外币会计论文范文
时间：2023-09-29 14:46:26
外币会计论文篇1
关键词：人民币 货币替代弹性 货币服务生产函数理论 面板数据
在经历2008年的全球金融危机之后，世界主要国家的货币危机继续深化，美国的量化宽松货币政策加剧了美元贬值的预期、欧洲国家的债务危机使欧元呈现脆弱态势，世界各国都有变革现行国际货币体系的诉求，在此背景下，人民币国际化成为关注的热点。2009年7月的跨境贸易人民币结算试点，使我国与周边国家的双边贸易人民币结算由市场自发推动转向政府政策支持，使得贸易结算由边境贸易扩展到一般贸易。人民币在周边国家获得广泛的流通，人民币周边化取得较大的进展，人民币替代美元将成为长期发展的趋势。本文拟借鉴货币替代的相关理论，探讨在人民币周边化中的货币替代问题，这对于了解人民币国际化的阶段性特征，制定更好的人民币国际化实现路径具有重要的参考价值。
货币替代问题文献综述
对于货币替代的界定，国内外学者给出了不同的定义，在此本文拟采用姜波克（1999）给出的定义：货币替代是指国外货币在本国境内替代本国货币充当价值标准、交易媒介、支付手段和价值储藏等职能的一种现象。
国外学者以开放经济条件下的货币需求理论为基础来对货币替代机制进行研究，形成了四个比较有代表性的理论：美国的Marc A. Miles教授在1978年提出了“货币服务的生产函数理论”，该理论注重持币给经济主体带来服务的大小，强调货币的综合效用。Michael D. Bordo与Ehsan U.Choudhri（1982）利用货币需求的交易动机解释货币替代现象从而提出了“货币需求的边际效用理论”，该理论注重货币的交易，一国居民持有本币和外币都是为了满易与支付的需要。David T. King、Bluford H.Putnam、D.Sykes Wilford（1978）提出的“货币需求的资产组合理论”，该理论强调根据不同资产的收益和风险来调整其所持有的本外币的比例。加拿大学者Stephen S.Poloz于1986提出了“货币的预防需求理论”，强调注重经济主体持币的预防性动机。以上理论通过构建模型对货币替代的机制进行了分析与说明，为我们开展后续的研究提供了理论基础。
中国与周边国家的边境贸易发展历史久远，不少学者对人民币对周边国家和地区的货币替代进行了较早的研究，李（2002）认为在我国周边国家和地区境内的人民币流通主要分为三种情况，第一种是伴随着旅游业而产生的人民币在周边国家的使用；第二种是随着边境贸易而产生的人民币流通；第三种是发生在中国港澳台地区的人民币流通。曹红辉（2006）认为当前人民币流通领域主要集中在中国港澳和一些东南亚国家，主要充当边境贸易和跨境劳务收支的计价结算货币。梅新育（2008）认为越南的高通胀率引起以抢购外币、黄金、增持人民币为标志的货币替代，对于中国是一个“人民币化”的好机遇。钟若愚、杨玲丽（2010）基于港币需求函数的货币替代模型进行实证分析，得出澳门的港币需求将会随着澳门与内地之间经贸关系逐渐被人民币的替代而减弱。还有部分学者针对人民币与港币的货币替代问题进行了研究，杨帆（1998）、尹亚红（2009；2010）认为人民币对港币替代的积极作用有：带来铸币税、降低交易成本、缓解货币错配，提升人民币的国际地位。巴曙松（2004），陈浪云、许晓云（2007），尹亚红（2009）则分析了人民币对港币替代的消极作用：人民币在香港流通规模的扩大可能会对利率管制和外汇管制形成一定的冲击，会影响内地对于货币供给量与信贷规模的控制能力，削弱内地货币政策的有效性。
现有的文献大多对人民币对周边国家和地区货币的货币替代进行了理论层面的分析，且分析的重点是人民币对港币的替代问题。在人民币周边化的背景下对人民币对周边国家和地区的货币替代问题进行系统分析更是比较缺乏。在研究方法上，已有的研究多基于时间序列数据，采用面板数据进行研究的比较少。2009年7月中国开始进行跨境贸易人民币结算业务的试点，境外试点地区最初确定为中国港澳与东盟地区，考虑到港澳地区是境外人民币流通的主要地区，因此，本文拟借鉴Marc A. Miles的货币服务生产函数理论，以香港和澳门为样本，通过构建面板数据模型来探讨人民币周边化中的货币替代弹性及影响因素，为人民币周边化甚至是区域化提供政策建议。
模型设定
假设货币服务的生产函数是连续的、具有固定替代弹性的生产函数（CES函数），假定购买力平价成立；所有的货币都是借入的，持币的借款利率即为机会成本；经济主体在给定的资产选择下只愿意持有M 数量的本币或外币。通过构建拉格朗日函数得到货币需求函数表达式：
（1）
其中Md与Mf为本外币的名义余额持有量，此外假定人民币为外币；e 为名义汇率（直接标价法）；为替代弹性；a1与a2为本外币提供货币的权重，表示持币的边际收益；id表示本币利率，if为外币利率，表示持币的边际成本；μ为随机扰动项。如果减持本币增持外币，即的值变小，说明出现了货币替代；反映两种货币的替代弹性，其值越大，说明替代弹性越高；持有本外币的边际效益的比重越接近1，说明两种货币提供的货币服务越相似，人们将更多地选择持有外币，减少本币的持有。当此比重等于1时，两种货币之间完全替代。如果将人民币当作外币，周边国家和地区的货币当作本币，则根据的值的大小就可以判断出人民币对周边货币的替代弹性，如果该值比较大，说明人民币对周边国家或地区的货币具有较高的替代弹性，反之则说明人民币对周边国家和地区的货币的替代作用不明显。
人民币周边化中的货币替代问题实证分析
（一）样本选择与数据来源
1.样本选择。本文要考查在人民币周边化进程中人民币对周边国家和地区的货币替代问题。考虑到数据的可得性，在此主要将中国香港与澳门地区作为人民币周边化的代表地区，为分析方便，在此将人民币（CNY）当作外币，将港币（HKD）与澳门元（MOP）作为本币。
2.数据来源。鉴于中国人民币银行分别于2004年2月和8月同意香港和澳门地区开展人民币存款业务，故所选样本的数据区间为2004年11月至2013年10月的月度数据。
对于本外币的名义余额持有量的统计，在这里，本币（港币、澳门元）的名义余额持有量分别采用香港金管局和澳门金管局公布的M1数据，外币（人民币）采用在香港和澳门地区的人民币存款额。汇率e分别采用人民币与港币（eH）、人民币与澳门元的名义汇率（eM）。以港币与澳门元的三个月定期存款利率作为本国利率，以人民币三个定期存款利率作为外国利率。相关数据来源于中经网统计数据库、香港金管局和澳门金管局网站。
（二）实证分析
1.面板单位根检验。在进行回归分析时为避免出现“伪回归”，确保估计结果的有效性，需对各面板序列的平稳性进行检验。单位根检验一般是先从水平（level）序列开始检验起，如果存在单位根，则对该序列进行一阶差分后继续检验，若仍存在单位根，则进行二阶甚至高阶差分后检验，直至序列平稳为止。本文记I（0）为零阶单整，I（1）为一阶单整，依次类推，I（N）为N阶单整。在此，采用三种面板数据单位根检验方法；相同根情形下的检验，LTC检验和不同根情形下的检验，Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验。如果这三种检验方法都拒绝存在单位根的原假设，则认为该面板序列是平稳的，反之则是不平稳的。检验结果如表1、表2所示。由表1和表2的检验结果可知，无论是相同单位根检验还是不同单位根检验得出的结论都是面板原始变量数据存在单位根，但是其一阶差分序列是稳定的，即为一阶单整的I（1）。
2.协整检验。由单位根检验的结果知所有的序列都是一阶单整的，再需考察面板数据是否存在长期的均衡关系即协整关系。一般面板数据协整检验有两种方法：一是建立在Johansen基础上的Fisher检验，另一种是Engle and Granger二步法检验基础上的Pedroni检验和Kao检验。本文首先采用Kao检验来判断各变量间是否存在协整关系，由表3所得到的统计量和相伴概率可知各变量间存在着长期均衡关系。
3.面板数据模型的选择。面板数据模型通常有三种形式：混合估计模型（Pooled Regression Model）、固定效应模型（Fixed Effects Regression Model）、随机效应模型（Random Effects Regression Model）。在面板数据模型形式的选择方法上，经常采用F检验决定选用混合模型还是固定效应模型，然后用Hausman检验确定应该建立随机效应模型还是固定效应模型。检验结果如表4所示。
经过以上的推断分析和检验，最终确定采用固定效应变截距模型。
4.固定效应变截距模型回归结果。使用最小二乘方法对模型进行估计，估计结果如下：
对于香港地区有：
（2）
对于澳门地区有：
（3）
（三）实证结果及分析
1.实证结果。由式（2）与（3）的结果，可以计算出持有本外币的边际收益的比，其中持有港币与人民币的边际收益比约为0.13932，持有澳门元与人民币的边际收益比约为0.28898，说明人民币能提供与港币与澳门元相似的货币服务。人民币对港币和澳门元的替代弹性为0.775573和0.634968。周边国家和地区看好中国经济的发展，具有较强的增持人民币减持本币的意愿，人民币具有货币替代的潜力。
2.实证结果分析。香港和澳门在人民币的境外流通中发挥着重要作用。香港能成为境外人民币的中心，基于以下的原因：首先是香港最早开展人民币业务，特别是成为跨境贸易人民币结算的境外试点地区以后，香港人民币存款额迅速增加，经营人民币业务的认可机构也由2004年的32家增至2013年8月的143家。其次是东南亚等周边国家的人民币通过香港“回流”到大陆地区，香港成为境外人民币现钞和现汇的离岸中心。2010年新的《清算协议》的签订拓展了潜在人民币持有者的来源和可以开展的人民币金融产品种类，多种人民币计价的投资产品的推出亦刺激了境外人民币的持有意愿，增强了人民币对其它货币的替代能力。人民币在澳门的流通主要是通过消费和澳门对中国大陆地区的净进口贸易。加之澳门是继香港之后较早开展人民币业务的地区，并且也是跨境贸易人民币结算业务的首批境外试点地区，这为境外人民币在澳门的流通也提供了条件。
结论与对策建议
（一）结论
港澳地区与中国内地的紧密的经济联系、中国经济实力的不断提高、人民币的升值预期都将增强人民币对港币与澳门元的替代弹性，人民币将提供与港币与澳门元越来越相似的货币服务，周边国家和地区将会越来越多的选择持有人民币，减持本币，人民币对周边国家和地区的替代作用将会不断增强。人民币周边化、国际化进程加快。
（二）对策建议
1.以贸易的方式推动人民币周边化、区域化的实现。对外贸易的不断发展可以为人民币计价结算提供实体经济基础，目前人民币币值比较稳定，周边国家和地区有较强烈的持币动机，要实现人民币的周边化区域化，一个重要的前提是境外有一定的人民币存量。在资本账户没有完全放开的情况下，境外人民币供给的重要途径便是中国通过进口输出人民币，虽然中国的贸易状况总体是顺差，但是针对东亚经济体来说是逆差，这使得通过贸易渠道为东亚国家和地区提供人民币供给具有可能性。应积极支持企业在东亚地区的贸易中使用人民币计价结算，为增强人民币资金的流动性，还应允许这些地区的金融机构可以发放人民币贷款，发展同业拆借市场。
2.保持人民币汇率的弹性，减少因投机产生的货币替代。自2005年7月21日我国进行人民币汇率改革以来，由于实行的是人民币渐进升值，市场形成对人民币升值的单边预期，致使套利套汇资金大量流动，加大了人民币升值的压力。使基于投机为目的人民币对其他货币的替代增多，一旦升值预期减弱，将会对中国的经济运行产生冲击。当前应继续加大汇率形成机制改革，提高汇率的弹性，消除因投机产生的货币替代。
3.推动利率市场化改革，提高境外人民币的实际收益水平。提升人民币实际收益水平有助于强化人们持有人民币的动机。推动利率市场化改革可以改善国内外利率水平的差异，提升人民币实际收益水平，提高境外人民币的持有动机。
4.根据境外人民币资金需求的变化，构建多元的人民币离岸市场。人民币离岸市场是境外企业获得人民币资金、进行人民币投资的地方，香港作为人民币离岸市场的第一个试点，对于人民币而言是意义重大的。人民币对港币的替代性的增强一方面会促进人民币的升值预期，有助于释放人民币的升值压力，增加香港地区对人民币的信心；另一方面还会减小内地与香港地区的通货膨胀差，使内地的通货膨胀率在一定程度上通过人民币对港币的替代得到抑制。在人民币国际化进程中，积极谨慎地推进香港地区人民币业务的开展，对中国内地经济能产生有益的影响。随着中国-东盟自由贸易区经贸关系的加强，除继续保持香港离岸市场的发展外，还应加快构建多元的人民币离岸市场，开辟新加坡离岸中心的建设，提高周边国家的人民币流通的便利性的效率。
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外币会计论文篇2
作者简介：
杨旭（1974-），男，北京人，讲师，博士，主要从事宏观经济学和计量经济学理论研究。E-mail：
摘要：
货币供给是内生的还是外生的？对此问题的回答直接影响到一国货币政策的制定思路与实施效果，因此需要我们给出清晰的回答。目前，对于我国货币供给内生与否的问题虽然已多有论述，但都存在明显的不足。“外生说”缺少实证检验，“内生说”虽有大量的实证检验，但所采用的格兰杰因果检验法存在严重的缺陷，这包括：（1）它偏离了经济学关于判断货币供给内生或外生的标准；（2）它在确定解释变量时具有太大的随意性。为此，本文首先明确了判断标准；其次使用TSLS方法对我国货币的供求函数同时进行了估计。按照明确后的标准，估计的结果显示我国货币供给在现阶段依然是外生的。最后澄清了关于货币外生供给的一些误解。
关键词：货币供给；内生性与外生性；两阶段最小二乘法（TSLS）；单位根检验
中图分类号：F830.6文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2012）12-0052-08
我国的货币供给究竟是一个内生变量还是一个外生变量？对这个问题的回答直接影响到我国货币政策的制定思路与实施效果。如果货币供给是外生的，就意味着央行可以主动地、相机抉择地控制一国的货币数量，进而影响一国的整体经济。如果货币供给是内生的，则意味着央行无法单方面地控制货币数量，因此单纯的货币政策无法产生可预计的结果，对经济的干预需要央行与政府共同综合运用货币、财政和收入政策。显然，如果央行主观认为货币是外生的，但客观上却是内生的，那么货币政策的效果必将大打折扣，甚至对经济体产生有害的影响。所以，需要对我国货币供给内生与否的问题给出明确的答案。本文通过实证方法对此问题进行了探讨。
一、文献综述
在主流经济学的视野里，任何一种商品，其均衡价格与数量都是由其供给与需求共同决定的。货币也不例外，它的价格（即利率）与数量（货币余额）也是由它的需求与供给决定的。但比较特殊的是，主流的经济学教科书大多认为，货币的供给是外生的，即货币的供给曲线是垂直的[1]-[2]。
然而，在经济学的发展历程中，关于货币供给是内生还是外生的问题一直争论不休。认为货币供给是外生决定的信条是来自于现代宏观经济学的鼻祖凯恩斯与货币主义的宗师弗里德曼，由此二人在经济学的地位不难理解为什么“货币外生论”能够成为主流观点；与此同时，认为货币供给是内生的学者也是为数众多，这包括：银行主义学派中的图尔、威尔逊、富拉顿等；马克思的理论实际上也认为货币供给是内生的；熊彼特以及撰写《货币论》时的凯恩斯本人也持有此类观点；后期有卡尔多和“拉德克利夫报告”、格利、肖、托宾以及后凯恩斯主义者戴维森、温特劳布、明基斯、摩尔、罗西斯等[3]。当然，在认为货币供给是内生的各种理论之间也有区别，例如，后凯恩斯主义者中有些学者认为供给曲线是水平的，这种观点被称为“适应性内生供给说”（accommodative endogeneity）[4]。而同学派中的其他学者则认为货币的供给曲线是具有正斜率的曲线，这种观点则被称为“结构性内生供给说”（structural endogeneity）[5]。
我国学者对这一问题也有广泛的探讨，同样也有两种观点。
1.认为我国的货币供给是外生的
这部分学者可以分为两类：一类是直接表明自己的立场；另一类则是以隐含的方式表明着自己的立场。前者如，史永东[6]使用Granger检验的方法检验出我国的M1或者M2对于GNP是外生的；魏巍贤[7]使用由Engle等[8] 提出的关于“弱外生性、强外生性，以及超外生性”的检验方法（简称EHR方法），检验出我国的货币变量是经济活动的弱外生变量。
以隐含的方式表明着自己立场的学者则包括了目前所有试图估计我国货币需求函数的学者（虽然他们有些人并没有意识到这一点）。原因是，这些学者对货币需求函数的估计都采用的是单方程的估计，而如果货币供给是内生的，那么用单方程进行估计就是错误的。
因为如果货币供给是内生的，即货币供给曲线是倾斜的，那么用单方程估计就会产生系统性的偏差。所以，目前所有估计我国货币需求函数的学者们，无论是有意的还是无意的，都属于货币供给外生论者[9] -[16]。
2.认为我国的货币供给是内生的
这部分学者，按照研究方法的不同也可以分为两类：（1）以定性分析方法为主。包括：巴曙松分析了我国经济转轨期间货币乘数的内生机制[17]；孙伯银认为，我国“1997年前货币供给是政治内生性为主，1997年后货币供给转向市场内生性”[18]。崔建军的分析则说明货币供给内生与否取决于货币的发展形态、相应的供给机制，以及整个社会的基本经济制度，而目前我国的货币供给是内生的[19]。王国松论证了我国基础货币的供给存在制度内生性，信贷供给存在需求内生性，从而认为我国货币供给具有较强的内生性[20]。（2）以定量分析为主，或定量定性相结合。如一些学者等使用Granger检验方法检验出我国的货币供给是内生的[21]-[23]。
二、现有研究的不足
在笔者看来，无论是“外生论者”的研究，还是“内生论者”的研究都有较为严重的缺陷。首先，对此问题的研究不能只限于定性分析，因为有些通过定性分析确认的作用机制（如内生性的机制）即使存在，也还有一个作用力是否显著的问题。其次，无论是“外生论者”还是“内生论者”，目前的定量分析大多使用“格兰杰因果检验”的方法，但该方法在检验货币供给内外生问题上存在着很大的缺陷。具体原因是，使用该方法进行检验是遵循如下一个基本的逻辑：一个变量X如果是某个系统A的内生变量，则在系统A中，一定存在某些变量是引起X变化的原因。因此如果用“格兰杰因果检验”的方法在“系统A”中，找出了一些变量确实能够“格兰杰引起”变量X的变化，那么就说明变量X是系统A中的内生变量。这一逻辑虽然不错，但在研究货币供给量内生与否的问题时，如何确定一个合理的“系统边界”是一项关键而困难的工作。因为一个变量是否为内生变量，主要取决于该变量所处的系统边界在何处。如果把整个地球作为研究系统，那么所有的经济变量都将是内生的。而在研究货币供给的内生性问题时，应该将其放置于一个多大的系统中才恰当？并没有人给出令人满意的答案。正是由于存在着这样一个障碍，所以导致了在这一类研究中，在确定哪些变量是“格兰杰引起”货币供给量的问题上，存在一定的任意性，例如，李晓华等检验出“物价和投资”是货币供应量的格兰杰原因[21] ；宁咏用“经济增长率”作为外生解释变量来检验是否“格兰杰引起”了货币供给增长率的变化[22]；黄武俊和陈漓高用“汇改后净国外资产增量变化”来检验是否“格兰杰引起”基础货币增量变化[23]。此外，魏巍贤使用的EHR方法[7]其实也存在同样的问题。这种对系统边界确定的随意性导致上述检验结果差异很大。例如，史永东[6]、魏巍贤[7]检验的结果是货币供给是“弱外生”的。而其他人，如，宁咏[22]、李晓华等[21]的检验结论却是相反的。
笔者认为对货币供给内生与否的研究，首先应该有一个明确的判断标准。有许多文献将中央银行能否完全控制货币供给量作为判断的标准。这样的定义其实是不恰当的，因为关于什么是“完全控制”？并没有准确的定义。实际上，即使是“内生变量”也是可以控制的，比如，某商品的市场价格（这是一个标准的内生变量），也可以通过税收、最高限价与最低限价等方法来控制。所以，正是由于存在这样一种不恰当的定义与判断标准，才使得关于这方面的讨论观点林立、纠缠不清。关于货币供给是否是内生的，笔者认为，应该从经济学最基本的观点出发给出判断条件。这个条件的内容就是：在“利率—货币数量”的系统（坐标图）中，供给曲线是否垂直。或者说，货币供给是否与利率有关，如图1所示。
本文即是按此逻辑，利用我国的季度数据，以联立方程回归为工具，同时估计出我国的“货币供给函数”与“货币需求函数”，之后通过检验“货币供给函数”中的“利率”与“货币数量”之间是否存在显著相关关系的方法，验证我国货币供给到底是内生还是外生的。
三、货币供求函数形式的确定
要进行联立方程的回归，首先需要确定货币需求函数与供给函数的具体形式。
1.确定货币需求函数的具体形式
在笔者所阅读的文献中，所有试图对我国货币需求函数进行估计的工作中，无论是采取凯恩斯主义还是货币学派的理论，引入的变量都可分三类：规模变量、机会成本变量，以及制度变量。用公式表示：
其中，MP表示实际货币余额；S表示规模变量；OC表示机会成本变量；IN表示制度变量。
只是在选择具体的指标时，不同的学者有不同的看法，如，易纲引入的是“实际GDP、利息率、对通货膨胀的预期，货币化指数（城市人口比例）以及国际收支余额”[9]；易行健引入的是“实际GDP、一年期存款利率、通货膨胀率，以及麦金农的金融深化指标”[13]；蒋瑛琨等使用了“实际GDP、存款利率、中国经济货币化程度”三个指标[15]；王晓芳与王学伟使用的是“实际GDP、一年期定期存款实际利率、股市市值、预期通货膨胀率”[16]。
目前尚没有一个标准去评判到底谁的选择是正确的。李少斌与刘朝阳考察了五种形式的货币需求函数，认为效果都不错，但变量越多，“协整关系”的可能形式也就越多，因此不建议使用变量过多的函数形式[24]。本文的主要目的只是探讨货币供给的外生与否的问题，因此本文采取的策略是：先确定一个基本的函数形式，然后尝试几种变形，以期待得到一个相对稳定的结论。具体的工作如下。
本文在选择货币需求函数所需引入变量的问题上，持以下观点：
（1）所选变量均采用“名义量”。这包括：被解释变量选择的是名义货币供给量“M1”，规模变量选取的是“名义GDP”，以及名义利率等等。这样做，一方面可以不用单独考虑价格因素，从而可以减少解释变量的数目，增加自由度；另一方面，由于是做联立方程的回归，有些变量是同时被引入到两个方程，因此在考虑两个方程的变量选择时，名义量更合适。
（2）对于规模变量的选择，本文认同货币主义的观点，认为应该引入“持久性收入”更合适。具体的处理，见后面的计量过程。
（3）对于制度变量，本文认为没有必要引入。因为所有的制度变量对货币需求的影响都已经体现在货币收入的大小里了。例如，原来我国的货币化程度低，家庭不用自己买房子、看病统筹医疗等等，这些因素对货币需求显然是有影响，但其作用机制并不是独立的，而是首先使得家庭的货币收入低下，然后影响货币需求的行为，所以没有必要单独加入制度变量。持有类似观点的学者还有何运信[25]。由于本文的计量研究使用的是季度数据，因此在较大时间范围才起作用的制度因素也不应被引入。实践中，许多人加入此类变量，其目的之一是为了使得回归的拟合程度更高。但从本文后面的计量研究的结果看，没有这个变量，回归的拟合依然很高，甚至是更高，因此有理由认为不需要引入制度变量。
（4）对于体现机会成本的变量，本文尝试三种选择：一是只引入利率；二是同时引入利率和上证指数；三是引入利率和上证指数的滞后值。具体的利率指标，本文选用“一年期银行贷款利率”，而不是其他学者经常使用的“一年期国债收益率”或“一年期存款利率”。原因如下：
①不使用“国债收益率”的原因。
主流经济学教科书在解释利率与货币需求之间的关系时，犯了“合成谬误”的错误。具体而言，布兰查德[1]与多恩布什[2]的教科书是这样解释的：当债券收益率提高时，人们会放弃所持有货币，转而购买债券，从而货币需求下降。因此，利率与货币需求是负相关的。这个结论对于个体而言是正确的，但对于整体就不一定了。因为如果一个家庭所购买的债券是从其他家庭或非银行机构的手中购买的，那么总体的货币需求量没有改变。只有当家庭或企业是从央行或银行手中购买债券时，总体的货币需求才会下降。所以，只有当一国货币当局所进行的公开市场业务的规模达到一定水平时，用债券收益率来做货币需求的解释变量才是合理的。而我国央行目前对债券买卖的规模相对而言并不是很大。所以本文没有使用“债券收益率”
②不使用“存款利率”的原因。
首先，考虑到“利率变量”是要同时被引入到供给函数和需求函数这两个方程之中的。而在货币的供给过程中，显然商业银行的贷款行为直接的是与贷款利率相关，所以在供给函数中没有理由引入存款利率。其次，在货币的需求方面，引入贷款利率同样可以解释得通。例如，当贷款利率上升时，企业与家庭的贷款就会下降，从而造成对货币需求的下降。反之亦然。所以，本文认为利率变量使用“贷款利率”更合适。
③引入“股票指数”的原因。
近年来，股票已经成为我国家庭与企业重要的金融资产保存形式，2007年沪深股市的总市值更是超过了我国当年的GDP，因此，买卖股票的行为与人们对货币的需求之间应该存在着很大的关系。但是，二者之间究竟是什么样的关系，笔者并未做深入研究，因此无法具体说明二者应该是正相关还是负相关。虽然已有学者对此问题进行了研究，如张笑冰[26]、王晓芳与王学伟[16] 等，但结果并不一致。正是这种不确定性导致本文尝试两种情况：引入当期股指、引入滞后一期的股指。
根据上述讨论，本文确定以下三种货币需求函数形式：
其中，M是名义货币需求量；Y是名义收入；r是银行贷款名义利率；SI是股票指数；SI（-1）是滞后一期的股指。“+、-”分别表示理论上已明确的Y和r分别与M之间的关系方向；因“股指SI”与M的关系不明，所以标为问号“？”。
2.关于货币的供给函数
根据上述论证，本文认为“货币的供给函数”可构造为如下的一般形式：
3.货币供求函数的计量模型
综合以上分析，本文所构造的货币的供求函数方程组的一般形式可表示如下三个模型。
模型一：
模型二：
模型三：
对于实际的计量分析，需要给出具体的函数形式，本文将具体的形式设定为：
模型一：
模型二：
模型三：
四、计量分析
本文将以联立方程组（6）—（6）″式为基础，使用2004—2009年的季度数据进行回归分析。
1.数据处理
第一，对于“名义收入（Y）”，由于是季度数据，所以该序列呈现明显的季节波动，该波动将严重影响回归的质量，因此在进行回归分析之前，需要进行季节性调整。本人使用X11对原序列进行调整，之后再进行对数处理。
第二，对于“利率r”，本文使用“一年期贷款名义利率”。由于该变量没有现成的季度数据，所以本文先构造该变量的月度数据，然后再构造成季度数据。在构造月度数据的过程中，采用加权平均的方法，比如，2006年8月份，前19天利率为5.85，从第20天开始变为6.12，那么该月的平均利率=5.85×19/31+6.12×（1-19/31）≈5.95。从月度数据向季度数据转换时，使用Eviews的自动转换功能（加权平均）。
第三，法定准备率（ ）也需要进行手工处理，方法及过程“利率”的处理方法相同。
第四，股票指数。本文选用上证指数在每个季度的最大值。
第五，货币数量使用M1。
数据总结如表1所示。
2.各变量的平稳性检验
3.应用两阶段最小二乘法（TSLS）估计供求函数的各项参数
需求函数和供给函数的估计结果如表2、表3所示。
4.模型残差的平稳性检验
经检验，三个模型的需求函数及供给函数的残差都是平稳的，因此可以说三个模型都不太可能出现“伪回归”的问题。当然三个模型拒绝“伪回归”的可能性是不一样的，相对而言，模型三以更大概率拒绝。同时考虑其他的显著性指标后，笔者认为模型三最可靠。因此，如果要估计我国货币的需求函数，可以考虑使用模型三中需求函数的形式（这里只给出结果，如需检验过程，请与作者联系）。
5.计量结果
首先，三个模型的拟合度都很高，主要变量都通过了显著性检验（常数项除外），各项系数的正负号也与理论预计的相一致，而且残差经检验都是平稳的，所以可以认为这些模型的建立是成功的。
其次，计量结果显示，在考察期内，三种模型都显示出：货币供给函数中利率系数的估计量都没有通过显著性检验。因此，无法拒绝“利率前的系数是零”的结论。换言之，在（r，LnM1）的坐标系中，货币供给曲线最有可能的形态是垂直的。因此，本文得出结论：在现阶段我国的货币供给依然可视为外生变量。
6.对可能的批评提供的补充说明
（1）三个模型中的货币供给曲线的常数项都没有通过显著性检验，因此如果去除掉结果会怎样？笔者对三种情况都进行了尝试。结果是利率同样不显著。
（2）如果表示机会成本的变量中引入“通货膨胀”变量，结果会怎样？本人对三种情况都进行了尝试。结果是：通货膨胀变量本身都不显著，而且利率依然不显著。原因是，上述研究使用都是名义量，价格变化的因素已经包含其中了。
（3）如果使用其他利率变量，结果会怎样？笔者使用一年期存款利率，结果是一样的，而且显著程度均有所下降。
（4）货币的供给曲线会不会是非线性的？有可能，但笔者没有进行研究。
由于篇幅所限，上述计量的过程省略。
五、总结
根据本文计量分析的结果，目前我国的货币供给依然是一个外生变量。其中的原因很复杂，但直接原因显然只能是：商业银行的货币供给行为对利率不敏感。因为如果货币供给是内生的，即供给曲线是一条向右上方倾斜的曲线，那么就意味着，当利率上升时，商业银行会多提供贷款。而现实中，一方面贷款利率的提高不一定意味着“利差”的扩大；另一方面，贷款利率的上升在提高了收益的同时也加大了贷款的风险。因此，两方面原因导致商业银行的货币供给行为对利率并不敏感。此外，在我国，存贷款利率还不能完全反应出市场的供求，这也是我国货币供给外生性的另一个重要原因。
货币供给的外生性意味着，在短期内我国的央行依然可以通过相机抉择的货币政策干预社会的经济生活。但与此同时，一些关于“货币外生供给”似是而非的论断也需要做出澄清：
1.货币供给具有外生性并不意味着货币政策的中间变量应该选择货币数量
一个变量是否适于作为央行的中间目标与该变量是否为内生变量没有关系。在许多国家中，作为中间目标的“利率”本身就是一个内生变量。虽然有越来越多的国家把利率（而不是货币数量）作为中间变量，但主要原因是货币数量的信息不容易获得，决策者在得到该信息时会有较长的时滞与信息失真，因此控制起来难度很大；相反，对利率信息的获悉则非常便捷，因此调控起来相对容易得多。所以，本文在论证了我国货币供给依然是外生变量之后，并不认为应该将货币数量作为中间目标。
2.货币供给具有外生性并不意味着一国的央行在货币供给上可以“为所欲为”
央行在决定货币供给量时一定有自己的目标，如通货膨胀率目标、经济增长目标、汇率目标等等。因此，绝不可能在货币供给上“为所欲为”。但这样一来是否出现矛盾？因为通常许多人认为“货币供给外生论”等同于认为央行可以任意移动垂直的供给曲线。这里需要澄清的是：判断一个变量的外生与否，取决于我们考察的系统范围。经济学将判断货币供给外生与否的定义确定为货币供给量是否与“利率”相关，即明确了考察的系统边界是“利率—货币供给量”。而如果我们扩大了这个边界，比如考虑整个经济系统，那么货币供给量当然就是内生的，因为央行的决策一定会受到其他变量的影响。这就是为什么许多学者利用格兰杰因果检验的方法验证了我国的货币供给是内生的，因为他们检验出的实际上是在更大的系统中，类似经济增长、通货膨胀等经济变量内生引起了货币供给量。
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外币会计论文篇3
【关键词】外币报表折算；折算汇率；现行汇率法
近年来，随着世界经济的一体化，商品与资本的国际间流通也随之加快。与此同时，跨国公司为了获得更高的利润，选择在海外建立子公司，而且呈现了在数量上越来越多，规模上越来越大的趋势。自我国加入世界贸易组织以来，对外贸易，尤其是对外投资项目与日俱增，外币报表折算业务也日趋增多。
本文主要研究的是外币报表折算方法的发展历程及各方法的评价、外币折算差额的处理，最后以兖州煤业年报为案例，对其选择的折算方法进行分析，进而论证外币报表各折算方法的适用性及折算差额处理方式的合理性。
一、外币报表折算概述
（一）外币报表折算含义
把以外币表示的财务报表进行折算，折算为以某一特定货币计量的财务报表。在每一个会计期末，为了向在不同国家的股东提供财务报告，更主要是为了能够全面地反映跨国公司的整体财务状况及经营成果，母公司需要把以外币编制的国外子公司的财务报表折算为以母公司的记账本位币表述的财务报表，然后再将其与母公司的财务报表进行合并。把一种货币换算为另一种货币，即为外币财务报表的折算过程，也就是说只对财务报表作相应的调整就可以了，折算时并不需要作任何的账务处理。
（二）外币报表折算的相关问题
外币报表折算过程中，主要解决两个问题：一是将何种汇率作为折算汇率，即在资产负债表中，哪些项目应该选用资产负债表日的汇率，哪些项目选用历史汇率；二是如何处理折算过程中产生的折算损益，即把它作为当期损益还是直接计入股东权益中。
（三）外币报表折算目的
外币报表折算的目的主要有两个：第一是为了使习惯持不同货币观念的报表使用者便于理解，而将一种货币单位表述的财务报表折算成以另一种货币单位表述的财务报表，即提供特殊财务报表。第二是为了编制合并报表而进行的外币报表换算，这主要适用于跨国经营的控股公司与其在国外附属公司财务报表折算后合并的需要，也是合并报表的先决条件。
我国会计准则规定，我国企业在国外或港澳地区有子公司的（包括需要与本企业编制合并报表的被投资企业），如以当地货币（某种外币）作为记账本位币并编制财务报表的，企业在将附属企业财务报表汇编或编制合并报表时，应将其财务报表换算成人民币金额，再与本企业的以人民币表述的报表进行汇编和合并。
二、外币报表折算方法及评价
（一）外币报表折算方法
为了更好地解决折算过程中出现的两大问题，在报表折算发展进程中出现了四种外币报表折算的方法：即区分流动与非流动项目法、区分货币与非货币项目法、时态法以及现行汇率法。
（1）区分流动与非流动项目法
区分流动与非流动项目，即把报表中的资产负债项目进行划分，划分为流动项目和非流动项目两大类，进而对其采用不同的汇率进行折算。其中，对于流动资产项目和流动负债项目的外币金额，按照编制报表日期现行的汇率进行折算；而非流动负债项目和非流动资产项目的外币金额，则按原始交易中入账日的历史汇率进行折算；对于子公司的股本（实收资本） 以及资本公积等所有者权益中的项目，也需按照历史汇率进行折算。
在利润表的各项目中，除了固定资产折旧的费用以及无形资产摊销费用依照相关事项发生时的历史汇率折算外，对其他所有收入项目和费用各项目均按整个报告期间的平均汇率进行折算。折算中出现的折算损益，计入利润表中。
（2）区分货币与非货币项目法
货币与非货币项目法是把资产负债表项目进行划分，划分为货币性和非货币性两大类，进而对其分别采用不同的汇率去进一步折算的方法。
货币性项目是指所持有的货币、以固定金额或者可确定金额收回的资产和负债，其他不符合该定义的则属于非货币性项目。在这种方法下，对货币性项目需要采用现行汇率进行折算，而对非货币性项目以及所有者权益项目，则采用历史汇率进行折算。对于利润表中的各项目，折旧费用和摊销费用需按照相关资产入账时的历史汇率进行折算，除此之外，其他收入与费用项目均需按照当期的平均汇率进行折算。
（3）时态法
针对区分货币与非货币项目法的缺点，时态法从会计计量理论的角度进一步推导出外币报表折算的全面原则，因此时态法也叫做时间度量法。具体是指依据资产和负债项目的计价时间，分别按照现行汇率或历史汇率进行折算。凡是现金、应收项目、应付项目以编制资产负债表日的现行汇率进行折算；对其他资产和负债项目则根据其性质分别按其发生时的现行汇率或历史汇率进行折算。
外币折算是一个计量变换的程序，其理论基础是对既定价值的重新表达，报表折算只能改变计量的货币单位，但不应该改变计量项目的性质。在这种情况下，我们应该根据其折算属性来选择适用的汇率。具体来说，则要求现金、应收项目、应付项目等货币性项目，无论在历史成本计量模式下或者在现行成本计量模式下，都按照编表日的现行汇率进行折算。对于其他的非货币性资产项目以及负债项目，若其是按照历史成本表述的，则要按照其取得时的历史汇率进行折算；若是按照现行成本表述的，则按照资产负债表编表日的汇率进行折算。
（4）现行汇率法
现行汇率法，也叫做期末汇率法，单一汇率法，是所有折算方法中最简便的方法。该法是利用单一的资产负债表日的现行汇率，将报表里的所有资产和负债、收入和费用项目都用资产负债表日的现行汇率去折算；实收资本、资本公积等所有者权益项目则仍以实际发生时的历史汇率进行折算，折算过程产生的折算差额，确认为股东权益下的“折算调整额”，通常在所有者权益项目下单独列示。折算调整额将逐年累积，并与留存收益分开披露。
现时汇率法衡量的是对母公司在子公司投资净额上的汇率变动影响。
三、我国外币报表折算的现行规定
（一）我国外币报表折算的现行规定
（1）折算方法的现行规定
在《企业会计准则第19号――外币折算》中，我国对外币交易和折算进行了规范。其中外币折算准则第12条规定：“企业对境外经营的财务报表进行折算时，应当遵循下列规定：
（1） 资产负债表中的资产和负债项目，采用资产负债表日的即期汇率折算，所有者权益项目除‘未分配利润’项目外，其他项目采用发生时的即期汇率折算。
（2） 利润表中的收入和费用项目，采用交易发生日的即期汇率折算；也可以采用按照系统合理的方法确定的、与交易发生日即期汇率近似的汇率折算。
四、结论
随着我国外币业务的不断增多，我国《企业会计准则》关于外币报表折算的规定也在逐步完善中。
《企业会计准则第19号――外币折算》中第十二条规定：“企业对境外经营的财务报表进行折算时，资产负债表中的资产和负债项目，采用资产负债表日的即期汇率折算，所有者权益项目除‘未分配利润’项目外，其他项目采用发生时的即期汇率折算；利润表中的收入和费用项目，采用交易发生日的即期汇率折算；也可以采用按照系统合理的方法确定的、与交易发生日即期汇率近似的汇率折算。”也就是说，在折算方法的选择上，我国选择的是现行汇率法。
而在折算差额的处理问题上，我国相应地选择了递延法，即单独地将折算差额列示于资产负债表中所有者权益项目下。
关于折算信息的披露，《企业会计准则第19号――外币折算》中第十六条规定企业应当在附注中披露与外币折算有关的下列信息：企业及其境外经营选定的记账本位币及选定的原因，记账本位币发生变更的，说明变更理由；采用近似汇率的，近似汇率的确定方法；计入当期损益的汇兑差额；处置境外经营对外币财务报表折算差额的影响。
以上关于外币报表折算方法的选择，折算差额的处理，以及折算信息的披露，都是符合我国实际国情的。
我国外币折算准则与国际外币折算准则尚存在一定的差距，我国要不断修正和完善准则的内容，努力提高外币折算准则的应用水平。
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外币会计论文篇4
［关键词］货币需求；货币政策；回归分析
作者简介：唐 平(1975―)，男，重庆工商大学财政金融学院(重庆，400067)。研究方向：金融理论与实践。
对货币需求进行实证分析是制定准确的货币政策的重要依据。在我国经济转轨时期，随着我国经济体制改革的逐步深化，影响我国货币需求模型的变量因子会逐渐发生变化。那么，根据我国当代货币实际需求，建立货币需求模型，并进行实证分析，对我国制定准确的货币政策具有重要的现实意义。
费雪现金交易方程式和剑桥学派的现金余额方程式是对货币需求理论的早期研究。在20世纪30年代，凯恩斯基于交易性货币需求、预防性货币需求和投机性货币需求建立了货币需求函数：L=L1+L2=L1(y)+L2(r)=ky-hr；该函数表明，货币需求与收入成正比，与利率成反比。［1］弗里德曼为代表的货币主义以微观主体行为始点对货币需求进行分析，并吸收了包括凯恩斯在内的经济学家货币需求理论新成果，建立货币需求函数为：M/P=f(Y，W；rm，rb，re，1/Pdp/dt；U)。［2］我国有不少经济学者对中国货币需求进行了研究，王少平、李子奈（2004）采用协整分析，认为我国货币需求的长期稳定性依赖于时间趋势，我国货币需求和利率是关于协整向量的弱外生变量。［3］石建民（2001）运用一般均衡模型分析，认为股票市场与货币总需求具有统计显著性，为正向关系。［4］谢富春、戴春平（2000）运用回归分析方法，分析了各个变量对货币需求的影响，方程M1的DW值为1.272，处于难以确定的DW值区域。［5］本文根据我国货币实际需求，选取国内生产总值、股票市值、利率、零售物价指数、外汇储备为变量因子后，建立中国货币需求模型，并进行综合性实证分析。我们在回归分析过程中，逐步删除统计不显著的变量因子后再进行回归分析，使每个变量因子对货币需求都具有统计高度显著性，从而保证了分析结论的准确和可靠。
一、中国货币需求的计量模型
(一)中国货币需求计量模型的建立
1国内生产总值(GDP)。反映国内经济总量水平。从理论上讲，GDP越大，对货币的需求越大，而且它对各层次的货币需求影响是同方向的。
2股票市值(CSV)。一般来说，在股市上涨过程中，股票市值增加，人们对投机性货币需求增大，但是股票市值的高低对不同层次的货币需求影响是有差异的。
3利率(R)。一般来说，利率越高，反映居民和企业持有货币的机会成本越大，投机性货币需求越少。
4零售物价指数（RPI）。零售物价指数与通货膨胀预期密切相关，且成正向关系。
5外汇储备（FER）。一般来讲，外汇储备增加越多，货币需求越多。
6随机因素(U)。包括未考虑到的影响货币需求的其他因素。
综上所述，我国的货币需求计量模型的基本形式为:
外币会计论文篇5
我国汇率制度弹性与货币政策的独立性
――基于1994年1月―2011年9月数据的实证研究收稿日期：2012-01-12
作者简介：苏华山（1981-），男，江苏徐州人，北京大学经济学院博士生，南京财经大学经济学院讲师，研究方向为宏观经济理论、劳动经济学。
苏华山
（北京大学，北京100871）
摘要：使用月度数据实证分析1994年以来我国货币政策的独立性，并探讨2005年汇率制度改革对货币政策独立性的影响可发现：以短期存款利率代表官方利率，以同业拆借利率代表市场利率，分析两种国内利率对于世界利率的敏感程度，结果表明官方利率独立性较强，而市场利率独立性很弱。汇率制度改革以后，两种利率独立性大幅提高；鉴于两种国内利率都有缺陷，对货币供给量对国外利率的敏感性进行研究，其结果表明货币政策具有中等的独立性，汇率制度改革后货币独立性显著提高；通过分析货币与外汇储备的关系，可发现冲销操作仍发挥重要作用。
关键词：汇率制度；改革；货币政策独立性；利率
Flexibility of China’s Exchange Rate Regime and Independence of Monetary Policy
- An Empirical Research Based on 1994―2011 Monthly Data
SU Huashan
(Peking Univeristy, Bejing 100871 China)
Abstract：The paper empirically analyzes China’s monetary independence with monthly data since 1994, and discusses the impacts of the 2005 exchange rate regime reform on the monetary policy independence. China’s official and market interest rates are represented respectively by shortterm deposit interest rate and interbank offered rate. According to the sensitivity of the two domestic interest rates to the world’s interest rate, official interest rate is independent while market interest rate is not. After the exchange rate regime reform, both interest rates are more independent than ever. Since both are imperfect, the paper studies the sensitivity of monetary supply to foreign interest rate. The result shows that monetary policy is moderately independent, while much more independent after the 2005 exchange rate regime reform. By analyzing the relation between currency and foreign exchange reserve, it is found that the sterilization operation still plays an important role.
Key words：Exchange rate regime; reform; monetary policy independence; interest rate
一、引言
自1994年人民币汇率并轨以来，我国官方宣布实行管理浮动汇率制，规定人民币对美元的汇率每日波幅为±03%，允许汇率浮动的区间很窄。如图1所示，事实上，长期以来人民币汇率的实际波幅远小于±03%，尤其是1998年东南亚金融危机之后，人民币完全钉住单一美元，波动接近于0。2005年7月21日，我国宣布实行汇率制度改革，与改革之前相比，官方公布的每日汇率波幅仍为03%，然而，根据每日汇率波动数据，波幅明显增大，时常能够达到03%的区间上下限。2007年5月央行将人民币汇率波幅扩大为±05%，汇率波动也时常达到05%的上下限，自2005年至今，人民币对美元已累计升值23%。因此，尽管改革前后，官方宣布的汇率制度并无太大变化，然而，如果根据事实的（de facto）判断标准，可以认为人民币汇率制度的弹性有所提高，但仍与美元保持非常紧密的联系。
来源：根据IMF的国际金融统计数据绘制
图11994年1月―2011年10月人民币汇率变动情况根据“不可能三角”理论，资本自由流动、汇率稳定和独立的货币政策三者不能共存，最多只能实现其中两者的组合。近年来，我国对资本管制逐渐放松，跨国资本流动增加，根据“不可能三角理论”，在我国的汇率制度下，理论上货币政策的独立性受到很大限制。此外，汇率制度改革之后，汇率浮动区间增大，理论上货币政策独立性应有所改善。然而，这只是一种大体的判断，由“不可能三角”理论并不能精确地得出我国货币政策的独立性强弱，理由如下：1“不可能三角”理论阐述三种极端状态不能共存，但对于各种中间状态，无法准确判断。我国资本处于部分管制状态，既非完全流动，也非完全管制；汇率制度既不是货币局式的硬固定，也不是完全浮动，汇率制度改革前后，尽管弹性有所变动，但都属于中间汇率制度。根据Frankel(1999)提出的“半独立、半稳定”的可能性，我国货币政策应该处于部分独立的状态，但独立性如何，无法精确判断。2“不可能三角”理论源于蒙代尔―弗莱明模型，该模型的结论最适用于小国。我国作为全球第二大经济体，总产出、国际贸易、外汇储备规模都很庞大。虽然我国货币不是可兑换货币，但是，并不能将我国当做典型的小国来分析。因此，“不可能三角”可能对我国并不完全适用。汇率改革之后，我国汇率弹性增加，但弹性仍然有限，对货币政策独立性有无改善，或者有多大改善，也无法直观判断。
需要通过实证研究的方法，才能更准确地得出上述问题的结论。本文使用1994年―2011年的月度数据，从利率的独立性和货币供给量的独立性两个方面，考察我国货币政策的独立程度，并进一步分析2005年汇率制度改革是否影响货币政策的独立性。
二、文献综述
根据传统的观点，在资本完全流动的情况下，采取固定汇率制，则本国利率必须追随世界利率，以保持汇率稳定，所以本国利率对世界利率是高度敏感的。在浮动汇率制下，则可以通过调节国内利率，调控国内的需求和就业。所以，汇率制度弹性越小，则货币政策的独立性越差。然而，也有一些研究提出，对于新兴市场而言，由于政府缺乏公信力、通货膨胀的高度传递、货币替代、外币债务等问题，因此，这些国家普遍存在“浮动恐惧症”（Hausmann et al 2001; Calvo 和Reinhart, 2002）。无论这些国家的政府宣称采取怎样的汇率制度，都无法采取独立的货币政策。Shambaugh (2004)进一步提出了资本开放与货币独立的两难困境，对于新兴市场而言，只有在封闭的情况下，才能独立实行货币政策。然而，因为这些国家已经实现了资本自由化，所以，很难实现独立的货币政策。即使它们采取浮动汇率制度，也无法有效抵抗国外的冲击。在浮动汇率下，由于存在风险溢价，且风险溢价受到国际利率的影响，与固定汇率制相比，国内利率对国际利率更加敏感（Frankel et al 2002）。
在实证研究方面，一部分文献的结果与三元悖论不一致。例如，Frankel (1999)研究了20世纪90年代拉丁美洲国家的汇率制度和货币独立性，结果是，采取钉住汇率制的国家，与中间汇率制或浮动汇率制国家相比，其货币政策的独立性并没有表现得更差。Hausmann（1999）的研究结果显示，在1997―1999年间，采取钉住汇率制的阿根廷，其货币政策的独立性反而高于采取浮动汇率制的墨西哥。然而，另外一部分文献却又在一定程度上验证了三元悖论。例如，Frankel(2002)使用PSS方法研究了90年代20个发展中国家和工业化国家，探讨对国外利率冲击的反应的调整速度是否一致，结果表明在长期内，无论采取怎样的汇率制度，对国外利率的反应都是完全的。但是，在短期内，采取浮动汇率制的国家对国外利率的反应较慢，表明浮动汇率制下货币政策独立性较强。Shambaugh (2004)在考虑资本管制和其他控制变量的基础上，采取协整的方法，证实采取钉住汇率的国家，货币政策独立性更差。Borensztein et al (2001) 表明在实行固定汇率制的香港，其利率对美国利率的敏感性远大于实行浮动汇率制的新加坡。
上述研究结果表明，汇率制度与货币政策独立性之间，并无稳健一致的结论。但是，这些研究成果却表明了，发展中国家（尤其是新兴市场）具有一些不同于发达国家的特征，对于这些国家而言，照搬“三元悖论”等传统观点，结论可能存在严重偏差。就中国而言，是不是也存在上述新兴市场的两难困境？在缺乏弹性汇率制度下，货币政策独立性如何？2005年汇率制度改革后，是否能够提高货币政策独立性？目前，国外对于我国这些问题缺乏系统的研究，接下来对国内有关研究的情况进行概括。
龚刚和高坚（2007）构造了一个针对中国的特别的模型，试图从理论上阐明，未来资本完全开放之后，通过人为的限制措施，使金融资产之间不可相互替代，这样既可以维持固定汇率制、又能保持货币政策的独立性。然而，即使这个结论能够成立，这些人为的限制措施是否可行也值得怀疑，因为这将降低金融市场交易的效率，所造成的福利损失可能是巨大的。邓永亮和李薇（2010）使用1996年―2008年季度数据，实证研究表明我国货币政策主要通过货币渠道起作用，增大汇率波动弹性，能够减少货币供应量，增强货币政策有效性。然而，此文使用的是实际有效汇率而非名义汇率，因此，所论述的汇率弹性不是标准意义上汇率制度的弹性，也没有探讨汇率制度的变化对货币政策独立性的影响。孙华妤（2007）研究了汇率制度改革之前，我国采取钉住汇率制时，货币政策的独立性。其他文献则主要使用“三元悖论”进行一些定性分析和统计分析。
三、理论分析
（一）利率独立性理论模型
目前，国外分析货币政策的独立性，大多都是根据利率平价条件，分析国内利率对国外利率变化的敏感程度，以判断货币独立性的强弱。这是因为，20世纪90年代以来，发达国家更多地采用利率作为货币政策的中介目标。之所以较少采用货币供给量指标，是因为货币供给量具有多个层次，难以确定哪个层次能够更好地代表货币政策。而且，在金融创新层出不穷的情况下，货币供给量的统计难度提升，准确度下降。所以，对于这些国家而言，利率的升降更能准确的代表其货币政策的走势。利率平价条件如（1）式所示，其中it表示国内利率，i*t表示国际利率，Et(et+1－et)表示预期名义汇率变动，δt表示国家风险升水。在完全固定的汇率制度下，预期汇率变化为0。如果风险升水恒定不变，则国内利率与国际利率的变化完全一致。
it=i*t+Et(et+1－et)+δt（1）
根据上述原理，为了检验国内利率对国际利率的敏感性，可以构造如下计量方程式：
it=α+βi*t+εt（2）
根据（2）估计出的参数β越大，则说明国内利率对国际利率的变化越敏感，货币政策的独立性越差。在资本完全流动的情况下，一国实行固定汇率制，如果国内外资产的风险状况相同，那么资本的跨国套利行为将使国内外利率变化完全相等，即β=1。在浮动汇率制下，国外利率变化时，由于名义汇率可以立即变动，吸收了部分或全部的冲击，所以理论上β较小，甚至接近于0。
然而，（2）式仅考虑了国内利率对于国外利率冲击的反应，没有考虑利率对于国内经济的反应。对于资本管制的情形，由于货币政策未完全失去独立性，因此，央行仍然会根据国内的产出、失业和通货膨胀等情况的变化，调整货币政策。鉴于此，在（2）式的基础上，用产出缺口代表国内的经济状况，将其也列为解释变量，可得（3）式。其中，yt表示实际产出，y*表示潜在产出，yt－y*表示产出缺口。
it=α+β i*t+φ (yt－y*)+εt（3）
根据奥肯定律，产出缺口和失业率同向变动，因此，也可以用失业率代替产出缺口。此外，根据菲利普斯曲线，通货膨胀率与失业率反向变动，所以，又可以用通货膨胀率代替产出缺口，模型变为（4）式，πt表示通货膨胀率。由于我国产出的月度数据难以获取，失业率的数据质量不高。而通货膨胀率的月度数据完整，质量较高，因此，用（4）式作实证研究可行性更强。当然，由于所用利率为名义利率，所以，通胀率还通过费雪效应影响利率。总之，通胀率能够较好的起到控制变量的作用。
it=α+β i*t+φ πt+εt （4）
（二）我国利率对货币政策的偏离
尽管在国外的研究中，利率变动能够很好地代表货币政策的走势，可以用利率的独立性代表货币政策的独立性，但是，由于我国没有完全实现利率市场化，利率变动能否代表货币政策，还需仔细斟酌。我国官方基准利率由央行制定并下达执行，经常滞后于货币政策走势，可能偏离货币的真实供求关系，甚至出现利率和货币供给量同向变化的情况，可以称为利率与货币政策的偏离。利用非市场化的利率研究货币政策独立性，结果是不准确的。例如，当国际利率上升时，为了维持汇率稳定，央行通过提高准备金率或者公开市场操作回笼资金，减少了货币供给，但是，却保持官方利率不变，这种情况在中国经常出现。由于货币供给减少，市场利率上升。除了银行存贷款之外，其他金融工具的利率市场化程度较高，如银行同业拆借市场、回购市场、债券市场、民间借贷市场等。一部分资金从银行流出到上述国内金融市场，另一部分资金流到国外，但规模可能有限。
如图2所示，在国外利率冲击下，官方利率不变，或变化滞后，但是，货币供给量变化以及国内市场利率的变化，仍可以维持汇率稳定。
图2国外利率冲击下的一种干预的情形基于上述分析，同业拆借利率、回购利率等市场化程度较高的利率（以下简称市场利率）更能反映央行货币政策的动向。分析这些市场化的利率对国外利率的敏感程度，能够更准确地得出我国货币政策独立性的状况。在下文的实证研究中，将分别研究官方利率和市场利率的独立性，通过对比，验证上述假说。
（三）货币供给量独立性理论模型
现阶段我国仍以货币供给量作为货币政策的中介目标，与市场化较低的利率相比，货币供给量能够更好的代表我国的货币政策走势。所以，可以用货币供给量的自然对数mt代替（4）式中的国内利率，得出（5）式：
mt=α+β i*t+φ πt+εt （5）
用货币供给量对国外利率的敏感程度进一步检验我国汇率制度的总体独立性，并分析汇率制度改革对货币独立性产生的影响。至于通胀率与货币供给量之间可能存在的反向因果问题，则可使用工具变量法解决。
四、实证研究
（一）数据来源与描述
本文采用月度数据进行实证研究。月度数据具有两方面的优点：一方面，与年度或季度数据相比，数据频率较高，样本容量较大，能够提高计量分析的质量。另一方面，和日数据相比，能够排除短期噪音的干扰。其中，国内利率、货币供给量、外汇储备数据来自于北京大学CCER经济金融数据库，其他的数据来自于国际货币基金组织的IFS数据库。以3月期活期存款利率i1和7日银行间同业拆解利率i2代表国内的利率水平，以美国短期国债利率i*代表世界利率，以月CPI同比增长率代表通货膨胀率π。银行间7日同业拆借利率的样本区间为1996年1月至2011年9月。其余变量的样本区间均为1994年1月―2011年9月。
（二）变量的平稳性检验
为了避免伪回归和统计检验的失效，在对时间序列数据进行估计之前，需要检验各变量的平稳性。i1和i2分别表示中国3个月期存款利率和银行间7天拆借利率，i*表示美国短期国债利率，π是以CPI同比增长率表示的通货膨胀率，m表示狭义货币供给量M1的自然对数， res表示外汇储备的自然对数。下面使用ADF和KPSS两种方法检验各变量是否平稳，如两种检验结果至少有一种是平稳的，则将该变量作为平稳变量处理。如果两种检验结果都不平稳，则认定该变量不平稳，进一步对其差分进行检验，以确认其是否为1阶单整序列。根据Schwert的建议，最大滞后阶数pmax=12(T/100)1/4，本研究中样本容量T为213，因此最大滞后14阶。然后，根据AIC、SBIC和HQIC等信息准则，在1~14阶之中综合确定最优滞后阶数。检验结果如表1所示，除外汇储备res为1阶单整之外，其余变量均为平稳序列。
表1变量的平稳性检验
变量检验形式（c, t, p）ADF单位根检验KPSS平稳性检验是否平稳i1（c, 0, 4）拒绝单位根假设*拒绝平稳性假设***平稳#Δi1（0, 0, 3）拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳i2（c, 0, 8）拒绝单位根假设*拒绝平稳性假设***平稳#Δi2(0, 0, 6)拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳i*(c, t, 8)拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳Δi*（0, 0, 3）拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳π(c, 0, 13)拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳m（c, t, 12）拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳Δm（c, 0, 14）拒绝单位根假设**不拒绝平稳性假设平稳res(c, t, 3)不拒绝单位根假设拒绝平稳性假设***不平稳Δres（c, 0, 3）拒绝单位根假设***不拒绝平稳性假设平稳说明：前缀Δ表示变量的一阶差分，检验形式（c, t, p）中的三项分别表示常数项、时间趋势和滞后阶数。***表示在1%水平拒绝原假设，**表示在5%水平拒绝原假设，*表示在10%水平拒绝原假设。如最后一列标上#，表示只有一种检验认定该变量平稳。
（三）国内利率对国外利率的敏感性
1GMM估计
对上文中的（4）式进行估计，以分析我国的利率究竟对国外利率更敏感，还是对国内经济变动更敏感。因为模型中所有变量都是平稳的，所以，可以直接对其进行GMM估计。美国利率i*和通胀率π之间的相关系数为022，所以，不存在明显的共线性问题。模型可能存在的问题是内生性问题。从理论上讲，因为中国和美国存在紧密的经济贸易联系，那么，一些遗漏变量可能导致国外利率i*t可能与扰动项相关。如果存在内生性问题，则估计的结果是不一致的。为了解决内生性问题，选择美国广义货币供给量USM2，及其1-4阶滞后项作为美国利率的工具变量。因为美国货币供给直接影响美国利率，与美国利率相关性很高，但是，不会直接影响中国利率。
美国利率i*与USM2及其1-4阶滞后项的相关系数都为 -077，相关性很高。同时，使用Durbin-Wu-Hausman检验，在1%水平拒绝原假设，表明i*确实存在内生性问题。接下来，使用GMM方法进行估计，当存在异方差时，GMM方法更为有效。以i1作为因变量时，对总样本估计之后，进行过度识别检验，Hansen J统计量的p值为068，以i2作因变量时，Hansen J统计量的p值为1，不拒绝所有工具变量均为外生变量的假设。综上所述，工具变量的选取是恰当的。
此后，用同样的方法，再估计汇率制度改革前后的两个子样本，比较汇率弹性增加后，货币政策的独立性是否增强。根据图1，谨慎起见，将改革前子样本的区间定为1997年1月―2005年7月，改革后子样本的区间为2005年8月―2011年9月。估计结果如表2所示：
表2利率独立性的GMM估计的结果
解释变量总样本改革前改革后i1估计值i2估计值i1估计值i2估计值i1估计值i2估计值常数项098***-162***092***-256***162***168***i*032***145***035***173***-002-005π018***006***007***067***019***029***说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
上述6个估计的F检验表明，方程总体上都是显著的。拟合优度R2分别为077、025、023、013、073和072。t检验表明，汇率制度改革，国外利率的系数不显著，且估计出数值接近于0，Wald检验不能拒绝系数β=0的原假设。其余所有参数在1%水平下均显著。
2估计结果分析
首先，从总样本的估计结果来看，使用官方利率和银行间同业拆借利率，估计结果存在明显的差异。以官方利率i1作因变量时，i*的系数为032，数值远小于1，表明总体而言我国官方利率的独立性较强，同时，对π的系数为018，这表明官方利率对国内经济波动做出积极的反应。然而，以同业拆借利率i2作因变量时，i*的系数高达145，同时，π的系数仅为006，几乎接近于0，表明市场化的利率对世界利率的变动极为敏感，但对国内经济波动不敏感，该利率的独立性很弱。这初步验证了第二部分的假说，官方利率市场化程度低，滞后于真实货币政策，甚至于货币政策走势相反。官方利率独立性强，并不能充分表明我国货币政策独立性强。如果用市场化程度较高的同业拆借利率代表货币政策的真实走势，那么，可以说，我国货币政策的独立性很差，唯美国利率马首是瞻，几乎不能用于调控国内经济。
其次，根据汇率制度改革前的子样本的估计结果，两种国内利率对世界利率的敏感程度也存在显著差异，前者独立性较强，后者对世界利率极为敏感。i*的系数都大于总样本，这表明，在完全钉住美元的汇率制度下，货币政策独立性较差。此外，官方利率对国内经济敏感程度很弱，表明改革前官方利率尽管具有一定的独立性，但利率工具并未很好的用于调节国内经济波动。而银行同业拆借利率对国内经济波动较为敏感，表明货币政策仍能够用于调控国内经济。两种利率之间的差异，潜在的反映了官方利率与货币政策走势的偏离。
再次，根据汇率制度改革前的子样本的估计结果，在以i1和i2作因变量的估计中，i*的系数很小，统计上不显著，且不能拒绝等于0的假设。这表明，汇率制度改革后，我国的两种利率独立性大幅提升，几乎完全独立于世界利率。同时，两种国内利率对国内经济波动的敏感度差异缩小了，表明官方利率与货币政策走势背离的情况得到了改善。总而言之，改革前后的子样本估计结果表明，汇率制度弹性的增强显著地提升了我国利率的独立性。
（四）货币供给量对国外利率的敏感性
为了克服利率市场化不足的缺陷，接下来，直接使用狭义货币供给量的自然对数作为因变量，使用上文（5）式的模型进行估计，解释变量和上文中的利率独立性分析中相同。在原有工具变量的基础上，由于货币供给量与通胀率之间存在反向因果关系，所以，通胀率可能与误差项相关。将通胀率的1-5阶滞后项也作为工具，根据经济理论，货币供给不会影响过去的通胀率，同时，通胀率与其各阶滞后项之间的相关系数在095以上，所以，可以用通胀率滞后项作工具变量。总样本的过度识别检验p值为091，表明工具变量与误差项不相关。估计结果如表3所示：
表3m独立性的GMM估计的结果
解释变量总样本改革前改革后估计值标准误估计值标准误估计值标准误常数项1271***0091167***0061230***003i*-049***002-023***002-017***001π-001*000001001002***001说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
从总样本来看，各参数统计上均显著，国外利率和通胀率的参数为负，符合理论预期，即国外利率上升时，表示货币紧缩，国内也随之减少货币供给量。通胀率上升，经济过热，也应该紧缩货币。然而，从参数的大小来看，平均而言，世界利率每提升1%，我国狭义货币供给量紧缩049%，根据费雪方程式和货币数量方程，假设实际利率、总产出和货币流动速度不变，如果利率完全市场化，则等价于国内利率提高049%，货币独立性低于上文使用官方利率的估计结果，但高于使用银行间拆借利率的估计结果。但是，货币供给量对于国内经济波动的反应敏感度偏低。
然后，比较汇率制度改革前后的估计结果，可以看出，货币供给量对国外利率的敏感程度有所下降，表明货币独立性提升，但是，提升的幅度相对较小。改革后，货币政策对国内经济的调节作用轻微提升。
（五）外汇储备、冲销操作和货币政策独立性
尽管货币供给量能够较好的代表我国货币政策走势，但是，使用货币政策对国外利率的反应，由于两者单位不一样，因此，得出的系数无法直接判断独立性大小。使用费雪方程式和数量方程式进行转换，需要借助一系列严格的假设，可能失去一定的准确度。接下来，进一步探讨外汇储备与货币供给量之间关系，从冲销操作效果的角度探讨货币政策独立性，作为对上文的结论的补充。从理论上将，外汇储备的变动是官方外汇市场干预的结果，外汇储备变动越多，外汇干预导致的货币供给波动越大，而这种货币变动与国内宏观经济状况无关，所以，这表明货币政策的独立性越差。然而，货币当局一般会对外汇储备变动引起的货币波动进行反方向的冲销操作，使得货币变动与外汇储备变动不是完全对应的关系。如果货币变动对外汇储备变动不敏感，则意味着冲销操作效果很好。反之，则效果不好。
接下来，构造计量方程对此进行估计，如（6）式所示。其中，res为外汇储备自然对数。在此模型中，以通胀率的滞后项作为工具变量，拒绝了工具变量外生的假设，所以不能采用。改用因变量的1-5阶滞后项作为通胀率的工具变量，通胀率与工具变量的相关系数为-04，Durbin-Wu-Hausman在1%水平下拒绝了CPI外生的假设，表明通胀率与扰动项相关。过度识别检验的p值为03，表明工具变量与误差项不相关，可以采纳。使用GMM方法估计总样本和改革前后的子样本，估计结果如表4所示。
mt=α+β rest+φ πt+εt （6）
表4货币供给与外汇储备对数模型的GMM估计
解释变量总样本改革前改革后估计值标准误估计值标准误估计值标准误常数项707***018357***094485***019res052***002097***013075***002π-006***001-017***005-002**001说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
为了分析是否存在弱工具问题，将估计结果与有限信息极大似然估计法（LIML）的结果比较，参数估计结果相差极小。因LIML方法对弱工具变量仍然稳健，可认为不存在明显的弱工具变量问题。此外，由于模型中外汇储备res不平稳，其他变量均平稳，对估计结果的残差进行ADF检验，在1%水平拒绝单位根假设，表明残差为水平平稳序列，不存在明显的伪回归问题。
从总样本来看，狭义货币供给对外汇储备的弹性为052。对比汇率制度改革前后的子样本，发现汇率制度弹性提高以后，狭义货币供给对外汇储备的弹性从097下降到075，货币供给的独立性显著增强了。但是，从弹性并不能直观判断货币政策独立性的强弱，接下来，将（6）式中货币供给和外汇储备由对数形式改为水平形式，如（7）式所示，M表示狭义货币供给，RES表示外汇储备：
Mt=α+β RESt+φ πt+εt （7）
通胀的工具变量仍未m的1-5阶滞后项，Hansen J 检验p值为046，表明工具变量与扰动项不相关。使用GMM估计的结果如表5所示：
表5货币供给与外汇储备水平模型的GMM估计
解释变量总样本改革前改革后估计值标准误估计值标准误估计值标准误常数项429303***12469158997***54977448892***20856RES76***009199***2873***01π-24456***3194-97038**38039-1726111198说明：***表示在1%水平显著，**表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。
由总样本回归结果可知，平均而言，外汇储备每增加1美元，则狭义货币供给量增加76元（人民币）。样本期平均货币乘数，即M1/M0的均值为41，如没有冲销操作，外汇储备每增加1美元，根据8 RMB/USD的平均汇率，则基础货币应增加8元，M1应增加328元。将估计结果与无冲销结果相比，发现我国冲销操作发挥了重要作用，对冲了75%以上的外汇占款，货币政策仍保持了较大的独立性。然而，根据两个子样本回归结果，改革前后的参数估计结果相差一倍以上，表明货币改革显著地提高了货币政策的独立性。
五、总结
鉴于我国利率市场化程度低的特点，官方利率经常滞后于货币政策走势。所以，官方利率的独立性不能完全代表货币政策的独立性状况，为此，本研究采用了市场化程度较高的银行间同业拆借利率对国外利率的独立性、货币供给量对国外利率的独立性进行佐证，以上几种分析各有优势，通过比较，可以得出较为准确的结论。根据总样本的估计结果，在1994年以来，官方利率相对于世界利率的独立性处于中上等的水平，但是同业拆借利率的独立性极差。同业拆借利率更接近于市场利率，更能够代表货币政策动向。但是，由于样本期同业拆借市场仍处于发展完善之中，规模相对较小，可能对国外利率可能存在过度反应。两种利率的独立性差距较大，真实的货币独立性可能介于两者之间，处于中等水平。货币供给量对国外利率的敏感性的估计结果验证了这个猜想。
此外，比较货币政策改革前后的结果发现，汇率制度改革以后，随着汇率波动弹性的增加，官方利率和同业拆借利率的独立性都大幅提升，汇率制度改革后，两种利率几乎完全独立于世界利率，这个结果有些超乎预期。虽然从理论上讲，汇率弹性增加，利率独立性将提高，但是，毕竟我国汇率制度弹性还较小，因此，利率完全独立的可能性不大，这可能与样本容量不够大，以及两种利率本身的缺陷等因素有关。尽管如此，仍可以确认汇率改革显著提高了货币政策的独立性。随后的货币供给量独立性分析表明，汇率制度改革之后，货币政策独立性有所提升，但改善的幅度并不大。
最后，分析货币供给量与外汇储备之间的关系，表明我国冲销操作仍发挥着重要作用，这是我国货币政策仍具有中等独立性的原因之一。汇率制度改革以来，货币供给对外汇储备的敏感度大幅下降，表明汇改以来，随着外汇占款的急速增加，为了防止货币过度膨胀，冲销操作的力度增强了。
综上所述，本文的研究表明在资本部分管制的情况下，我国的货币政策能够保持中等的独立性，冲销操作发挥了重要作用。汇率制度弹性的增加能够显著地提高我国货币政策的独立性，“不可能三角”理论适用于我国。如果我国外汇储备持续增加，那么单方向冲销操作的空间越来越小，冲销的成本和难度都在增加，加上我国资本开放进程的加快，若要继续维持一定的货币政策独立性，意味着需要进一步提高汇率制度的弹性。
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外币会计论文篇6
论文摘要：对于对外贸易迅猛发展的中国而言，人民币汇率波动的贸易效应受到了学术界广泛关注和思考，本文将对相关文献按照总体和区际分类的角度的进行评述。
1．人民币汇率波动与中国总体贸易效应研究评述
近年来，由于中国经济持续发展，对外依存度不断提高，关于人民币币值汇率波动对我国总体贸易影响的讨论一直十分激烈。纵观这些成果的研究结论，大致可以分为三种观点：人民币汇率波动对贸易有着正面影响；人民币汇率波动对贸易有着负面影响；人民币汇率波动对贸易影响不大。
1．1人民币汇率波动对中国总体贸易有正面影响
魏巍贤早在1997年发表于《统计研究》的《中国出口与有效汇率的关系分析》一文对此有比较详细具体的实证分析研究，最终笔者得出结论：从长期来看，改革开放以来出口总量的不断增大与有效汇率的持续贬值密切相关，因此这意味着两方面内容，一是我国以促进出口增长为目标的汇率政策是长期有效的，改革以来的汇率贬值确实起到促进出口长期增长的作用；二是我国出口商品的国际竞争力不尽人意，长期的出口增长过分依赖于汇率的贬值。临时眭政策因素在短期内也百弱f起出口总量的变化使之脱离它与有效汇率的均衡关系水平。
另外，李海菠2003年在《世界经济研究》发表的一文《人民币实际汇率与中国对外贸易的关系》根据1973—2001年的年度统计数据，采用与魏巍贤相类似的方法．即用单方程协整分析检验调整后的实际汇率ARER、中国外贸进出口总额、出口额和进口额的协整关系。加之EG两法估计它们之间的长期关系，最后使用Granger因果关系检验等实证分析方法，研究了人民币实际汇率与中国对外贸易之间的关系，也得出了相类似的结论，即人民币实际汇率与中国对外贸易之间存在着长期的均衡关系。并且笔者还证实了实际汇率可以改善短期内中国的对外贸易状况。
通过检索文献发现．该类文献的数量相对而言比较少，原因应该是我国经济发展的总体事实与该理论有所不一致。
1．2人民币汇率波动对中国总体贸易有负面影响
郑恺2006年发表于《财贸经济》的一文《实际汇率波动对我国出口的影响——基于SITC比较》对“人民币汇率波动对中国总体贸易有负面影响”进行了实证研究，简要综述如下：
根据有关的国际贸易理论，决定对外贸易通常有3个变量。第一是外国收人大小，第二是相对于外国商品的贸易条件，第三是货币比价即汇率大小。由此，为了度量汇率波动对贸易的影响，必须控制以上3个变量。但由于GNI不存在月度统计数据，笔者采用美国的工业生产指数来代替GNI或GDP数据，此外由于我国不存在进出口价格的完整时间序列数据，因此可以利用实际汇率进行替代。在构造实证模型时，笔者将波动率作为外生变量，在存在协整的情况下，相应采用VAR的扩展VEC模型来估计估计短期内波动率对贸易波动的影响。其构造的模型为：
其中，EX为中国对美国的出口数量的自然对数值，i表示为不同的行业，IPF为美国工业，生产指数的大小，R表示人民币兑美元的实际汇率的自然对数值，v表示实际汇率的波动率，ecm为误差修正项，反映了贸易变化的长期趋势。J表示变量滞后阶数。
笔者运用了以上VAR的扩展模型进行分析，由于VAR可以解决不平稳数据造成的不稳定性以及内生变量之间的相互影响。因此可以更好的估算出汇率波动对贸易的影响，他研究了自1994年以来中国对美国按SITC出口贸易与实际汇率波动的关系，结果表明我国的一些行业受汇率波动的负面影响较大。
此外，李建伟、余明2003年在《世界经济》发表的《人民币有效汇率的波动及其对中同经济增长的影响》一文也对“人民币汇率波动对中围总体贸易有负而影响”这-fq题进行了实证研究．笔者利用的是1995年1月一2003年6月的季度数据，与郑恺使用的方法不同．李建伟、余明两位学者运用的是两阶段最小二乘法，对人民币实际有效汇率与进出口贸易和利用外资的十日关关系进行回归分析．结果显示人民币实际有效汇率是影响中国进出口贸易和利用外资的重要因素，从而他们认为人民币有效汇率大幅度波动会对中国经济增长形成巨大负面冲击。
1．3人民币汇率波动对中国总体贸易影响不大
曹阳、李剑武于2006年在《世界经济研究》发表的《人民币实际汇率水平与波动对进出口贸易的影响》一文基于1980—2004年的年度数据，首先用AK—GARCH模型测算出人民币实际汇率的波动率。最后采用Engle—Grnager两步法，进行了协整分析，从而对“实际汇率波动对我国进出口贸易的影响”进行研究，笔者发现人民币汇率波动的增加对我国的进出口贸易的影响不显著。
强永昌等2004年于《世界经济研究》发表《有关人民币汇率问题的对外贸易分析》一文．笔者通过对我国1990—2001年各种价格研究了1990年以后的人民币汇率和中国对外贸易的关系。首先分别构建了出口方程以及进口方程，根据1990—2001年的样本数据，用Eviews软件进行回归分析，最终得出了中国对外贸易出口额、进口额与人民币实际汇率之间存在的弹性关系不大，相关性较弱的结论。
综上所述，以上三类文献分别从人民币汇率波动对贸易的正面影响、负面影响和影响不大三个方面进行了实证研究。
2．人民币汇率波动与中国区际贸易效应研究评述
刘巍、郭友群2003在《国际经贸探索》发表了《对人民币汇率与广东省进出口额之间关系的实证分析》一文，笔者运用广东省1987-2001年的数据进行了实证分析，指出人民币牌价汇率变动1个单位，广东省的出口额就同方向变动O．15亿美元．人民币牌价变动1％，广东省出口额就同方向变动29％。这个结论说明，人民币贬值有利于广东省出口的增长。得出同样结论的有关研究文献是戴世宏2006年发表于《上海金融》的《人民币汇率变动对上海市贸易收支的影响》一文，笔者采用ADF检验，对上海1993—2004年度的GDP、进口额及人民币实际有效汇率进行研究．发现人民币汇率贬值有力地促进了上海市出口贸易的增长，这种促进作用随着贸易自由化程度的提高而不断增强；进口方面，人民币贬值对上海市进口产生了一定的抑制作用。
以上两篇文献主要是基于实际汇率与进出口量的关系分析，而陈志昂2001年发表于《商业经济与管理》的《人民币汇率与浙江出口变动的实证研究》一文则是分别考虑了实际汇率和名义汇率对贸易的影响，在泰米姆·贝佑米估计的贸易方程的基础上，利用浙江省1990-1998年的相关数据，建立了以汇率和贸易国国内生产总值为变量的长期和短期回归模型，实证分析分析得出结论：人民币名义汇率对浙江出口正相关，实际有效汇率对浙江出口负相关，但汇率弹性较低。
所以，结合以上文献总的来看，人民币汇率波动对各省对外贸易的影响的不同结果符合中国经济改革开放以来市场规模不断扩大，“中国制造”和“世界加工厂”逐渐形成的事实，并且市场规模的出口效应大都分布在中国的沿海发达地区，基本与经验判断一致。
3．结论
外币会计论文篇7
论文摘要：对于对外贸易迅猛发展的中国而言，人民币汇率波动的贸易效应受到了学术界广泛关注和思考，本文将对相关文献按照总体和区际分类的角度的进行评述。
1．人民币汇率波动与中国总体贸易效应研究评述
近年来，由于中国经济持续发展，对外依存度不断提高，关于人民币币值汇率波动对我国总体贸易影响的讨论一直十分激烈。纵观这些成果的研究结论，大致可以分为三种观点：人民币汇率波动对贸易有着正面影响；人民币汇率波动对贸易有着负面影响；人民币汇率波动对贸易影响不大。
1．1人民币汇率波动对中国总体贸易有正面影响
魏巍贤早在1997年发表于《统计研究》的《中国出口与有效汇率的关系分析》一文对此有比较详细具体的实证分析研究，最终笔者得出结论：从长期来看，改革开放以来出口总量的不断增大与有效汇率的持续贬值密切相关，因此这意味着两方面内容，一是我国以促进出口增长为目标的汇率政策是长期有效的，改革以来的汇率贬值确实起到促进出口长期增长的作用；二是我国出口商品的国际竞争力不尽人意，长期的出口增长过分依赖于汇率的贬值。临时眭政策因素在短期内也百弱f起出口总量的变化使之脱离它与有效汇率的均衡关系水平。
另外，李海菠2003年在《世界经济研究》发表的一文《人民币实际汇率与中国对外贸易的关系》根据1973—2001年的年度统计数据，采用与魏巍贤相类似的方法．即用单方程协整分析检验调整后的实际汇率arer、中国外贸进出口总额、出口额和进口额的协整关系。加之eg两法估计它们之间的长期关系，最后使用granger因果关系检验等实证分析方法，研究了人民币实际汇率与中国对外贸易之间的关系，也得出了相类似的结论，即人民币实际汇率与中国对外贸易之间存在着长期的均衡关系。并且笔者还证实了实际汇率可以改善短期内中国的对外贸易状况。
通过检索文献发现．该类文献的数量相对而言比较少，原因应该是我国经济发展的总体事实与该理论有所不一致。
1．2人民币汇率波动对中国总体贸易有负面影响
郑恺2006年发表于《财贸经济》的一文《实际汇率波动对我国出口的影响——基于sitc比较》对“人民币汇率波动对中国总体贸易有负面影响”进行了实证研究，简要综述如下：
根据有关的国际贸易理论，决定对外贸易通常有3个变量。第一是外国收人大小，第二是相对于外国商品的贸易条件，第三是货币比价即汇率大小。由此，为了度量汇率波动对贸易的影响，必须控制以上3个变量。但由于gni不存在月度统计数据，笔者采用美国的工业生产指数来代替gni或gdp数据，此外由于我国不存在进出口价格的完整时间序列数据，因此可以利用实际汇率进行替代。在构造实证模型时，笔者将波动率作为外生变量，在存在协整的情况下，相应采用var的扩展vec模型来估计估计短期内波动率对贸易波动的影响。其构造的模型为：
其中，ex为中国对美国的出口数量的自然对数值，i表示为不同的行业，ipf为美国工业，生产指数的大小，r表示人民币兑美元的实际汇率的自然对数值，v表示实际汇率的波动率，ecm为误差修正项，反映了贸易变化的长期趋势。j表示变量滞后阶数。
笔者运用了以上var的扩展模型进行分析，由于var可以解决不平稳数据造成的不稳定性以及内生变量之间的相互影响。因此可以更好的估算出汇率波动对贸易的影响，他研究了自1994年以来中国对美国按sitc出口贸易与实际汇率波动的关系，结果表明我国的一些行业受汇率波动的负面影响较大。
此外，李建伟、余明2003年在《世界经济》发表的《人民币有效汇率的波动及其对中同经济增长的影响》一文也对“人民币汇率波动对中围总体贸易有负而影响”这-fq题进行了实证研究．笔者利用的是1995年1月一2003年6月的季度数据，与郑恺使用的方法不同．李建伟、余明两位学者运用的是两阶段最小二乘法，对人民币实际有效汇率与进出口贸易和利用外资的十日关关系进行回归分析．结果显示人民币实际有效汇率是影响中国进出口贸易和利用外资的重要因素，从而他们认为人民币有效汇率大幅度波动会对中国经济增长形成巨大负面冲击。
1．3人民币汇率波动对中国总体贸易影响不大
曹阳、李剑武于2006年在《世界经济研究》发表的《人民币实际汇率水平与波动对进出口贸易的影响》一文基于1980—2004年的年度数据，首先用ak—garch模型测算出人民币实际汇率的波动率。最后采用engle—grnager两步法，进行了协整分析，从而对“实际汇率波动对我国进出口贸易的影响”进行研究，笔者发现人民币汇率波动的增加对我国的进出口贸易的影响不显着。
强永昌等2004年于《世界经济研究》发表《有关人民币汇率问题的对外贸易分析》一文．笔者通过对我国1990—2001年各种价格研究了1990年以后的人民币汇率和中国对外贸易的关系。首先分别构建了出口方程以及进口方程，根据1990—2001年的样本数据，用eviews软件进行回归分析，最终得出了中国对外贸易出口额、进口额与人民币实际汇率之间存在的弹性关系不大，相关性较弱的结论。
综上所述，以上三类文献分别从人民币汇率波动对贸易的正面影响、负面影响和影响不大三个方面进行了实证研究。
2．人民币汇率波动与中国区际贸易效应研究评述
刘巍、郭友群2003在《国际经贸探索》发表了《对人民币汇率与广东省进出口额之间关系的实证分析》一文，笔者运用广东省1987-2001年的数据进行了实证分析，指出人民币牌价汇率变动1个单位，广东省的出口额就同方向变动o．15亿美元．人民币牌价变动1％，广东省出口额就同方向变动29％。这个结论说明，人民币贬值有利于广东省出口的增长。得出同样结论的有关研究文献是戴世宏2006年发表于《上海金融》的《人民币汇率变动对上海市贸易收支的影响》一文，笔者采用adf检验，对上海1993—2004年度的gdp、进口额及人民币实际有效汇率进行研究．发现人民币汇率贬值有力地促进了上海市出口贸易的增长，这种促进作用随着贸易自由化程度的提高而不断增强；进口方面，人民币贬值对上海市进口产生了一定的抑制作用。
以上两篇文献主要是基于实际汇率与进出口量的关系分析，而陈志昂2001年发表于《商业经济与管理》的《人民币汇率与浙江出口变动的实证研究》一文则是分别考虑了实际汇率和名义汇率对贸易的影响，在泰米姆·贝佑米估计的贸易方程的基础上，利用浙江省1990-1998年的相关数据，建立了以汇率和贸易国国内生产总值为变量的长期和短期回归模型，实证分析分析得出结论：人民币名义汇率对浙江出口正相关，实际有效汇率对浙江出口负相关，但汇率弹性较低。
所以，结合以上文献总的来看，人民币汇率波动对各省对外贸易的影响的不同结果符合中国经济改革开放以来市场规模不断扩大，“中国制造”和“世界加工厂”逐渐形成的事实，并且市场规模的出口效应大都分布在中国的沿海发达地区，基本与经验判断一致。
3．结论
外币会计论文篇8
关键词：货币需求函数制度变量协整分析向量误差调整
货币需求函数是宏观经济理论研究中的焦点，从费雪交易方程式和剑桥方程式的古典学派，到凯恩斯的流动性偏好理论和托宾－鲍莫尔的存货模型，直至弗里德曼和梅尔茨的货币主义学派，投身于这方面研究的学者不计其数，所获得的成果也是相当可观。货币需求函数模型的建立也是政府调控货币供应量的基础性工作，也是人们研究宏观经济形势的起点。进一步讲，对中国货币需求函数的研究是非常有意义的，这是本文的出发点。
1.理论和研究方法回顾
1．1国内理论的回顾
由于国外的货币需求理论汗牛充栋，各类文献都有涉及，故本文不给予回顾，而是主要着眼于国内理论的新近发展。从国内的有关文献看，近年来的货币需求理论大多是在国外经典理论上的修补，部分学者看到国外发达市场上发展出来的货币需求理论并不能完全解释中国的货币现象，从而引入了制度变量。易纲（1991）提出旨在突出经济货币化因素的货币需求函数，他认为，中国转轨经济中货币化因素促使了超额货币需求的产生。根据其模型的推断，随着货币化程度的提高，货币化指数的影响程度必然会逐步缩小，货币化进程对超额货币需求的吸收能力也将逐渐变小。秦朵（1997）经过实证分析发现，用一般的货币数量论来解释我国改革以来的货币需求关系过于简单，仅仅构成Goldfeld和Sichel（1990）货币需求理论的一个特例，她对通用货币需求模型进行扩展时考虑了与中国经济制度有关的三方面因素：一是由计划控制造成的抑制性投资需求，二是计划体制软约束造成的过度资金需求，三是市场化改革引起的对货币的超常需求。李成（2002）在对易纲、秦朵、张杰等人的理论进行研究之后认为，中国在不同改革阶段，货币需求函数中包含的主要因素不相同，处在制度转轨期的中国货币需求函数需要做出不断修正和扩展，才能对改革中出现的新情况加以解释。改革初期货币化进程是促成货币超额需求的主要因素，90代国家控制能力又成了促使货币供应量超高速增长的主要原因，90年代末期迄今则需要新货币需求函数的出现。
另外，在选取制度变量方面比较有特色的有：郭浩（1999）从金融资产积累角度考察了货币需求。李恒光（2000）对美国和亚洲九国的情况进行了实证分析，认为金融创新不仅改变了传统的货币定义，而且也使货币需求动机和货币需求目标变量发生变化。谢富胜（2000）和焦瑾璞（2002）对证券市场的发展与货币需求函数之间的影响进行实证分析。王平权（2002）运用大量的数据和事实研究了人口因素对货币需求的影响。王松奇（2003）通过对银行、证券和保险业务内涵的重新解释，理论上解释了金融市场的发展对货币需求总量和结构的影响。
1．2国外研究方法的回顾
90年代以来，对货币需求的研究大多采用动态时间序列分析方法，考察货币需求与相关变量的长期均衡关系。LastrapesandSelgin（1994）运用向量自回归时间序列分析方法研究短期持有的实际货币需求量对货币供给量变化的反应；Darrat（1996）利用协整分析和误差修正模型做出了阿拉伯联合酋长国的长期和短期货币需求函数，值得注意的是他引入了外汇作为其中的一个因变量，以代替该国的国内资本市场收益。
H.Fujiki（1998）利用季节调整合成数据（paneldata）的方法，估计了日本货币需求的收入弹性，检验结果是强有效的。MichaelFunke（2001）利用1980～1998年间的季度数据考察了欧元区的货币需求长期有效性和短期有效性之间的联系。JunNagayasu（2003）通过对货币需求模型的稳定性检验，发现标准货币需求模型无法解释1992年以来（即日本经济泡沫破裂之后）的经济衰退现象。
1．3国内研究方法的回顾
我国目前对货币需求函数建模的方法与西方国家之间并不存在太大的差别。黄先开和邓述慧（2000）利用1980～1996的季度数据给出了Johansen检验结果，得到两个协整向量，分别对应货币市场和和商品市场相关经济变量之间的长期稳定关系，然后建立了误差调整模型。陆金海和陈浪南（2000）运用了协整分析和误差调整(ECM)分析方法，考察了货币流通速度对货币需求的影响，发现我国的货币需求同样存在长期均衡，货币需求量受货币流通速度的影响呈显著水平。汪红驹（2002）根据误差修正（ECM）模型估计了中国1979～2000年的货币需求函数，结果表明M1和M2的实际金额与实际GDP和一年期存款利率之间存在同积关系，说明长期的货币需求与实际GDP以及利率变量之间存在稳定的关系。
2.变量选取和数据说明
在对理论和研究方法的回顾过程中我们注意到，那些参考国外的经典理论并用较为现代的计量方法建立的模型，尽管在统计意义上看是成功的，但他们建模时大多忽略了制度变量，这些制度变量有可能在很大程度上影响中国货币需求；而那些对制度因素感兴趣的学者往往无法测度出制度变量或者建模技术过于陈旧，难以给出较严格的货币需求函数。因此，本文的目的是利用1998～2002年的月度数据，选取了能够代表经济结构转型和企业信贷活动规模两个方面的制度变量，通过Johansen检验，试图找出长期稳定关系，并得出经过向量误差调整（VEC）的货币需求函数。本文的贡献就在于对若干制度变量的选取和测度，使得模型更具备对中国经济现象的解释能力。本文之所以只选取代表经济结构转型和企业信贷活动规模两方面的制度变量，是因为我们在选取制度变量时，主要考虑到目前经济运行中较为突出的现象，比如经济结构转型，这是贯穿于中国经济现象的长期命题，不可忽略；而企业信贷活动扩张恰好是当前中国市场的一个特殊现象，中国市场化改革的主要特征之一是非国有经济的快速发展，国有经济分额不断下降，但投融资体制改革和银行体制改革停滞不前，对国有企业仍然有着体制性的“软预算”机制。正是这些现象，它们对货币需求影响程度有多大，把它们引入长期的货币需求函数中是否合理，就成了本文要考察的问题了。影响实际货币需求量的因素复杂而且广泛，除了以往经典理论里出现的解释变量外，要想对货币需求函数精确建模，还需要现在和后来的学者们不断挖掘尚未发现的解释变量。
以下是对本文建模所包含的变量以及数据的说明：
2.1因变量：
实际狭义货币MR=M1/P：中国人民银行将M1定义为现金+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款。我们采用M1作货币指标，而不采取M0和M2；原因在于：一、M0已经无法反映实际货币需求；二、M2包含的货币存量部分与国民生产总值这类代表社会总收入的流量指标不相匹配，通常，存量与流量之比例总是时变的，但这并不反映理论隐含的规律性。另外，我国的M2统计口径在不同年份有较多差异，从数据的可采取程度来看，也不倾向于采取M2。这里的P我们取较常用的消费价格指数。
2.2规模变量：
实际消费品零售额YR=Y/P：一般代替财富的规模变量可选用GDP,GNP，国民收入，社会商品零售总额，居民货币收入等，鉴于数据的可得性，我们采取了消费品零售额，在实际操作中是反映国民永久性收入的一个比较好的变量。
2.3机会变量：
2.3.1实际利率RR：等于一年期定期存款利率R减去通货膨胀率INF
2.3.2静态预期通货膨胀率INF：即INF=P(-1)。
2.3.3实际证券市场市价总值VALUE：
在弗里德曼的货币需求函数里，债券收益率和股票收益率是货币持有的机会成本，但由于我国的债券市场较晚开展，而且交易量较小，其对货币需求影响不大，另外，债券收益率数据在中国是相当难采集的；而股票市场的收益率由市价总值来度量，是以往的文献里较多出现的测度指标，更值得注意的是证券市场总量的急剧扩容有可能是影响货币需求量的因素。
2.4制度变量：
2.4.1国有工业产值比重RATIO：
即国有企业工业产值占工业总产值的比重，它是反映我国经济结构转轨过程的常用变量，把它归入制度变量，目的在于考察市场化程度对货币需求的影响。对于为什么选取这个指标，秦朵（1997）给出了论证，我们这里直接采用。
2.4.2企业信贷活动规模CREDIT：
谷京萍（2001）曾重点阐述了企业信贷需求过度扩张的成因，她认为企业信贷需求过度扩张在于国有企业的微观机制的改革与宏观经济政策改革的滞后二者之间的矛盾，造成了企业的投资饥渴与个人收入的超分配，企业需要大量的信贷资金来维持正常的生产以及过度的投资需求和收入分配需求，而银行信贷约束的软化使企业过度扩张的信贷需求得以实现。她由企业的资产负债表构造一个新的指标衡量企业信贷需求扩张对货币需求的影响，但这涉及到各个企业混乱的微观财务状况，统计意义并不明显。1998年，构成我国金融资产总量中，对银行债权仍占78.4％，构成金融资产总量最主要的因素仍然是银行存款贷款；而银行的资金运用中，信贷资金占到了70.4%。企业在贷款取得后一部分存在企业活期帐户和少量现金持有以待扩大投资，另一部分一般是弥补亏损，我们要测度的是这部分企业信贷占金融机构贷款的比重变化程度对货币需求的影响程度，所以大致上取CREDIT＝【（金融机构存款－居民储蓄）＋企业亏损额】÷金融机构贷款。
2.5随机因素：
随机变量u，包含其他制度变量以及数据观测误差等等，除本文选取的两个制度变量外，其他的变量还有待学者们进一步挖掘。
相应的，以上变量取对数形式后，分别为LMR=LOG(MR)，LYR=LOG(YR)，LRR=LOG(RR)，LINF=LOG(INF)，LVALUE=LOG(VALUE)，LRATIO=LOG(RATIO)，LCREDIT=LOG(CREDIT)；上述变量都经过了从名义变量到实际变量的转换，且不考虑对上述变量进行季节调整。
从而函数表达式为：
LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）；
需要说明的是，本文的所有数据都来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国人民银行统计季报》、《中国经济景气月报》等，数据从1998年1月至2002年12月，60个样本，这次考虑只是做1998年至2002年的函数形式，原因在于：一、以往的文献证明了，随着经济的发展和改革的深化，1994年以后的货币化程度可以在模型中忽略掉，这样做可以减少模型的复杂性（谢富胜2000）；二、满足数据统计口径的一致性，因为中国人民银行从1994年第三季度起定期公布季度数据，而月度数据在1998年以后比较容易计算和获得。三、我们认为5年符合中国5年发展计划的宏观调控周期，可视为中长期时间跨度，在这个期间内，制度变量是不可忽略的。
3.计量方法与实证分析
3．1计量方法：
由于时间序列的非平稳性，利用时间序列数据进行回归分析时，容易出现伪回归（SpuriousRegression）现象。因此在建立计量模型之前要对所有的时间序列进行单位根检验，以确定各序列的平稳性和整形阶数。本文采用增广的Dickey-Fuller检验（ADF检验）对变量进行检验。
对于1阶差分稳定的时间序列变量，采用协整分析方法可以确定各变量之间的长期稳定关系。关于协整检验研究已经发展成了两种主要的方法：一是1987年Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR的协整系统检验。Johansen极大似然法可以精确地检验出协整向量的数目r，因此我们采用Johansen方法。
在协整检验的基础上利用向量误差修正（VEC：VectorErrorCorrection）模型对函数进行估计。向量误差修正模型不同于误差向量调整模型（ECM），是因为它对诸变量施加了协整约束条件的向量自回归模型，并且，VEC模型只能用于有协整关系的序列建模。
3．2中国的实证：
我们利用计量软件SPSS10.0对中国的货币需求函数，即对LMR=F（LYR，LRR，LINF，LVALUE，LRATIO，LCREDIT，u）建模。
3.2.1ADF单位根检验：
在进行长期的协整分析之前，必须对时间序列进行平稳性检验，考察它们是否具备同阶整形的条件，这也是进入协整分析的前提。
ADF单位根检验结果
变量ADF检验值检验类型（c,t,n）临界值(5%)
LCREDIT-2.314544（c,t,3）-3.4904
LCREDIT-5.620754（c,o,1)-2.9127
LMR-3.068633（c,t,3）-3.4904
LMR-7.944472（c,0,1)-2.9127
LYR-4.586632（c,t,3）-3.4904
LYR-4.920526（c,0,1)-2.9127
LRR-2.580948（c,0,3）-2.9137
LRR-7.757722（c,0,1)-2.9127
LINF-3.187362（c,0,3）-2.9137
LINF-5.890185（c,0,1)-2.9127
LVALUE-0.879052（c,t,3）-3.4904
LVALUE-4.635321（c,0,1)-2.9127
LRATIO-0.366660（c,0,3）-2.9137
LRATIO-7.611158（c,0,1）-2.9127
注：检验形式(C，T，N)分别表示单位根检验方程包括常数项，时间趋势和滞后阶数；表中所列临界值为5％置信水平下的ADF检验Mackinnon统计值。
我们可以看到在95％的置信区间里，上述7个变量全部是1阶整形；可以进入下一步的协整分析。
3.2.2Johansen检验：
通过Johansen检验发现，第五个似然比统计量大于99％水平下的临界值，因而第五个原假设被拒绝，即至少有4个协整关系。我们关心有一般经济意义的协整关系式，故取经过标准化的协整系数表，如下：
表2Johansen检验结果
EigenvalueLikelihoodRatio5%CriticalValue1％CriticalValueHypothesizedNo.ofCE(s)
0.756385221.3992124.24133.57None**
0.529316140.905794.15103.18Atmost1**
0.45029497.9522568.5276.07Atmost2**
0.42446163.8450647.2154.46Atmost3**
0.34331132.3555329.6835.65Atmost4*
0.1279038.38445215.4120.04Atmost5
0.0101890.5837653.766.65Atmost6
注：*(**)表示在5%(1%)置信水平下拒绝原假设
表3标准化协整系数
LMRLYRLRRLINFLVALUELRATIOLCREDITC
1.0000001.168161
(0.36872)0.301516
(0.06185)3.514679
(0.83901)0.109613
(0.10296)2.413601
(0.39713)-2.832221
(0.57258)-37.75279
写成数学表达式：
LMR＝1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279
该方程式反映了序列间的某种长期均衡关系。
另外，令
VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279
对序列VECM进行单位根检验，发现它已经是平稳序列，并且在0附近上下波动，验证了协整关系是正确的。需要注意的是，VECM是向量误差修正模型的核心部分。
从协整关系看，
1、实际消费品零售额的系数为1.168161，接近于国际上的检验结果，即实际消费品零售额每变化1个百分点，货币需求量正向变化1.168161个百分点；一般而言，实际货币需求的弹性收入大于1，说明经济中的货币化进程对货币需求产生影响。但模型中的弹性系数并未偏离太多，可以大致认为，中国的货币化进程基本结束，这与以往学者们的结论一致。
2、利率与货币需求量呈正相关关系，利率每变动1个百分点，货币需求量正向变化0.3个点。但要注意到，中国利率尚为市场化，利率的变动并真正不能反映市场的需求和供给均衡，人们在持有货币时并未十分考虑利率因素，认为中央政府一旦将利率提高就意味着要紧缩经济，反而持币观望。
3、通货膨胀率与货币需求量呈正相关关系，且弹性系数相当大，将近3.5。我们知道，1998年以来，中央政府为了使经济走出通货紧缩，采取了积极财政政策和稳健的货币政策，这在很大程度上改善了宏观经济状况，但也不可避免的带来了实际货币需求量的大幅增加。
4、股票市值与货币需求量呈正相关关系，说明收入效应大于替代效应，说明投资者更愿意在股市上冒险赚钱，而不是分散风险。但0.1的弹性系数并不是太大，我们尚无法推断出收入效应与替代效应孰大孰小。
5、市场化程度与货币需求量呈正相关关系，且系数相当高2.4，这也表明了市场化程度对货币的超额需求影响相当大，中国经济转轨的制度因素对实际货币需求的影响不应该忽略，这也是学者们在从事货币需求理论研究时不能绕开的问题之一。随着国有经济比重的逐渐减小，实际货币需求量将大幅的减少。
6、企业信贷扩张与货币需求量呈相关系数相当高，接近于市场化程度弹性，这与我们对企业信贷扩张对实际货币需求影响的估计相符合的。这反映了近5年里，现行体制内对国有企业的“保护冲动”仍然存在，随之而来的政府对国企资金的“软预算”和对银行的特殊“安全”准则继续存在。国企改革和银行改革任重道远。
3.2.3向量误差调整模型：
最后在协整关系的约束条件下，建立货币需求函数的向量误差调整模型，观察在长期均衡中的短期波动。采用Hendry的从一般到特殊的原则，去掉检验不显著的变量，得到向量误差调整模型。
D(LMR)＝－0.4710102847×D(LMR(－1))－0.4330927203*D(LMR(－2))＋0.1503427887×D(LYR(－1))－0.8126287334×D(LINF(－1))＋0.053675543×D(LVALUE(－1))＋0.05528580046×D(LVALUE(－2))＋0.1052109636×D(LRATIO(－1))＋0.1682600795×D(LRATIO(－2))－0.3706352754×D(LCREDIT(－1))＋0.02635528142－0.153780584×VECM
其中，VECM＝LMR＋1.168161LYR＋0.301516LRR＋3.514679LINF＋0.109613LVALUE＋2.413601LRATIO－2.832221LCREDIT－37.75279
从拟合度、AIC和SC等统计量上看（如附录之表4所示），模型是成功的。
从结果上看，长期系数是－0.154，修正幅度并不太大，而短期冲击值得关注，这说明在研究中国货币需求函数时既要看中长期的稳定，也不能忽视短期内的波动。我们发现：
1、短期的滞后一期的收入弹性继续存在，且影响较大，即短期内实际消费品零售额波动1个百分点，货币需求量正向波动0.47个百分点。
2、模型中忽略掉利率变量，这与中国的利率非市场化有关，因为中国政府可以坚持2～3年利率不动，短期内利率期限结构曲线是条直线。:
3、滞后一期的通货膨胀率与因变量呈负相关关系，且弹性较大，这既符合传统理论，也较好的解释了居民更愿意采用通胀率而不是利率来预期未来。
4、证券市场短期对人们的持币量影响很小，说明投资者短期内对中国证券市场不信任，容易用脚投票，短期内中国的股票市场投机性很强。
5、滞后一期和两期的市场化以及滞后一期的企业信贷扩张，它们在理论上是假设短期内不变，但我们还是将它们引入了模型，实证结果发现影响不大，这也与理论假设相符合。
4.结论
本文利用协整分析和向量误差修正模型估计了1998年1月～2002年12月间的中国货币需求函数，结果表明研究中国货币需求函数时既要看中长期的稳定，也不能忽视短期内的波动。我们发现，实际货币需求与实际消费品零售额、利率、通货膨胀率、实际证券市价总值和国有工业产值比重及企业信贷活动规模存在长期稳定关系，而在短期内利率、证券市值波动以及制度变量等一些解释变量不会对实际货币需求产生大的影响。通过分析，我们认为中国的货币化进程基本结束，利率市场化必须加快，中国经济转轨的制度因素对实际货币需求的影响不应该忽略，以及现行体制内政府对国企资金的“软预算”的现象继续存在。中国的货币需求函数建模是个复杂而又必要的工作，特别是对制度变量的挖掘，需要学者们进一步的探索。
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