汇改政策范文

汇改政策范文（精选9篇）

汇改政策 第1篇

1999年, 美国经济学家保罗克鲁格曼 (Paull Krugman) 对开放经济条件下蒙代尔-弗莱明模型的分析结论, 进行了更为深刻的表述, 即如果将资本自由流动、稳定的汇率制度和独立的货币政策作为三个独立的目标。那么经济当局只能选择其中的两个目标, 而必须放弃另外一个目标, 这种表述被称为“三元悖论 (Trilemma of the Exchange Rate Regime) ”或“克鲁格曼三角”。该理论从宏观上揭示了货币政策独立性、汇率稳定和资本自由流动三者之间的相互制衡关系。具体而言, 一国只能选择三个政策组合之任一:即固定汇率制+资本自由流动+货币政策独立性缺失;固定汇率制+货币政策独立性+资本流动管制;浮动汇率制+资本自由流动+货币政策独立性。我国从1994年实现人民币官方汇率与外汇调剂市场汇率并轨, 推行以市场供求为基础的单一的、有管理的浮动汇率制, 允许人民币汇率在基准汇率的一定幅度内上下浮动。 (1) 然而, 1994年的汇率体制改革并未能在较大程度上增加人民币汇率变动弹性, 19952004年我国广义货币供应量 (M2) 累计增长441.5%, 而同期人民币汇率却始终维持在1美元兑换8.27658.4387元人民币的狭小区间内, 处于“超稳定”状态。如果将这种汇率体制对照“克鲁格曼三角”, 我们认为事实上我国选择的是“固定汇率制+货币政策独立性+资本流动管制”模式。自2005年7月21日起, 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, 当日美元对人民币交易价格调整为1美元兑8.11元人民币, 一次性地升值2%。至2010年3月24日, 人民币兑美元汇率中间价为1:6.8264, 累计升值近16%, 其间人民币汇率呈现双向幅度特征, 人民币汇率波动空间不断增大, 汇率生成的行政色彩逐步弱化, 市场性因素逐步增强。至此, 作为开放经济条件下货币政策重要传导渠道的汇率渠道在我国是否已经成立及其在宏观经济中的运行状况如何, 便成为值得深入探讨的问题。为此, 笔者利用新汇改以来的中国实际经济数据, 采用计量经济学中的向量自回归模型 (Vector Autoregression) 方法, 对我国中央银行货币政策调控对汇率变动的传导效应, 及汇率变动对实体经济活动的传导效应进行实证研究。

一、相关变量与人民币汇率长期协整关系研究

(一) 变量选择及数据说明

1. 模型和变量选择

本文采用如下K阶向量自回归模型 (VAR) :

式中:Yt= (M2cycle, recycle, gy, rr, inx) , M2表示广义货币供应量, M2cycle为采用Hodrick-Prescott (lambda=14400) 滤波法剔除趋势性运动后的广义货币供应量变动情况, 以此代表中央银行货币政策松紧取向;gy为工业增加值月同比增长率, 由于我国GDP指标无月度数据, 这里以工业增加值增长率代表我国实体经济运行状况;x表示出口额;re表示人民币兑换美元实际汇率, (1) recycle同样为剔除趋势性因素后的实际汇率波动情况, rr表示实际利率;1n表示对变量取自然对数, Ak为55待估计系数矩阵, εt为白噪声序列。

2. 数据说明

本文采用的样本数据均为月度数据, 样本数量为53个, 样本期为2005年8月至2009年12月, 样本数据均来源于中经网《中国经济统计数据库》, M2的计量单位为人民币亿元, x的计量单位为千美元, 工业增加值为以上年为基期的月同比增长率, 名义汇率 (e) 取人民币对美元加权平均汇率, 实际汇率以 (名义汇率-物价指数) / (名义汇率+物价指数) 计算, 物价指数取居民消费价格指数, 实际利率的计算方法同实际汇率。本文对所有数据的计算处理均采用Eview5.0软件进行。

(二) 数据检验

1. 数据稳定性检验

基于文章后面将用到协整方法分析新汇率体制改革以来我国货币政策的汇率传导渠道运行情况, 而协整分析要求时间序列变量必须满足平稳性要求, 因此, 我们这里首先对上述变量及其差分进行稳定性检验, 以确定其是否符合协整分析的必要条件。本文分别采用目前已被广泛使用的ADF (Augmented Dickey-Fuller test statistic) 方法和PP (Phillips-Perron test statistic) 方法对原序列和差分序列进行单位根检验。检验结果见表1。

从表1中的检验结果来看, 原数据序列为非平稳序列, 且均为含常数项的1阶单整, 符合向量协整前提条件。下面进一步进行向量间协整关系检验。

注:表中临界值均为5%显著性水平下的临界值;ADF检验括号中第一个数字0表示不含常数项和趋势项, 1表示含常数项, 2表示含常数项和趋势项, 第二个数字表示按照AIC和SC准则确定的滞后阶数, 第三个数字表示差分次数;PP检验括号中第一、三个数字含义同ADF检验, 中间的数字表示根据Newey-West using Bartlett kernel原则确定的Bandwidth。

2. 向量间协整检验 (Johansen Cointegration Test)

本文分别采用多变量Johansen协整检验法中的迹统计量指标和最大特征值对上述变量进行协整检验, 选择默认滞后期2, 检验的结果如表2、表3所示。

Trace test indicates 1 cointegrating equation (s) at both 5%and 1%levels.

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating equation (s) at both 5%and 1%levels.

表2和表3的检验结果都表明, 在1%的显著性水平下, 我国货币政策调控 (M2cycle) 、人民币汇率波动 (recycle) 、经济增长 (gy) 、实际利率 (rr) 和出口 (1nX) 五变量之间存在一个唯一的协整方程, 且协整关系稳定。

(三) VAR模型和VEC模型

1. VAR模型。

经过前面的协整检验, 已知文中列出的我国货币政策汇率传导五变量间存在唯一的长期协整关系, 通过Eviews软件进一步计算得标准化后的变量长期协整方程为:

方程表明, 从长期来看, 我国货币政策调控 (M2cycle) 与人民币汇率波动存在长期正向协整关系, M2cycle增加将使人民币汇率上浮 (即人民币贬值) , 符合理论预期, 但关联度很低, M2cycle增加1%, 人民币汇率只能上升0.000144%;工业增加值每增长1%, 人民币汇率将上浮0.414%;人民币汇率每上升1%, 将使出口增长0.168%;实际利率与人民币汇率负相关, 实际利率每增加1%, 人民币汇率将下降0.629%。

2. VEC模型。

根据格兰杰定理, 协整向量之间一定存在误差修正模型, 为此本文在VAR模型分析的基础上进一步建立向量误差修正 (VEC:Vector Error Correction) 模型。通过E-views软件计算得实际汇率波动误差修正方程为:

D (CYCLERE) =0.007393331431* (CYCLERE (-1) -0.0001436596605*CYCLEM2 (-1) -0.4143376798*GY (-1) -5.955572969*LNX (-1) +0.6294745355*RR (-1) +113.7296275) +0.1038044938*D (CYCLERE (-1) ) +0.1278484155*D (CY-CLERE (-2) ) +4.512936298e-007*D (CYCLEM2 (-1) ) -7.176451653e-007*D (CYCLEM2 (-2) ) -0.02143706777*D (GY (-1) ) -0.003185611967*D (GY (-2) ) +0.07976400684*D (LNX (-1) ) +0.1248894032*D (LNX (-2) ) -0.1171454006*D (RR (-1) ) -0.05629268601*D (RR (-2) ) -0.006477036777

(四) 格兰杰因果关系分析

由于前面的协整分析只是一种长期多变量数量关系分析, 并不能准确说明在长期中是货币政策调控引起了汇率的变动, 还是汇率波动引起了货币当局的货币政策调控, 以及汇率变动与实际经济之间的关系。为弄清汇率与货币政策调控及实际经济之间的因果关系, 我们采用格兰杰因果检验法对其进行因果检验, 检验结果如表5。

从格兰杰因果检验结果来看, 在5%的显著水平上, 不是人民币汇率变动的原因, 而相反人民币汇率却是M2cycle变动的原因;经济增长、出口与人民币汇率因果关系不显著;实际利率是人民币汇率变动的原因, 反之则不成立。分析造成我国货币政策调控 (M2cycle) 与人民币实际汇率反向因果关系的原因, 我们认为有可能是与我们选用实际汇率指标有关。由实际汇率指标的计算公式可知, 实际汇率与物价水平构成函数关系, 而物价水平 (一般以居民消费价格指数表示) 通常情况下又将是货币政策调控取向的重要参考指标, 也即物价水平是货币供应量变动的原因, 而物价水平又与实际汇率形成了确定性的关系, 因此实际汇率成为了货币供应量变动的原因。为了增强这种分析推断的可信性, 我们进一步对1996年1月至2009年12月的168对居民消费价格指数 (CPI) 和货币供应量 (M2) 样本数据进行格兰杰因果关系检验 (表6) , 检验结果显示, 拒绝CPI不是M2变动的原因出错的概率只有0.3%, 从而可以认为CPI是M2变动的原因, 而反之则不成立, 从而支持了前面的推断。

二、人民币汇率的脉冲响应和方差分解

下面将结合前面分析得出的长期协整方程, 利用Eviews分别计算人民币汇率对不同变量一个标准差新息冲击的20期脉冲响应过程 (图1) 。

从人民币汇率对各变量的冲击响应图来看, recycle对M2cycle的一个标准差新息响应从第二期开始逐渐变大, 至第六期达到最大为-0.072, 随后逐渐变小, 至第19期转为正响应;recycle对gr的响应同样在第六期达到最大为-0.044, 随后变小, 至19期转为正响应;recycle对Inx的一个标准差新息在前两期几乎没有响应, 在第六期达到最大为-0.015, 随后变小, 至第12期转为正响应;recycle对rr的响应比较迅速, 在第二期就达到-0.016, 在第六期达到最大为-0.070, 至第16期开始转为正值。

再从模型的方差分解来看, 如图2。人民币汇率的预测误差波动主要来自于自身的影响, 第七期后便基本稳定在50%左右, 货币政策调控对预测误差的贡献率相对较高, 第三期便达到4.54%, 第七期后更是稳定在20%以上。第七期以后, 经济增长的贡献率约为9%, 出口的贡献率约为0.9%, 实际利率贡献率约为19%。

三、结论分析

从以上数据检验和协整分析来看, 可以得出如下几点结论:

1.货币政策调控与人民币汇率之间存在长期协整关系, 但协整关联度很低且因果关系倒置, 货币政策调控不足以引致人民币汇率相应变动。

2.人民币汇率与经济增长和出口之间存在较明显的长期协整关系, 汇率每上升 (人民币贬值) 1%, 将使出口增长0.168%, 使工业增加值增长2.41%。但格兰杰因果检验表明, 人民币汇率与经济增长、人民币汇率与出口之间短期因果关系不明显。

3.人民币汇率与实际利率之间存在较明显的长期协整关系, 实际利率每增加1%, 人民币实际汇率将下降0.63%。同时, 格兰杰因果检验表明, 实际利率是人民币汇率变动的原因, 反之不成立。

4.人民币汇率对各变量的冲击响应时滞平均为6~8个月;第7期以后, 人民币汇率预测误差波动中货币政策调控、经济增长、出口和实际利率的贡献率分别为23.3%、9.3%、0.8%和18.7%。

摘要：利用新汇改以来的中国经济数据, 采用H-P滤波技术和VAR模型等方法对中国货币政策汇率传导效应进行实证分析, 得出:货币政策调控与人民币汇率间存在长期协整关系, 但协整关联度很低且因果关系倒置, 货币政策调控不足以引致人民币汇率相应变动;人民币汇率对各变量的冲击响应时滞平均为6—8个月。

关键词：货币政策,汇率,传导效应

参考文献

[1]楚尔鸣.中国货币政策汇率传导有效性的实证分析[J].湘潭大学学报:哲学社会科学版, 2006, (2) :52-58.

[2]李子奈, 叶阿忠.高等计量经济学[M].北京:清华大学出版社, 2000:56-57.

[3]时文朝, 我国货币政策传导的环境问题[J].金融研究, 2004, (9) :1-8.

[4]奚君羊, 谭文.影响人民币汇率若干宏观因素的实证检验[J].上海财经大学学报, 2004, (3) :26-31.

汇改的逻辑 第2篇

当前我国经济金融改革处于胶着期，复杂性和混乱性在扩大。市场焦点关注的论据并不与时俱进，或缺少市场根基的支持。根基的混乱在于超出规律、超出现实、超出真实。

结构和效率是焦点

我国从2005年汇率改革至今，市场焦点始终集中在数量概念的争论之中，比较突出就是外汇储备和热钱。7年时间的外汇储备增量不断，结构和效率始终没有有效的解决。7年时间的热钱概念不断扩大，数量隐忧难以消除。

首先是外汇储备的概念，既是一个数量问题的讨论，还是一个效率和结构、体制的改革思维的问题。

数量多吗？按照传统教科书和传统经济论据，我们过去与当前的外汇储备大大超标，这是一个风险，但是如果对比国际市场数量，恐怕我们并不多，而是不够，这也是一个风险，差异在哪里？因为仅国际外汇市场一天的数量规模，就从1997年1.2～1.4万亿美元数量增加到目前的一天4～5万亿美元规模，以此比较我国一年的数量并不够，而不是过多。相反目前的规模数量并不能有效对应可能出现的风险乃至危机。所以体制和效率以及结构问题是我国外汇储备的关键点，而非是数量和规模。

其次是热钱的规模被渲染，严重忽略其特征和对策应对。热钱是针对发展中国家和我国的技术不高端、专业不健全而来到这个市场，并非是发达国家经济有问题、发展中国家有魅力。从资金追逐利润的角度考量，美国和发达国家市场的产品数量和市场效率，投机中的热钱数量应该最多，他们的市场也有热钱，但我们几乎听不到热钱的概念，这种极端的议论是在发展中国家囤积投机性风险，而不只是在发展中国家有投资目标。我们讨论问题的侧重点和关键点不够专业会耽误很多时机和失去很多机会。

缺乏汇率保障制度

利率市场化改革是一个关键点，但是我们的现实是知难而退，而不是迎难而上，进而带来一系列的问题，包括市场价格配置、机构结构配置以及产品回报配置，尤其是汇率缺少根基参数，进而汇率改革也停留在表面，难以从制度上加以完善和健全。

特别值得关注的是我国人民币汇率与发展变化之“诡异”，焦点在2009年我国长达一年的盘整性，人民币价格6.82～6.83元价格的变化不大，仅升值0.09%是为何？现在看来是为当前的人民币再升值需求和基础技术做的铺垫，人民币2009年的盘整带来去年至今的人民币再度快速升值。美元依然是主导货币，是当今最有能量的货币，也是最具技术性和娴熟性的货币。因此，我国人民币也不可逃脱这种绑架和设计。所以在探讨我国金融许多问题时需要专业性的论证，而不是简单对策和措施的推进。我国人民币国际结算的错觉在于升值预期，我国人民币国际结算的错位在与美元定价，我国人民币国际结算的错觉在于贸易逆差。我们的论点和关注应该着眼我国的实际状况和金融专业的规范和规律，尤其是现实的状况。

面对错综复杂的市场形势，我们应该强化国情特色的对接和自我状况衔接，而不是简单盲从地追随和随从。市场经济我们走过了摸着石头过河阶段，金融市场我们不能继续借用摸着石头过河的论点，而应该转变为捡起石头找到自己的方向，使我们的金融工具成为为经济保驾护航的保全和保障性的政策工具。

尤其是结合到人民币和美元的比较，美元拥有制度效率的根基保障，美元市场份额绝对优势无法改变，美元无法替代。我国人民币缺少的是制度保障体制，仅靠我们对策的数量规模将不仅不会实现人民币目标，简单或短期的人民币国际化判断不是在进步，相反有倒退的可能。反之是在囤积人民币的风险，不利于经济稳定，不利于人民币价格均衡和合理把握。这需要认真论证和全面、长期规划。

应对策略

2010年以来，虽然我国媒体和专家评论五花八门，但是舆论方向较为一致认定人民币不可过快升值，似乎给予人民币方向定位。然而实际结果是人民币升值有增无减，人民币价格已经逼近6.5元，我国大型国有企业底线6.5元即将突破，人民币升值囤积巨大风险压力和杀伤破坏性。面对这种局面，笔者有一些自我多年观察的论点和建议。

1我个人认为我国人民币汇率应该采取主动调整对策，尤其是选择时机采取人民币贬值策略。一方面保护自己企业和产业国际竞争力，另一方面消除市场规律囤积的风险压力，主动打消人民币升值的预期，扭转人民币单边升值风险，这既有利于自己发展的主见，主动化解风险，同时也并未违背国际原则和趋势。当然市场最紧张的是美国会答应吗？汇率是双边和多边关系的体现，但汇率的根本利益和首先考虑是自我需要，美国是这样，所有国家都是这样，中国一直脱离这项全世界的原则，并不符合市场趋势和原则。尤其是人民币单边升值不可持续，必然有巨大贬值风险，主动贬值将化解被动接应贬值风险，有利于自我控制力。

2尽快设计和规划人民币参考一篮子货币的模式和权重，是我国人民币汇率改革有参照和指标把握。人民币国际结算措施并不是最好的对策，恰恰是汇率制度改革不到位的一种掩盖，并不利于人民币有效改革。我们应该用市场配置减少美元盯住因素，多元化组合将有利于我们的效率和避险，是以实际行动应对美元的措施，相反美元和美国将会祈求我们，从而我们会获得主动。而当今我们只是有舆论，美元有对策。完善和健全人民币参考一篮子货币是我们决策效率加快转变的关键。

3铺垫和开辟市场多元化理念、技术和舆论。简单观察，我们的专家学者多以股市评论和预期为主，我们的媒体以股评为主，我们的投资者以投资和投机股市为多，这样偏颇和极端的市场存在巨大风险，热钱恰恰是看到这种缺失和扭曲而运用和炒作。所以我们应将藏汇于民和藏金于民落实下来，在投资板块多元化开辟通道和提供产品，提供有回报的产品，通过投资渠道让老百姓有收益解决问题，而非抑制价格单边解决问题。

4加强教育和普及金融技术和知识，媒体和政府应该强调和强化金融专业的服务，使我们物质生活提高之后的文化和知识生活得到提高，反过来对于金融专业行业的推动将更具有实际意义。

长期角度看，我国还是需要长远规划，包括人民币国际化进程需要有时间表，循序渐进应该分阶段和有步骤的推进。尤其是难点和焦点应该寻求有所突破，而不要口号多，实际内容和转变少。

人民币汇改大事记 第3篇

【改进中间价】2006年1月4日, 央行引入询价交易方式和做市商制度, 改进了人民币汇率中间价的形成方式。

【破8】2006年5月15日, 人民币对美元汇率中间价突破8∶1, 达到1美元兑7.9982元人民币。

【首超港币】2007年1月11日人民币对美元中间价突破7.8, 同时人民币汇率13年来首次超过港币。

【调日波幅】2007年5月21日, 银行间市场人民币对美元汇率的日波幅从±0.3%扩大到±0.5%。这是自2006年初银行间市场引入做市商制度以来最重要的举措。也是自1994年以来对人民币对美元汇价波幅的首次调整。

【破7】2008年4月8日, 人民币对美元汇率中间价突破7.0。

汇改波动加剧的隐忧 第4篇

多位中外学者强调，当前中国正面临着汇改的绝佳时机，中国应抓住机遇，加快改革步伐，良机不可错失。

不过，尽管汇改春风扑面而来，我国出口型中小企业却不敢掉以轻心，此前人民币持续升值给中小企业带来的冬天仍然寒意未消。

汇率波幅调整

4月16日，中国人民银行宣布人民币兑美元汇率的波动幅度，从过去的5‰调整至1%。

这一决定被看作汇改实施的重要举措。国际货币基金组织(IMF)总裁拉加德对此表示赞同。她表示，这是扩大人民币汇率弹性的重要一步。

尽管早在2010年6月，二次汇改就曾被提出。但是2010—2011年间，人民币兑美元汇率扶摇直上的态势不减，致使汇改难以起步。从去年四季度起，人民币放缓了升值的步伐，汇率双向波动渐成常态，这终于使汇改破冰点显现。

对此，清华大学教授李稻葵评论道：“大好事。人民币汇率基本接近均衡，贸易及经常账户持续下降，外汇占款开始下降，汇率改革得以再推进。”

近期贸易账结构发生的转变，也是汇率趋稳的一大诱因。海关总署统计的对外贸易数据（图1）显示，今年1月，我国保持着272.78亿美元的顺差。但2月的情况却急转直下，314.83亿美元的逆差可谓大出各方所料，而3月顺差重现，为53.47亿美元。

外贸数据如此巨大的反复，是2005年我国实行汇率改革以来从未出现过的情况，2月更是创下了10年以来最大的单月贸易逆差。

分析人士称，我国贸易结构的这次扭转，也佐证了人民币汇率将由单边上扬转向双边浮动这一趋势。

汇改的时间窗口

从客观条件来看，平稳的市场环境、充足的外汇储备、弱化的升值压力，都给汇改提供了绝佳时机。

中国人民银行货币政策委员会在前不久召开第一季度例会上就表示，当前我国经济金融运行总体符合宏观调控预期，经济增长平稳，物价有所回落。欧债危机有所缓解，全球经济温和复苏，但不确定性依然存在。宏观经济的内外部总体向好，给汇改的实施提供了一个相对稳定的经济环境。

国家外汇管理局局长易纲亦指出，作为外汇储备第一大国，充足的外汇储备，有利于我国防范国际金融风险的冲击和金融危机的波及。

根据国家外汇管理局的统计数据，截至2011年底，我国的外汇储备将近3.2万亿美元，雄踞世界第一。被诟病已久的巨额外汇储备，可能在将来的汇改中得到一次救赎机会。

多位受访专家认为，人民币升值压力的减轻，也为汇改提供了难得的时间窗口。

前国际货币基金组织（IMF）中国部主任埃斯瓦•普拉萨德不久前在英国《金融时报》上撰文称，与其他新兴市场一样，因欧债危机而导致资金追求安全性，中国的资本流入也已减少，致使去年下半年中国外汇储备净积累额几乎为零。所有迹象都表明，市场预期人民币明年不会或基本不会升值，这一预期不大可能因为中国采取更灵活的汇率机制而发生明显转变。

“现在正是中国扩大人民币交易区间，建设更灵活的汇率机制的绝好时机。中国应该抓住这个机会，在贸易顺差再现或者资本重新流入、使人民币恢复升值之前出手。上述有利于中国实施汇改的条件可能不会持续太久。”埃斯瓦•普拉萨德说。

对于进行汇改的紧迫性，银河期货宏观分析师柳瑾也表达了相同的看法。他对《英才》记者表示，美欧经济复苏存在隐忧，加之不确定因素较多，汇改进行面临的时间窗口较短。

不过，中信银行国际金融研究员刘维明持不同看法。他表示，充足的外汇储备，不断壮大的金融市场，以及人民币互换协议和人民币离岸市场的蓄势待发，都将促使大趋势长期利好汇改，不存在时间窗口短暂的问题。

倒逼风险对冲工具

尽管汇改迎来了成熟时机，但是其对金融市场牵一发而动全身的作用却不能忽视。多位分析师均表示，汇改尤其给出口型中小企业带来挑战。

尽管国家外汇管理局网站今年4月16日刊文称，我国实行多年的强制结售汇制度已经退出历史舞台，企业和个人可自主保留外汇收入。但是，多年来外汇投资渠道的缺乏，专业人才的空白，很可能使企业无法马上掌握对冲工具的使用，从而导致难以抵御外汇风险。

亚汇首席分析师柳英杰表示，汇改的实施，势必带动整个金融市场的活力，更是人民币国际化推进的重要一步。但汇改也可能带来隐忧。

“汇率波动会挤压江浙地区中小型出口企业的利润。资金链不足以涵盖利润空缺的企业，则可能面临倒闭的困境。”柳英杰说。

刘维明进而指出，一旦企业受冲击明显，那么民生问题将会显现。因此，在推行汇改的过程中，如何能够既把握住难得的时机，又保证稳健的推进，是此次汇改面临的一大关键问题。

因此，企业在汇改中如何避险，成为汇改这盘棋局的重中之重。柳英杰表示，汇改实施将减轻央行在强制结售汇制度下为维持汇率稳定而面临的高成本压力，但如果企业在闭塞的外汇市场中寻求不到对存量外汇进行保值、升值的操作可能，转而向境外市场，那么，央行在跨境监管上又将面对更大的监管压力，最终可能顾此失彼。

对此，柳瑾表示，汇改引发的风险有可能会倒逼商业银行开发对冲工具、外汇理财产品，以提升企业抵御风险的可能性。这样，因为避险工具选择面小而对企业带来利空的心理影响，就将有可能得到缓和。

“机构在风险对冲工具的开发，外汇监管制度的放宽上也同样有着责无旁贷的义务。”柳英杰说。

汇改政策 第5篇

1 分析模型的选用

1.1 灰色关联度分析

灰色关联分析是根据各因素变化曲线几何形状的相似程度, 来判断因素之间关联程度的方法。灰色关联分析方法对样本容量大小无严格要求, 原始数据分布类型不限, 因素之间的发展变化关系不管是直线还是非直线。其基本思想是将评价指标原始观测数进行无量纲化处理, 计算关联系数、关联度以及根据关联度的大小对待评指标进行排序。2005年汇改以来, 表现美中贸易逆差与其他影响因素的数据有限, 所以采用灰色关联度分析是很好的选择。

做关联分析先要指定参考数据列。参考数据列常记为x0, 记第1个时刻的值为x0 (1) , 第2个时刻的值为x0 (2) , 第k个时刻的值为x0 (k) 。因此, 参考序列x0可表示为:

x0= (x0 (1) , x0 (2) , , x0 (n) )

关联分析中被比较数列常记为x1, x2, , xm。

对于一个参考数据列x0, 有m个比较数列x1, x2, , xm的情况。可以用下述关系表示各比较曲线与参考曲线在各点 (时刻) 的差:

undefined

式中, ξi (k) 是第k个时刻比较曲线xi与参考曲线x0的相对差值, 它称为xi对x0在k时刻的关联系数。其中, ζ是分辨系数, 一般在0与1之间选取。

计算关联系数之前, 先将数列作初值化处理, 即用每一个数列的第一个数xi (1) 除其他数xi (k) , 这样既可使数列无量纲又可得到公共交点xi (k) 即第1点。最后再使用公式计算第k个时刻比较曲线xi与参考曲线x0的相对差值, 如下所示:

undefined

关联系数的数很多, 信息过于分散, 不便于比较, 为此有必要将各个时刻关联系数集中为一个值, 求平均值便是做这种信息集中处理的一种方法。关联度的一般表达式为:

undefined

1.2 灰色关联度检验

根据前面所述关联度的计算方法算出比较数列xi (i=1, 2, , m) 与参考数列x0的关联系数, 然后计算出关联度, 根据经验, 当ζ=0.5时, 关联度大于0.6便满意了。

2 分析数据的取得很整理

2.1 数据的取得

在世界银行WDI数据库中选用用人民币对美元的汇率来研究汇率对中美贸易不平衡的影响, 用美国人均收入 (美元) 和中国人均收入 (美元) 来研究两国不同的收入水平和工资水平对中美贸易不平衡的影响, 用美国通胀率 (%) 和中国通胀率 (%) 研究两国不同的通货膨胀水平对中美贸易不平衡的影响, 用美第三产占GDP比 (%) 和中第三产占GDP比 (%) 研究中美不同的产业结构对中美贸易不平衡的影响, 用美国内总储蓄占GDP比 (%) 和中国内总储蓄占GDP比 (%) 来研究中美不同的消费习惯对中美贸易不平衡的影响, 用美实际利率 (%) 、中实际利率 (%) 、美M2占GDP比 (%) 、中M2占GDP比 (%) 研究中美不同的货币政策对中美贸易不平衡的影响。

2.2 数据的整理

为了能直观体现中美两国各项差异, 除美中逆差和人民币对美元汇率外, 其他数据直接用美国的数据减去中国的数据得到美中人均收入差 (美元) 、美中通货胀差 (%) 、美中第三产占GDP比差 (%) 、美中国内总储蓄占GDP比差 (%) 、美中实际利率差 (%) 、美中M2占GDP比差 (%) 。

资料来源:通过世界银行WDI数据库计算得到 (其中美中贸易逆差数据来源于美国商务部) 。

3 数据分析

3.1 灰色关联度分析

把美中逆差 (亿美元) 作为参考数列, 其他指标作为比较数列, 研究中美两国各项差异与中美贸易不平衡的关系。

先将数列作初值化处理, 即用每一个数列 (每一个指标) 的第一个数xi (1) 除其他数xi (k) , 得到无纲量的把美中逆差 (亿美元) 人民币对美元汇率、美中人均收入差 (美元) 、美中通货胀差 (%) 、美中第三产占GDP比差 (%) 、美中国内总储蓄占GDP比差 (%) 、美中实际利率差 (%) 和美中M2占GDP比差 (%) 。

使用计算关联系数公式undefined, 计算为xi对x0在k时刻的关联系数, 其中设ζ=0.5。

再使用undefined计算关联度, 其中r1, r2, r3, r4, r5, r6, r7分别表示人民币对美元汇率、美中人均收入差 (美元) 、美中通货胀差 (%) 、美中第三产占GDP比差 (%) 、美中国内总储蓄占GDP比差 (%) 、美中实际利率差 (%) 、美中M2占GDP比差 (%) 与美中逆差的关联度。

其中, r5﹥r2﹥r7﹥r4﹥r1﹥r3﹥r6。

3.2 灰色关联度检验

设ζ=0.5条件下, r1, r2, r3, r4, r5, r6, r7分别大于0.6, 表明上述结果可用, 上述因素对中美贸易不平衡影响的顺序从大到小分别是美中国内总储蓄占GDP比差 (%) 、美中人均收入差 (美元) 、美中M2占GDP比差 (%) 、美中第三产占GDP比差 (%) 、人民币对美元汇率、美中通货胀差 (%) 、美中实际利率差 (%) 。

4 定量分析结果的解读

根据各项指标所代表的含义得到, 自从2005年中国汇率改革以来, 影响中美贸易不平衡的主要原因是两国的结构性不平衡引起的, 其中不同的国内总储蓄水平、人均国民收入水平、产业结构是造成美中国贸易逆差的主要原因, 汇率和不同的通货膨胀是造成美中贸易逆差的次要原因。

摘要：本文使用灰色关联度分析方法, 研究2005年汇改以来影响中美贸易不平衡的主要原因, 发现中美贸易不平衡的主要原因是两国的结构性不平衡引起的, 汇率是造成美中贸易逆差的次要原因。

关键词：中美贸易,贸易逆差,汇率,结构性不平衡,人民币汇率改革

参考文献

[1]杨静梅.河北省钢铁产业与物流产业的灰色关联度研究[J].中国物流与采购, 2011 (23) :68-69.

[2]石磊.美国的贸易逆差及中美贸易摩擦成因探析[J].复旦学报 (社会科学版) , 2004 (4) :23-27.

[3]赵瑾.中美贸易不平衡与日美贸易不平衡的不同[J].国际贸易, 2012 (2) :25-29.

汇改政策 第6篇

关键词：从民币汇率,汇改,股指,关系

1 引言

自2005年股权分置改革和汇率制度改革以来, 股价和汇率波动总是备受关注, 无论是二者在2005-2007两年间的相携上扬, 还是金融危机以来的背道而行, 总是引起我国专家学者的探讨, 但目前达成共识的仅是股价和汇率之间存在着一定联系, 而对于二者有多大程度的联系、怎么样联系的问题没有定论, 本文将尝试用最根本的数据对此做出一点解答。

2 文献综述

国际上关于汇率与股价之间关系的理论主要分为两种, 一种称为流量导向模型, 该模型由Dornbusch和Fisher于1980年提出, 他们认为汇率波动对企业的影响取决与公司进出口比例与外汇负债或者外币计价的资产数量两方面。另一种理论称为股票导向模型, 由Branson和Frankel创立, 他们认为外汇市场跟其他商品一样受供求关系决定, 例如当股价上升时, 外国投资者将所持外汇流入该国资本市场, 导致本币需求量增加, 从而使得汇率下降, 本币升值。

二者关系的实证方面也主要以发达国家为主。Taylor & Tonks (1989) 比较分析了英国、美国、德国 (西德) 和日本四国外汇管制的废除与股票市场的增长没有明显联系。Ajayi & Mougoue (1996) 通过对八个发达国家1985-1991年的汇率与股票市场的分析, 提出本币升值对股市是短期内正相关而长期内负相关的。Granger, Huang and Yang (2000) 在研究1997年亚洲金融危机中汇率与股价的关系时发现二者存在着很强的联系, 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。

我国2005年开始汇率制度改革以来对汇率与股价的研究比较少。张兵, 封思贤, 李心丹, 汪慧建 (2008) 实证发现了汇率和股价存在着长期均衡的协整关系并且具有较强的稳定性, 并认为从长期来看, 两者关系符合流量导向模型, 上证指数受到汇率长期影响, 从短期来看, 股市和汇市存在着交互影响, 汇率变化影响股指变动有时滞。

3 数据描述和研究方法

3.1 数据描述

股指是我国股市状况的直接反映, 而其中上证A股指数最为代表。故本文研究中选取了上证A股指数代表我国股市, 汇率方面则选取最重要的人民币对美元汇率为代表。数据来源于巨灵财经数据库, 处理工具为EVIEWS6.0软件。具体样本选取2005年7月23日到2010年12月31日的上证A股指数 (SA) 和人民币对美元汇率日数据 (EX) , 剔除股票休市导致没有数据的样本点, 共计1325对有效数据。

3.2 研究方法和实证分析

根据2005年7月底以来的市场数据, 可以看到股指经过一轮牛熊市洗礼后步入了振幅缩小的震荡期, 而汇率4年多来大体则是平行向下, 2008年金融危机后下跌速度有所下降。对两个指标进行取对数自然数后再进行比较, LN (SA) 和LN (EX) 的相关性直观比较明显, 有背道而驰也有相携同跌。利用EVIEWS对LN (SA) LN (EX) 进行相关性检验发现总体而言人民币汇率与上证综合指数呈负相关, 但相关程度并不高, 分阶段具有不同的相关性。在直观了解二者相关性的基础上, 本文接下来将对上证A股指数和人民币对美元汇率进行单位根检验, 用协整检验的方法从整体上判断二者的变化是否处在长期均衡, 最后进行格兰杰因果关系检验。

(1) 平稳性检验。

由于时间序列数据进行协整和因果检验之前, 必须先检验时间序列的平稳性, 单位检验方法有多种, 本文选取广泛使用的ADF检验法, 检验结果见下表1。

从表1可以看出, 原序列的ADF值都没有超过临界绝对值, 序列存在单位根。而经过一次差分后, 新序列的ADF值均在1%的水平上拒绝了有单位根的原假设, 为平稳序列。

(2) 协整检查。

注:***表明在1%水平下显著, **表明在5%水平下显著, *表明在10%水平下显著。

在对两个变量数据进行单位根检验基础上, 估计一个特殊的VAR模型, 来判断二者是否具有协整关系。如果存在着协整关系, 则意味着二者存在长期均衡关系, 便可利用误差修正模型分析因果关系走向, 检查结果见表2。

依据AIC信息准则和SC信息准则, 误差修正模型的滞后阶数确定为为2阶。从表2中可以看出, 在10%的水平下, 汇率和股价指数之间存在协整关系, 说明两者之间存在长期稳定的均衡关系。

(3) 格兰杰因果检验。

从上述协整检验的结果可知, 上证综合指数与人民币名义汇率之间存在着长期稳定的相互依赖关系, 因此我们可以运用Granger因果检验法进一步研究它们之间的因果关系。由于Granger因果检验对滞后的阶数非常敏感, 为了获得最佳的滞后阶数, 我们这里依然采用AIC和SC信息准则为标准, 选取滞后6期为最佳滞后期, Granger因果关系检验结果见表3。

可以看出上证综合指数波动对汇率波动具有Granger意义上的因果关系, 而汇率对上证综合指数也具有Granger意义上的因果关系。

4 结论与建议

我国作为新兴和转轨的经济体, 汇率和股市关系和国外发达资本市场相比表现出了特殊性。基于实证检验结果, 本文得出以下结论:

第一, 汇率和股价指数之间存在长期的协整关系, 随着全球化进程的深入, 汇率和股市这两个金融资产价格之间的联动性将越来越强;第二, 长期而言, 股指对汇率波动具有Granger意义上的因果关系, 而汇率对股指也具有Granger意义上的因果关系。

2007年美国次贷危机爆发, 美元贬值通过全球金融体系沉重地冲击我国经济, 汇率对于我国金融金融市场和实体经济的影响开始加深, 同时国民经济和股票市场对汇率的影响的影响也越来越明显。应对股市和外汇市场的关联, 本文建议:政府进一步实现我国人民币汇率制度改革, 适当放松汇率浮动空间;加强外汇市场风险管理, 防止非法国际资本流入国内, 维护外汇市场稳定运行。政府开放资本市场必须和汇率改革相一致, 防止升值预期造成的股市波动。政府在着力推进资本市场开放建设的同时, 需对各市场实施合理的措施以维护市场稳定, 形成更富有弹性的人民币汇率机制, 防止升值预期造成的股市波动;特别要重视外汇市场建设, 妥善处理人民币升值的节奏和资本市场对外开放的时机。

参考文献

[1]Kurihara, Yutaka.The Relationship Between Exchange Rate and Stock Prices During the Quantitative Easing Policy in Japan..2006.

[2]Solnik, B.Using financial prices to test exchange rate models:a note Journal ofFinance[J].1987, 42-141.

[3]张兵, 封思贤, 李心丹, 汪慧建.汇率与股价变动关系:基于汇改后数据的实证研究[J].经济研究, 2008, (9) .

汇改政策 第7篇

关键词：二次汇改,汇率,MF-DFA,多分形特征

引言

汇率对一个国家的国内经济和对外经济贸易都起着极其重要的作用,也是反映一国宏观经济运行的基本状况的重要指标。自2005年7月21日人民币汇率进行了第一次汇改后,2010年6月19日中国人民银行启动了第二次汇改,进一步推进人民币汇率形成机制改革,增强人民币汇率弹性。二次汇改必将对人民币汇率走势、中央政府宏观调控、中国经济发展和人民的生活产生影响。

近年来,随着经济物理学的发展,多分形理论受到了实证和理论界的关注,学者们发现了研究和分析金融市场的新视角。多分形理论已被广泛地运用于股票市场[1,2],而对中国汇率市场的研究则相对较少。苑莹和庄新田[3]验证了国际上3种主要的国际汇率收益序列存在多分形特性,并分析了导致多分形特性的原因。崔美兰和李汉东[4]利用多分形消除趋势波动分析(MF-DFA)方法对比分析了中国和国际汇率市场的多重分形特性。然而,国内外尚缺少二次汇改对中国汇率市场的多分形特性的影响的研究成果。

鉴于此,本文将从多重分形的角度研究二次汇改对中国汇率市场的影响,利用MF-DFA方法对于美元、欧元、日元及英镑兑人民币进行分析,观察其广义赫斯特指数、多分形特性以及多分形强度的变化。

一、多分形消除趋势波动分析(MF-DFA)方法

Kantelhardt等[5]的MF-DFA方法可以对非平稳的时间序列检验其多分形特性。根据MF-DFA方法,对一个时间序列{xi},i=1,2,,N进行处理,可以求出q阶波动函数:

通过分析每一个q值对应的Fq(s)和的双对数函数来确定波动函数的标度指数:

其中,h(q)即为广义赫斯特指数。从MF-DFA方法中可以得到多重分形谱:

二、二次汇改对汇率收益率多分形特性的影响的实证结果及分析

(一)数据选取

分别选取中国汇率市场2005年7月21日2013年8月30日的美元、欧元和日元兑人民币的1975个日汇率数据,以及2006年8月1日2013年8月30日英镑兑人民币的1 721个日汇率数据,以2010年6月19日为界,将以上数据分为2个不同的时间段。数据来源于国家外汇管理局。进行实证的数据是对数收益率序列,将汇率的收益率定义为汇率值的对数差。

(二)二次汇改前后中国汇率市场的多分形结构分析

分别对二次汇改前后的美元、欧元、日元和英镑兑人民币的每日汇率收益率序列进行MF-DFA分析,其中s的取值范围为3至N/5天(N为时间序列的总长度),当q从-10到10变化时,得到的汇率收益率序列的广义赫斯特指数(表1),可以看出:

(1)当从-10变化到10时,二次汇改前美元兑人民币的广义赫斯特指数从1.464 0递减到0.517 5,而在二次汇改后美元兑人民币的广义赫斯特指数从1.206 2递减到0.405 6,从值来看,二次汇改前的多分形特性略微强于二次汇改后。

用相同的方法分析欧元、日元和英镑兑人民币的收益率序列,发现4种汇率市场均存在明显的多分形特性,所以用单分形模型来对其进行描述与实际情况不合。除了美元兑人民币的二次汇改前的多分形特性略微强于二次汇改后,其他3种汇率在二次汇改后的多分形特性都强于二次汇改前。

(2)对于美元兑人民币的收益率序列:在二次汇改前,当阶数q为负数时,h(q)>1,表现为具有持久性特征的非平稳过程,当阶数q为非负数时,0.51,表现为具有持久性特征的非平稳过程,当阶数q为较小负数和0时,0.5

对于欧元、日元和英镑兑人民币的收益率序列也可以用相同的方法分析。

(3)在给定阶数时,美元兑人民币在二次汇改前的要h(q)大于二次汇改后的,说明在该时间标度下,二次汇改前具有更强的状态持久性,更弱的状态反持久性;而欧元、日元和英镑兑人民币的情况则相反,在二次汇改后的h(q)要大于二次汇改前的的,说明在该时间标度下,二次汇改后具有更强的状态持久性,更弱的状态反持久性。

(三)中国汇率市场的多分形强度分析

根据MF-DFA方法可以得到各汇率市场在二次汇改前后的多重分形谱f(α)~α,在多分形模型中,时间序列的强度可以通过Δα=αmax-αmin来描述,且Δα越大,多分形强度越大。

从二次汇改前后美元、欧元、日元和英镑兑人民币的多分形强度表(表2)中可以看出,二次汇改前的美元兑人民币的多分形强度略微大于二次汇改后,二次汇改后的欧元兑人民币的多分形强度略微大于二次汇改前,而二次汇改后的日元和英镑兑人民币的多分形强度明显大于二次汇改前。

三、结论

为了研究二次汇改对中国汇率市场的多分形特性的影响,选取第一次汇改后中国汇率市场的几种主要汇率数据,分段分析了汇率收益率的多重分形特征。结果发现,无论是二次汇改前还是二次汇改后,汇率收益率序列均存在多重分形特征。通过对比,在给定阶数时,美元兑人民币在二次汇改前具有更强的状态持久性、更弱的状态反持久性;而欧元、日元和英镑兑人民币的情况则相反,二次汇改后具有更强的状态持久性、更弱的状态反持久性。同时,二次汇改前的美元兑人民币的多分形强度略微大于二次汇改后,而二次汇改后的欧元、日元和英镑兑人民币的多分形强度则大于二次汇改前。

参考文献

[1]王鹏,王建琼.中国股票市场的多分形波动率测度及其有效性研究[J].中国管理科学,2008,16(6):9-15.

[2]汪冬华,索园园.金融危机前后中国股票市场和外汇市场的交叉相关性:基于多重分形理论的视角[J].系统管理学报,2013,22(3):394-401.

[3]苑莹,庄新田.国际汇率的多重分形消除趋势波动分析[J].管理科学,2007,20(4):80-85.

[4]崔美兰,李汉东.中国和国际汇率市场的多重分形比较[J].北京师范大学学报:自然科学版,2011,47(5):546-550.

汇改政策 第8篇

人民币汇率自1994年的人民币汇率并轨, 开启以供求关系为基础、单一的、有管理的浮动汇率制度, 到2005年7月央行提出参考一篮子货币进行调节, 再到2010年6月进一步推进人民币汇率形成机制改革、增强人民币汇率弹性, 在人民币汇改之路不断前行的背景下, 中国的经济和国力已经发生了深刻的变化, 近年来人民币汇率也屡创新高。纵观汇率改革以来, 人民币汇率伴随着不断加强的双向波动特征, 整体呈现逐步上扬趋势, 这给我国对外贸易的发展带来了直接并且重要的影响。人民币汇率的波动不仅会直接影响贸易的流量, 也会影响贸易结构的改变。本文试图对人民币汇率改革以来, 人民币汇率波动与我国对外贸易结构两者之间的关系进行分析研究。

二、人民币汇率波动与我国贸易结构的变化分析

汇率变动实际上并不影响进出口商品本身的价值, 而是通过改变它们在国际贸易中的相对价格, 来提高或削弱它们在国内市场上的竞争能力。一般而言, 本币升值有利于扩大进口, 抑制出口;本币贬值有利于扩大出口, 抑制进口。自1994年以来, 伴随着人民币实际有效汇率双向波动不断上扬的变动趋势, 我国贸易结构也发生了变化。主要呈现出以下特点:

(1) 我国整体贸易竞争力增强。图1通过对1994年至2010年人民币实际有效汇率 (REER) 和商品进出口贸易特化指数 (TC0) 的趋势进行分析, 发现REER的波动与TC0的变动趋势基本保持一致, 随着人民币汇率的不断波动上升, 我国商品进出口贸易特化指数也从0.02波动上升到现在的0.06, 贸易竞争力总体增强。

(a) 人民币实际有效汇率 (REER) 变动趋势

数据来源:1.人民币有效汇率REER来源于国际清算银行加权计算得出;2.商品贸易特化指数TC0由海关统计资讯网站数据统计得出。

(2) 我国贸易方式得到改进。贸易方式的转变和发展, 不仅有利于促进我国对外贸易的发展, 而且有利于我国贸易结构的调整, 决定着我国对外贸易的整体发展状况。我国目前采用的贸易方式主要分为加工贸易、一般贸易和其他贸易三种类型。从图2中可以看出, 在进口贸易中, 加工贸易所占总进口额40%左右, 并整体呈现下降趋势, 而一般贸易占总进口额的比重整体呈现上升的趋势;在我国出口贸易中, 加工贸易所占总出口额平均50%以上的比重, 一般贸易出口比重占40%左右。

数据来源:国家统计局网站与海关统计资讯网

(3) 我国贸易结构不断优化。如果一个地区的高级贸易部门的贸易特化系数呈上升趋势, 而低级贸易部门的贸易特化系数呈下降趋势, 那么可以认为该地区贸易结构呈优化趋势。我国汇率改革以来, 初级产品的贸易特化系数 (TC1) 不断下降, 而工业制成品的贸易特化系数不断上升, 从1994年的0.01波动上升至2010年的0.21, 累计增加了0.2, 显示出工业制成品的竞争优势出现了较大的改观, 对整体贸易结构的优化贡献较大, 如图3所示。

数据来源:国家统计局网站

二、人民币汇率波动对我国贸易结构影响的实证分析

汇率影响对外贸易的途径主要是通过汇率的升值和贬值来改变一国商品在国际市场上的相对价格, 从而通过改变其商品的价格竞争力来影响对外贸易结构。按照国际贸易标准分类和附加值的高低, 出口商品的构成可以分为两个大类, 即初级产品和工业制成品。相比而言, 工业制成品中的资本和技术密集型产业附加值高, 竞争能力强, 因此外贸增长方式的改进和国内产业结构的优化大多通过资本和技术密集型产业贸易指数的变化来衡量。本文采用协整检验的方法来反映人民币汇率波动与我国贸易结构变化的关系。

(一) 数据选取。

人民币汇率分为名义汇率和实际有效汇率, 由于名义汇率包括了通货膨胀率的因素, 不能完全反映汇率变动对一国贸易的真实影响, 本文采用人民币实际有效汇率, 数据来源于国际清算银行的月度有效汇率指数, 资本与技术密集型产业贸易指数以机电产品和高新技术产品的贸易特化指数来表示, 该指数通过海关统计资讯网站数据计算得出。以上数据的样本期间为2005年8月至2010年12月。

(二) 实证检验。

本文运用单位根检验中的ADF检验, 对2005年8月2010年12月期间资本与技术贸易特化系数和人民币实际汇率之间的平稳性进行检验, 其中REER代表人民币实际有效汇率, TC3代表资本与技术密集型商品贸易特化系数。结果表明, REER和TC3均是一阶单整序列, 可以进行进一步进行协整检验。本文采用E-G两步法进行长期协整分析, 发现REER与TC3之间存在有长期协整关系, 回归后的协整方程如下:

在上述协整方程中我们可以看到, 实际有效汇率 (REER) 系数的统计量十分显著。从长期来看, 人民币实际有效汇率升值对我国贸易结构升级有正向推动作用, 人民币实际汇率每升值1%, 以资本与技术密集型产品衡量的进出口商品结构 (TC3) 升级约0.29%。考虑到我国贸易结构不断优化的事实, 从而可以得出人民币汇率的升值对我国贸易结构的改善产生了积极影响。

三、研究结论与建议

综上所述, 实行汇率改革后, 人民币实际汇率呈现出双向波动的渐进上升的变动趋势。同时, 我国的贸易结构也得到优化和改进。通过上文的实证分析, 我国贸易结构的优化在很大程度上得益于人民币实际有效汇率的变动。因此, 稳步推进人民币汇率改革, 保持人民币汇率在合理均衡水平上的基本稳定, 真实反映人民币的实际对外价值, 有利于促进我国贸易结构的优化。

贸易结构在一国对外贸易中占有极其重要的地位, 它既是一国对外贸易的基础, 又是一国对外贸易质量的重要指标, 它的变动, 不仅关系着一国的对外贸易活动, 也和一国的经济发展密切相关。目前, 我国对外贸易的依存度还比较大, 人民币汇率继续保持升值态势, 这对劳动密集型产品的出口会产生一定的压力。远期来看, 人民币升值将强迫中国加快产业结构和消费结构升级的步伐, 部分失去竞争力的劳动密集型产业将被淘汰, 资源将加速从出口部门向进口部门流动, 期间将会产生新的消费需求, 实现产业结构和消费结构的升级。

在后金融危机时期, 对于我国而言, 在城镇化进程和工业化进程持续推进的大背景下, 我们应该充分利用汇率改革的契机, 进一步增加人民币汇率弹性, 小幅渐进的人民币汇率波动趋势虽然使传统的劳动密集型产业竞争力有所削弱, 但将促使资源配置逐渐转向进口部门, 利用欧美等发达经济体希望增加出口来缓解国内财政压力的契机, 加速高新技术引进, 推动国内产业升级, 进而推动资源密集型和技术密集型产品的出口, 加快我国贸易结构优化的进程, 最终实现我国与欧美等发达经济体的贸易结构由互补型向竞争型的转变, 进一步促进我国贸易结构的优化和升级。同时, 在这一过程, 我国与欧美等主要经济体的贸易关系也会经过整合而形成新的平衡, 减少贸易摩擦, 从而更加利于我国经济持续、稳定、健康地发展。

参考文献

[1]傅冠岚.人民币实际有效汇率变动对我国贸易结构的影响[J].北方经济, 2008 (6) .

[2]马秀远.人民币实际有效汇率变动对中国贸易结构影响的分析[J].金融发展研究, 2010 (4) .

[3]冯正强, 杨晓霞.人民币汇率对我国对外贸易结构的影响分析[J].经济经纬, 2007 (4) .

[4]邓水兰, 温冶忠.人民币汇率变动对我国进出口贸易结构的影响[J].国际贸易, 2008 (9) .

[5]费代华.人民币实际汇率变动对贸易结构调整的实证研究[J].广西金融研究, 2008 (1) .

汇改给我们带来了什么 第9篇

2010年6月21日，中国央行宣布汇改之后的第一个交易日上午，证券市场地产、金融板块大幅上涨，人民币NDF出现上升迹象，现货美元的卖压加剧，人民币兑美元则突现单边上涨，稍早曾高见6.8089元，创2005年7月汇改以来的最高点。

人民币会直线上涨。从理论上说，人民币放开汇率浮动区间并不必然导致人民币汇率大幅上升。“末日博士”鲁比尼表示，由于欧债危机，人民币对欧元近期已大幅升值，如果欧元继续贬值，很可能与美国的期望相反，中国会放手让人民币对美元贬值。假使升值，明年的幅度将约在3％到4％，会导致中国贸易顺差缩小、经济成长放缓。

这只是理论，事实上，市场已经在为人民币升值的预期起舞。虽然中国国内的实体经济面临转型，虽然证券市场面临沉重的融资、再融资压力，但投资者仍盯着中国庞大的外汇储备，哪个投资者相信，拥有如此庞大外汇储备的国家的货币汇率会大幅下挫?

汇改是一场利益的重新分配，中国是被动而为。就企业而言，所有受益于资产溢价的公司将在短期内受益，外债较多的石油、航空、房地产等企业有利，而制造企业将遭遇汇率浮动与成本上升的双重打击。就国家而言，拥有外债的机构突然被减轻了债负，如美国与中国在国外借债的企业，拥有人民币债务的机构则套上了沉重的枷锁，中国的外汇储备会像肥皂一样被越洗越小。

汇改后波动区间不会过大，央行强调不会一次性重新估值，但累积效应不容小觑。从2005年7月中国启动汇改到2008年7月，人民币兑美元累计上长21％，而主权债务危机爆发以来，欧元兑美元贬值20％以上。中国汇改要取得平衡，如果不出现大规模的实体经济衰落，20％左右的升值幅度可以预期，撇除已经上升的15％，还有5％左右的空间。也就是说，在全球范围内，人民币汇率将一枝独秀向上伸展。

这对于中国证券市场的投资者有可能是个巨大的安慰，对中国实体经济并非福音。A股市场的运行与汇率波动有同向关系，人民币对美元“破7”当天创下的3471点，至今没有突破。不仅如此，A股相对于H股的折价将逐步消失，2009年下半年以来，随着货币政策开始收紧，AH溢价震荡下跌，8月后A股更是对H股出现少有的折价现象，端午节前溢价指数创三年来新低。截至2010年6月18日，工行AH折价率达到前所未有的18％。人民币汇率上升向全球热钱发出邀请函，资金将逐渐集中到中国资本与货币市场。

汇改虽然有可能促使人民币小幅升值，对于中国实体经济而言却并非福音，无论是煤炭还是铁矿石，库存量都在上升而价格看跌。笔者在端午参加粤商转型论坛时，有企业家询问有什么办法可以稳定货币，让实体企业有转型之机，对于这个问题只能有悲观的答案，事实上，随着各项成本上升、货币升值，有越来越多的中小制造业将被掏汰出局。他们会首先为中国的经济转型支付代价。

证券市场并非一味向上。由于小幅上升面临巨大的热钱流入压力，政府会越来越迅速地开放融资与再融资。这一直是对冲过多流动热钱的利器，以避免中国资产阶格产生2007年的泡沫，2009年信贷扩张高潮曾经用过一次，汇改之后用第二次。

可怕之处在于，所有金融机构全都要走上注资、上市之路，在证券市场兑现未来收益，不管有多少钱，都得一次又一次为金融机构买单。中国的不良资产处置公司不仅不会退出历史舞台，相反，这些公司还在大举扩张，使我国的国有金融机构规模越来越庞大，他们动辄从证券市场吸走上千亿资金。

一方面是升值与热钱的冲击，另一方面是实体经济增长放缓与融资再融资的利空压力，可控的汇改对市场影响长期偏于中性，短期利好。今后情况如何，要看人民币的汇改程度，以及中国实体经济转型是否成功。