外币会计论文十篇

外币会计论文篇1

关键词：货币政策;会计信息可比性;应计异象

现有研究表明，货币政策的变动能够影响企业管理者的经济预期，进而调整财务策略和会计政策来应对经济环境变化以及货币政策冲击(姜国华和饶品贵，2011)。自2007年金融危机以来，中国人民银行频繁利用存款准备金率、再贴现率、存贷款基准利率等工具调整货币政策，当预计经济过热时，会通过提高存款准备金率、提高存贷款基准利率等紧缩的货币政策来给经济降温；反之，则通过宽松的货币政策来刺激经济。频繁的货币政策变动给本文研究宏观经济政策变动与企业微观会计信息披露行为及其经济后果提供了非常难得的研究契机，故本文进行了较为系统的文献回顾。

1货币政策的传导渠道

信贷配给理论认为，货币政策能够对实体经济产生影响，货币渠道和信贷渠道是货币政策影响实体经济的主要渠道(Bernanke等，1992；Kashyap等，1993；Bernanke等，1995)。货币渠道表现为利率和汇率对实体经济的影响，在货币政策趋紧时，银根紧缩将导致企业的融资成本提高。钱雪松等(2015)的研究结果显示，中国货币政策传导的货币渠道已经在发挥作用。而信贷渠道则表现为资产负债表和银行信贷对实体经济的影响，在货币政策趋紧时，投资、总需求下降，银行放贷意愿也随之下降，信贷约束条款更趋严格(Gertler等，1994)，银行将要求企业提供更高质量的会计信息以确保其贷款的安全性。郑军等(2013)认为，信贷渠道是中国货币政策对经济实体发生作用的重要传导渠道。但叶康涛和祝继高(2009)和罗荣华等(2014)的研究却表明，银根紧缩时，银行的信贷决策并非主要服从于经济目标，导致银行信贷资金的配置效率较低，银行未发挥出有效的监督作用。金鹏辉、张翔、高峰(2014)研究发现，在宽松的货币政策环境下，银行会放松贷款审批条件，从而承担过度风险。现有文献研究货币政策的传导机制主要集中于货币政策与银行信贷之间的关系，对货币政策通过股票市场传导的研究则相对较少。刘剑和胡跃红(2004)系统梳理了西方经济学家关于货币政策传导机制与股票市场关系的研究文献。他们总结到，西方国家股票市场主要通过资产结构调整效应渠道、财富效应渠道、流动性效应渠道、资产负债表渠道和股票市场渠道传导货币政策，研究这五种渠道，不难发现，无论哪种渠道都会使股票市场价格随着货币供给量的增加而上升，并最终影响到实体经济。Baker和Wurgler(2002)根据市场择时理论研究发现，在股价较高时，企业会择时性地进行外部权益融资，当货币政策宽松而股价上涨时外部权益融资可能就会发生。Almeida等(2004)发现，当企业外部债务融资受限时，外部权益融资和内部权益融资成了唯一的替代。张西征(2012)、马文超(2012)和马文超和胡思玥(2012)研究发现，货币渠道下的货币政策会对企业融资产生显著影响，但并不直接体现于企业的银行债务融资，而表现为资本市场的权益融资，进而形成一种债务融资替代。刘星、陈名芹和李宁(2015)研究发现，货币政策宽松时，企业更容易取得再融资资格，而当货币政策紧缩时，企业更愿意通过发放现金股利取得再融资资格。既然货币政策可以通过股票市场传导，货币政策就自然会对股票定价产生影响。货币政策首先会通过货币渠道对股票定价产生影响。基于Friedman(1961)提出的资产组合理论。货币政策趋紧时，货币供应量的下降导致股票投资者持有的货币量减少，进而持有的非货币资产在其持有的总资产比重中占比提高，出于动态平衡的目的，股票投资者更可能出售包括股票在内的非货币资产以获取货币资产，导致股票价格下跌。与此同时，货币趋紧时的利率上升，也会使股票价格下降。Sprinkel(1964)和Hamburger和Kochin(1972)等的研究表明，货币政策与股票价格之间确实存在着显著关系，货币政策的变化会导致投资者在货币与股票之间进行替代，从而引发股票价格的波动。Thorbecke(1997)发现，货币政策从紧时期，股票回报呈现下降趋势，而在货币政策从宽时期，股票回报则呈现上升趋势。在此基础上，Lastrapes(1998)的拓展研究表明，货币政策的变化能够解释股票回报波动的大部分。王曦和邹文理(2011)发现，中国资本市场也存在着这一现象，即宽松的货币政策导致股票价格上升，紧缩的货币政策导致股票价格下降。货币政策还可以通过信贷渠道对股票定价产生影响。Yuan(2005)认为，在货币政策从紧的情况下，知情投资者可能会因为无法及时获得外部信贷融资，被迫降价出售股票等非货币资产以换取现金，非知情投资者也会因为无法正确判断知情投资者出售股票等非货币资产的原因是融资不足还是获知了坏消息而不愿意接盘，导致股票价格持续下降。Florankis等(2014)研究发现，当货币政策从紧时，中央银行会通过提高法定存款准备金率或通过公开市场业务回收基础货币，此时，商业银行将被迫提高信贷标准、降低信贷额度和提高保证金率等，从而提高了股票投资者获得信贷资金的难度。这将促使投资者尤其是杠杆投资者由于其面临的融资约束而被迫降价出售股票，其他投资者也因不知情而不愿接盘，导致股票价格发生短期暴跌。代冰彬和岳衡(2015)的研究也表明，货币政策紧缩也会对股票价格产生影响。此外，也有部分学者研究货币政策趋紧时，银行信贷融资的其他替代。饶品贵和姜国华(2013)研究发现，在货币政策紧缩期，非国有企业可能采用更多的商业信用作为银行信贷的替代。张梦云等(2016)研究发现，货币政策紧缩后，上市公司融资方式明显由银行贷款转向债券融资。

2货币政策与会计信息质量

经济环境的变化会引发不同的货币政策变化，在不同的货币政策下，微观企业的会计信息质量又会有何不同呢？现有文献关于货币政策与会计信息质量之间的关系主要集中于货币政策与信息披露质量、会计稳健性和盈余管理等几个方面。李志军和王善平(2011)研究发现，货币政策趋紧时，信息披露质量较好的公司获得了更多的银行借款，银行借款的利率也较低。饶品贵和姜国华(2011)、程六兵和刘峰(2013)、李连军和戴经纬(2016)研究了货币政策与会计稳健性对企业融资约束的影响效应。研究发现，货币紧缩政策加剧了企业面临的融资约束，稳健的会计政策可以削弱货币紧缩政策对企业融资约束的不利影响，且这种效应在非国有企业中更加显著。冯展斌、杨兴全和李庆德(2013)的研究结果表明，在货币紧缩时期，银行的信贷风险急剧上升，银行会加大对企业事前的资信调查，事后也会更深入地对债务企业施加监督治理，增强对企业盈余质量的识别，管理层盈余操纵被发现的可能性也会显著升高，盈余操纵行为显著减少，企业也有动机提供高质量的盈余信息，从而显著改善企业的盈余质量。而王铭利(2012)、陈耿和包燕萍(2014)、尤苒(2015)的研究结果却表明，当货币政策从紧时，企业会有较强的动机进行盈余管理，导致会计信息质量下降。汪猛和徐经长(2015)的研究结论可能意味着，货币政策趋紧期间，未转回资产减值准备的企业会有更高的会计信息质量，而有更多转回资产减值准备的企业，其会计信息质量可能相对较低。朱焱和孙淑伟(2016)研究发现，当货币政策从宽时，公司债利差会显著降低，而且该公司的会计信息质量越高，其公司债利差越小，即融资成本越低。刘朝阳和李秀敏(2016)研究了会计信息质量与宏观经济周期性波动之间的相关性，研究结果表明，经济扩张期，信贷水平与经济状况适应，利率处于低水平，高质量信息博弈力量占优；经济平稳期、信贷扩张、利率高企、低质量信息博弈力量占优；经济萧条期，信贷紧缩，利率处于高水平，在经济状况和严格的会计监管双重作用下，高质量会计信息博弈力量占优。

3应计异象的成因

在资本市场上，会计信息是投资者做出投资决策所依据的最为重要的信息来源之一，因而，投资者利用会计信息取得的超额回报也是资本市场众多异象中的一种。在这一领域中，Sloan(1996)率先提出“应计异象”问题，即投资者依据会计盈余对股票定价时，无法区分应计项目持续性与现金流量持续性之间的差异，对应计项目持续性的定价过高，而对现金流量持续性的定价过低。按照现有理论，应计异象的成因主要有有效市场理论与非有效市场理论分别两种解释(李远鹏等，2008)。有效市场理论解释应计异象的主要代表文献是Fama(1970)、Khan(2008)和Drake等(2009)。应计异象的非有效市场理论解释的代表文献是Lev和Nissim(2006)的信息成本论，以及Hirshleifer和Teoh(2006)和DellaVigna等(2009)等的有限关注理论。国内学者对应计异象的研究有代表性的主要有李远鹏等(2007)和李小晗等(2011)。李远鹏等(2007)研究发现亏损公司的“洗大澡”行为掩盖了应计异象。李小晗等(2011)发现，当投资者对盈余信息解读所付出的关注程度更高时，不存在应计异象，而当投资者处于有限关注状态时，产生应计异象。已有文献表明，国内外学者对货币政策与微观会计信息质量之间的关系以及会计信息质量的经济后果进行了较为深入的研究，这些研究成果为我们的研究奠定了坚实的理论基础，提供了更为开放的学术视野以及更为科学的认识方法和研究方法。但需要说明的是，国内外学者的相关研究对于微观经济个体针对不同的货币政策而采取应对措施及其经济后果，尤其是通过调控会计信息质量改变投融资环境以及相应的经济后果的研究较少涉及。尽管已有研究文献对货币政策与信息披露质量、盈余管理、会计稳健性、盈余持续性和盈余反应系数之间的关系进行了相关研究，但由于这些会计信息质量特征缺少公司间的横向比较，都忽略了投资和信贷决策除了依赖投资或信贷对象一家公司的会计信息外，更需了解与投资对象同类或同行业其他公司的会计信息的事实，因而不能很好地解释会计信息质量在货币政策与微观经济行为中发挥的作用，不利于发挥货币政策对经济体系的调控作用。因而，我们需要对货币政策、会计信息可比性及其资本市场定价这一亟待开发的领域展开系统深入研究。

作者:张姝玉 单位:哈尔滨商业大学

参考文献

[1]姜国华,饶品贵.宏观经济政策与微观企业行为——拓展会计与财务研究新领域[J].会计研究,2011(03).

[2]金鹏辉,张翔,高峰.货币政策对银行风险承担的影响——基于银行业整体的研究[J].金融研究,2014(02).

外币会计论文篇2

摘 要 随着我国对外贸易的发展，外币核算在企业的会计核算占有越来越重要的地位。外币折算会计在国际企业中也必然会越来越重要。文章首先对外币业务进行了概述，阐明了外币、汇率等概念。其次，指出了外币会计的两种交易观以及优势对比。第三，对外币折算的初始计量进行了讨论，对不同业务的计量方法进行阐述。最后，对外币折算期末调整或结算及汇总损益的处理进行了讨论，并提出自己的观点。

关键词 汇率 汇兑损益 外币交易折算

随着改革开放的深入进行，我国企业越来越深入地加入到国际经济的行列，卷入到国际市场的竞争洪流中。优惠政策的相继出台，使得我国三资企业在数量上呈不断上涨趋势。直到伴随着《企业会计准则第19号--外币折算》的正式，我国才有外币折算方面的具体准则。

由于涉及到的争议较多，外币折算的会计一直是国际会计中相对复杂的部分。我国外币折算实践相比较于国际上的外币折算实践而言历史较短，经验积累并不不多。虽然第19号外币折算的准则出台，从某种程度上填补了该领域的空白，较系统地指出了相关的会计处理，同时也分时段指出折算业务的不同核算方法。即使如此，在实际的业务操作中，仍是有一系列的问题。

我国的外币核算以《企业会计准则第19号一―外币折算》为主要依据。人民币汇率自由浮动的依据是国际主要货币的比率及外汇供求关系。由此产生的汇兑差额将会对企业经营产生越来越大的影响，汇兑差额的会计处理也将成为外币折算会计中的重点问题。

一、两种交易观

有两个问题在外币交易的会计处理中会被涉及到：第一个是外币业务即时发生时，应选择何种汇率；其二便是资产负债表日（结算日）和业务发生日之间汇率变动影响额如何进行会计处理。针对这两个问题，业界一直存在着以下两种观点：

（一）单项交易观

结算日的汇率决定了购货成本或销货收入，即是账款结算日就是购销交易的完成日，对于购销发生时间至结算时间是交易的两阶段。这就是单项交易观的内容。根据这种观点，不但货币性项目承受汇率变动风险，非货币性项目也要承受该风险。

（二）两项交易观

而两项交易观则认为，账款的结算和购销业务的发生分别为独立的交易项目，非同一交易下的两阶段论。业务发生当天的汇率决定了购销业务折合的本位币数额。如果汇率在结算日存在着变动，就把变动的额度计入“汇兑损益”。两项交易观认为，除了应收应付项目存在汇率变动风险，存货等项目则不必承受该风险。所以，购货成本项目按原始成本确认入账后，之后不管汇率如何变化都不再进行调整；

（三）两种交易观的比较

单项交易观较之两项交易观，有着严重的缺陷：第一，原对应账户要根据汇兑损益进行调整，手续较麻烦，尤其是在跨年度或间隔期较长的结算业务中，追溯以及调整原购销帐户难度很大。 第二，对于货币兑换产生的差额进行单独设账反映，而对购销业务产生的差额却不予进行反映，复杂化会计处理，不能完整全面地反映信息。人为地把损益分割化。第三，没有为汇总损益单设账户，于其他账户中将其掩盖，企业不能明确汇率变动风险，从而不利于为决策提供有用的信息。两项交易观的做法较符合销售成立的条件，也更能准确反映汇率变动为企业所带来的财务风险。

（四）汇兑损益的处理（两项交易观的前提）

对于汇兑损益的处理，有两种办法：一种是将损益计入当期，列入利润表，为当期确认。该方法下，会计期末都应按期末变动后的汇率调整各项外币资金帐户和外币性债权债务帐户的账面价值。

另一种做法认为：未完成结算的不能作为损益，只有实现了的部分才能作为损益。计入当期损益账户的金额，应该是实际已经发生的外币买入卖出业务，或者是本期已结算完成了的外币性的债权债务等外币业务所产生的汇兑损益。

二、外币业务发生时的初始计量

外币业务发生时，要以本位币计量。可以采用即期汇率或近似汇率。

（一）外币兑换业务

外币兑换业务是指企业外币的买卖活动。

第一，企业在买进外币时，要登记外币账户，同时还要登记本位币金额。外币账户以买入的外币金额入账，本位币则按交易当日汇率折算。同时，还要登记实际付给银行的本位币金额。两者的差额计入当期损益。下面举例说明：A公司采用即期汇率，本期将向银行买入100000美元，银行当日的美元卖出价为1美元=7.60元人民币，当日市场汇率为1美元=7.55元人民币。则银行存款（美元户）借方增加755000元，财务费用借方增加5000元，银行存款（人民币户）贷方减少760000元。

第二，企业卖出外币时，在相关账户要按实际收到的本位币登记入账，同时以即期汇率折算所支付的外币为记账本位币。两者差额计入财务费用。

（二）外币购销业务

在企业进行外币购销业务时，应将收到的外币按照当日市场汇率折算为记账本位币入账。同时，应将应收项目或款项按市场汇率折为本位币入账，并登记相关外币账户。

（三）外币借款业务

企业借入外币时，应按即期汇率折算为本位币，同时登记相应外币账户。例如：D公司采用业务发生日市场汇率。

（四）外币资本投入业务

企业收到外国投资者以外币投入的入股资本时，应按交易日的汇率折算为人民币。两者之间不存在差额。

值得注意的是：第一，无论是否有合同约定汇率，企业对于收到的外币资本，只能采用交易当日汇率折算。这样做的好处就是，本位币和外币账户能一致起来，不会产生折算差额。第二，外商注册资本非但不能使用合同汇率，亦不能使用近似汇率折算。这是基于《关于外商投资的公司审批登记管理法律适用若干问题的执行意见》规定的。也就是说，外币投入资本就不会产生汇兑差额了，汇率变动对其不产生影响。例如：E公司与外商签订投资合同，外商注入资本500000美元，投资合同约定的汇率是1美元=7.6元人民币。2011年11月1日，甲公司收到外商投入资本500000美元，当日即期汇率为1美元=7.8元人民币。则收到此项外币投资时，银行存款（美元）借方增加3900000元，股本贷方增加3900000元。

三、结算日的处理方法

在两项交易观下，在结算日，对于外币货币性项目和外币非货币性项目要分别处理。

（一）货币性项目

企业的货币性项目分为货币性资产和货币性负债。具体有现金、银行存款及应收项目、其他应收项目、借款、应付项目等。

我们采用结算日即期汇率来核算货币性项目。汇率变动引起的差额将会被计入财务费用。特殊情况除外，如外币借款在资本期间汇率变动引起的汇兑差额资本化处理，涉及境外经营时，则计入“外币报表折算差额”，并同步调整外币项目所对应的人民币金额。涉及到需计提减值准备的项目，应根据即期汇率折算的本位币来确定减值准备计提的数额。

例如：F公司采用市场汇率，2012年11月2日本公司从境外购入机器设备，价款为100000美元，购入该设备时的市场汇率为1美元=7.5元人民币，1未支付。2012年11月20日，甲公司仍未支付所欠固定资产款项。当日即期汇率为1美元=7.45元人民币。按期末即期汇率折算应付款为745000元人民币（100000×7.45），该款项与原记账本位币之差5000元冲减当期损益，即应付账款（美元户）借方减少5000元，财务费用贷方减少5000元。

（二）非货币性项目

非货币性项目分以历史成本计量的项目、以成本与可变现净值孰低计量的项目和以公允价值计量的项目。本文只谈第三种。

股票基金等交易性金融资产，通常以公允价值计量。相应的外币项目要考虑期末是否以外币反映。若公允价值是以外币反映，则影响就来自于两方面，除了外币市价变动带来影响，还在于外币与人民币之间的汇率变动影响。企业所应当采取的程序，先核定其非货币性项目的公允价值，按以当日汇率折算为人民币。拿这个数字与原记账本位币数值对比，差额均应计入当期损益。对于可供出售金融资产，一部分差额可计入所有者权益，即资本公积。例如，甲公司的记账本位币为人民币，2012年10月10日以每股1.2美元的价格购入丙公司A股20000股作为交易性金融资产，当日即期汇率为1美元=7.6元人民币，款项已付。按照即期汇率折算的人民币金额为182400（1.2×20000×7.6）。假定不考虑相关税费的影响，该公司在交易日应在交易性金融资产借方增加182400元，在银行存款（美元户）贷方减少182400元。

由于市价变动，假定在2012年11月1日，，当月购入乙公司A股的市价变为每股2美元，当日即期汇率为1美元=7.5元人民币。公司以外币计价，资产负债表日，除了考虑外币市价的变动，外币与人民币之间汇率变动也要作为考虑因素。该项目在资产负责表日的本位币金额为300000元（2×20000×7.5），与原账面价值182400元的差额为117600元人民币。原来的做法是，差额计入损益，即交易性金融资产借方增加117600元，公允价值变动损益贷方增加117600元。

假定2012年11月10日，甲公司将所购股票按当日市价每股2.2元全部出售，所得为44000美元（2.2×20000），不考虑税费，按当日汇率1美元=7.55元人民币折算为332200元（7.55×44000），与账面金额300000元的差32200元，作为投资收益进行处理。即售出当天，银行存款（美元）借方增加332200元，交易性金融资产贷方减少300000元，投资收益贷方增加32200元。

在上述做法中，笔者对于损益的处理不太认同。交易性金融资产在资产负债表日与原账面价值的差额117600元中，不但存在着股票公允价值变动的因素，亦无可避免地包括汇率变动的因素。A股股票市价变动，使得交易性金融资产价值增加了121600元（0.8×20000×7.6），因汇率变动的因素，交易性金融资产减少4000元。本文建议，把由于股票公允价值变动所带来的差额和汇率变动带来的影响分开处理，单独计量，这样更清楚明了。而传统方法把汇率变动的影响和股票市价变动的影响混在一起了，通过两者的变动额抵消后再做处理，不能很清晰的表明资产价值增加的原因。本文认为会计处理方法应为：即交易性金融资产增加的117600元，应反映为：财务费用增加4000元（借方），公允价值变动损益增加121600元（贷方）。

类似地，交易性金融资产在结算日的公允价值与账面价值的差额中，也同样包括了这两个因素的影响。即差额32200中，其中公允价值变动所带来的影响为30000元（2.2×20000×7.5），汇率变动所带来的的影响为2200（2.2×20000×0.05）。因此，出售日的会计处理为，银行存款（美元户）借方增加332200元，交易性金融资产贷方减少300000元，财务费用贷方减少2200元，投资收益贷方增加30000元。笔者认为，虽然这样做会计处理，使得处理程序更为复杂，但是却能清晰的表明资产增加或减少的真正原因，使我们认识到：要弄清楚是价值变动还是汇率变动的因素，如果不加以区分两者变动的影响，那么很可能造成企业管理者错误的判断。

外币交易折算会计在我国发展的比较缓慢，实践历史也比较短，跟国际会计准则的要求还有一定的差距。第19号外币折算准则的正式，比较系统的提出了外币折算的相关会计处理，是外币折算会计的里程碑。随着经济的不断发展，经济全球化的不断加速，全球资本的急速流动，外币交易折算必定会在国际交易中起到越来越重要的作用，因此，我们必须做好外币折算会计工作。本文在充分借鉴国内外研究成果的基础上，通过整理，比较完整的阐述了外币交易折算的相关会计处理。

参考文献：

外币会计论文篇3

关键词：货币流动性过剩；衡量方法；货币缺口；M/GDP

文章编号：1003-4625(2009)09-0018-05

中图分类号：F820.4

文献标识码：A

一、引言

我国自2008年末实施积极财政政策和货币政策应付国际金融危机的影响以来，信贷和货币供应都出现了井喷式的强劲增长。如此宽松的货币政策也引起一些争议，主要集中在它是否将引发我国新一轮资产价格膨胀和通货膨胀。对该问题的回答可以借鉴货币流动性过剩的概念，它是超过了均衡货币存量的货币供给。欧洲中央银行(European Central Bank，简称ECB)将货币流动性过剩作为衡量货币政策走向的第一标杆(First Pillor)，认为严重的货币流动性过剩在中期内将引起通货膨胀。近年来，我国学术界关于流动性过剩问题的研究，取得了很多成果，专门针对货币流动性过剩的讨论则较少(北京大学中国经济研究中心宏观组(2008)；李子联(2008)；谈华君(2008)；许涤龙、叶少波(2008)等除外)。但由于这些文献应用了不同方法来衡量货币流动性过剩，所得结论差异很大。为了正确理解这些差异，以及判断何种指标更适合我国情况，本文系统性考察了货币流动性过剩的衡量指标。

目前有ECB(2001)和Polleit & Gerdesmeier(2005)从理论上专门探讨了货币流动性过剩的衡量方法。然而上述两篇文章只从预测未来通胀的角度对货币流动性过剩进行了讨论。其实在他们之外，已经有很多考察货币流动性过剩和资产价格之间关系的研究者扩展了其衡量方法。目前还没有文献将这些括展进行总结。本文力图从货币流动性过剩衡量方法的理论渊源和实证应用两方面进行总结，一是为解读我国已有的相关研究成果提供参考，二是避免我们将来研究货币流动性过剩指标选取的局限性。

二、货币流动性过剩的衡量指标总结

货币流动性过剩是一种宏观流动性过剩，它是超过了均衡货币存量的货币供给。本文下面将其度量方法分为数量指标和价格指标进行综述。介绍顺序是先给出指标的理论基础，然后讨论其在实证研究中的应用。

(一)数量指标

1.货币缺口(Money Gap)

ECB(2001)正式提出了货币缺口的概念。该报告指出，除去货币的年增长率以外，用货币缺口衡量的流动性过剩能为通胀压力提供额外信息。货币缺口就是实际货币供应量和均衡货币供应之间的差额。均衡货币供应计算值的方法有两种，分别是根据交易方程式和货币需求方程得到。将货币交易方程式MV=PT取对数以后动态化，得到M/M=P/P+T/T-V/V，考虑经济发展及金融发展等因素分别估计出P、T和V的均衡增长率，就可以得到货币的均衡增长率。再通过基期(在基期中，实际货币供应和均衡货币供应相等)的货币供应量计算得到每一期的均衡货币存量(欧洲中央银行称之为执行货币政策的货币供应参考值(Refer-ence Money Supply))。第二种通过货币需求函数得到均衡货币存量则是在货币需求函数中用相关变量的长期均衡值代入，求得货币需求的长期均衡值。用这种方法求货币缺口，需要先估计货币需求函数(一般包括一个规模变量如GDP，和一个持有货币的机会成本变量如利率)。货币缺口的第一种计算方法比第二种计算方法应用更广泛。

货币缺口又可分为名义货币缺口和真实货币缺口。关于名义货币缺口的求法，欧洲中央银行用第一种计算方法给出了一个简单的例子。他们用1998年最后一个季度作为基期，估计出稳定的价格增长率为2％，潜在产出增长率为2％-2.5％，流通速度下降率为0.5％-1％，得到均衡的增长率应为4.5％-5.5％。根据1998年最后一个季度的货币供应实际值，计算得到以后每期的货币供应参考值。实际货币存量和该货币供应参考值求差就得到名义货币缺口。和名义货币缺口相比，真实货币缺口的求法稍微复杂一些，它是将实际货币供应和货币供应参考值都先用实际的CPI价格指数进行缩减，再求差得到。名义货币缺口和真实货币缺口的区别在于真实货币缺口剔除了实际价格对均衡价格偏离的影响。当实际通货膨胀率超过了均衡通货膨胀率时，名义货币缺口会高于真实货币缺口。

以下几位作者也讨论了货币缺口指标。Polleit & Gerdesmeier(2005)在ECB的基础上进一步计算了从1998年12月到2004年10月份欧元区的货币流动性过剩问题。他们的计算结果表明，自1998年以来，欧元区的货币流动性过剩问题非常明显，其中名义货币缺口在2004年末高达10％，真实货币缺口高达6％。Sergioi(2001)和Trecroci & Vega(2002)则是用了第二种货币均衡值的计算方法考察了货币缺口。他们通过倒推欧元区成立以前的货币需求函数，用长期均衡产出和长期均衡利率计算了该地区1980年第一季度至1998年第四季度的真实货币缺口。

2.货币过剩(Money Overhang)

ECB指出也可以从货币需求方面解读流动性过剩，并在该报告中定义了货币过剩指标。从这个角度出发，货币过剩就是超过了货币需求的货币供应。货币过剩和货币缺口的区别在于对均衡货币值的定义不同。货币过剩定义中，均衡货币值为长期货币需求估计值，这种估计值没有考虑实际产出对潜在产出的偏离以及实际价格水平对均衡价格水平的偏离。而货币缺口中的均衡货币值是和价格稳定及潜在产出相一致的估计值，它不考虑这两个变量的当期实际值。一般来说，货币需求函数中的残差项就是货币过剩。由于货币过剩指标中包含的信息较少，目前已有文献中对各国货币过剩指标进行测算的并不多，用它来进行实证研究的也比较少。不过上文提到的Sergioi(2001)除了应用真实货币缺口指标，也用了货币过剩指标考察它对欧元区通货膨胀的预测作用。与国外不同，货币过剩指标在我国应用相对较多，其中许涤龙、叶少波(2008)应用货币过剩指标对我国1997年第一季度到2007年第二季度的流动性过剩状况进行了测算。李建军(2006)也通过估计货币需求函数，测算了我国1978-2004年间的货币过剩。

3.M/GDP指标

可以用M/GDP指标来衡量货币流动性过剩

是因为它提供了货币总量相对于经济总量的信息。这里的M指货币供应，一般用广义货币供应量，也有少量文献中既用了广义货币，又用了狭义货币。M/GDP指标在实证文献中比较常见，关于它的理论讨论则比较少。具体而言，该指标又细分为水平值、取对数的动态增长率、与趋势值的偏离三种情况。水平值的应用有以下文献：Gouteron＆Szpiro(2005)用它分别来研究了欧元区、美国、日本和英国1980年代以来的货币流动性过剩和资产价格的相关关系；Rueffer&Stracca(2006)用该指标研究了1980年以来的全球流动性过剩问题；Belke，Orth & Setzer(2008)则对OECD国家应用该指标进行了流动性过剩和房地产价格的相关研究；Chen(2008)和Zhang&Pang(2008)分别用M/GDP指标研究了中国的流动性过剩问题。

M/GDP取对数以后的动态增长率就是货币供应增长率减去名义GDP增长率，因为d In(M/GDP)/dt=d inM/dt-d lnGDP/dt=M/M-GDP/GDP。在货币流通速度不变的假设下，超过名义GDP增长率的货币供应被称为超额货币供给。有很多研究者认为出现超额货币供给意味着是货币流动性过剩。Baks & Kramer(1999)用该指标研究了G7国家1971年第一季度至1998年第四季度的货币流动性过剩对股市回报率的影响。Giese & Tuxen(2007)在研究法国、德国、英国、日本、意大利和美国这6国的货币政策和资产价格关系时，在其协整VAR系统中也应用该指标来表示货币流动性过剩。Deutsche Bank(2007)则是用该指标粗略地估计了全球主要国家自1996年以来的流动性过剩状况。Chen(2008)认为中国1990-2007年间的货币供应增长率大大高于名义GDP增长率意味着该期间中国流动性过剩现象非常严重。

也有文献用M/GDP与其长期趋势的偏离来计算货币流动性的过剩程度。该方法是首先求出该比值的长期趋势，然后用M/GDP的实际值与趋势值进行比较。实际值若超过了趋势值，则可认为出现了货币流动性过剩。目前的应用中有两种方法求M/GDP的长期趋势，一是确定性时间趋势，二是HP滤波。Bruggeman(2007)用M/GDP和其HP滤波的偏离值作为他所研究的18个工业化国家货币流动性过剩的衡量尺度。哈继铭(2007)用发达国家M/GDP和趋势值的正偏离来说明美国、欧元区和日本在2000年以来货币流动性过剩明显，但他没有提及趋势值的求法。Belke，Orth & Setzer(2008)在用M/GDP指标指出相关国家存在货币流动性过剩的同时，也用了货币绝对值和长期线性趋势的正偏离加强了他们的判断。

4.Credit/GDP指标

这里的Credit指银行体系对私人部门的信贷总量。在银行体系的资产负债表中，货币出现在负债方，而信贷是资产方的最主要组成部分，所以有研究者认为也可以用信贷指标来衡量货币流动性过剩。它和用货币衡量的流动性过剩是同一枚硬币的两面。B060 & Lowe(2002)首先了采用该指标来研究信贷扩张和资产价格之间的关系。他们认为该值比简单的信贷年增长率能更好地体现信贷扩张的积累性效果。和货币扩张一样，一年的快速信贷扩张或者常年的慢速信贷扩张都会引起信贷膨胀，从而对宏观经济产生显著的影响。Gouteron & Szpiro(2005)也在用M/GDP和利率衡量货币流动性过剩以外，考察了Credit/GDP指标。

(二)价格指标

衡量货币流动性过剩的价格指标是利率。由于价格和数量相互关联，所以对货币流动性过剩的理解可以从数量上解读，也可以从价格上解读。货币流动性过剩的量的衡量一般用均衡货币量或者GDP作为参照，它的价格尺度一般用自然利率或者Taylor规则利率作为参照。低于自然利率或Taylor规则利率的实际利率表明货币政策过于宽松，这会刺激信贷的过度膨胀从而引起货币流动性过剩。

上文提到，Giese和Tuxen在对英美等6个发达国家货币流动性过剩的研究中既用了M/GDP指标，又用了Credit/GDP指标。这两个都是数量指标，此外他们还应用了利率指标来进行更完整的分析。他们的利率参照物是Taylor规则利率。Gouteron和Szpiro也在M/GDP、Credit/GDP之外，用了利率指标来衡量了样本国家的货币流动性过剩。他们的利率参照物则是自然利率。自然利率概念来自于维克塞尔，它代表经济中不存在货币时的均衡利率水平。由于自然利率是不可观测的，Gouteron和Szpiro基于长期经济增长率估计了自然利率，该长期经济增长率在样本期间被视作常数。

目前，还没有文献只用价格指标来衡量货币流动性过剩，一般都是在数量指标之外另取价格指标以让研究更为完整。不过，从以上两篇文章的研究结果来看，价格衡量的货币流动性过剩和数量衡量的货币流动性过剩具有一致性。这点从他们的数据图中可以得到验证。

三、各指标的比较

这里比较各指标的优缺点，主要从理论精确度和衡量中的稳健性两方面进行考察。货币缺口的优点是计算简单，它的缺点是稳健性较弱。无论是名义货币缺口还是真是货币缺口，它们对基期选择都比较敏感。不同的基期选择将会导致计算结果大不相同。此外，货币缺口的计算结果也高度依赖于对均衡通胀率水平、货币流通速度趋势值以及潜在产出的估计。Gouteron和Szpiro指出了目前货币缺口在应用研究中的一些问题。他们认为在这些研究中，计算货币缺口的基期选择具有很大的随意性，从而对其计算结果的解读需要持谨慎态度。他们还指出，目前应用广泛的货币缺口第一种计算方法将交易方程式从实证研究范畴扩展到了规范研究范畴，对于这种做法是否合理他们认为还需要进一步的讨论。

货币过剩弥补了货币缺口概念上的不足，它避免了基期选择的问题，也避免了对产出缺口和货币流通速度做出假设。但是，货币过剩也有它自己的问题。估计货币过剩的关键在于货币需求函数的估计，如果货币需求函数不稳定，则该方法的应用会受到限制。

从前面的实证研究列举中可以看到，货币流动性过剩的各种衡量指标中，目前属M/GDP指标的应用最为广泛。和货币过剩一样，该指标也具有不用选择基期的优点。由于M是货币供应的总量值，该指标也将货币扩张的积累性效果包含在内。但是Rueffer和Stracca指出，直接用M/GDP的水平值来衡量流动性过剩，意味着给没有考虑到利率变化对货币需求的影响，并且施加了GDP的货币需求弹性为1的约束条件。所以他们认为用这种方法来衡量流动性过剩略显粗糙。

M/GDP取对数以后的动态增长率指标的优点是直观性强，它直接比较了货币增长率和GDP增长率的大小。该指标的缺点是它只能衡量当期的货币流动性过剩状况，不能像水平值那样考察货币扩张的积累效应。而且，它也不能逃脱Ruef-fer和Stracca的指责。

和利率指标一样，目前也没有单纯只应用Credit/GDP指标来衡量货币流动性过剩的文献，它一般也是作为其他指标的补充。这可能和货币与信贷从理论上来讲并非完全重合有关。特别是在信贷市场信息不对称的情况下，货币政策的传导机制会受到商业银行的信贷配给行为的影响，从而信贷指标并不能完全反应货币政策的松紧程度。

利率指标的应用比较少见，这和世界上实施利率盯住货币政策的国家数目不多有关。从理论上来说，利率指标的缺点是在利率参考值选取时，自然利率的估计含有很大的主观因素，而Taylor规则利率的估计依赖于均衡真实利率和潜在产出的稳定性。

四、指标选取原则

综合以上讨论，以及结合目前已有研究的经验，本文提出货币流动性过剩衡量指标的选取原则。首先，关于数量指标和价格指标之间的选取。为了研究具有可操作性，指标选取要结合各国的货币政策中介目标，实施货币盯住的国家适合采用数量指标，而实施利率规则的国家适用采用价格指标。此外，这两种指标的取舍也和理论框架相关，货币主义框架的理论适合用数量指标来衡量货币流动性过剩，新凯恩斯主义的框架适合用价格指标来衡量货币流动性过剩。

其次，指标的选取和研究目的紧密相关。从已有文献来看，研究货币流动性过剩和通货膨胀关系的多选取货币缺口及货币过剩指标，如Sergioi(2001)；Trecroci & Vega(2002)；Polleit & Gerdesmeier(2005)。研究货币流动性过剩和资产价格关系的一般多用M/GDP和利率指标，如Baks & Kramer(1999)；Gouteron & Szpiro(2005)；Ruef-fer & Stracca(2006)；Giese & Tuxen(2007)；Deutsche Bank(2007)；Belke，Orth & Setzer(2008)等。研究通货膨胀选取货币过剩和货币缺口是因为它们的理论定义中对应的是商品价格水平，超过均衡货币量的货币供给有使商品价格水平上升的压力。研究资产价格多选取M/GDP以及利率指标是因为它们粗略估计了超过经济实际需要(以GDP衡量)的货币供应。和GDP相应的货币需求是一种交易需求，超过GDP这种流量型交易需求的货币供应可能就会引起资产价格上涨。

最后，指标选取要结合各国的货币政策最终目标。从计算结果来看，货币缺口和货币过剩的背后体现了不同的货币政策哲学。名义货币缺口最为“严格”，它既包含了实际产出对于潜在产出偏离的积累性信息，又包含了价格水平对于目标价格水平的偏移。真实货币缺口比较“中庸”，它允许价格水平对目标价格水平的偏离，但将实际产出对潜在产出的偏离记录在内。货币过剩则最为“宽容”，它既不考虑实际价格和目标价格的偏离，也不考虑实际产出对潜在产出的偏离，而只是一个反映额外因素影响的数据。Polleit和Gerdesmeier将货币过剩允许价格和产出的漂移称为“过去的就过去了”(Bygones are bygone)的政策哲学。所以，对于中央银行的货币政策而言，如果价格水平具有重要意义，不允许价格水平的偏离成为“过去了就过去了”，那么应该选取名义货币缺口；如果通货膨胀率具有重要的意义，从而允许价格水平一次性偏离，那么应该选取真实货币缺口或者货币过剩；进一步，如果货币政策并不在意实际产出偏离潜在产出，那么可以选择货币过剩指标。

五、衡量我国货币流动性过剩的指标选取

结合以上指标选取原则，此处提出关于我国货币流动性过剩衡量指标的选取建议。首先，价格指标的适用性弱于数量指标。目前我国货币政策的中介目标是货币供应量，所以用数量方法来衡量我国的货币流动性过剩更具有可操作性。

外币会计论文篇4

关键词：人民币国际化 汇率制度 外汇占款 出口 充分就业

人民币国际化是指人民币能够跨越国界，在境外流通，成为国际上普遍认可的计价、结算及储备货币的过程。从一般的货币国际化的理论看，人民币国际化的含义包括三个方面：第一，是人民币现金在境外享有一定的流通度；第二，也是最重要的，是以人民币计价的金融产品成为国际各主要金融机构包括中央银行的投资工具，为此，以人民币计价的金融市场规模不断扩大；第三，是国际贸易中以人民币结算的交易要达到一定的比重。这是衡量货币包括人民币国际化的通用标准，其中最主要的是后两点。

随着中国经济实力的增强，人民币国际化的话题不断地成为政府、公众和学术届讨论的话题。中央政府也以一系列的政策和措施来逐步渐次地推动人民币周边化、区域化乃至国际化的实质性步伐。2008年10月，中俄两国签署货币互换协议，双方有将近2000亿美元的20年石油采购合同；2008年12月与韩国签订了金额约为270亿美元的货币互换协议；而在东盟诸国，中国与越南、缅甸和马来西亚都有货币互换协议。2009年3月11日，中国人民银行和白俄罗斯国家银行签订了200亿元人民币兑8万亿白俄罗斯卢布的双边货币互换协议，使得人民币参与国际贸易结算从周边拓展到欧洲。2009年3月29日，中国人民银行和阿根廷中央银行签署了700亿元人民币的互换协议；2009年4月8日，国务院常务常务会议决定，在上海、广州、深圳、珠海、东莞开展跨境贸易人民币结算试点。2009年7月1日，由中国人民银行、财政部、商务部等部门联合共同公布了《跨境贸易人民币结算试点管理办法》，人民币的国际化在官方令人目不暇接的政策推动下走向了实质性步骤。

显然，如果人民币国际化能够成功，能够成为像美元那样的国际上清算货币、储备货币，将会重新确立新的国际货币体系，影响到各国央行储备货币的分配格局，并得到铸币税利益，不仅而且也会对西方国家的地缘政治格局产生深远的影响，这对中国的经济以及国际政治地位是大有益处的。但是，人民币区域化、国际化的政策的推出是否适宜？在缺乏坚实的微观基础的条件下，在中国现有的要素禀赋和大量人口存量失业的硬约束下，在巨量的外汇占款面前，在中国经济存在结构性失衡的情况下，贸然地将人民币推向国际化，挑战美元霸权是否是明智的？而作为人民币迈出了周边化、区域化乃至国际化的实质性步伐的《跨境贸易人民币结算试点管理办法》的实施的政策效果又是否显著地降低了交易成本，促进了贸易额的增长呢？本文试就以上疑问作出分析，并辅以实证检验来佐证分析结论。

文章的结构如下：首先实证分析了《跨境贸易人民币结算试点管理办法》的政策效果。然后结合货币国际化的理论分析了人民币国际化的困境。最后总结了结论：人民币国际化在现在过早地实施还缺乏现实的基础。

一、《跨境贸易人民币结算试点管理办法》的政策效果实证分析

从央行和财政部的政策意图上来看，跨境贸易人民币结算可以帮助进出口企业节约汇兑成本，降低汇率风险，优化汇率风险管理，减少货币错配。据估计，人民币跨境贸易结算会为企业降低2%～3%的换汇成本，那么如果这一政策果真收到良好的效果，在其它条件不变的情况下将有力地提振中国的出口额。而在考虑《办法》对出口的影响时，必须将实际有效汇率的因素剔除。此外，判断实际有效汇率（以贬值为例）对出口贸易的影响，还需要注意“时滞”问题。

二、数据描述和回归估计模型

本文使用2009年1月份至2010年6月份的月度数据。数据来自CSMAR数据库。

回归模型式为

其中是出口额，是迟滞一期的出口额。是人民币兑美元的汇率。

为了研究政策实施对出口的影响，加入了虚拟变量，它以《办法》实施的2009年7月为界限，2009年7月前虚拟变量值为0，之后为1。是实际有效汇率和虚拟变量的交叉项。

如果《跨境贸易人民币结算试点管理办法》的实施显著地促进了出口，那么虚拟变量的系数将显著地异于0。

三、实证结果

下表给出了OLS的回归结果

***表示在1%的置信度下显著异于0

人民币对美元的汇率前的系数值符号为正（1.18），显著异于0。这表明人民币对美元贬值会大大地促进出口贸易额。

下面着重关注虚拟变量前的系数。虚拟变量前的系数表明的是政策的实施会多大程度上刺激出口额。检验的零假设是。实证检验表明，虽然该虚拟变量的系数为正（135082.6）,但t检验值只有1.135459，比较小，即使在10%的置信度下依然不能拒绝零假设（拒绝的概率是0.2784），即在统计上不显著异于0。即，政策的实施对出口额的促进作用在统计上不显著。

交叉项前的系数在统计上也是不显著异于0的，交叉项对出口的影响也不是显著的。

四、结论

根据上面的实证分析可以看到，《跨境贸易人民币结算试点管理办法》的实施并没有像政策制定者希望的那样，显著地提振出口。可能的原因是贸易伙伴对人民币的接受程度较低，在东南亚虽有“小美元”之称，但毕竟尚不能完全自由兑换。对人民币的不偏好抵销了一部分汇兑成本降低带来的正面作用。另外，政策的实施是否真的降低了汇兑成本和风险，降低多少，成本降低的正面影响是否足够大，这些都值得商榷。比如香港的进口商进口大多是为了出口，用人民币结算反而转接了汇率风险，增加了汇兑成本。

参考文献：

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[2]马章良.人民币国际化对中国外贸的影响.金融与经济.2009

[3]郑鸣等.汇率稳定.货币市场均衡与货币政策的独立性. 2009

[4]杨小军.当前国际货币体系新特征与人民币国际化.上海金融.2008

[5]华民，刘佳.全球金融危机的成因和中国的应对.世界经济情况.2008

[6]华民.中国通货膨胀的性质及其治理的方法.世界经济情况.2008

[7]华民.从越南的金融危机中我们可以学到点什么?世界经济情况.2008

[8]华民.美国基于美元霸权的金融核战略与中国的对策.世界经济情况.2008

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[10]华民.应对中国经济内外失衡的开放战略.学术界.2007

[11]何慧刚.中国外汇冲销干预和货币政策独立性研究.财经研究.2007

[12]李治国.基础货币、货币乘数与货币当局资产负债结构.数量经济技术经济研究.2007

[13]何国华.西方货币国际化理论综述.经济评论.2007

外币会计论文篇5

论文关键词：人民币汇率，外商直接投资，经济增长，Johansen协整检验

 

一、引 言

伴随着外商直接投资（FDI）对世界各国经济的增长效应日益显现，关于人民币汇率、外商直接投资（FDI）与经济增长问题因此也越来越备受各方关注，尤其是自2005年7月汇改以来，人民币汇率持续升值，汇率波动幅度加大，更是引起了国内外学者的关注。他们对此问题进行了大量研究，也取得了丰硕的成果。从研究结果来看，主要存在两种截然不同的观点。

第一种是以Cushman(1985)、Froot和Stein（1991）为代表的人民币汇率贬值促进FDI的流入期刊网，他们得出这一观点的主要原因归结于“相对生产成本理论”（Cushman，1985）和“相对财富假说理论”（Froot和Stein，1991）。他们认为一国货币的贬值会降低当地商品生产的成本，提高FDI的回报率和外国投资者的相对财富。与此同时，国内的陈浪南(1999) 对中美日三国汇率变动与FDI的关系进行了实证分析也发现人民币的升值会引起我国FDI 流入的减少。得到类似结论的学者还有谢建国（2005）、邱立成和刘文军（2006），等等。第二种是以Campa (1993)和Benassy-Quere (1999)为代表的人民币汇率升值能够促进FDI的流入，他们认为跨国公司在国外的投资取决于其未来收益的期望值，若投资国货币越坚挺，进入该国市场未来收益的期望值就越高，也就会吸引更多的FDI。

此外，关于FDI与经济增长的研究也颇为丰富。萧政和沈艳（2002）从中国和其他23个发展中国家总量时间序列的分析发现国内生产总值与FDI之间存在着相互影响、相互促进的互动关系。贺红波和屠新曙（2005）首先运用MWALD方法进行非平稳变量的Granger因果检验，然后运用两变量的EG方法进行协整检验，发现GDP与FDI之间存在长期稳定的均衡关系，GDP不是引起FDI的Granger原因，而FDI却是引起GDP增长的Granger原因。得到类似结论的实证研究还有薄文广(2005)、姚树洁(2007)、岳书敬(2008)等，他们认为FDI与中国经济增长之间也存在稳定的正向均衡效应以及单向因果关系，FDI的增长是GDP增长的Granger原因。但也有部分学者（譬如，何晓琦等，2005)的研究却发现外资对我国经济增并没有显著的影响。

纵观上述文献，尽管现有研究取得了丰富的成果，却仍然存在以下一些缺陷：

第一、既有研究似乎均是单独研究人民币汇率和FDI，或者FDI与经济增长之间的两两关系，而人民币汇率、FDI和经济增长三者之间往往是相互影响的，若忽略三者之间的动态效应分析，而仅仅研究两两之间的关系，显然会不利于对问题进行深入的研究。

第二、无论是研究FDI与人民币汇率，还是FDI与经济增长之间的关系，仍未能取得较为一致的结论，一方面源于现有文献普遍采用简单线性回归，抑或是因果检验等计量方法的缺陷，另一方面可能源于现有文献均是采用年度数据，至多采用季度数据，而致使样本容量过小，不能得到精确的结论。

针对这些问题，本文首次将人民币汇率、FDI与经济增长三者联系起来，运用Johansen协整检验、向量误差修正模型和脉冲响应分析以及方差分解技术系统地研究三者之间的动态效应，以期得到更为可信的结论，为政府当局制定科学、合理的政策建议提供更为丰富的实证结果。

二、人民币汇率、FDI与经济增长动态效应实证检验

1.数据来源与说明

外商直接投资（FDI）用当月外资利用额代替，数据来自中宏数据库；一国的GDP是衡量经济增长水平的最佳变量期刊网，但由于国内没有月度GDP的统计数据，因此用工业增加值代替，数据来自CCER数据库；汇率用人民币实际有效汇率代替，数据来自国际货币基金组织国际金融统计，实际有效汇率为间接标价法，数值变大表示人民币升值，反之，则表示贬值。外商直接投资额按当月平均汇率（人民币对美元名义汇率）折算为人民币单位计价，所有变量均经CPI平减（人民币实际有效汇率除外）处理为实际值。此外，针对外商直接投资（FDI）及工业增加值数据表现出很强的季节性问题，遵循一般文献的做法，将各变量进行X-12季节调整，以减小异方差性，同样采用一般文献的做法，对各变量进行取对数处理。

2.变量平稳性检验

由于大多数时间序列数据生成过程都是非平稳的，为避免在使用传统的OLS方法估计时可能会出现“伪回归”问题，我们首先需要对各时间序列变量数据的稳定性进行检验，通过Eview6.0软件的ADF单位根检验，得到检验结果如表1。

表1 ADF单位根检验结果（2000.01-2009.12）

 

变量

检验类型（C, T, L）

ADF统计量值

1%临界值

5%临界值

10%临界值

LNFDI

(C, 0, 0)

-2.04

-3.49

-2.89

-2.58

(0, 0, 0)

-11.49***

-2.59

-1.94

-1.61

LNREER

(C, 0, 0)

-1.11

-3.49

-2.89

-2.58

(0, 0, 0)

-11.51***

-2.59

-1.94

-1.61

LNGDP

（C, T, 2）

-0.289

-4.04

-3.45

-3.15

(0, 0, 0)

-2.027**

-2.59

外币会计论文篇6

关键词：人民币;外升内贬;多元线性回归;货币政策;购买力差异

一、引言

目前国内研究人民币外升内贬原因的文献较多，但是研究人民币外升内贬原因及其数量关系的文献较少，与人民币外升内贬相关的研究主要集中在金融学理论、国家宏观调控等方面。总的来看，目前的研究还主要在以下几个方面：

裴平等[1] 通过“一价定律”为理论分析了人民币内外价值偏离的表现及其危害，并从对外经济政策层面探讨了内外价值偏离的深层原因，得到结论是人民币内外价值偏离的主要原因是来自美国等西方发达国家的压力所造成的。

周晓燕等[2]中利用因子分析方法计算通货膨胀指数，利用通货膨胀指数对通货膨胀与汇率之间的关系进行进一步的分析，主要分析人民币对内贬值的原因并得出结论是美国采取量化宽松政策是将自身受到的压力转移到其他国家。

赵朝霞等[3]文章中认为，到2012年人民币出现内外价值偏离现象，而在内外价值偏离的情况下货币冲销会受到抑制，无法发挥应有的效果。在论证中采取VAR模型进行对货币冲销的定量分析，同时应用脉冲响应分析得到货币冲销在人民币内外价值偏离的情况下会受到抑制同时货币冲销在一定的程度上可以缓解人民币内外价值的偏离。

张晓昱等[4]利用对影响人民币汇率的几个重要的因素进行了多元的线性回归分析，而没有对人民币内贬外升作出分析，只是单单的分析人民币汇率所受到的影响因素。同时，张远为等[5]是分析了影响人民币内外价值偏离的影响因素，停留在理论上分析并没有进行数量实证分析，认为内外价值的偏离主要是对外经济政策及不适宜的汇率政策引起的。主要是利用理论和简单的数据进行分析，而没有进行较为系统的模型定量分析。

本文是，从人民币对外升值的原因进分析，也就是人民币对外汇率的变动的原因进行，并且找出人民币汇率与变动原因之间的数量关系;再从人民币对内贬值的原因进行分析，同时进行贬值原因与人民币购买力之间的数量关系;同时运用多元回归分析的方法模型求解。最后，综合上述两者对人民币对内的贬值与金融学规律完全相反的原因及建议。

二、人民币对外升值的主要因素

人民币升值的主要原因是经济增长率、国际收支状况、外汇储备状况和人民币的供给情况。

（一）经济增长率。汇率变动的根本因素是经济增长。而目前我国自从加入世贸组织后，经济增长速度平均都在百分之十以上，而美国等西方国家在2008年金融危机之后增长速度非常低。在此情况之下，将对人民币升值带来很大的影响。

在其他情况不变下，由于美国经济增长没有我国经济增长快，那么就会使得出口大于进口，使得贸易顺差就会赚的更多的外汇，就得把外汇换回人民币从而使得对人民币的需求增加，进而促使本币升值。

（二）国际收支状况。目前我国采用的是有管控的浮动汇率制度，那么国际收支直接影响到我国汇率。一般，本国对外国的货币需求增加，就会使得外汇供不应求，将引起本币贬值、外币升值，这就是国际收支逆差;国际收支顺差会使得国内对外汇的需求减少进而引起外币贬值，本币升值。由于我国的国际收支始终长期保持双顺差，就会使得人民币对外升值。

（三）外汇储备的状况。都知道反映该国的干预市场和维持汇价稳定的能力大小是一国所持有的外汇储备量，因而外汇储备的高低对该国货币的稳定具有其主要作用。通过统计局知道从2005年到2014年，我国的外汇储备量在逐渐的上升，意味着我国而对美元等外汇的需求下降，从使得人民币汇率上升。

（四）人民币供需是直接因素。影响人民币对外汇汇率的最直接因素是其供需的量，当人民币供给大于实际需求是会导致人民币在国内市场贬值，表现为物价水平逐渐上升、通货膨胀率高、人民币购买力下降;由于供给量大，又无法流入国外市场进而使人民币对外面临升值压力。

三、人民币对内贬值的主要因素

（一）人民币供需的影响。在2008年金融危机后，为了是经济平稳的度过，央行采用宽松的货币政策和扩大货币的发行量并且目前阶段人民币并不是国际货币，国外对本币的需求较少，就使得整个国际市场对人民币需求小于供给，使得人民币在国内囤积过多使得购买力下降。

（二）国内流动性过剩。流动性过剩是由于货币的发行量过大无法和真正的货币需求进行匹配，同时无法流向其他市场，居民的消费水平的增长无法和经济增长相匹配。

（三）国内居民消费价格指数CPI的变动与通货膨胀率。人民币对内贬值的主要是通过通货膨胀率来反映的，从而通过居民消费价格指数CPI来评价本币对内贬值情况。当CPI越来越大时，就意味着物价太高，即通货膨胀过高会使得人民币对内的价值较低。

四、人民币对外升值因素的定量模型分析

（一）模型的建立与求解

从统计局中可以找到CPI涨幅Z、经济增长率X1、进出口差额增长率X2、货币供给量增长率X3、外汇储备量增长率X4与人民币兑换美元汇率Y的2005年-2014年数据。

综上几个影响因素，可以对人民币汇率影响因素的函数初步设定为：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ

（1.1）

其中，Y表示人民币的汇率;X1为经济增长率;X2为进出口差额增长率;X3为货币供给量增长率;X4为外汇储备量增长率;μ为随机变量。

模型（1.1）估计结果为：

=4.2853+0.1786X1+0.5432X2+3.6569X3+0.3511X4

T检验 （0.0012）（0.0522）（0.0064）（0.1273）（0.8064）

R2=0.9547，2=0.9184，D.W=3.0647，F=26.3276（0.0015）

从估计结果知，R2很大，但X1，X3，X4的T检验不显著，模型存在多重共线性。在根据Y，X1，X2，X3和X4的相关系矩阵。从中可以看出，经济增长率X1与外汇储备量增长率X4也高度正相关，这是引起多重共线性的原因。我们可以对原模型进行修正，采用逐步回归分析。

分别估计下面的模型（1.2）和（1.3）：

Y=β0+β1X1+β2X2+μ（1.2），

Y=β0+β2X2+β4X4+μ（1.3）.

那么通过EViews对经济增长率X1和进出口差额增长率X2的模型（1.2）进行回归模型分析，那么得到的线性回归方程为：

=4.5674+0.2216X1+0.4871X2

T检验（0.0000）（0.0011）（0.0076）

R2=0.9041，2=0.8767，D.W=2.0100，F=33.0071（0.0003）

再则对外汇储备量增长率X4和进出口差额增长率X2的模型（1.3）进行回归模型分析，那么得到的线性回归方程为：

=6.0174+0.4520X2+3.7089X1

T检验（0.0000）（0.0177）（0.0020）

R2=0.8864，2=0.8540，D.W=2.4157，F=27.3191（0.0005）

通过上述的两个模型的回归分析和有关数据，可以比较出两个模型的准确度无论从哪些数据进行选择都会选择模型（1.2）。

（二）检验和结论

通过上述的模型建立和求解知道，模型（1.2）的表达式更符合经济学的变量关系的;并对各个变量的系数通过显著性水平T检验，由于各变量所估计的系数的伴随概率都在 5%的水平以内，说明显著的;再进行拟合优度检验，根据可决系数R2=0.9041，修正的可决系数为2=0.8767说明模型对样本拟合的较好;最后进行序列相关性检验，通过D.W指标为2.0100，说明方程不存在自相关性。

同时得出的结论为，主要影响人民币汇率Y的变动的因素是经济增长率X1和进出口差额增长率X2。同时人民币汇率Y与经济增长率X1和进出口差额增长率X2的线性相关都是正相关。

五、人民币对内贬值的原因的定量模型分析及检验

首先，对居民消费价格指数CPI与货币供应量增长率进行线性回归分析，则模型建立如下：

Z=α0+α1X3+Δ

（1.4）

其中，Z表示居民消费价格指数CPI，X3为货币供给量增长率，Δ表示随机误差项。

通过上表1中的数据对CPI与货币供应量增长率的数据进行模型求解得到模型（1.4）的估计结果：

=102.5779+1.6346X3

T检验（0.0000）（0.1673）

R2=0.2239，2=0.1268，D.W=1.6842，F=2.3064（0.1673）

从模型（1.4）的结果中可以清楚的知道上述的直接进行线性回归分析是不符合经济规律的同时无法通过检验的，对其进行异方差检验及修正。因此，我们对模型求解的过程中进行ABS（X3）加权处理，那么加权处理后的结果为：

=108.1697-30.1055X3

T检验（0.0000）（0.214）

R2=0.9956，2=0.9951，D.W=1.5083，F=8.1383（0.0214）

通过加权处理后的结果，可以明确的知道在国内人民币价值的偏离通过居民价格消费指数反映，货币供应量是影响整个购买力的因素;并且加权后的结果能够更加准确的反应人民币在国内购买价值与货币供应量的关系。在检验中加权后的实验结果数据符合经济规律，同时拟合度的也非常的好，货币供应量增长率对CPI的显著性水平是显著的，通过F分布检验知道整个方程的显著性较好。

六、建议和措施

具体的建议和措施是：加快市场自由化让市场自由配置。只有当市场更具自由化，才能是资源更合理的进行配置，也就能避免人民币所面临的内外价值不对等的情况，减少人为因素的影响。

加快人民币成为区域货币或国际货币。只有当人民币真正的走向国际时，在国内囤积过多的人民币就会流到国际中去，那么对人民币在国内外价值偏离就要较好的调整。让市场更自由化的对人民币的供给关系进行调整。（作者单位：重庆文理学院）

课题名称：人民币对外升值而对内贬值的原因;编号：XSKY2014022

参考文献：

[1] 裴平，吴金鹏.论人民币内外价值偏离[J]，经济学家，2006（06），93-99;

[2] 周晓燕，包雪颖.试析人民币内外价值偏离[J]，时代金融，2013（01），8-9;

[3] 赵朝霞，许小苍.人民币内外价值偏离下货币冲销有效性的实证研究，理论探究，2012（04），4-7;

外币会计论文篇7

关键词:货币政策;汇率传导;格兰杰因果检验

Abstract:As the improvement of economical opening and the advancement of the exchange rate reform,the monetary policy’s exchange rate transmission channel obtains scholars’ attention. This paper selects economic data from January 2006 to December 2008,using cointegration tests and Granger causality test to examining the impacts currency supply to the exchange rate and exchange rate to outputs.We draw the conclusion that the exchange rate transmission channel in our country is valid.

Key Words:monetary policy,exchange rate transmission,Granger causality test

中图分类号:F820.2文献标识码:A文章编号:1674-2265(2010)04-0025-05

一、理论基础和文献综述

(一)理论基础

随着我国对外经济开放度的提高,汇率渠道在我国货币政策传导机制中的作用和地位逐步增强。汇率可视为外汇资产的价格,随着国际经济一体化和浮动汇率的出现,汇率通过影响净出口进而影响产出已成为一个重要的货币政策传导渠道。在实行浮动汇率制的国家里,货币供应量增加会引起通货膨胀率的上升或利率的下降,通货膨胀率上升或利率下降会促使本币贬值,从而使国内货物比国外货物相对便宜,引起净出口上升、产出增加。

关于货币供应量对汇率影响的理论众多,其中以弹性价格货币模型、汇率超调模型以及汇率的资产组合平衡理论最为学者们认可。

1. 弹性价格货币模型。弹性价格货币模型是现代汇率理论中最早建立、也是最基础的汇率决定模型,其主要代表人物有弗兰克尔(J・Frenkel)、穆莎(M・Mussa)、考霍(P・Kouri)、比尔森(J・Bilson)等。弹性价格货币模型假定所有商品的价格具有完全弹性,货币需求稳定,购买力平价成立,资本在国际间的流动是完全自由的。在这些假设前提下,货币市场的平衡条件是:

上式中,Ms表示货币供应量,p为本国价格水平,y为收入,i为利率,a和b分别表示货币需求的收入弹性和利率弹性;除i外,其他变量均为对数形式。调整后,得到本国价格水平的表达式:

假设外国的货币需求函数与本国相同,同样可得到外国价格水平方程式:

由于假定购买力平价:成立,故得到基本模型:

从式(4)可知,本国与外国之间的国民收入水平、利率水平及货币供给量通过对各自物价水平的影响而决定了汇率水平。在其他因素不变时,本国货币供给增加,带来本国货币的相应贬值。

2. 汇率超调模型。1976年,多恩布什(Dornbuseh)提出粘性价格货币分析法,即所谓超调模型(overshooting mode1)。他认为商品市场与资本市场的调整速度是不同的,商品市场上的价格水平具有粘性的特点,这使得购买力平价在短期内不能成立,经济存在着由短期平衡向长期平衡的过渡过程。在超调模型中,由于商品市场价格粘性的存在,当货币供给一次性增加以后,本币的瞬时贬值程度大于其长期贬值程度,这一现象被称为汇率的超调。

根据非套补的利率平价的基本原理,决定即期汇率的主要因素是预期的未来汇率水平以及两国的利率差异,即:。

而本国的利率水平又是关于货币供应量、国民收入、物价水平的函数,故得到基本模型:

在名义货币供给增加而价格水平又来不及变动的情况下,势必造成本国利率水平的下降,当外国利率不变而本国利率下降会导致本币贬值。

3. 资产组合平衡理论。资产组合平衡理论是在70年代中期由布兰森、多恩布什及弗兰克尔等经济学家发展起来的。该理论认为,各种资产之间(本国资产和外国资产之间)并不是可以完全替代的,资产收益率、风险的差别等因素使非套补的利率平价不成立,从而需要对本币资产与外汇资产的供求平衡在两个独立的市场上进行考察。同时将本国资产总量直接引入了模型。本国资产总量直接制约着对各种资产的持有量,而经常账户的变动会对这一资产总量造成影响。这样,这一模型将流量因素与存量因素结合了起来。

假定本国居民持有三种资产:本国货币M、本国政府发行的以本币为面值的债券B、外国发行的以外币为面值的债券F,一国资产总量为W=M+B+e・F。一国资产总量是分布在本国货币、本国债券、外国债券之中的。从货币市场来看,货币供给是由政府控制的,货币需求是本国利率、外国利率的减函数,是资产总量的增函数。从本国债券市场来看,本国债券供给同样是由政府控制的,本国债券的需求是本国利率的增函数、外国利率的减函数,是资产总量的增函数。从外国债券市场来看,外国债券的供给是通过经常账户的盈余获得的,在短期内也是固定的。对外国债券的需求是本国利率的减函数、外国利率的增函数,是资产总量的增函数。

在以上三个市场中,不同资产供求的不平衡都会带来相应的变量(主要是本国利率与汇率)的调整。只有当三个市场都处于平衡状态时,该国的资产市场整体上才处于平衡状态。这样,在短期内,由于各种资产的供给量是既定的,资产市场的平衡会确定本国的利率与汇率水平。在长期内,对于既定的货币供给与本国债券供给,经常账户的失衡会带来本国持有的外国债券总量变动,这一变动又会引起资产市场的调整。因此,在长期内,本国资产市场的平衡还要求经常账户处于平衡状态。

当中央银行为融通财政赤字增加货币供应量M时,资产总量W也会增加。投资者倾向于对这一新增加的资产总量按原有比例持有各种资产,而本国债券与外国债券的供给量并没有增加,于是在原有的均衡点E0会出现这两个市场的超额需求。在本国债券市场上,对于既定的汇率,对本国债券超额需求会导致利率下降,意味着BB曲线左移。对于既定的汇率,在外国债券需求上升时,需要提高本国利率以消除对外国债券的超额需求,意味着FF曲线右移。这样,三条曲线形成新的短期均衡点E1,此时利率降低,本币贬值。

同理,无论是中央银行在本国债券市场还是外国债券市场进行公开市场业务操作带来的货币供应量增加,都会引起本币贬值。

(二)文献综述

国外许多学者对货币政策汇率传导渠道的有效性进行了实证分析。Clarida和Gali(1994)利用向量自回归模型对布雷顿森林体系崩溃后的英镑兑美元的实际汇率变化原因进行了研究,结果发现英镑供应量的变化导致英镑与美元实际汇率波动幅度尚未超过2.8%,而在加拿大,加元供应量的变化对加元与美元的实际汇率的影响甚至更低;相反,Rogers(1998)采用1889―1992年的英、美两国的有关资料,也同样利用向量自回归的研究方法,从各个不同的角度,详细考察了英、美两国货币供应量的变化对实际汇率的影响,结果得出了两国货币供应量的变化导致汇率的波动幅度高达40.6%的结论。Rodriguze和Diaz(1995)用一个具有产出增长、实际工资增长、汇率贬值、通货膨胀、货币增长、索洛残差等变量的VAR模型,对秘鲁进行分析,发现产出主要从自身的冲击中得到解释,但汇率波动对产出有影响。

在国内,对我国货币政策的汇率传导渠道进行系统研究的文献相对较少,但有不少从侧面进行研究的文献。奚君羊、谭文(2004)采用协整研究和冲击分解的计量经济学方法,就货币供应量、国内生产总值和实际利率对人民币汇率的影响进行了详细的实证检验。结果表明,从长期看,上述因素与人民币汇率之间存在着稳定的均衡关系,货币供应量的增加会导致人民币汇率的下浮,且影响极为显著,而国内生产总值和实际利率的上升则会引起人民币汇率的上浮,但影响程度较弱。张秀艳、石柱鲜(2002)用VAR模型研究改革开放后人民币汇率变动对我国主要宏观经济指标的影响,并认为人民币兑美元汇率的变动将对我国包括工业总产值、居民消费价格指数、外贸进口总额和外贸出口总额在内的宏观经济指标产生重大影响。耿庆峰和黄志刚(2009)运用单位根检验与协整检验,对人民币汇改以来利率对汇率的影响进行分析后发现:在目前我国资本项目没有完全放开条件下,汇率对利率变化冲击并不敏感。楚尔鸣(2006)对货币政策的汇率传导渠道进行了系统研究,运用协整分析、因果检验,在研究了货币供应量对汇率的影响基础上,再分析了汇率波动对产出的影响。结果表明,货币供应量变动对汇率变动的传导、汇率变动对工业增加值变动的传导都不是很有效的。以上这些研究忽略了货币政策汇率传导渠道的中间环节,而本文对汇率传导渠道的全过程,即货币供应量M通货膨胀率л或利率I汇率E(直接标价法)净出口NX总产出Y,进行实证分析。

二、计量分析

(一)研究方法和数据选取

本文选取广义货币M2作为货币供应量指标。广义货币M2是中央银行货币政策的主要目标,并且其数量在金融中介机构的资产中占绝大部分(约80%―90%)。M2不仅反映现实的购买力,还反映潜在的购买力;中央银行和各商业银行可以据此判定货币政策。以居民消费价格指数CPI代替通货膨胀率л。由于净出口余额没有月度数据(国际收支平衡表半年统计一次),故以外汇余额F的变化衡量净出口余额。国内生产总值GDP是季度数据,故没有选用;但从国民收入恒等式Y=C+I+G+NX可以知道,净出口余额NX构成国民收入的一部分,净出口余额NX的变化必然引起产出Y的变化。汇率是采用人民币兑美元的汇率。广义货币M2和净出口余额NX数据较大,而利率I和汇率E数据较小,为了缩小差距,所有变量都选变动率。其中变动率的计算如下:

所有变量的时间段是从2006年1月至2008年12月。首先,对ΔM2、ΔI、ΔE、ΔF和ΔCPI时间序列进行平稳性检验,再对五组变量ΔI与ΔM2、ΔI与ΔE 、ΔCPI与ΔM2、ΔF与ΔE、ΔE与ΔCPI进行协整检验,然后通过格兰杰因果检验探讨各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系。

(二)单位根检验

格兰杰指出,当使用非平稳序列进行回归时,会造成虚假回归,并且当变量存在着单位根,即非平稳时,传统的统计量,如t值、F值、DW值和R将出现偏差。因此为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性,我们利用扩展的ADF检验方法来检验样本数据的时间序列特征,ADF平稳性检验是基于以下回归方程:

为纯粹白噪音误差项,滞后阶数的选择使得

不存在序列相关。原假设H0:P=1,备选假设H1:P

由表1中的数据可知,ΔM2、ΔI、ΔE、ΔF和ΔCPI时间序列的ADF统计量大于5%的显著性水平下的临界值,接受原假设,时间序列含有单位根,是非平稳序列;一阶差分序列D(ΔM2)、D(ΔI)、D(ΔE)和D(ΔF)、D(ΔCPI)的ADF值小于1%显著水平下的临界值,是平稳序列。

(三)变量的协整检验

由于ΔM2、ΔI、ΔE、ΔF和ΔCPI都是属于I(1)时间序列,因此ΔI与ΔM2、ΔI与ΔE 、ΔCPI与ΔM2、ΔF与ΔE、ΔE与ΔCPI之间可能存在协整关系。检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔―格兰杰两阶段法,但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差,故采用Johansen检验法对各组变量进行协整检验。该方法是基于动态分布滞后模型(VAR)来估计模型的长期均衡关系,以得出一个有效无偏估计。

在检验之前,必须首先确定VAR模型的结构。运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数,本文中滞后二阶的SC值和AIC值最小,故确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。其检验方法是首先计算回归方程的迹,然后逐一与不存在协整关系和存在一个协整关系等假设前提下的迹值进行比较,当回归方程的迹值大于假设条件下的Johanson临界分布值时,拒绝其前提假设,反之,接受其假设。检验结果如表2。

由表2的检验结果可以看出,以检验水平5%判断,变量ΔI与ΔM2、ΔI与ΔE 、ΔCPI与ΔM2、ΔF与ΔE、ΔE与ΔCPI之间存在一个协整关系。Granger指出,若变量之间存在协整关系,则这些变量至少存在一个方向的Granger因果关系。因此,下面进一步探讨上述各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系,以便与实际经济情况进行对照。

(四)变量的Granger因果检验

所谓因果关系是指变量之间的依赖性,作为结果的变量是由作为原因的变量所决定的,原因变量的变化引起结果变量的变化。英国经济学家格兰杰从预测的角度赋予因果关系新的含义,他在考察序列x是否是序列y产生的原因时采用这样的方法:先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后期取值是否可以提高y的被解释程度。如果是,则称序列x是y的格兰杰原因,此时x的滞后期系数具有统计的显著性。从以上的定义可以看出,格兰杰因果关系检验需要估计以下两个回归方程:

为了检验此假设,我们可以采用F检验。如果拒绝前者而不拒绝后者,则存在由x到y的单向因果关系,反之相反;如果两个假设都不拒绝,则x和y是两个独立的序列;如果两个假设都拒绝,则x和y之间存在双向因果关系。

从表3可以看出,在5%的显著性水平上,ΔM2 是ΔI和ΔCPI的格兰杰原因,ΔI和ΔCPI是ΔE的格兰杰原因,ΔE是ΔF和ΔCPI的格兰杰原因。

三、结论

经过上述定量分析我们可以发现,货币供应量的变化通过影响利率或通货膨胀率的变化,进而影响汇率的变化,汇率的变化通过影响进出口商品的价格水平进一步促进净出口额的变化,最终会导致产出的变化,所以货币政策的汇率传导渠道是有效的。

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。人民币汇率不再盯住单一美元,形成更富弹性的人民币汇率机制。汇率的变化反映了市场的供求关系,货币供应量的变化能够通过利率机制和价格机制影响汇率,汇率传导渠道的有效性得到提高。

参考文献:

[1]姜波克.国际金融学[M].北京:高等教育出版社,2002.

[2] Clarida,Richard.JordiGali.Sources of Real Exchange Rate Fluctuations:How ImportantAreNominal Shocks?[J]. Carnegie-Ro-chesterConference Serieson Public Policy,1994,Vol. 41.

[3] Rodriguze,Diaz.FluctuationsMacroeconomicasenLa Economic Peruana[J]. Working Paper,Banco Central de Reserve delperu,1995.

[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).

[5]张秀艳,石柱鲜. 汇率对我国主要宏观经济指标的影响分析[J].吉林大学社会科学学报,2002,(4).

外币会计论文篇8

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:

外币会计论文篇9

关键词:人民币升值;国际贸易顺差;相关性分析

中图分类号:F83

文献标志码:A

文章编号:1673-291X(2010)16-0070-03

引言

自从2005年7月21日人民币汇率形成机制改革以来,中国一直按照主动性、可控性和渐进性的原则稳步实施有管理的浮动汇率制度,截至2009年12月31日止,人民币对美元汇率已累计升值超过20%。然而,伴随人民币升值,中国国际贸易顺差、美元外汇储备急剧膨胀的局面并没有得到改变,这些事实表明汇率不能从根本上解决国际贸易顺差问题。因为中国的贸易顺差不是单纯的贸易平衡问题,而是“世界制造加工厂转移到中国”全球生产格局演变的结果。如果全球整个生产格局不发生变化,即使人民币升值50%,中国仍然是贸易顺差国。目前从国际收支、外汇市场供求等情况看,人民币汇率趋近于合理、均衡的水平。人民币汇率并不是造成美国对华贸易逆差的主要原因,中国也从未刻意追求贸易顺差,始终把促进国际收支平衡作为保持中国宏观经济稳定的重要任务。

近年来,国际贸易顺差也为中国的宏观经济带来了诸多不利的影响,人民币升值预期导致大量的国际投机热钱流向中国的资本市场,外汇储备的急剧膨胀造成外汇市场供求失衡,相对于中国的客观经济基础,外汇供求形成的市场汇率出现了严重的扭曲现象。为了维持合理水平的人民币购买力平价,货币当局就要动用外汇平准基金来干预人民币汇率,通过外汇占款渠道释放基础货币,这势必会造成国内通货膨胀的压力。根据蒙代尔的三元悖论,中国货币政策的独立性必然被削弱。2007年8月美国次债危机席卷全球经济以来,世界各国均采取了宽松的货币政策和积极的财政政策,旨在促进国民经济快速复苏。然而,在短期内,人民币过度升值会阻碍全球经济复苏,一方面,人民币升值预期和中国的股市泡沫会吸引大量的美国投机资本,从而造成美国刺激经济复苏的货币政策失灵;另一方面,在促进经济复苏与抑制通货膨胀的两者之间,中国货币当局也很难进行权衡。因此,人民币汇率超调不但不会改变国际贸易格局,而且还会加剧世界经济衰退。

一、人民币升值与中国国际贸易顺差相关性的理论分析

(一)基于微观层面的人民币升值与中国国际贸易顺差相关性分析

一般来说,人民币贬值会降低出口商品的相对价格,商品价格降低会刺激国外的有效需求。某种商品的价格变动,会产生两种效应:一是这种商品与另一种商品之间的替代效应;二是消费者货币收入的购买力发生变化,即收入效应。替代效应得以实现要具备的基本条件是双边贸易国可以生产同类商品,消费者的偏好具有价格敏感性。另外,商品的外观、性能、价格等因素制约着国外消费者的偏好,当商品的价格因素不能起主导作用时,人民币升值带来的商品价格替代效应无法实现。当出口商品的价格替代效应比较薄弱时,价格变动的收入效应就会发挥支配作用。一方面,伴随科技产品不断创新,如果进口国的商品相对于出口国的商品是吉芬商品,那么出口国货币升值并不会改变其国际贸易顺差的局面。另一方面,如果双边贸易国的商品不具备可替代性,那么出口国货币升值同样无法改变国际贸易顺差的局面。

当人民币升值时,中国作为出口方其商品的相对价格必然上升,这时假定国外厂商与中国厂商是可以重复博弈的双方,最初为了获得利润,中国厂商一定会削价竞争,然而国外厂商也会随之削价竞争。由于两个厂商采取针锋相对的策略,故价格被压得越来越低,最终双方都很难获利,所以,在无限重复博弈中,厂商的削价竞争是非理性的。在该博弈的无限重复中,合作的期望得益大于竞争的期望得益。商品在消费者之间的最优配置,要求所有消费者的任何两种商品之间的边际替代率相等,这时也就不存在任何的帕累托改进。因此,即使中国厂商与国外厂商的产品具有可替代性,人民币升值也并不会改变其国际贸易顺差的局面。

(二)基于宏观层面的人民币升值与中国国际贸易顺差相关性分析

若一国的国际贸易赤字导致国内经济产出衰退、失业率上升,为了摆脱经济困境,该国有两种选择:一是保持名义汇率不变,而是依靠价格的不断调整,从而改善国际贸易赤字;二是本币汇率贬值使得国内商品相对于国外商品更便宜,从而提高国内商品的有效需求,改善国际贸易赤字。如果人民币兑美元的汇率保持不变时,那么总需求曲线并不发生移动;美国国际贸易赤字导致经济产出小于其自然产出水平,这样总供给曲线就会逐渐地向下移动,直到其经济产出回复自然水平。整个调整过程是通过价格水平变动来实现的,在中长期内,固定的名义汇率对应着实际汇率的调整。尽管相对于价格调整,汇率调整经济产出的效果是立竿见影的,但是过多地使用汇率调控将会导致汇率危机问题。

在短期内,即使马歇尔―勒纳的条件得到满足后,国际贸易逆差逐步向顺差转变,当发生汇率危机时,J曲线的效应就会发生突变,导致J曲线向下倾斜,国际贸易逆差再次出现。在中长期内,如果人民币始终保持快速升值,那么国际贸易逆差国就会出现汇率危机问题,这必然导致国际贸易逆差国的经济陷入衰退,其本国的商品供给无法满足需求,因此,国际贸易逆差国的状况会进一步恶化。突变的J曲线效应表明,汇率调控国际贸易盈亏具有显著的中性特征,即在短期内,当马歇尔一勒纳的条件得到满足后,人民币升值会减少国际贸易顺差;在中长期内,汇率调控国际贸易的效用就不复存在,国际贸易顺差与否主要取决于一国的客观经济基础,所以汇率也是由一国的客观经济基础自发形成的。

二、人民币升值与中国国际贸易顺差相关性的实证分析

(一)样本数据的选取、处理及检验

一国的国际贸易状况受其经济产业结构、消费者偏好、汇率等多种因素影响,本文选取中国国际贸易顺差额ITSD作为被解释变量,解释变量为人民币兑美元的名义汇率NEUS。本文选取2005年7月至2009年12月的半年度统计数据,国际贸易盈亏额及汇率的数据来源于国家外汇管理局网站(safe.省略)。由于本文的统计样本为年度数据,所以不具有明显的季节波动和趋势变动。对于这样单个指标的时间序列数据,一般要采用指数平滑法进行拟合及预测。另外,通过单位根检验,得知它们是否为平稳的时间序列。首先,分别对ITSD、NEUS的时间序列进行指数平滑,再分别对其进行单位根(ADF)检验。根据表1与表2中的数

据,在1%、5%、10%的显著性水平下拒绝原假设,即中国国际贸易顺差额ITSD与人民币兑美元的名义汇率NEUS都为平稳时间序列(不存在单位根)。

(二)人民币升值与中国国际贸易顺差的模型构建

由于前文的检验数据显示,人民币升值与中国国际贸易顺差都为平稳的时间序列,因此,本文采用移动平均模型MA(q),来构建人民币升值与中国国际贸易顺差的模型ITSD=C(1)+C(2×NEUS+C(3)×BNEUS。广义矩估计(GMM),不要求扰动项的准确分布信息,允许随机误差项存在异方差和序列相关,因此,本文优先采用GMM方法进行参数估计。但是,由于该模型的系数矩阵为奇异矩阵,所以Eviews软件无法进行参数估计,故只能运用广义最小二乘法OLS。在表3中,方程ITSD的参数估计显示,参数c(2)、c(3)不呈显著性,拟合优度R2为零,残差平方和数值过大,所以,人民币升值与中国的国际贸易顺差不存在显著的相关性。在表3中,残差平方和数值过大表明,2005-2009年中国国际贸易顺差并不是由人民币汇率因素造成的,而是汇率以外的其他因素发挥了主导作用。

三、本文的结论与相关的政策性建议

(一)本文的结论

本文着眼于人民币升值与中国国际贸易顺差的相关性,结合理论分析与实证分析得出的结论为:

第一,基于微观层面的分析结论。如果双边贸易国可以生产同类商品的条件得不到满足,那么人民币升值带来的商品价格替代效应也就无法实现。当商品的价格因素不能起主导作用时,其收入效应就会发挥支配作用,人民币升值带来的商品价格替代效应也同样无法实现。

第二,基于宏观层面的分析结论。突变的J曲线效应表明,汇率调控国际贸易盈亏具有显著的中性特征,即在短期内,当马歇尔一勒纳的条件得到满足后,人民币升值会减少国际贸易顺差;在中长期内,汇率调控国际贸易的效用就不复存在,而国际贸易顺差与否主要取决于一国的客观经济基础。

第三,基于实证角度的分析结论。方程ITSD的参数估计显示,参数c(2)、c(3)不呈显著性,拟合优度R2为零,残差平方和数值过大,所以,人民币升值与中国的国际贸易顺差不存在显著的相关性。

(二)相关的政策性建议

前文的理论分析与实证分析都表明,近年来,人民币升值与中国的国际贸易顺差不存在显著的相关性,因此,国际贸易逆差国不应该指责人民币汇率存在操纵行为。事实上,一国的客观经济基础决定了其汇率对国际贸易的影响,而人民币汇率是由客观经济基础自发形成的。鉴于此,针对人民币汇率与中国国际贸易顺差问题,笔者提出的相关政策性建议如下:

第一,人民币应继续保持以市场供求为基础、参考一篮子货币、有管理的浮动汇率制度。根据中国经济的客观基础,货币当局来决定人民币是否应该升值,人民币汇率更多地是反映客观经济,而不能作为长期调控宏观经济的工具。

第二,中国国际贸易顺差问题有待于通过多边贸易合作来解决。在世界经济全球化背景下,对外贸易对经济发展起到更为重要的作用,并成为推动中国经济进入世界经济循环,拉动国民经济增长的动力之一。在开展对外贸易的过程中,必须准确理解中国比较优势,实施合理的比较优势战略。中国应该调整产业结构,鼓励进口他国的比较优势产品,从而实现多边贸易国的互惠共赢。

参考文献:

[1][美]奥利维尔・布兰查德.宏观经济学[M].钟笑寒,译.北京:清华大学出版社,2003.

[2]高铁梅.计量经济分析方法及建模[M].北京:清华大学出版社,2006.

[3]陈彪如.国际金融学[M].成都:西南财经大学,2000.

外币会计论文篇10

关键词：货币流通速度；货币政策；实体经济市场

一、引言

从亚当斯密在《国富论》提出“看不见的手”以来，经济学市场领域是市场调节为主还是政府调控为主是一直争论的话题。但不可否认的是，任何政府都从未完全停止调控行为，放任市场规律调节经济。特别是在凯恩斯主义经济学诞生后，政府对经济的宏观调控有愈演愈烈的趋势。就我国而言，虽然本届政府不断简政放权，努力回归市场对经济资源配置的决定作用，但是宏观调控手段在我国仍然有非常重要的作用和地位。

就货币政策而言，几乎所有的国家政府都以直接或者间接调控货币数量为主，关于货币流通速度的研究却相比较少，即便在著名的费雪方程式MV=PT提出后，国内外非常多的理论也在假设货币流通速度是一个常数。

所以，本文意在对我国实体领域的货币流通速度进行研究，分析影响其变化的因素，验证其变化是否稳定，并进一步揭示其变化的趋势。从而在货币流通速度方面对我国货币政策的实施提出相关建议。

二、文献综述

国外自威廉配第开始就将货币流通纳入经济学研究的范畴，配第在其《货币略论》中，提出货币流动速度和货币流动数量方面呈反比，是互补的关系，并第一个提出了货币流通速度的函数。

魏克赛尔（1915）找出关于货币流通速度中最重要的5个变量：第一为人们对货币交易的需求，第二为人们对货币的预防性需求，第三为贸易信誉，第四为银行的信用，第五为货币利率与自然率的差值，以上几个方面决定了货币流通速度的大小。

费雪（1911）提出了清晰的货币流通方程式MV=PT，反映的是在某个时间上，货币周转和商品周转的关系。为了使得交易价值总量PT和名义货币量M相等，所以在货币存量M上乘以V即货币流通速度，代表在时间段中货币的平均周转次数。

收入说主要是针对在费雪方程中一般价格水平比较模糊的缺点，同时结合宏观领域国民核算的进展，庇古提出了收入方面的货币流通交易方程式MV=PY，其中Y代表的是国民收入，而V代表的是收入的货币流通速度。并且在此方程中，收入的货币流通速度V是一个比较容易观察和计算的变量。

现金余额说的代表是剑桥的现金余额方程式，主要是剑桥经济学家马歇尔等人提出的，其表达式为Md=KPY，其中P乘以Y是代表名义国民收入，而Md代表的是对名义货币余额的需求，或者称为是现金需求，K所表示的是人们手中所持有的货币量与名义国民收入之比的大小。不同于前两者的货币供给理论，现金余额理论从货币需求角度入手，在货币均衡的时候货币的需求等于外生的货币供给。

相较于国外理论研究，我国对货币流通理论研究较少。基本可以分为，制度方面的研究和市场方面的研究。在制度方面，易纲（1996）将原有费雪方程式MV=PY中加入货币比例系数λ，得到新的交易方程MV=λPY，他认为我国货币流通速度下降的主要原因是我国货币化进程的加快。曾利飞等（2006）认为随着金融的发展，货币流通速度会上升但是效果不是很明显，但是第三产业的发展会导致货币流通速度不断下降。

在市场方面，冯菲（2010）认为交易流通速度具有明显的顺周期特征，并说明2000年前后交易流通速度和收入速度出现了分化，原因是金融交易引起的货币需求。胡正，秦娟（2012）运用1978-2009年数据分析得出随着1992年中国资本市场规模的扩大，虽然我国实体经济中的货币流通速度在下降，但虚拟经济中的货币流通速度在加快且已经超过前者下降的速度。

三、理论分析

传导机制分析：实体经济的增长理论上会促进货币流通速度的增加，而金融投机市场投机的增加可能会对实体经济货币产生替代作用，从而导致货币流通速度的下降；市场利率的增加会增加储蓄意愿减少信贷需求，从而减少实体经济的货币流通速度。

建立理论模型：根据凯恩斯货币需求持有理论有，并联立庇古的国民收入货币流通速度方程MV=PY，有（货币流通速度约束）。效用最大化下的新凯恩斯曲线，在其货币流通约束下解得：

（1）

（2）

通过分析方程（1）可以研究得出：

命题一：当其他条件不变时，预期到的国民收入上升时，实体经济市场的货币流通速度是增加的，这说明人们在预期到经济趋势向好的时候，货币流通速度会增加；当其他条件不变时，交易性和谨慎性需求k增加时，实体经济市场的货币流通速度是降低的。这可能是由于在经济环境一定的情况下，交易商品的方式方法发生改变，或者交易性需求和谨慎性需求综合作用，使得货币流通速度的相对下降。

命题二：投机需求h的变化要受到对经济增长预期的影响，当预期到的经济向好时，小于0，投机需求的增加导致实体经济市场的货币流通速度增加。说明在预期经济增长的条件下，人们预期实体经济市场的回报率会上升，所以相应提高该市场的投机需求，从而增加了货币流通速度；相反在预期经济预期衰退的情况下大于0，投机需求的增加导致实体经济市场的货币流通速度减少，这可能是由于预期经济衰退，所以投机的领域集中在金融投机市场上，从而减少了实体领域货币的流通速度。

通过分析方程（2）可以研究得出：

命题一：当其他条件不变的时候，市场利率的增加会导致实体经济市场货币流通速度的降低，这主要就是因为人们储蓄意愿的增加和企业信贷意愿的降低所致；反之市场利率的降低则会提高货币在实体经济市场的流通速度。

四、实证分析

1.测算我国实体经济市场上的货币流通速度

根据庇古的收入货币流通速度方程MV=PY，可以得到MV=GDP。但是由于本文研究的是实体经济领域的货币流通速度，所以名义货币量M要减去两个方面的数据：其一为金融投机市场上的货币量，本文用流通股票的市值代表；其二为法定存款保证金，这部分资金只是存放在央行的沉淀资金而不进入实体经济领域。而且名义货币量用M2表示，这样可以最大程度包括进入实体经济市场的资金。

所以根据以上分析得出实体经济市场的货币流通，通过选取国家统计局我国1993年-2003年的数据和人民银行1993年-2003年数据计算可以得出：

我国实体经济市场的货币流通速度并非是一个常数，而是大致在0.9-1.6之间，而且货币流通速度的变化不是平稳的，而是自1993年以来有先加速再减速再加速的趋势。

2.我国实体经济市场货币流通速度和预期经济增长、市场利率的计量关系

由于预期经济增长率比较难以衡量和估计，本文假设人们可以根据本年的经济增长率大致估计下一年的经济增长率。即用本年的经济增长率作为预期下一年经济增长率的估计，建立多元回归方程并带入我国1993年-2013年国家统计局数据并用加权最小二乘法可得：

Y=1.38+1.51X1-0.06X2

（5.1）（-51.5）

F=1328

（其中X1代表我国GDP增长率，X2代表我国一年期定期存款利率）

通过以上数据分析可得：

经济增长率和市场利率对我国实体经济市场的货币流通速度影响显著，从数据得出在我国，国民收入GDP增长率每增加一个百分点，我国实体经济市场中的货币流通速度增加1.51个百分点；而我国的市场利率每增加一个百分点，我国实体经济市场中的货币流通速度减少0.06个百分点。进一步验证了理论模型中预期国民收入的增加对我国货币流通速度有促进作用，而市场利率的增加则对我国货币流通速度有抑制作用。

本文的实证部分主要说明了三点：

第一，通过计算我国实体经济市场的货币流通速度判断我国货币流通速度的变化并非是一个定值，也并非平稳，而是在一个范围（0.9-1.6）内波动的。这种波动可能来自于实体经济增长方面和市场利率方面。

第二，通过计量分析，进一步在数据上说明了我国国民收入增长率和央行利率对我国实体经济市场的货币流通速度是有统计影响的。其中我国国民收入对货币流通速度有着促进作用，而市场利率对货币流通速度有着抑制作用。

第三，结合第一点和第二点分析我国实体经济市场中货币流通速度非平稳的原因是由于我国经济周期和经济的波动，还有货币当局央行的频繁调整利率货币政策。使得我国货币流通速度自1993年以来呈现先加速再减速再加速的趋势。

五、政策建议

1.在不考虑金融投机市场的情况下，货币当局增发货币量同时保持市场利率不变时，名义货币量的增加会导致国民收入增长，而且国民收入增长会进一步导致实体经济中货币流通速度的增加，从而促进国民收入进一步的增长，产生螺旋上升效应。

2.在不考虑金融投机市场的情况下，货币当局不仅增发名义货币量，而且同时还降低市场利率的时候。则是对经济的一种强刺激，两者共同作用，可以比较迅速的提高国民收入。

3.在考虑金融投机市场的情况下，国民收入、市场利率和实体经济的货币流通速度机制虽在也在发挥作用但有可能会减弱。因为有一部分货币量进入到金融投机领域，使得实体经济领域中的货币量减少或者流通速度减慢，从而减少了货币政策的效果。

所以，在我国整体的经济环境下，不仅要从货币数量和货币流通速度两方面考虑货币政策的作用，同时也要考虑到实体经济市场和金融投机市场对货币政策的“分配和稀释”作用。

参考文献：

[1]魏克赛尔.国民经济学讲义.上海译文出版社，1989.

[2]费雪.货币的购买力.商务印书馆，1934.

[3]易纲.中国金融资产结构分析及政策含义.经济研究，1996（12）.

[4]冯菲.我国货币流通速度分析-理论，逻辑，结构分析及其政策含义. [博士学位论文]南开大学，2010.

[5]曾利飞.中国金融机构的资产结构与货币流通速度.世界经济，2006（8）.