人民幣匯率影響因素剖析

1、人民幣匯率影響因素分析、理論分析匯率本質(zhì)上也是價格，但與經(jīng)濟(jì)中的其他價格不同，匯率是貨幣的價格。而 貨幣本身的雙重性決定了匯率的雙重性。 加之匯率的決定相當(dāng)復(fù)雜，實體經(jīng)濟(jì)多 層次上的各種因素都對匯率有著重要影響，因而，匯率決定理論相當(dāng)豐富繁多。通貨膨脹率的高低是影響匯率變化的基礎(chǔ)。 如果一國的貨幣發(fā)行過多，流通 中的貨幣量超過了商品流通過程中的實際需求， 就會造成通貨膨脹。通貨膨脹使 一國的貨幣在國內(nèi)購買力下降，使貨幣對內(nèi)貶值，在其它條件不變的情況下，貨 幣對內(nèi)貶值，必然引起對外貶值。因為匯率是兩國幣值的對比，發(fā)行貨幣過多的 國家，其單位貨幣所代表的價值量減少， 因此在該國貨幣折算成外國貨幣時

2、， 就 要付出比原來多的該國貨幣。在人民幣升值的情況下，為了控制人民幣快速升值、穩(wěn)定匯率，央行需要在 外匯市場上買進(jìn)外匯投入本幣。買入的外匯越多干預(yù)的力量就越大， 這也反映在 外匯儲備的增量上，若外匯儲備增加得越多，央行干預(yù)的力度可能就越大。外匯 儲備與人民幣匯率呈正向關(guān)系，即當(dāng)外匯儲備增加時，人民幣匯率上升（人民幣 升值）。我國外匯儲備的鮮明特征是增長迅速， 其總量由2002年1月的2174億 美元，快速增長到2009年9月的22725.95億美元。我國的外匯儲備增長過快、 規(guī)模過大，勢必推動人民幣匯率不斷下降。國際收支變化是決定人民幣匯率的重要因素， 它反映了外匯市場供給變化對 人民幣匯率

3、的影響。如果國際收支盈余，外匯市場外幣供給將增加，外幣將貶值， 人民幣將升值；如果國際收支惡化外匯供給將下降， 人民幣會面臨貶值壓力。長 期以來我國的貿(mào)易項目和資本項目雙順差， 人民幣也保持升值的趨勢。若我國國 際收支盈余下降，人民幣升值壓力將變緩，匯率雙向變動可能性會增加。近幾年 來我國國際收支一直呈現(xiàn)順差支撐了人民幣匯率走高。人民幣匯率對于外商直接投資的影響主要包括匯率高低和匯率穩(wěn)定性兩個 方面，即匯率低估以及匯率穩(wěn)定將吸引外商直接投資的流入，而外商直接投資對匯率的影響則較為復(fù)雜，因為外商直接投資流入后，受不同國家政策的引導(dǎo)，將 產(chǎn)生不同的后果。對于我國來說，外商直接投資流入后，即期將引起

4、人民幣匯率 升值的壓力，這一壓力可由央行的市場操作平抑掉。 而外商直接投資對于匯率的長期影響，則從開始的穩(wěn)中有升變?yōu)槭谷嗣駧艆R率保持穩(wěn)定所以，在第二部分的多元回歸中，我使用了代表外商直接投資、財政支出、 貨幣總量、中國的外匯儲備和貿(mào)易順差值以及代表通貨膨脹的全國居民消費價格 總指數(shù)來對匯率進(jìn)行回歸，來檢驗各因素對人民幣匯率的影響。二、結(jié)果分析本文數(shù)據(jù)來自Wine數(shù)據(jù)，時間段從1995年4月至2010年 12月。其中CPI為全國 居民消費價格總指數(shù)，F(xiàn)DI為外商直接投資，G為財政支出，M（為貨幣總量M0S, RESERVE中國的外匯儲備，TSUI為貿(mào)易順差值?；貧w結(jié)果如下：VariableCoe

5、fficientStd. Errort-StatisticProb.C9.2333670.60943215.150790.0000CPI-0.0011730.006041-0.1941830.8467FDI-0.0011100.000210-5.2991210.0000G7.57E-065.68E-061.3327670.1877M01.80E-067.55E-060.2379130.8128RESERVE-9.60E-057.81E-06-12.298280.0000TSUR-0.0002880.000184-1.5656790.1228R-squared0.956683Mean depen

6、dent var7.366959Adjusted R-squared0.952278S.D. dependent var0.548709Akaike infoS.E. of regression0.119867 criterion-1.304866Sum squared resid0.847716Schwarz criterion-1.072630Hannan-QuinnLog likelihood50.06058 criter.-1.213099F-statistic217.1778Durbin-Watson stat0.450978Prob(F-statistic)0.000000從結(jié)果中

7、可以看出，CPI和M0系數(shù)并不顯著，因此接下來把代表通脹水平的 CPI 和貨幣投放的M0剔除，再做一次回歸。VariableCoefficient Std. Error t-Statistic Prob.9.1479090.073895123.79680.0000FDI-0.0011290.000196-5.7528220.0000G7.62E-065.58E-061.3645550.1774RESERVE-9.45E-053.52E-06-26.859230.0000TSUR-0.0002940.000178-1.6506960.1039R-squared0.956617Mean depen

8、dent var7.366959Adjusted R-squared0.953772S.D. dependent var0.548709Akaike infoS.E. of regression0.117976 criterion-1.363936Sum squared resid0.849020Schwarz criterion-1.198053Hannan-QuinnLog likelihood50.00987 criter.-1.298387F-statistic336.2691Durbin-Watson stat0.453735Prob(F-statistic)0.000000相比較而

9、言，代表外商直接投資的FDI和外匯儲備的RESERVE響顯著，再把 G和TSU剔除，做一次回歸。VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C9.1352560.079154115.41050.0000FDI-0.0013300.000190-7.0155880.0000RESERVE-9.08E-052.73E-06-33.270680.0000R-squared0.948528Mean dependent var7.336362Adjusted R-squared0.946969S.D. dependent var0.555639Akaike

10、infoS.E. of regression0.127955 criterion-1.231765Sum squared resid1.080590Schwarz criterion-1.134630Hannan-QuinnLog likelihood45.49591criter.-1.193229F-statistic608.1309Durbin-Watson stat0.449564Prob(F-statistic)0.000000、序列相關(guān)性討論序列相關(guān)性，指的是對于不同的樣本值，隨機(jī)干擾之間不再是完全相互獨立的，而是存在某種相關(guān)性。序列相關(guān)性的存在可以利用 dW僉驗方法。通過上述 的回

11、歸中，可以看到DW勺值為0.449564，而查DV分布表可知在n=65,k=3時, dl=1.54,du=1.66,可見序列存在正相關(guān)性。為了解決這一問題，先在模型中引入 AR (1)作為解釋變量修正后結(jié)果如下：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C7.2694950.7471999.7289960.0000FDI-1.73E-067.20E-05-0.0239780.9809RESERVE-3.35E-051.45E-05-2.3101540.0241AR(1)0.9779240.01376671.038080.0000R-squared

12、0.996346Mean dependent var7.322537Adjusted R-squared0.996174S.D. dependent var0.547683Akaike infoS.E. of regression0.033875 criterion-3.875258Sum squared resid0.073441Schwarz criterion-3.744699Hannan-QuinnLog likelihood135.7588 criter.-3.823526F-statistic5816.525Durbin-Watson stat1.505185Prob(F-stat

13、istic)0.000000Inverted AR Roots.98比較結(jié)果可得，總體擬合系數(shù)升高了，同時 AR的系數(shù)顯著，說明引入滯 后變量對模型是具有解釋能力的。而加入 AR(1)后FDI變得不顯著了。同時，修 正后模型的DWS計量為1.505185，還是小于dl=1.54，說明模型中已經(jīng)還是存在序列相關(guān)性，為了進(jìn)一步進(jìn)行修正，先把FDI這一解釋變量剔除VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C7.2687190.7411579.8072550.0000RESERVE-3.34E-051.44E-05-2.3289170.0230AR(1)

14、0.9779150.01363771.710160.0000R-squared0.996346Mean dependent var7.322537Adjusted R-squared0.996233S.D. dependent var0.547683S.E. of regression0.033614Akaike info-3.904661criterionHannan-QuinnLog likelihood135.7585 criter.-3.865862F-statistic8861.033Durbin-Watson stat1.505148Prob(F-statistic)0.00000

15、0Inverted AR Roots.98Sum squared resid0.073442Schwarz criterion-3.806741可以看出，剔除FDI后的回歸DV值1.505148，仍然存在序列相關(guān)性，為此, 加入AR(2)做為模型的解釋變量。VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C7.2480890.69722210.395670.0000RESERVE-3.02E-051.46E-05-2.0744110.0421AR(1)1.2204790.1241409.8315110.0000AR(2)-0.2404360.12089

16、6-1.9887760.0511R-squared0.996459Mean dependent var7.308299Adjusted R-squared0.996290S.D. dependent var0.538987Akaike infoS.E. of regression0.032827 criterion-3.937263Sum squared resid0.067891Schwarz criterion-3.805639Hannan-QuinnLog likelihood135.8983 criter.-3.885179F-statistic5909.709Durbin-Watson stat2.083025Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR