、3.58%、1.61%。其中投资组合是全部外汇储备组合投资的主体,投资涉及42个发达国家和发展中国家经济体。

2.4中国香港

香港外汇基金成立于1992年，目前规模已超过一万亿港元。据统计，从1993年到2004年，香港外汇基金的复合年度回报率为6.7%，总体上取得了较好收益。外汇基金运作的目标是保障资本长期购买力，维持货币和金融稳定。外汇基金的具体运作包括以下几个方面:首先，外汇基金的机构控制与人员管理。根据《外汇基金条例》规定，财政司司长掌握基金控制权，但行使权力时必须首先咨询外汇基金咨询委员会，具体运作授权于财政司司长委任的金融管理专员。其次，确定合理的投资组合政策、投资基准和专业的投资管理团队。①外汇基金分为支持组合和投资组合两个不同组合来管理，支持组合主要持有为基础货币提供足够支持的流通性极高的美元证券，投资组合则主要投资于经合组织(oecd)的债券和股票市场以保证资产长期购买力。②投资基准规定了外汇基金对各国资产类别的投资比重及货币分配。一般来说，外汇基金资产的77%分配于债券，其它为股票及有关投资。货币方面，88%分配于美元区，12%为其它货币。由于金融环境的变化及市场的波动，投资基准会被定期修正以规避风险和实现收益最大化。③投资组合中的证券组合由金融管理局管理，而金管局通过外聘基金经理来负责具体的投资工作。外聘的基金经理主要分布于13个世界金融中心，管理部门通过增加雇用基金经理的数目和类型，以使投资分散于不同市场和资产类别。这些投资资产主要存放于几个主要的全球托管人那里。再次，风险管理。外汇基金内设风险管理及监察处，负责选定投资基准，并对市场、价格、信贷等风险及外聘基金经理的投资组合与个人绩效作出评估。我国香港的经验告诉我们，外汇基金通过外聘基金经理，在风险允许的条件下，可以充分利用他们的投资知识和经验，达到事半功倍的效果。

3借鉴及启示

3.1中国外汇储备的币种结构要多元化

据估计，我国外汇储备总余额的70%左右为美元资产，20%左右为欧元资产，其余是包括英镑、日元和韩元在内的其他货币资产。外汇储备的币种结构过于单一，主要还是以美元资产为主。

日本的经验值得我们借鉴。美元将以缓慢的速度温和贬值。美元的贬值预期将使我们以美元为主要组成部分的外汇储备遭受资本损失，这构成了我们在储备增量中减持美元的基本动机。另一方面，欧元区经济复苏进程依然脆弱，而日本经济尽管消费疲弱，但自2002年2月开始的增长周期已经进入第58个月。虽然对各个货币区经济进行准确预测是十分困难的，但是在照顾国际贸易构成和尽量减少汇率风险之间进行权衡，我国必须逐步实现外汇储备的币种结构多元化，逐步减少美元储备比重，增持欧元、日元，以及韩元、澳元、新加坡元等，藉以实现外汇储备的多币种配置。

3.2中国外汇储备的资产结构要多元化

目前我国的外汇储备多为美国国债、住房抵押贷款担保证券和高投资级别的公司债券等，这些债券资产虽然具有较高的安全性和良好的流动性，但其提供的收益率普遍偏低。外汇储备积极管理的基本目标是要获取较高的投资回报,以保证储备资产购买力的稳定。我们可以从以下四个方面进行资产的配置。

（1）在保证国家能源安全战略的背景下积极地投资于非洲、拉美和中亚等的资源性项目。直接投资于这些项目比建立石油储备在稳定能源价格和国家安全方面更加有效。

（2）增加黄金储备的份额。我国的黄金储备自2002年以来，一直维持在1929万盎司的水平。2003年以来国际金价从200多美元大涨至600多美元，在金价大幅上涨和美元贬值的背景下，增持黄金储备对于外汇储备的保值增值具有积极意义。

（3）在逐步开放资本项目管制和先期“藏汇于民”政策背景下，鼓励资本流出，进一步扩大民间持汇，一方面民间持有的部分外汇不会形成央行“外汇占款”对应的本币投放；另一方面，这也可以分散央行美元资产的汇率风险。

（4）在国际经济一体化背景下积极参与国际分工，“支持企业走出去”，支持社保基金、商业银行和工商企业等实体投资于国内外企业股权。股权投资具有比债权投资更高的收益率，当然更高的收益率对应着更高的风险，不过我们可以通过建立一定的风险分担机制来锁定央行承担风险的份额。

参考文献

［1］荣立予.从体制改革入手改革中国外汇储备管理［j］.山西金融,2002,(1).

［2］关路.关于我国外汇储备管理的研究［j］.长春理工大学学报,2003,(9).

［3］吴念鲁.我国外汇储备管理的探讨［j］.国际金融研究,2003,(7).

［4］胡庆.完善我国外汇储备管理的建议［j］.西南金融,2004,(4).

［5］王洪升.石油储备:能源安全的防火墙［j］.新安全,2006,(3).

［6］郭晓峰.中国外汇储备结构管理之探讨［j］.甘肃联合大学学报,2006,(12).

［7］闫屹,李静.从外国经验看我国巨额外汇储备的积极管理［j］.金融论坛，2007，（3）.

［8］高震.国际外汇管理经验的借鉴［j］.山西财税，2007，（7）.

外汇经验篇2

关键词：外汇市场远期汇率国外经验

一、韩国离岸远期汇率市场

1、韩国离岸ndf市场的发展历程简介

韩元离岸衍生品交易开始于1996年，当时韩国国内已有以实需为原则的韩元远期交易，但由于资本管制、汇率制度等的方面原因，相关交易并不活跃。随着外汇交易自由化改革的不断深入，韩国的境内金融机构和非居民于1999年4月获许投资韩元离岸ndf交易，这意味着韩元的离岸ndf市场通过韩国银行与韩国国内的外汇远期、即期交易实现了融通，韩元离岸市场的交易量开始迅猛增长，离岸ndf汇率对在岸即期汇率的影响日益明显。

2003年9月之后，由于美国奉行弱势美元政策，导致韩元面临较大的升值压力。韩国政府为了应对这一危机，对外汇市场进行了强势干预，韩元在岸汇率持续走低。与之相对应，基于对韩元升值的预期，离岸远期汇率一路走高，且韩国国内银行与非居民之间的日均交易量较2002年增加一倍、猛增至13.4亿元。2004年初，针对离岸市场的过度投机和外汇市场的激烈震荡，韩国政府采取了一系列措施限制国内银行参与韩元离岸市场交易，防止了过度购入离岸美元导致韩元在离岸市场汇率进一步走高。2004年2月以后，随着韩元升值预期的减弱，国外投资者的投机意愿大幅降低，韩国政府开始逐步放松并于当年4月最终取消了相关限制措施。目前，韩元ndf是全球交易量最大、市场深度最好的离岸远期投资品种之一。

2、韩国发展离岸远期汇率市场的经验

（1）市场化程度最高的ndf市场主导货币定价权。通常认为，离岸ndf市场是货币不可自由兑换、资本项目未放开的产物，例如澳大利亚在推行金融自由化后，澳元离岸ndf市场在8个月内就消失了，但韩国在推行金融自由化和资本项目可兑换后，离岸ndf市场和离岸ndf汇率仍然存在，并在价格发现中起到很重要的作用。究其原因，一方面由于韩国的资本开放仍不完全、政府对韩元汇率有一定干预；另一方面ndf市场参与者以国际游资为主，投机和套利动机很强，市场对信息的消化和传递都非常快，保证了ndf市场成为引领在岸即期汇率的信号市场，对韩元即期汇率产生重要影响。

（2）对境内机构开放ndf市场，有利于离岸远期汇率价格发现信息的传递。从韩国1999年对境内开放ndf市场的效果看，有效地将国际上韩元的价格信息传递到国内市场，起到了融通国内外市场的作用。chung(2000)研究发现，随着离岸韩元ndf市场对国内的开放，离岸交易量的不断上升，在岸市场的流动性也显著增强，离岸市场的信息能更为迅速和有效地传递到即期市场；rhee(2005)也得到了类似的结论，发现自韩国离岸市场放开后，韩元离岸远期市场对韩元/美元的影响力越来越强。

（3）发展离岸远期汇率市场长期不会对即期市场产生负面影响，但短期内却容易导致即期市场的剧烈震荡。根据rhee(2005)的统计（见表1），韩元汇率自由浮动后，即期汇率的日间波动大约是汇率自由浮动之前的两倍，但如果以1999年韩国国内远期外汇交易放开实需要求、允许境内机构参与ndf交易为界，长期并无显著变动证明外汇市场的波动性增大。然而从短期来看，2003年底至2004年初，市场对韩元的升值预期与韩国政府的稳定汇率形成强烈冲突，离岸市场成为国际热钱投机的重要工具，并经韩国银行传递至国内，造成韩元境内即期市场的动荡，成为市场不稳定的源头。

二、日本离岸远期汇率市场

1、日本离岸衍生品市场的发展情况

（1）日元离岸市场发展情况的简介

从日元衍生品发展历程看，自20世纪70年代日本开始推行资本项目自由化起，日元即进入国际市场，但由于当时日本的外汇管制还较严，交易量较小，日元境外存量仅为300亿美元。随着20世纪80年代日元国际化的推进，日元离岸远期汇率交易规模开始不断扩大，1984年日本进一步开放资本项目、取消远期外汇交易的实需原则和1985年日元汇率开始自由浮动，对离岸日元交易的发展起到了很大的促进作用。1986至1989年日本政府进行了一系列金融自由化改革，内容包括设立东京离岸市场、国外金融远期交易（私人账户）自由化、国外金融期货（私人帐户）自由化、居民国外存款自由化等，有效提高了日元的国际化程度，日元离岸市场开始蓬勃发展，据国际清算银行统计，2010年日元外汇交易72%发生在离岸市场。

（2）东京离岸市场（japan offshore market，jom）的设立

东京离岸市场是日元国际化的一项重要措施，成立于1986年12月1日，开业时经大藏省批准，共有181家外汇银行参加，成立的主要目的是吸引在欧洲交易的欧洲日元。东京离岸市场自开设后发展迅速，到1988年年底余额已超过纽约、香港和新加坡，成为位列伦敦之后的第二大离岸市场。根据日本大藏省统计，截至2008年4月底，jom市场余额为63.8万亿日元。

（3）日元离岸远期汇率信息向在岸即期的传导机制

在20世纪80年代以前，日本国内有着严格的外汇管制措施，离岸市场的日元衍生品汇率对在岸即期汇率影响较弱。随着日本推行金融自由化和货币国际化之后，虽然日本依然奉行在岸市场、离岸市场严格分离的原则，希望减少国际市场对在岸市场的影响，但由于金融自由化改革使这种分离变得毫无意义。日元离岸资金大规模借道香港市场迂回流回日本本国，据测算，日元离岸资金流回国内的比例占东京离岸市场资金总量的55%以上。由于日元存在实际上从离岸市场流入日本在岸市场的渠道，导致离岸市场与在岸市场之间存在套利通道，在岸市场的利率和汇率变动与离岸市场相关度很高。在1998年废除日元管制后，日元外汇市场成为全球最自由的市场之一，离岸外汇市场和在岸外汇市场进一步融合。

2、日元国际化过程中的外汇远期市场冲击

日元在岸远期外汇开创于1950年，采取严格的管理措施，远期交易必须以实需为原则，保证了日本市场的稳定运行，为日本积累外汇储备、改善国际收支、抑制投机和稳定汇率起到了很重要的作用。1970年，日本成为贸易顺差国，自此美日之间贸易摩擦不断升级，日元面临很大的升值压力。1984年4月，在日本国内金融体制尚较为封闭和落后的前提下，日本废止了远期外汇交易的实需原则，5月取消了日元兑换限制。金融自由化措施在日元升值的背景下，对日元远期市场发展起到了很大的促进作用，大量的投机资本通过各种渠道涌入日元离岸衍生品市场豪赌日元升值，日元衍生品日交易量在1984年5月底至10月中旬5个月的时间里，由2700亿日元剧增至15000亿日元，并在1986年达到至52000亿日元。在远期市场的疯狂炒作下，日元即期汇率不断升值，在1986年4月突破1美元兑160日元，1987年1月升值到150日元，并最高达到1美元兑79日元，远远超过了实体经济的承受能力，日元流动性泛滥，制造业转移境外，最终导致了金融体系的崩溃和经济陷入长期停滞。

3、日本发展离岸远期汇率市场的经验

（1）离岸远期汇率市场功能的发挥，有赖于离岸市场广度和深度的加强。随着日元国际化的推行，特别是在东京离岸市场建立之后，离岸日元规模开始急剧放大，对日元的定价功能也越来越显著。从学者研究的结果来看，日元离岸外汇市场由于交易量、市场自由度均高于在岸市场，离岸远期汇率在日元的价格发现中起到主要作用。因此，在国内市场存在外汇管制的情况下，离岸市场是否能真正发挥价格发现功能，取决于市场规模大小和交易自由化程度。

（2）加强离岸市场与在岸市场之间的联系，有利于离岸市场价格发现功能与在岸市场之间的传导。从日本金融自由化有利的一面来看，在日本在岸市场与离岸市场存在持续的资金流动后，离岸市场对汇率的价格发现通过一定资金流动能传递到在岸市场上，有效促进在岸市场汇率向市场化方向发展。

（3）在货币存在升值预期时，离岸外汇市场有可能对在岸市场造成致命冲击。从日本离岸市场远期汇率对在岸市场的冲击可以发现，在存在升值预期的情况下，如果贸然向境外开放外汇市场、放松对外汇交易实需原则的要求，投机资本会大量涌入，而离岸远期在游资的操作下会对进一步加剧这一趋势，最终导致在岸金融市场的混乱。

三、政策建议

综上所述，为了进一步发挥人民币离岸远期市场功能，稳步推进境内人民币汇率市场化改革，避免汇率风险给我国经济带来的严重冲击，提出如下建议：

1、扩大香港人民币远期的交易规模，促进香港人民币远期市场的发展。一是加大培育香港人民币离岸市场力度，当前由于香港人民币离岸市场规模较小，造成离岸远期汇率的稳定性不强、极易受到国际游资的炒作和控制，因此扩大香港人民币离岸市场规模是保证离岸外汇交易稳定性的基础；二是鼓励更多的市场交易者参与香港离岸人民币远期市场，增加市场的流动性；三是丰富外汇衍生品品种，加快人民币离岸掉期、期货等外汇衍生品的开发，增加离岸外汇远期市场的广度和深度。

2、逐步放松国内投资者进入离岸ndf市场的管制，进一步畅通境外离岸市场对人民币汇率的价格发现传导渠道。在目前资本项目尚存在管制、境内机构直接进入香港离岸人民币远期市场可行性较低的情况下，建议适机放开对境内机构进入人民币离岸ndf市场的限制，充分发挥离岸ndf市场在价格发现上的优势，在风险可控的前提下建立离岸市场与在岸市场之间价格信息的传导渠道。

3、有序推进人民币离岸远期汇率市场与在岸即期汇率市场之间价格信息传导渠道的建立，把握开放汇率市场的节奏，不宜贸然放开境内外汇交易的实需原则，防范汇率冲击风险。

参考文献：

[1]陈蓉,杨伟,郑振龙:韩圆ndf市场发展的深层思考及对我国的经验借鉴.财经问题研究,2009.7

[2]陈晖:日元国际化的经验与教训.北京:社会科学文献出版社,2011

[3]李晓,上川孝夫:人民币、日元与亚洲货币合作-中日学者的对话.北京:清华大学出版社,2010

[4]郑振龙,陈蓉,陈淼鑫,邓戈威:外汇衍生市场：国际经验与借鉴.北京:科学出版社,2008

[5]chung j,yang:foreign exchange market liberalization:the case of korea .korea institute for international economic policy working papers,2000

外汇经验篇3

一共四种卷子，发给我的是经济金融，我扫了一遍，基本上全是国际金融的题，完全是我的弱项。想第一个名词解释，死活编不出来，就叫了监考，“我的专业是计量经济学，您这有计量经济学的卷子吗？”他答道：“你就做这个就成了，我们还有专业测试，不用担心。”态度还算不错。没办法只好胡编乱造，心想，重在参与嘛！

下午还要考英语口语，中午居然不给饭，这也更坚定了我放弃考试的决心，因为下午有我期盼已久的人保。其实这个本来就是意外的，公务员就是抱着凑热闹的心态，没想到一不留神考高了。写一下今天的试题，也算是没白去。

一共五种题型，跟平常的期末考试差不多。

一、名词解释（4*5=20）

1铸币税 2gdp缩减指数 3有效汇率 4最优外汇区 5格雷欣法则（这个可能记不太清，因为根本没听说过）

二、填空题（1*8=8）

三、单选题（1*10=10）

四、简答题（8*4=32）

1。简述中国人民银行对冲外汇什么增加的主要操作工具

2。简述人民币汇率变化对中国经济的影响

3。简述四个宏观调控目标之间的关系

4。简述科学发展观的内涵

五、论述题（15*2=30）

1。分析中国持续国际收支顺差的原因，并谈谈你对促进中国国际收支平衡的看法。

2。分析最近美元汇率贬值的原因及影响

虽然体检名单还没出来，但是偶基本上已经挂掉了。偶也清楚，当时面得不是很好。挺可惜的，特别喜欢这个职位，想去做一个数理金融方面的技术工作，毕竟人际交往偶既不擅长也不感兴趣。版面上面有一个去年的面试帖子，偶在面之前也参考了一下，但是和偶的面试很不一样，所以现在把偶的发一下，让明年的弟弟妹妹们参考吧。

我是16号下午的面试。16号凌晨1点才上床睡觉，早上5点就起来，然后在寝室准备了一下，骑车去了一个偶带课的学校给偶的学生们上了四节《商业银行经营管理》，中午十一点多下课之后直奔五道口，吃了一个煎饼就上了城铁。一点钟到了平安大厦。然后就等了一会，因为面试官休息，而且上午还有几个没面完，所以推到下午。轮到偶的时候大概三点。进入那个二组的小屋，里面六位面试官，中间那个不怒自威，偶心里非常怕。

外汇经验篇4

内容摘要:本文利用我国2000-2009年的月度数据,讨论了我国短期内货币供给量、外汇储备和人民币兑美元汇率的相互关系。结果表明,长期内外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由,货币供给量与外汇储备不存在granger因果关系。

关键词:货币供给 外汇储备 人民币汇率 协整检验 granger因果检验

汇率对一国经济健康发展起着至关重要的作用,外汇市场的表现也越来越受到各国货币当局的关注,因为汇率不仅是一国货币政策的传导途径,同时也是一国发生货币危机的导火索。目前,我国自2005年7月21日人民币汇率制度改革以来,人民币汇率总体呈现上升走势,到2009年7月22日,四年来人民币对美元汇率已累积升值21%,但国际社会依然要求人民币汇率升值的呼声很高,处理不当可能会导致经济内外失衡,同时贸易摩擦加剧。

文献回顾

关于人民币汇率问题的研究,主要有以下两个方面。

第一个方面侧重研究汇率水平问题,即人民币均衡汇率水平,是人民币汇率水平被高估还是低估、低估多少的论证基础,也是支持升值和反对升值论的论证基础。robert mundell(2005)认为不管中国面临的贸易争端有多么激烈,中国都应该保持人民币汇率稳定,他甚至认为在未来20年内人民币盯住美元的政策都应保持不变。而日本金融学家、首相智囊黑田东彦(2005)则认为人民币应当缓慢升值。国内学者施建淮(2005)、范从来(2004)、张斌(2003)、林伯强(2002)、张晓朴(1999)等通过相关计量模型对人民币汇率的均衡水平进行了估算和探讨。值得注意的是光(2005)深入系统的研究了人民币汇率问题的宏观经济背景和汇率升值的成本收益问题,指出由于内外经济失衡和持续双顺差的持续可贸易品部门和劳动生产率等一系列原因造成升值压力,在对升值的成本收益作出分析的同时,并对升值方式和对策选择提出了一些建议。

另一个方面侧重研究汇率的形成机制问题,即在开放经济条件下,不同的汇率体制对宏观经济的内外平衡问题和经济的安全运行等问题的影响。一些国外学者在东南亚金融危机之后对国际汇率进行了考察,尤其是对危机国家汇率制度的改变考察后认为,各国的汇率制度有向两极发展的趋势,即要么实行货币局一类的固定汇率制,要么放弃盯住而改为浮动汇率制,持这一观点的主要代表人物有艾肯格林(1999)、费雪(2001)和爱德华兹(2001)等人。国内学者在论证人民币应该放弃僵滞型的盯住美元,实行有治理的浮动时,或多或少都受汇率制度“两极化”的影响。如王学武(2000)、丁建平(2002)等人都认为人民币汇率的改革应考虑这一国际汇率制度发展趋势。

但以上研究主要集中在人民币汇率水平和汇率形成机制上,其中更以汇率水平为甚。而短期内关于我国货币供应量、外汇储备是否对人民币兑美元汇率产生影响的分析较少,本文正是这一方面阐述的。

实证分析

本文主要分析货币政策中介目标货币供应量、外汇储备短期内与人民币兑美元汇率之间的相互关系,数据来源于中国人民银行统计数据库,数据选择期间为2000年1月到2009年12月,共计10年120个样本。采用的方法主要是granger因果关系检验。在进行granger 因果关系检验前,需要对数据进行时间序列平稳性检验和协整检验。本节有关计算都由计量经济软件eviews5.0完成。

(一) 时间序列平稳性检验

时间序列平稳性检验的目的是排除时间序列回归相关变量之间的伪回归现象。此处采用的是adf(augmented dickey - fuller) 检验,实际上就是在零假设h0:ρ=0(ri为一阶单整序列)下对下面的方程进行最小二乘回归。

下文用lnm2、lnm1、lnm0、lnfer、lner分别表示m2、m1、m0、fer、er的月增长幅度。用δln m2、δln m1、δln m0、δlnfer、δlner分别表示m2、m1、m0、fer、er的一阶差分,即这些变量的月增减值。(foreign exchange reserves:外汇储备exchange rate:汇率)其中m2为广义货币量、m1为狭义货币量、m0为流通中的现金、fer为外汇储备、er为人民币兑美元汇率。对ln m2、ln m1、ln m0、lnfer、lner以及各自的差分进行adf 检验的结果见表1。

从表1 中的adf 检验结果来看, m2、m1、m0、fer、er在5 %的显著水平下都是不平稳的;对er进行一阶差分或取对数后一阶差分,得到δlner,对其余进行二阶差分或取对数后二阶差分,得到d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer),再对其进行单位根adf 检验,其adf 检验统计量均小于显著性水平1%的临界值,拒绝原假设,表明至少可以在99%的置信水平下拒绝原假设,差分序列d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer)、δlner均不存在单位根,为平稳时间序列。因此, m2、m1、m0、fer、er这5 个序列具有相同的单整阶数,均为二阶单整i(2) 过程。

(二)协整检验

由于变量d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer)、δlner都通过了单位根检验,是单整变量,所以可以对这些变量再进行协整检验。在对变量ln m2、ln m1、ln m0、lnfer、lner做单位根检验时采用的差分方法,会使变量之间的长期关系的信息丢失,协整检验目的是判定两变量之间是否存在着长期的经济联系。如果两个变量通过了协整检验,我们就说其间存在着长期的经济联系。对单整变量进行协整检验的方法很多,有菲利普斯- 配荣(philips - perron)pp 方法的zt 统计量和zρ统计量、adf 检验的t - 统计量,johansen检验等。本文采用johansen协整检验方法,检验结果见表2。

从表2 johansen 协整检验的结果看, 变量d(δln m2)、d(δln m1)、d(δln m0)、d(δlnfer)和d(δlner)之间都以5%的显著水平存在着长期均衡关系,这意味着各变量之间存在着长期相互作用。

(三)granger因果关系检验

短期内我国货币供应量、外汇储备是否与人民币兑美元汇率产生相互作用。此处采用granger因果关系检验来判别变量之间的相互作用关系。其检验结果如表3所示。

granger因果关系检验的结果表明:

1.在滞后期为2时,外汇储备自然对数二阶差分的变动不是引起人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动的概率是0.39366,随着滞后期为6和12时,这一概率分别上升为0.52702和0.67309,可见,外汇储备在短期内对人民币兑美元汇率具有一定的影响,长期来看这一影响在不断弱化,由此可知长期来看我国外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由。与此相反,在滞后期为2时,人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动不是引起外汇储备自然对数二阶差分的变动的概率是0.102,短期内人民币兑美元汇率的变动对外汇储备具有显著影响,但长期来看这一影响同样也在不断弱化。

2.从货币供给量角度来看,在滞后期为6时,广义货币供给量自然对数二阶差分的变动不是引起人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动的的概率是0.34284,而人民币兑美元汇率自然对数二阶差分的变动却是广义货币供给量自然对数二阶差分的变动的granger成因;在滞后期为4时,狭义货币供给量与人民币兑美元汇率的granger成因同广义货币供给量与人民币兑美元汇率的granger成因正好相反;在滞后期为1时,流通中现金与人民币兑美元汇率互不为granger因果关系。这些结论清楚的表明, 短期内狭义货币供给量引起人民币兑美元汇率的变动,人民币兑美元汇率又引起广义货币供给量的变动,流通中现金不受汇率影响。

3.同样,由表3可知,广义货币供给量与外汇储备互不存在granger因果关系,广义货币供给量与狭义货币供给量互为granger因果关系。

结论与对策分析

本文通过搜集短期内货币供给量、外汇储备和人民币兑美元汇率的相关数据,运用了经济计量学的有关方法对这些数据进行了平稳性检验、协整检验和有关变量之间的granger 因果关系检验。各变量自然对数的二阶差分都是平稳的,说明一定时期范围内相互间存在着经济联系。对变量自然对数的二阶差分做granger 因果关系检验,得出了以下结论:

(一)结论

短期内人民币兑美元汇率的估值对外汇储备具有显著影响,但长期来看外汇储备的增加并不是导致人民币兑美元汇率升值的理由,改革开放30多年来我国积累的巨额外汇储备更多来自于非汇率因素。

短期内,流通中现金与人民币兑美元汇率互不为granger因果关系,但狭义货币供给量会引起人民币兑美元汇率的变动,人民币兑美元汇率又引起广义货币供给量的变动,随着我国汇率机制的完善,外汇市场作为我国货币政策传导渠道是有效的,但也必须认识到这种效率在长期是有限的。

货币供给量与外汇储备不存在granger因果关系,我国的货币政策对外汇储备不会产生直接影响,致使我国货币政策在公开市场业务一定范围内是无效的,这也合理的解释了中国人民银行发行大量基础货币吸收外汇,结果却是给实体经济和虚拟经济注入了过多流动性的事实。

(二)对策

基于以上分析,本文提出以下对策:

在短期内,货币当局或政府机构可以通过货币供给量的调整来影响汇率,促进我国经济内外平衡和外汇市场的健康发展;但从长期来看,这些政策在一定范围内将会失效,其结果不仅会提高通货膨胀的预期水平,同时也使宏观调控陷入困境。因此,应适度控制广义货币供给量,使其保持在一个稳定的增长水平;人民币兑美元的实际汇率应该最终由两国的价格水平、经济增长率和利率的差异来决定,减少人为的干预。

参考文献:

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3.安辉,黄万阳.人民币汇率水平和波动对国际贸易的影响:基于中美和中日贸易的实证分析.金融研究,2009(10)

4.吕剑.人民币均衡汇率错位对进出口的影响:基于协整理论和二元选择模型的实证分析.当代经济科学,2007(2)

5.光.人民币汇率问题:升值及其成本-收益分析.经济研究,2005(5)

作者简介:

外汇经验篇5

关键词：非均衡 外汇资源配置效率 人民币汇率 对外贸易差额

瓦尔拉斯一般均衡是当整个经济的价格体系使市场上所有商品供求都相等时达到的均衡。此时具有以下特征：市场完全出清；价格是唯一使市场出清的自变量；达到帕累托最优，所有市场交易者的效用达到最大化。与其相对应的市场非均衡是市场不完善情况下的供求不相等即市场不能出清的现象。基于瓦尔拉斯一般均衡理论，本文首先分析我国外汇市场的现状，判断我国外汇市场是否达到均衡，在此背景下对外汇资源配置效率进行实证分析。

一、我国外汇市场非均衡的现状分析

（一）外汇储备规模

外汇储备的规模是度量我国外汇市场均衡与否的重要指标。2000年后，储备规模呈现迅猛的增长趋势。2004年之后增长幅度有增无减。2007年增加4619.05亿美元。2008年增加4178亿美元。2009年我国外汇储备为23991.52亿美元。2011年已突破3万亿美元。我国外汇储备大规模增长已经远超过适度外汇规模要求。

（二）人民币汇率的形成机制

1994年汇改后我国实行以市场供求为基础的、单一的有管理的浮动汇率制度。2005年开始实行以市场供求为基础、一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。汇率受到中央银行对外汇市场的或明或暗的干预，以达到汇率稳定的金融调控目标。中央银行参与公开市场交易，抵补市场买卖差额，影响汇率生成。

（三）外汇市场交易主体的效用

我国外汇市场的主要交易主体有中央银行、外汇银行、企业和个人。中央银行入市干预，被动地成为最大交易主体，中长期来看这不利于外汇市场效率的提高。2008年8月前我国实行强制结售汇制度，增加了用汇成本，未达到效用最大化。外汇指定银行主要不是基于银行需要或赢利目进行交易，而是为了履行国家外汇管理局关于结售汇周转头寸的管理规定。并且，外汇指定银行只能在结售汇周转头寸上下限范围内、买卖价差上，表达自己对外汇的看法，市场化程度较低。可见，外汇市场的各交易主体都没有实现效用最大化。

综上所述，我国银行间外汇市场未完全出清。汇率作为外汇的价格缺乏弹性，显然不是使市场出清的唯一自变量。市场主要参与者的效用未达到最大化，我国外汇市场未达到帕累托最优。因此，从瓦尔拉斯均衡实现时的三个特征判断，我国外汇市场处于非均衡状态。

二、变量选取和数据来源

（一）汇率指标（reer）

由于一国会和不同国家进行经济往来而使用不同的汇率，本文采用的汇率指标是人民币对外币的加权汇率。权重的大小取决于本国与伙伴国的经济联系。在实证研究中，确定权数的方法有多种，只有通过构建某种实际有效汇率指数才能真正观察该种货币的总体波动幅度及其对经济增长的影响。故本文选取的是国际清算银行组织公布的人民币实际有效汇率。其计算公式为：。其中，reer实际有效汇率，neri表示本国与i国的双边汇率，nerbi为基期汇率，n表示贸易伙伴国及竞争国的数量，wi为汇率计算的贸易权重。国际清算银行运用几何加权平均法，选取了占我国贸易比重较高的16个样本国或地区进行了测算，其各期指数如图1所示。

图1 人民币实际有效汇率指数（1994年-2009年）

（二）对外贸易差额指标（nex）

用对外贸易差额来代表我国外汇市场资源配置情况，是因为我国尚未完全开放资本市场，人民币汇率与对外贸易有直接的相关性。而且与我国的贸易量越大的国家，其货币在人民币实际有效汇率中的权重就越大。本文运用的对外贸易差额指标在原始数据的基础上剔除物价指数（以2000年为基期）的影响。见图2。

图2 人民币对外贸易差额指数（1994年-2009年）

三、我国外汇资源配置效率实证分析

市场均衡是市场价格与市场容量之间的协调、适应，是社会资源实现最佳配置的反映。我国外汇市场非均衡时，存在未出清。本文通过检验人民币汇率变化与对外贸易的关系来分析我国外汇市场资源配置效率。本文运用eviews软件进行协整检验来分析这一问题。

（一）单位根检验

时间序列在选择类型时，应根据时序图趋势进行判断，以判断时间序列是否具有趋势项和截距项，时间序列的滞后阶数根据aic和sc的值由系统自动生成。图3和图4分别给出了各变量的时序图。

图3 lnreer时序图图4 lnnex时序图

由图3和图4可以看出，各个变量的时间序列均存在截距，并且都存在比较明显的变化趋势，因此各时间序列均具有截距项和趋势项，之后再进行adf检验。下表1给出了各个时间序列的adf检验结果。

表1 lnneer和lnnex时间序列的adf检验结果

注：其中（c，t，k）c为常数项，t为趋势项，k为滞后阶数。滞后阶数由系统自动生成

通过adf检验可知，人民币实际有效汇率指数和对外贸易差额指数的原始数据时间序列在零阶均不平稳，都接受了原假设，即都存在单位根，均是非平稳的时间序列。对lnreer和lnnex的一阶差分序列进行单位根检验，检验结果如表2所示。

表2 dlnneer和dlnnex的adf检验结果

注：其中（c，t，k）c为常数项，t为趋势项，k为滞后阶数。滞后阶数由系统自动生成

由表2可知，lnneer和lnnex一阶差分时间序列在95%的置信水平下均能够拒绝存在单位根的原假设，证明了两个时间序列经过差分后的时间序列是平稳的时间序列，均属于i（1），能够满足多变量的协整关系检验的条件。

（二）engle-granger协整检验

为了检验两变量nett和reert是否为协整，本文运用engle-granger检验。首先，用ols对协整回归方程next=c βreert et 进行估计。回归方程残差为 ，我们运用adf检验判断et的单整性。如果et为零阶单整的稳定序列，则认为变量reer与nex为（1，1）阶协整；如果是et非稳定序列，则判断变量reer与nex是非协整的。

图5 残差的线性图

从图5中可以观察出，回归方程的残差具有上升趋势。adf检验结果

表3 残差et的adf检验结果

由表3得，t统计量的值都大于显着性水平5%和10%的临界值，接受原假设，即该序列存在单位根，认为et是非平稳序列，从而判断变量reer和nex不存在（1，1）阶协整。

四、实证结果分析及建议

外汇经验篇6

外汇资本验证的一般程序

注册会计师对外商投资企业的投资者投入资本验证，系在外商投资企业设立后进行的，验资报告不作为外商投资企业向工商部门申请设立登记的必备文件。外商投资企业设立后，需根据有关规定，经外汇管理局核准，开设外汇资本金账户，并办理资本业务核准件。注册会计师应先了解外商投资企业基本情况，评估验资风险，再决定是否接受验资委托。在确定接受委托后，一般需取得相关资料(不限于)：(1)外商投资企业设立(变更)的批复文件及批准证书；(2)营业执照；(3)外商投资企业章程(修正案)；(4)投资者的身份证明，若为个人投资者的，应取得护照或返乡证等；若为机构的，应取得该机构的营业执照或其它国家(地区)政府核发的登记证照；(5)企业的住所证明，(6)外汇登记证信息；(7)资本项目外汇业务核准件；(8)企业收到的开户银行提供的外汇资本金入账通知书及对账单、企业对该事项的会计处理记录；(9)银行询证函；(10)外方出资情况询证函。

注册会计师在完成上述程序，收到外汇管理局证明无误的询证函回函后，即可出具验资报告，作为外商投资企业办理实收资本变更登记及据以向全体股东签发出资证明时使用。

外汇资本投入超过注册资本的验证

外商投资企业经批准开设的外汇资本金账户，作为外方外汇投入的专用账户，并由外汇局核准该企业的外汇资本金账户限额，该账户的外汇金额经结汇用完后即予以撤销。根据有关规定，外国投资者设立外商投资企业缴付的外汇资本金超过核定的企业资本金账户最高限额时，若超额部分资金不超过企业外汇资本金账户最高限额的1％，且绝对数额不超过等值1万美元的，外汇局按实际入账金额为其办理验资询证及外资外汇登记。因企业资本增值，外国投资者向该企业参股投资时所支付的超过其参股比例与企业注册资本的乘积的外汇溢价部分的金额，应计入企业资本金账户的最高限额内，超过限额的外汇资金入账仍按前述原则办理。一般对投入金额未超过上述限度的，外商投资企业经投资者确认作为资本公积处理，也可办理多投入部分的退回，注册会计师办理向外汇局询证及验资报告中应分别体现实际投入金额、转为注册资本及资本公积的金额或退回金额。对外商投资企业以实物投资的，其作价若超过注册资本限额的，由于外方投资者的要求，也可由外商投资企业先办理超过注册资本限额部分的现汇付出并由受理银行在相关报关单上注明已付现汇金额后，注册会计师再向外汇局询证，出具验资报告，并在验资事项中说明实际投入实物的报关单号、报关日期及金额、商检价值鉴定金额、已付现汇金额、实际作为注册资本的金额。

登记注册资本币种变更的验证

外商投资企业注册成立后，在工商行政管理部门登记的注册资本币种一般不能更改。早期投资者有来源于为德国(马克)、法国(法郎)、意大利(里拉)等欧元区国家的，外商投资企业原营业执照登记注册资本可能为该国货币币种的，由于欧元现钞于2002年1月1日起正式进入流通，欧元区的各成员国原流通货币从2002年3月1日起停止流通，欧元区的国家货币币种形式统一为欧元，现企业由于生产规模扩大等需要，经外资主管部门批准增加注册资本，其增加注册资本的货币为欧元，注册资本的货币币种形式也变更为欧元。注册会计师在办理该类外汇资本的验证时，首先应对该企业原注册资本已到位部分，根据其确定固定不变的兑换率，按原该货币与欧元的对价确认转换为欧元的金额，再对新增外汇资本投入部分进行验证。

注册会计师在验资事项说明中，应披露被审验单位组建及审批情况、变更注册资本的原因及审批情况、原注册资本折算为现注册资本(欧元)情况、变更注册资本的规定、注册会计师的审验结果及注册会计师认为应当说明的其他事项等内容。

人民币形式的资本投入验证

外商投资企业的外汇资本金投入，系投资者自境外汇入外币和投资性外商投资企业从境内汇入的外汇形式，外方涉及以人民币形式投资的，一般有以下情形：(1)以外商投资企业累积的资本公积、盈余公积、未分配利润转增注册资本，(2)以应付股利及其项下的应付利息转增注册资本。即外商投资企业根据利润分配方案给外方出资者但尚未支付的现金股利或利润，及其孳生的利息；(3)以在中国境内举办其它外商投资企业获得的货币资金形式的税后利润转增注册资本，(4)以其来源于中国境内举办的其他外商投资企业因清算、股权转让、先行收回投资、减资等所得的货币资金增加注册资本。前述情形的人民币投资，在政策上可享有同外汇出资同样的待遇。注册会计师在审验此类资本投入时，应在审计的基础上，按照国家有关规定审验其价值，并审查上述注册资本的增加是否经外商投资企业最高权力机构的批准，以及政府主管部门的批准，并应向企业注册地的外汇管理部门发出外方出资情况询证函，同时根据外方出资者的出资方式、资本核准件等，以询证有关文件内容的真实性、合规性。

对上述以人民币形式投资的汇率确定问题，若是前述(3)、(4)情形的，系按外商投资企业实际收到款项的当日中国人民银行公布的外汇汇率折算为注册资本。对前述(1)、(2)情形的，目前尚无统一的规定，外汇局在办理询证函回函审核时，一般参考其受理的前一工作日汇率或根据企业自行确定的汇率确定。由于资本公积、盈余公积、未分配利润及应付股利等系以人民币形式反映在企业的财务报表上的，转为注册资本的时间不同，因汇率的变动，将影响到注册资本的验证金额，若是汇率变动及该项拟转增的人民币金额较大时，影响金额则更明显。建议在董事会或股东会等有权批准的机构决定转增注册资本时，按其决定的前一个工作日的汇率确定转增注册资本的金额，并写明在会议决定中，以便于明确拟转增的人民币金额及转增的注册资本的金额，将汇率产生的影响减少到最小程度，外汇局在办理询证函回函审核时，则根据企业确定的汇率予以核准。当然，若外商投资企业在工商部门登记的注册资本为人民币，则无汇率产生的差异影响。

投资者与缴款人不一致问题

若外商投资企业的实际缴款人与经批准章程确定的投资者不一致，注册会计师应查明原因，在取证时，属于主管部门对以投资者的中文名称作为设立或变更批复的，存在投资者的中外文翻译问题，注册会计师应取得投资者身份证(护照)或营业执照等登记证件原件及复印件，以核实投资者身份。若确属于前

述以外情况的，则应建议外商投资企业将该投入的款项退回处理，重新由经批准章程确定的投资者实际缴纳，否则应拒绝出具报告。

投资者的实际缴资时间问题

注册会计师在办理外商投资企业外汇资本验证时，应认真核实企业章程，注意出资期限的影响问题。根据中华人民共和国外资企业法及实施细则的规定，外国投资者可以分期缴付出资，但最后一期出资应当在营业执照签发之日起3年内缴清。其中第一期出资不得少于外国投资者各自认缴出资额的15％，并应当在外资企业营业执照签发之日起90天内缴清。外国投资者未能在前述规定的期限内缴付第一期出资的，外资企业批准证书即自动失效。外资企业应当向工商行政管理机关办理注销登记手续，缴销营业执照；不办理注销登记手续和缴销营业执照的，由工商行政管理机关吊销其营业执照，并予以公告。对于中外合资经营企业，合营各方还应当按照合同规定的期限缴清各自的出资额。对外国投资者出资比例低于25％的外商投资企业，投资者以现金出资的，应自企业领取营业执照之日起三个月内缴清全部出资；投资者以实物、工业产权等出资的，应自企业领取营业执照之日起六个月内缴清出资。外国投资者有正当理由要求延期出资的，应当经审批机关同意，并报工商行政管理机关备案。

注册会计师在验证外汇资本投入时，应考虑章程规定的缴款时间与投资者实际缴款的时间影响，在验资事项说明中予以披露章程规定投资者的出资金额、出资方式、出资期限及主管部门审批(变更)事项、实际出资的验证情况。

验资报告签发与使用时效

外汇经验篇7

关键词：外汇储备；净出口；外商直接投资；var模型

中图分类号：f83092文献标识码：a文章编号：2095-3283（2016）06-0024-03

一、引言

随着我国经济的快速发展，外汇储备规模逐步扩大。2004年6月，我国外汇储备总量为4706亿美元，到2014年6月，已达39932亿美元，十年间增长了近8倍。外汇主要来源于出口和外商直接投资。一方面，我国贸易长期保持顺差，导致外汇储备的快速增长；另一方面，改革开放以来，我国引资政策决策了经常项目与资本项目长期“双顺差”。近年来，我国国际外汇收支长期处于支出小于收入的不平衡状态，形成巨大的外汇储备，将增加机会成本，所以研究外汇储备与出口和外商直接投资之间的关系，可以为我国相关政策的制定和实施提供参考。

学界对外汇储备与净出口、外商直接投资、汇率等变量关系的研究结论主要分为两类：一是研究关于影响外汇储备的因素，郭梅君、蔡跃洲（2006）认为影响外汇储备的因素有人均gdp、外贸依存度、外汇收支波动性、进口倾向及外债规模；傅建东（2010）采用1986―2009年年度数据，得出外商直接投资是促进外汇长期增长十分重要的因素，提出应合理调节外商直接投资来改善巨额外汇储备带来的不同效应；段洁新、王志文、陈丹（2013）等认为外汇储备规模与出口总额、进口总额、外商直接投资、短期外债余额和人民币汇率等影响因素之间存在长期协整关系。二是实证分析关于外汇储备与各影响因素之间关系，何青、杨晓光（2003）通过建立国际收支联立方程组，扣除出口和fdi对国际收支余额的贡献后发现，fdi对外汇储备增长的贡献已经接近出口，并且还有增强的趋势；杨波（2010）从外汇储备会计恒等式出发，在考虑各影响因素相互关系的前提下，从理论上推算了出口和fdi对外汇储备增长的贡献率；包玉香，赵萌昕（2012）用月度时间序列数据证明，从长期来看对外贸易及汇率对外汇储备有显著影响，贸易额每增加1%，外汇储备增加118%；张冬（2012）利用1984―2008年年度数据，建立对数回归模型，进行协整分析和误差修正，结果表明，fdi和出口与外汇储备之间存在协整关系，并对外汇储备增长具有一定正向推动作用。

二、变量选择与模型设定

（一）数据来源及变量说明

以外汇储备（fer）、外商直接投资（fdi）和出口总额（ex）作为变量，选取2000年1月到2015年12月月度时间序列数据，利用软件eviews60进行分析。

（二）模型设定

为了消除模型中可能出现的异方差问题，将时间序列数据取对数，对数化后变量符号分别为lnfer、lnex和lnfdi。在模型选择上，选取的是经济关系中多变量动态变化的向量自回归模型，检验结果显示2阶滞后长度为2最合适，具体模型为：

lfer

lfdi

lext=a1

a2

a3 b11b12b13

b21b22b23

b31b32b33lfer

lfdi

lext-1 c11c12c13

c21c22c23

c31c32c33lfer

lfdi

lext-2 ε1

ε2

ε3

三、实证分析

（一）平稳性检验

为了避免出现伪回归问题，先检验数据的平稳性，使用adf法先对数据进行单位根检验，结果见表1。

从表1可知，在对lfer、lex和lfdi的单位根检验时，5%临界值下，adf统计值绝对值都小于临界值，说明外汇储备规模、出口和外商直接投资三个序列是不平稳的，经过一阶差分后，伴随概率都为00000，可知dlfer、dlex和dlfdi在95%置信水平下都是平稳的。

（二）协整检验

为了分析外汇储备、外商直接投资及净出口之间是否存在长期均衡关系，需要对变量进行协整分析，根据平稳性检验结果可知，所有变量经过一次差分后均平稳，都为一阶单整，可以进行协整检验，采用乔根森协整检验法进行协整检验，结果如表2。

可知，伴随概率为00142，迹统计量为822763，大于5%水平的临界值，所以在95%置信水平下，拒绝无协整关系的原假设；在至多一个协整关系的原假设上，伴随概率04356，迹统计量360564，小于95%置信水平下的临界值，接受原假设；所以，外汇储备、净出口和外商直接投资之间存在唯一协整关系，均衡方程为：

lfer=68835 08355lfdi 15083lfex

从协整方程可以看出它们之间存在长期均衡关系。外商直接投资、净出口与外汇储备之间呈同方向变动，外商直接投资对外汇储备的影响大于净出口对外汇储备的影响；其次，外汇储备要增加1%，外商直接投资要增加08355%，而净出口需要增加15083%。

（三）模型估计与误差修正

外汇储备、外商直接投资和净出口之间存在一个长期均衡关系，在选择2阶滞后期后估计的var（2）模型如下：

lfer

lfdi

lext=

106

0035

013 0160012003

-18614513

-003600062022lfer

lfdi

lext-1 0036-00066-009

208-047-078

0075000220057lfer

lfdi

lext-2

对于上述模型，当某个条件或因素突然发生改变时，这种长期均衡关系很容易被打破，从而在一定时间内产生偏离，就需要对模型加以修正，vec模型能对这种情况进行补充，它能够将被偶然因素打破的长期均衡关系从新拉回到均衡状态，所以对模型进行误差修正结果如下：

lfer

lfdi

lext=-00052

00013

-0059vecm 0013

0057

-0014 -061-1360083

00077041058

-0036-00071-012lfer

lfdi

lext-1 -046143-0094

00003802300057

-000059118-0078lfer

lfdi

lext-2

采用单位圆、特征根和观察误差修正曲线法对误差修正模型进行稳定性检验，特征根检验结果如图1所示。

结果显示所有单位根都在圆内，说明所修正的模型满足稳定性条件。在2008年左右，误差修正项的绝对值较大，说明在该段时间内，短期波动偏离均值较大，对应2008年国际金融危机爆发导致净出口、外商直接投资突然减少引起的短期波动，在2014年左右，又重新回到了均衡状态，之后数值波动较小，模型比较稳定。

（四）格兰杰因果关系检验

为了进一步研究外汇储备、外商直接投资及净出口之间的关系，对变量进行格兰杰因果检验，检验结果如表3。

在最优滞后长度为2的条件下，通过格兰杰因果检验可知，外商直接投资和外汇储备规模互为因果关系，同时，净出口也是外汇储备的原因，但外汇储备规模却不是净出口的原因；外商直接投资是引起净出口变化的原因，但净出口却不是引起外商直接投资的原因。可以通过调节净出口和外商直接投资额来调控外汇储备量，通过外商直接投资来适当影响出口。

（五）脉冲响应分析

利用脉冲相应分析进一步研究某个内生变量的随机干扰项的脉冲对模型其他内生变量或自身当前和未来值的影响，因为单位圆与特征根检验模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析，检验结果如图2：

从图2可知，外汇储备对自身的的一个单位冲击后，外汇储备脉冲响应会逐渐下降，然后在第4期后趋于稳定，并且外汇储备自身冲击所带来的响应都是正向的。在净出口对外汇储备有一单位冲击后，外汇储备会出现先降后升的脉冲响应，并且在第4期趋于稳定，说明净出口的增长会引起外汇储备的增加。此外，当外商直接投资在第1期对外汇储备一单位冲击后，脉冲响应会逐渐上升，在第4期达到稳定状态，说明外商直接投资的增加也会使外汇储备增长。综上，净出口和外商直接投资对外汇储备的脉冲响应分析结果和前文协整检验结果一致。

四、结论与建议

（一）结论

本文利用月度时间序列数据，通过协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析及误差修正等方法对外汇储备、外商直接投资和净出口进行相关分析，得出以下结论。

1外汇储备、外商直接投资和净出口之间存在长期均衡关系。若要使外汇储备增长1%，净出口则需增长15083%，而外商直接投资仅需增长08355%。可见，外商直接投资对外汇储备的贡献要大于净出口。

2外商直接投资是外汇储备的双向格兰杰原因，而净出口是外汇储备的单向格兰杰原因。外商直接投资和净出口都可影响外汇储备规模，外汇储备规模又能反作用于外商直接投资，却不能影响净出口。

3外汇储备在短期内会有所波动，但是在第4期后会逐渐趋于平稳。

（二）建议

在合理利用外资的同时，注意优化引资结构，引导外资从加工业、制造业向更高端产业转移。同时，加强外汇管理，健全外汇管理框架，建立多元化、多层次的外汇制度，满足不同层次企业、个人以及金融机构的需求。

[参考文献]

[1]郭梅君，蔡跃洲中国外汇储备影响因素的实证分析[j]经济评论，2006（2）：80-90.

[2]傅建东fdi对我国外汇储备增长的实证分析――基于1986―2009年度数据的计量检验[j]特区经济，2010（11）：270-271.

[3]段洁新，王志文，陈丹我国外汇储备规模的影响因素分析――基于协整分析的实证研究[j]武汉金融，2013（8）：38-46.

[4]何青，杨晓光出口和fdi对我国外汇储备增长的实际贡献[j]管理评论，2003（9）：3-8.

[5]杨波出口和fdi对外汇储备增长贡献的测算[j]知识经济，2010（14）：29.

外汇经验篇8

关键词:外汇储备;汇率;granger检验;协整

中图分类号:f832.6 文献标识码:a 文章编号:1003-3890(2009)07-0065-04

人民币汇率问题和中国外汇储备问题历来是学术界和政府关注的重点,特别是近期,中国外汇储备连年增长,人民币升值,无疑成为社会所关注的热点。外汇储备是国际货币体系的核心,也是国际金融领域的重要问题,它关系到各国调节国际收支和稳定货币汇率的能力,一直受到国际金融机构和各国政府的普遍关注。截至2008年底中国外汇储备达到19 460.30亿美元,增速之快历史罕见。巨额的外汇储备虽然对经济的发展存在着积极的促进作用,但同时不可避免地带来很多负面影响。中国自2005年7月21日起,人民银行宣布人民币从原紧盯美元的汇率制度,改为参考一篮子货币。但是这一改革仍然没有能够缓解近几年来外汇储备飞速增长的趋势,毕竟外汇储备快速增长正是人民币升值压力的最直接的来源。自汇改以来,银行间外汇市场美元对人民币汇率的中间价屡创新高,2008年9月,1美元兑人民币6.8307元,突破7.0关口。由于人民币汇率参考一篮子货币进行调节,在一篮子货币中,大头还是美元。美元持续贬值,人民币就会不断升值。

一、研究现状

关于中国外汇储备规模与人民币汇率之间关系的研究起始于20世纪90年代中后期,最初huang guobo (1995)以1980―1990年的季度数据为样本,利用协整与误差修正模型估计了中国外汇储备的需求函数,并在误差修正模型中引入国内货币供求的非均衡量,实证结果表明进口额、平均进口倾向与国内一年期名义利率之间存在长期的协整关系,但是与前面所有实证分析结论的不同之处在于该文的结论显示进口额、进口倾向与外汇储备之间呈负相关关系,并认为导致负相关关系的原因在于外汇储备的流向与进口方向刚好相反[1]。

许承明(2001)采用1978―1999年的年度数据估计了中国外汇储备需求的动态调整模型,结论显示中国的外汇储备需求是由经济规模、国际收支波动率和汇率波动率这三个因素决定的,其中经济规模、国际收支波动率与外汇储备之间呈正相关关系,而汇率波动率与外汇储备需求之间呈负相关关系[2]。

黄继(2002)利用外汇储备需求的动态调整模型对中国1977―2001年的年度数据进行了回归分析,方程中采用的解释变量包括国内生产总值、出口的波动性、汇率波动性,实证结果表明这三个解释变量对外汇储备需求的影响都显著为正[3]。后来金中夏(2000,2003)分别以1981―1999年与1980―2002年的月度数据为样本,利用内嵌协整关系的向量自回归模型对人民币实际有效汇率、中美实际利差与中国的外汇储备进行了动态分析,协整检验结果表明人民币实际有效汇率与外汇储备之间存在协整关系,协整分析与动态分析都表明人民币的升值或实际有效汇率的上升将导致外汇储备加速增长[4,5]。

马娴(2004)利用1992―2001年的季度数据对影响中国外汇储备的影响因素进行了实证分析,实证结果表明中国外汇储备规模的变动与工业生产总值、出口额以及上一期的储备额之间存在明显的线性相关关系,与此同时,汇率、利率等也对中国外汇储备规模存在影响,但是汇率波动对外汇储备的影响却不显著[6]。

胡燕京、高向艳(2005)把影响外汇储备的因素归纳为进出口规模、进口规模、贸易差额的波动幅度、实际利用外资情况、国际收支经常账户变动、国家每年外债规模及汇率变动。最后得出结论:国家外债余额和汇率变动是中国外汇储备量增长的决定因素[7]。潘成夫(2006)通过2000―2005月度人民币升值预期(境外ndf汇率)与外汇储备增长之间的关系实证分析,结果表明,人民币汇率预期与外汇储备存在负向变动关系,且升值预期是外汇储备增长的格兰杰原因。人民币汇率预期对外汇储备快速积累起着极为重要的作用,同时外汇储备积累也是外向型经济发展的反应[8]。

王珍(2007)利用1994―2005年外汇储备与美元汇价的数据对其关系进行了实证研究,认为外汇储备与汇率之间呈反向变动的协整关系,但不是特别明显,他认为这与中国长期以来实行的缺乏弹性的汇率制度有很大联系[9]。龙莹(2007)对2000年1月―2006年9月的数据进行实证研究,利用协整理论进行实证分析得出两者之间存在长期均衡关系,实证结果显示两者之间是负相关关系,即人民币汇率的下降将引起外汇储备的增加。得出人民币升值与外汇储备增长存在正向变动关系(弹性系数为0.083),且它们具有双向的格兰杰因果关系[10]。

易行健(2007)利用中国1996―2004年的月度数据对中国的外汇储备需求函数进行详尽的实证研究,结论表明消费品零售总额、人民币实际有效汇率指数及其波动性、国内外利率差、进口依存度、进口的波动性均显著影响中国的外汇储备需求[11]。

本文通过1985―2008年的年度数据,对中国外汇储备与汇率之间的关系进行实证研究,以廓清外汇储备规模增长过快对汇率的影响,特别是人民币对国外主要币种汇率的影响程度,为人民币汇率调整提供理论依据。

二、数据来源及处理

本文外汇储备(whcb)数据来自中国人民银行网站(pbc.省略/);人民币对国外主要币种汇率(美元hl_usa,日元hl_jap,港元hl_hk)数据来自《2008年中国统计年鉴》及国家外汇管理局的人民币汇率中间价(safe.省略/)。由于从2002年4月2日起才公布欧元对人民币汇率价格,从2006年8月1日起才公布英镑对人民币汇率价格,数据太少,因此本文未考虑人民币对欧元、英镑的汇率。样本区间选取为1985―2008年的年度数据。

由于数据的自然对数变换不改变数据之间的协整关系,为使数据的趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差现象,所以对上述变量whcb、hl_usa、hl_jap、hl_hk进行自然对数变换,在变量前加“l”表示取自然对数。

三、实证结果分析

(一)平稳性检验

对时间序列数据,回归前必须对变量进行平稳性检验。我们根据协整检验方法,以lwhcb、lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk为检验变量,运用eviews5.0软件进行adf平稳性检验。在adf检验最优滞后期的选取标准上我们采用:在保证残差项不相关的前提下,同时采用aic准则与sc准则作为最佳时滞的标准,在两者值同时为最小时的滞后长度即为最佳长度。通过变量的时间序列图观察,如果序列包含有趋势(确定的或者随机的),则回归中应该既有常数又有趋势;如果序列没有表现任何趋势且有非零均值,则回归中应该仅有常数;如果序列在零均值波动,则检验回归中应该既不含有常数又不含有趋势(检验结果见表1)。

由表1可见,变量lwhcb、lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk的水平序列都是非平稳的,而它们的一阶差分都是平稳的,即都是i(1)序列,满足构造协整方程的必要条件。

(二)协整检验

分别建立lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk和lwhcb之间的协整方程,并通过ols法回归得到回归方程:

lhl_usa=0.9080 0.1437×lwhcb(1)

(t:)7.25897.9083

r2=0.7398 f=62.5414

lhl_jap=-4.2928 0.2022×lwhcb(2)

(t:)-21.51016.9759

r2=0.6887 f=48.6634

lhl_hk=-1.1449 0.1440×lwhcb(3)

(t:)-9.02847.8147

r2=0.7352 f=61.0698

从模型的估计结果来看,可决系数均比较高,说明拟合优度较高,t统计量和f统计量都显著,也说明模型的拟合效果很好。

2 所示。

lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk和lwhcb之间不存在着长期的均衡关系,模型(1)、(2)、(3)中均存在谬误回归。

(三)格兰杰因果关系检验

按granger因果关系分析方法,建立下列两变量模型:

量的滞后阶数,对各变量的因果关系检验结果如表3所示。

从表3可以看出,在1%显著性水平下,外汇储备与人民币对美元、港元汇率只存在单向因果关系,即外汇储备是人民币对美元、港元汇率的granger原因,而人民币对美元、港元汇率不是外汇储备的granger原因。在10%显著性水平下,外汇储备与人民币对日元汇率存在单向因果关系,即外汇储备是人民币对日元汇率的granger原因,而人民币对日元汇率不是外汇储备的granger原因。

四、结论与建议

1985―2008年期间,特别是近期,中国外汇储备连年增长,人民币相对于美元升值。但是根据我们的研究,过去20多年间中国外汇储备规模与人民币对国外主要币种汇率(美元、日元、港元)之间表现出来的关系,并不是长期协整的关系。因此,我们没有理由认为这种趋势会在今后继续保持。从格兰杰因果检验来看,存在从外汇储备到人民币对国外主要币种汇率的单向因果关系,说明外汇储备的增长会引起人民币对国外主要币种汇率上升,短期内外汇储备的增长会对人民币汇率升值带来一定的压力。中国应考虑对人民币名义汇率进行调整,从而缓解人民币的升值压力,如此达到降低外汇储备增长速度的目的。

参考文献:

[1]guobo huang. modeling china’ demand f or international reserves[j].applied financial economics, 1995,(5).

[2]许承明.我国外汇储备需求的动态调整模型[j].经济科学,2001,(5).

[3]黄继.关于中国外汇储备需求的动态分析[j].世界经济文汇,2002,(6).

[4]金中夏.中国汇率、利率和国际收支的互动关系1981-1999[j].世界经济,2000,(9).

[5]zhongxia jin, the dynamics of real interest rates,real exchange rates and the banlance of payments in china:1980-2002[j].imf working paper,2003/67.

[6]马娴.从实证角度看中国外汇储备规模与汇率的关系[j].世界经济研究,2004,(7).

[7]胡燕京,高向艳.中国外汇储备规模及其影响因素的实证分析[j].济南金融,2005,(2).

[8]潘成夫.人民币升值预期下的我国外汇储备增长实证分析[j].生态经济,2006,(9).

[9]王珍.中国外汇储备管理研究[m].北京:中国金融出版社,2007.

[10]龙莹.我国外汇储备规模与汇率关系的实证研究[j].技术经济,2007,(5).

[11]易行健.人民币实际有效汇率波动对外汇储备影响的实证研究:1996～2004[j].数量经济与技术经济研究,2007,(2).

the empirical research between china's foreign exchange reserves and the exchange rates

xiao hongwei1, wang zhenquan2

(1. school of economics and management,beijing chemical technology university, beijing 100029, china;

2. school of economics and management, beijing institute of petrol-chemical technology, beijing 102617, china)

外汇经验篇9

关键词：汇率风险管理;国际经验;启示

目前，世界各国的汇率风险主要采用货币当局和财政当局统一管理的模式，其管理方式也趋于多样化。从金融危机爆发至现在，美元一直贬值，这就使各国偿还美元债务额不断减少，可是，这也给储备资产管理带来更大的压力。因为汇率在不断变化，这就给储备资产带来很大风险。下面我们就来分析一下国际上汇率风险管理的经验及其一些启示，为我国的人民币管理提供宝贵经验。

一、国际汇率风险管理经验

世界各国都面临汇率波动的风险，由于汇率波动而使得各国资产面临一系列风险。

（一）美国

美国是世界上实力最强的国家，其汇率风险表现在以下几个方面：第一，美元贬值从而使投资者开始把投资转移，动摇了美元在国际上的重要位置。第二，美元贬值对消费产生了抑制作用，影响了经济的发展;第三，会造成商品价格上扬，造成通货膨胀。针对这一问题，美国采用了几个不同的措施：第一，美国外汇市场由财政部和央行共同进行管理，以此来稳控金融市场。第二，通过国外市场来规避风险，对美元进行政策和法律上的扶持。第三，增加美元的供给量，使其向全球转移。

（二）日本

日本的汇率风险表现在几个方面：第一，因为美元的贬值，使得所持有美元开始出现缩水。第二，对日元的汇率也造成很大波动。为了应对汇率风险的问题，日本采取了几个措施：第一，把其他风险同汇率风险一同纳入体系中去，共同进行管理。并且对外汇储备进行转化，转化成一种战略储备。第二，把汇率风险向全民转移，分散汇率风险，实现多元化的经营战略。第三，使日元走上国际化的轨道，从而把风险推向国际，实现汇率风险的全球化管理模式。

（三）新加坡

新加坡汇率风险表现在两个方面：第一，严重影响了经济发展，国家宏观政策受此影响很大。第二，面对美元的贬值，新加坡的外汇储备也陷入缩水境地。为了应对这一问题，新加坡采用了两个措施：第一，因为新加坡国内市场比较小，如果汇率大幅度波动，势必会给国家严重性打击，因此必须把汇率的巨大波动拒之门外。为此，新加坡坚持走出去的战略，积极管理外汇储备，加大对国外市场投资，取得了良好的效果。

二、国外汇率风险管理带给我国的启示

以上，我们简单介绍了几个国家的汇率风险管理的经验，对我国的汇率风险管理具有非常大的启迪。下面就从几个方面来阐述一下给我国的启示。

（一）在汇率风险管理上采取积极应对态度

面对金融危机，各国都会不同程度受到影响，会给经济带来巨大影响，也会给金融市场致命打击。在各国的态度上，都并不是逃避，而是去积极面对。逃避是没有作用的，要应对这一风险，要想方设法去积极应对。我国在国际化的大市场中，也要表现出积极的态度，积极去消除金融危机所带来的负面影响，尽量把风险化解掉，使我国的金融市场走出低迷，形成一种良好的市场氛围。首先，政府在面对汇率变动时，不应该恐慌，要有信心，给广大人民树立必胜的信念。只有政府传递出一种正能量，才会使人民更加有信心战胜一切困难。其次，政府要积极采取对策，不能盲目的跟从。因为我国有自身的实际情况，不能完全照搬其他国家的经验，只能去借鉴，做到有鉴别的去运用。最后，作为广大的民众，要齐心协力，共同应对风险，互相帮助，战胜金融风险。只有这样，才能够最大限度的控制汇率风险。

（二）对人民币汇率机制进行改革

在新的形势下，国内和国际环境都在发生变化，我国的汇率机制的漏洞也逐渐表现出来，必须要对此进行改革。如果再推广传统的汇率机制，不但不能稳控汇率风险，而且有可能会推波助澜，使风险扩大。所以，相关部门需要根据我国的实际情况对汇率机制进行改革。

（三）加强与各国的金融合作

当前，合作是潮流和趋势。在面对金融危机的时候，如果单纯的依靠自身的力量是不能够解决的，需要借助各国的力量来完成。而且目前的形势也要求必须全球必须形成统一体，我国必须加强同其他各国合作，实现汇率风险的向外转移，这样更能有效解决这一问题。

三、结语

当今，各国形成了一个有机体，虽然利益不同，但是合作是一个必然要求。只有进行合作，才能应对危机。各国在应对汇率风险中的经验值得我们去学习和借鉴。我国在面对汇率风险中，要根据自身情况，积极应对，把风险遏制在最小范围内，稳定好经济的发展，这样才能够推动我国社会的全面发展和进步。

参考文献：

[1] 李建民.俄罗斯财富基金管理评析[j].国际经济评论，2008（02）.

外汇经验篇10

[关键词] 通货膨胀 货币供给 汇率 外汇储备a

一、引言

物价稳定是一国宏观经济政策的四大目标之一;在持续了多年的低通货膨胀率之后，我国的物价指数从去年8月开始大幅上涨，且由于成本推动型通货膨胀和输入型通货膨胀交互作用，目前通货膨胀已经深入到我国的大部分行业，且有不断上升的压力。

为此央行多次采取了一系列货币政策，但是效果都不明显。我国目前高通胀下并没有引起通货对外贬值，反而出现了人民币汇率对外升值的强劲态势；究其原因是因为外汇储备规模的扩大一方面增加了人民币升值压力，另一方面外汇占款而增加的货币供应量又加剧了国内通货膨胀的压力。在人民币升值的预期下，热钱不断大量涌入，又进一步加剧了通货膨胀的恶化。

关于通货膨胀与一国宏观经济变量之间的关系，始终是学术界研究的热点。于志慧(1998)分别从全球经济发展失衡和全球流动性过剩等方面分析了人民币内外价值背离的原因。孙玉妮(2008)认为我国目前的通货膨胀主要是投资和出口需求过旺、货币的流动性过剩等原因造成的。邹小兵(2008)认为人民币加速升值并不是抑制通胀的最佳工具。然而把通货膨胀与货币供给、汇率、外汇储备、国际原油价格相合起来做实证分析的文章较少，本文拟从中国的现实宏观经济现象出发，利用近年来的经济数据对以上经济变量进行实证计量分析，以分析经济现象背后隐藏关系。

二、计量模型与实证分析

1.数据来源

本文选取了1999年12月至2008年6月中国居民消费价格指数、货币供给m1、汇率、外汇储备及国际原油的月度数据，样本容量为103个。数据分别来自于中国统计年鉴和中国人民银行统计数据和美国能源信息管理局。我们对居民消费价格指数以1999年12月为基期进行了调整。我们分别用cpi代表居民消费价格指数，用m1代表货币供给量m1，用rate代表汇率，用reserve代表外汇储备，用wti代表国际石油价格。d表示上述变量相应的一阶差分。为避免时间序列经济数据的异方差影响，所有变量均取实际值的自然对数形式，用l表示。本文选用eviews5.0软件计算。

2.adf检验

时间序列分析中，为避免出现“伪回归”现象，在做因果关系分析前，必须对变量进行平稳性检验。lcpi、lrate、lreserve、lwti的水平变量t统计量的绝对值在5%的显著性水平下大于所对应的临界值, 存在单位根，是不平稳的，而各一阶差分序列的adf值都小于5%显著性水平下的临界值，说明它们不存在单位根。m1是i(2)，但dm1是i(1)，dm1表示货币m1供给增量。

3.johansen检验

根据engle和granger (1987)的观点，如果对于时间序列yt=[y1t，，…，ymt]，yit是同阶单整的，并且存在一个向量 ，使得 'y是平稳的，那么称序列yt存在协整关系。johansen和juselius (1990) 提出了检验多个变量间协整关系的方法。表2中列出了对这两个变量进行协整检验的结果。由于使用jj方法建立的var模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用aic或sc准则来确定最佳滞后期，本文变量较多，由于自由度的限制，本文中p取3阶。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验。

根据johansen检验存在一个协整关系，表达式为：vec=lcpi-0.027ldm1-0.842lrate-0.023lreserve-0.037lwti-6.126 （1）

从长期协整关系来看，通货膨胀与货币供给m1增量、汇率、外汇储备和国际石油价格正相关。在经济增长保持不变时，货币供给增量与通货膨胀成正相关关系符合经济理论，而外汇储备增长迫使基础货币投放增加。国际石油价格的上升提高了国际生产资料成本，给我国带来了输入型的通货膨胀。一般来说，汇率的提高会使出口量减少，进口量增长，外汇储备减少，降低国内通货膨胀水平，然而实证研究表明，我国的通货膨胀与汇率显现正相关关系，这与我国目前通货膨胀与汇率同时上升的现象相同。

4.向量误差修正模型

如果一组变量之间存在协整关系，那么根据engle表述定理，协整回归可以表为误差修正模型设,根据协整关系所建立的误差修正模型（vec模型为）：

(2)

由于自由度的限制此处仅得出各变量滞后两阶的短期关系，货币供给m1增量对通货膨胀的一期影响较大，而其他变量的影响较小。同时，货币供给m1增量对于汇率和外汇储备的一二期影响也较大。

5.脉冲响应函数

由于var模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作任何先验性约束，注重分析模型受到某种冲击时对系统的动态影响而非变量之间影响，即为脉冲响应函数方法。脉冲响应函数描述的是var模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。

从图中可以看出，lcpi对来自ldm1一个标准差的反应在前四期不明显，但在长期中有稳定的拉动影响。而外汇储备和居民消费价格指数分别在8期和6期后对通货膨胀有明显的抑抑制作用。而汇率和国际石油价格在长期看来有加剧通货膨胀的作用。

6.方差分解

考察var模型时还可以采用方差分解方法研究模型的动态特征。其主要思想是，把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。从方差分解图可以看出，cpi对其自身的贡献率在29%左右，m1增量对通货膨胀的贡献率在20%左右，汇率对通货膨胀的贡献率在13%左右，外汇储备在30%，而国际石油价格在8%左右。

7.granger因果关系检验

granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称它们具有granger因果关系。granger (1987)指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的granger因果关系。

从格兰杰因果检验可以看出，外汇储备是通货膨胀的格兰杰原因，国际原油价格也是通货膨胀的格兰杰原因，而外汇储备是货币供应m1增量的格兰杰原因。

三、结论

本文分析了通货膨胀与货币供给量、汇率、外汇储备和国际原油价格之间的关系，利用johansen协整检验、误差修正模型、脉冲响应和方差分解方法及格兰杰因果检验法对各因素的进行实证分析，发现长期中通货膨胀与货币供给m1增量、汇率、外汇储备、国际原油价格之间存在长期均衡关系。外汇储备是通货膨胀的格兰杰原因，国际原油价格也是通货膨胀的格兰杰原因，而外汇储备是货币供应m1增量的格兰杰原因。

参考文献:

[1]孙玉妮:浅析当前通货膨胀的原因及对策,经济研究导刊,2008年第5期

[2]邹小兵:汇率与通货膨胀的传导机制分析,商业文化(学术版), 2008年第1期