導(dǎo)語(yǔ)：如何才能寫好一篇波動(dòng)率，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關(guān)鍵詞：匯率波動(dòng)企業(yè)對(duì)策

中國(guó)匯改走過(guò)三年，很多企業(yè)學(xué)著如何對(duì)自己的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行規(guī)避，但最基本的還是要改變匯改前中國(guó)企業(yè)的心態(tài)與經(jīng)營(yíng)作風(fēng)，這就有必要深入了解匯率波動(dòng)率的意義。

假設(shè)企業(yè)可以自由選擇是否出口，以及出口數(shù)量為多少時(shí)，出口與否即可以看做企業(yè)的期權(quán)。匯率的隨機(jī)波動(dòng)越大，便會(huì)增加這一期權(quán)的價(jià)值?？梢?jiàn)，匯率波動(dòng)會(huì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生影響，但出現(xiàn)正面影響還是負(fù)面影響，取決于企業(yè)所處的特定條件和對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識(shí)。

假設(shè)企業(yè)的目標(biāo)是使以本幣標(biāo)價(jià)的預(yù)期收益最大化。對(duì)于一個(gè)公司的一定的生產(chǎn)量（y），由于匯率的變動(dòng)，導(dǎo)致以本幣計(jì)價(jià)的收入隨機(jī)變動(dòng)，即等于px+eq(y-x)，p是國(guó)內(nèi)產(chǎn)品價(jià)格，q是國(guó)外價(jià)格，y是總的生產(chǎn)量，x是決定在國(guó)內(nèi)銷售的數(shù)量，在國(guó)外銷售的數(shù)量就是y-x，e表示直接標(biāo)價(jià)法下的匯率，會(huì)隨時(shí)間變化而變化。

生產(chǎn)決策在匯率變化之前就作出了，即在當(dāng)前時(shí)間0，公司根據(jù)當(dāng)前匯率作出生產(chǎn)量的最優(yōu)化決策y。這時(shí)生產(chǎn)成本為C(y),C是一個(gè)以產(chǎn)量為自變量增函數(shù)，并且C(0)=0。在時(shí)刻1，當(dāng)匯率已確定，企業(yè)根據(jù)匯率變動(dòng)來(lái)決定自己的產(chǎn)品在國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)上的分配，這時(shí)利潤(rùn)為P1=px+eq(y-x)-C(y).銷售最優(yōu)化決策取決于在此時(shí)的匯率e。從理論上講，如果只考慮利潤(rùn)最大化，當(dāng)匯率向不利于企業(yè)出口的方向變化時(shí)，即本幣升值時(shí)，eq〈p，企業(yè)決策y=x,出口量為零,反之亦反。現(xiàn)實(shí)中，一個(gè)理性的決策者不會(huì)僅根據(jù)匯率變動(dòng)做出這樣極端的決策，因?yàn)槠髽I(yè)同樣關(guān)心市場(chǎng)份額，轉(zhuǎn)換成本等因素。所以在實(shí)務(wù)中，企業(yè)決策的變化并沒(méi)有這么顯著。但這種在國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)之間的選擇仍然是一個(gè)價(jià)值正相關(guān)于波動(dòng)率的期權(quán)。在時(shí)刻0，企業(yè)只做生產(chǎn)決策，在這時(shí)不考慮銷售于國(guó)外或是國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，企業(yè)預(yù)測(cè)的最低收益是將產(chǎn)品全部銷售于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)時(shí)能夠取得的收益。出售單個(gè)商品，企業(yè)的收益為max(eq-p,0)，等價(jià)于一個(gè)看漲期權(quán)，具體來(lái)講，企業(yè)即擁有了一個(gè)以敲定價(jià)格p來(lái)購(gòu)買一個(gè)資產(chǎn)的權(quán)力，如果該資產(chǎn)的現(xiàn)價(jià)eq大于了敲定價(jià)格，企業(yè)便可以通過(guò)執(zhí)行期權(quán)獲利。

在時(shí)刻0，可以通過(guò)Black-Scholes期權(quán)定價(jià)公式計(jì)算出該出口期權(quán)的價(jià)格（根據(jù)該公式，波動(dòng)率和期權(quán)價(jià)格也是正向變動(dòng)的關(guān)系），然后用VaR模型來(lái)計(jì)算匯率風(fēng)險(xiǎn)。通過(guò)兩者的對(duì)比，可得出波動(dòng)率對(duì)企業(yè)的總的影響究竟是正面還是負(fù)面的。

本文得出，大的匯率波動(dòng)率可能會(huì)增大該類企業(yè)的出口，而非傳統(tǒng)上認(rèn)為的抑制出口。匯率波動(dòng)率會(huì)增大企業(yè)獲利的可能性，使得出口期權(quán)價(jià)值變大。但對(duì)于跨國(guó)企業(yè)，多變的匯率也暗含著更大的匯率風(fēng)險(xiǎn)，包括交易風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)計(jì)風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)。這些風(fēng)險(xiǎn)因素就是反向作用于企業(yè)的出口愿望，從而降低其出口量。匯率波動(dòng)率在兩種方向上影響相對(duì)的大小決定了企業(yè)最后決策，這種影響又取決于企業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡的相對(duì)程度。

中國(guó)企業(yè)應(yīng)該消除對(duì)匯率波動(dòng)的恐慌，因?yàn)樗€可以帶來(lái)更高的預(yù)期收益，關(guān)鍵在于企業(yè)是否會(huì)利用這一隱藏的機(jī)遇----期權(quán)。另一方面，企業(yè)可以根據(jù)能擁有出口期權(quán)的這類企業(yè)所具有的特質(zhì)來(lái)進(jìn)行戰(zhàn)略規(guī)劃。這樣就能增大國(guó)內(nèi)企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)的能力和盈利能力。

篇2

關(guān)鍵詞：線損率 線損管理 電力網(wǎng)

在電網(wǎng)運(yùn)行中，由電能表計(jì)量統(tǒng)計(jì)出的供電量和售電量之差，稱為統(tǒng)計(jì)線損電量，相應(yīng)的線損率稱為統(tǒng)計(jì)線損率，統(tǒng)稱統(tǒng)計(jì)線損。統(tǒng)計(jì)線損包括技術(shù)線損和管理線損兩部分，前者反映了電能在輸、變、配過(guò)程中相應(yīng)時(shí)段內(nèi)由于本身阻抗的存在而產(chǎn)生的損耗，可以通過(guò)技術(shù)改造進(jìn)行降損；后者反映供電企業(yè)的線損管理水平，包括抄收錄制度的完善、人員抄錄表計(jì)的主觀錯(cuò)誤、反竊電的成效等，可以通過(guò)完善相應(yīng)管理制度、提高人員的素質(zhì)水平等措施予以避免或減少。供電企業(yè)希望通過(guò)對(duì)線損的計(jì)算與分析，能夠準(zhǔn)確地針對(duì)降損對(duì)象，提出降損目標(biāo)。但供電企業(yè)在統(tǒng)計(jì)線損的分析中往往受到線損率波動(dòng)較大、線損率異常數(shù)值較多、線損計(jì)算所需的關(guān)口電量不完善、線損計(jì)算沒(méi)有形成閉環(huán)系統(tǒng)（線損電量沒(méi)有分解在每個(gè)獨(dú)立的計(jì)算單元上），使線損的分析不能夠提出具體降損的對(duì)象。如某一線路這個(gè)月線損率很高，但上個(gè)月的線損率卻很低，這就很難確定這條線路是否屬于降損的對(duì)象，所以分析線損率波動(dòng)的原因?qū)祿p是有幫助，且很重要的。

1 線損率波動(dòng)的原因

線損率波動(dòng)的原因較多，從南安電力公司線損率波動(dòng)的分析來(lái)看，主要有如下原因。

1.1 變電站電量統(tǒng)計(jì)不準(zhǔn)確

變電站線損率波動(dòng)的主要原因是某月電量統(tǒng)計(jì)不準(zhǔn)確，如某月電量值抄錄錯(cuò)誤或沒(méi)有按規(guī)定時(shí)間抄錄；旁母開(kāi)關(guān)代運(yùn)等運(yùn)行方式的改變影響電量統(tǒng)計(jì)；母線電壓互感器停電或檢修、更換電流互感器、更換電能表、計(jì)量回路不正常等原因沒(méi)有立即將有影響計(jì)量的，可供追補(bǔ)損失電量的參數(shù)詳細(xì)記錄影響電量統(tǒng)計(jì)、新的表計(jì)起始電量值未錄入。

1.2 估抄關(guān)口電量

送電線路線損率出現(xiàn)波動(dòng)的原因是關(guān)口電量缺少必要的數(shù)據(jù)而出現(xiàn)估抄，使當(dāng)月線損率數(shù)值不準(zhǔn)確。如與購(gòu)電方聯(lián)系的110 kV送電線路及與小水電聯(lián)系的35 kV線路的計(jì)量裝置在對(duì)側(cè)，相關(guān)參數(shù)沒(méi)有完整抄錄。另外，運(yùn)行方式的改變等原因使當(dāng)月統(tǒng)計(jì)電量不準(zhǔn)確。

1.3 售電電量與關(guān)口電量未同時(shí)抄錄

大多數(shù)配電線路的線損波動(dòng)率大，主要原因是用戶售電電量與變電站關(guān)口電量不能同時(shí)抄錄，且抄表人員沒(méi)有完全按照抄錄制度的規(guī)定執(zhí)行抄錄，出現(xiàn)錯(cuò)抄、漏抄；還有用戶計(jì)量回路計(jì)量不準(zhǔn)確（如可能的竊電）、倍率不正確、用戶建檔不及時(shí)或入檔錯(cuò)誤；部分臨時(shí)用電沒(méi)統(tǒng)計(jì)；負(fù)荷變化或停電引起的加收銅鐵損與實(shí)際銅鐵損差值較大；線路切割引起當(dāng)月線損統(tǒng)計(jì)波動(dòng)；表計(jì)燒壞等原因引起的電量追補(bǔ)；雙電源用戶的電源切換等較多原因，所以在這種情況下，當(dāng)月計(jì)算出來(lái)的線損率是不能準(zhǔn)確反映計(jì)算單元（配電線路）的線損水平。

2 管理措施與建議

針對(duì)線損率波動(dòng)的原因，本文提出幾點(diǎn)嘗試性的建議，從管理上、技術(shù)上努力減少線損率的波動(dòng)。

2.1 建立線損信息多級(jí)管理

加強(qiáng)對(duì)線損率波動(dòng)原因的分析，形成線損三級(jí)閉環(huán)網(wǎng)絡(luò)，級(jí)間相互監(jiān)督，避免線損電量的上下推諉現(xiàn)象，盡可能消除線損計(jì)算不準(zhǔn)確而使線損率波動(dòng)。如按電力網(wǎng)元件可分類為送電線路電量（110 kV、35 kV）、變電站電量、配電電量（用戶售電、小水電、公共配變關(guān)口）。變電站的電量可以由變電站值班人員每天進(jìn)行抄錄；系統(tǒng)110 kV購(gòu)電電量、35 kV小水電電量及返送電量應(yīng)爭(zhēng)取每天有電量讀數(shù)，以提供比較分析；用戶售電電量、小水電電量、公共配變關(guān)口電量按照抄收核制度要求進(jìn)行抄表。

2.2 統(tǒng)一計(jì)算準(zhǔn)則

對(duì)公司線損電量進(jìn)行指標(biāo)分解，如總公司線損電量為3，則送電、變電、配電線損電量的總加也應(yīng)是3，不應(yīng)有額外的線損電量值出現(xiàn)。并且要求計(jì)算的軟件應(yīng)運(yùn)行可靠，數(shù)據(jù)運(yùn)算正確，能夠適應(yīng)各種運(yùn)行方式變化下的電量值錄入，這樣避免由于電量計(jì)算的不準(zhǔn)確而引起當(dāng)月線損率的波動(dòng)，所以規(guī)定如下：

第一，關(guān)口電量（如變電站饋線出口電量與供電所饋線購(gòu)電電量）在某一抄表時(shí)間（如某一天）只有一個(gè)抄錄數(shù)值，由發(fā)生購(gòu)售的雙方負(fù)責(zé)的人員（如變電站與供電所人員）進(jìn)行相互監(jiān)抄，責(zé)任部門認(rèn)定為計(jì)量點(diǎn)的責(zé)任部門。此電量抄錄日由文件細(xì)則規(guī)定約束。

第二，各饋線變更時(shí)，線損分析應(yīng)以對(duì)應(yīng)饋線電量編號(hào)為準(zhǔn)。如某供電所原有一條饋線為榕橋線（編號(hào)B05E05），現(xiàn)增加一條饋線為榕橋線（編號(hào)B05E06），而原饋線榕橋變更為杏蓮線（編號(hào)B05E05）。故原榕橋饋線的購(gòu)電量及售電量應(yīng)列入杏蓮線（編號(hào)B05E05）中，或者兩條饋線合作一條饋線（計(jì)算單元）計(jì)算。

第三，若變電站出線變化調(diào)整時(shí)，相應(yīng)關(guān)口電量計(jì)算也應(yīng)相應(yīng)變化，可認(rèn)定為該計(jì)量點(diǎn)電能表或電流互感器更換，而進(jìn)行變比更新及電能表表底數(shù)記錄等。

第四，供電線路出現(xiàn)用戶切割，當(dāng)月售電量可按估算電量，切割的兩條線路所承擔(dān)的售電量按修正的估算值填入修正電量欄，且保證兩條線路售電量總和不變，并應(yīng)在備注欄上說(shuō)明。

第五，用戶售電電量以實(shí)抄電量為準(zhǔn)（不加銅鐵損），避免由于停電等原因所引起的加收銅鐵損與實(shí)際運(yùn)行產(chǎn)生的銅鐵損差別較大所引起的線損波動(dòng)。

轉(zhuǎn)貼于 　2.3 建立同步抄表等制度

實(shí)行送變配盡可能同步抄表，盡量消除因抄表時(shí)間差等原因出現(xiàn)的線損波動(dòng)?！秶?guó)家電力公司電力網(wǎng)電能損耗管理規(guī)定》中就規(guī)定了電網(wǎng)經(jīng)營(yíng)企業(yè)的營(yíng)銷管理應(yīng)“嚴(yán)格抄表制度，應(yīng)使每月的供、售電量盡可能對(duì)應(yīng)，以減少統(tǒng)計(jì)線損的波動(dòng)。所有客戶的抄表例日應(yīng)予固定”。所以要求制定抄錄實(shí)施細(xì)則，其中包括制定科學(xué)的抄表路線及抄表順序（時(shí)間）：

首先，送電、變電較容易實(shí)現(xiàn)同步抄表，10 kV配電也應(yīng)要求在工作量允許情況下同步抄表，低壓配電則由于工作量大實(shí)行分時(shí)抄表。在這樣情況下，則應(yīng)允許公共配變關(guān)口電量抄兩次表，差值計(jì)入當(dāng)月線損電量，不作考核。

其次，要求抄表人員應(yīng)按規(guī)定的抄表周期（一般每月一次）、抄表順序抄表，特別是用電大戶應(yīng)有相對(duì)固定抄表順序（時(shí)間），對(duì)其他用戶也應(yīng)按規(guī)定周期前往用戶處抄表。抄表順序（時(shí)間）相對(duì)固定，不得隨意變動(dòng)。

2.4 合理確定電網(wǎng)關(guān)口電能表的抄表日

減少由于抄表時(shí)間不同引起的不平衡電量饋線線損計(jì)算時(shí)，用戶售電量是不能同時(shí)抄錄的，而饋線的購(gòu)電量關(guān)口電量只有一個(gè)數(shù)值，所以讓計(jì)算出的線損率只能盡可能接近真實(shí)線損率。為了保證計(jì)算的準(zhǔn)確性，要求購(gòu)電量關(guān)口電量抄錄時(shí)間應(yīng)為饋線各用戶售電量抄表時(shí)間段的平均中點(diǎn)。電網(wǎng)關(guān)口電量抄表日確定應(yīng)注意以下情況。

首先，對(duì)于縣級(jí)電力公司電力電網(wǎng)分級(jí)的這幾部分線損來(lái)說(shuō)，輸變電的線損計(jì)算與10 kV高壓線損等層間會(huì)出現(xiàn)由于非同步抄表引起的購(gòu)電關(guān)口電量差值，這部分差值應(yīng)列入線損電量（不平衡電量），并分析其差值的大小及原因，是否為電網(wǎng)的抄表日不科學(xué)不合理引起。如輸變電抄表日若定義為月末，則2月份抄表周期為28天，但若配電線路抄表周期仍為30天，則2天的電量就成為公司線損的波動(dòng)。

其次，公司實(shí)際購(gòu)售電量差為線損值，把公司當(dāng)作一個(gè)大端口元件，當(dāng)月實(shí)際的購(gòu)電量與售電量之差即為總公司當(dāng)月的線損電量。其中購(gòu)電量可能會(huì)與計(jì)算系統(tǒng)的抄表電量有差異，這部分電量作為公司線損電量的一部分。但差異電量數(shù)值應(yīng)較小，否則應(yīng)重新確定電源輸送線路的公司本側(cè)電量與躉售電網(wǎng)側(cè)電量的抄表日是否一致。

2.5 推廣現(xiàn)代化手段 提高抄核收的工作質(zhì)量

例如，安裝用戶遠(yuǎn)程在線管理系統(tǒng)，利用營(yíng)銷系統(tǒng)自動(dòng)計(jì)算配電線路各條饋線的可見(jiàn)線損電量（技術(shù)線損）；記憶電能（如采用數(shù)字電能表，自動(dòng)記憶某一時(shí)刻的電量，抄表人員可在第二天去抄錄）同步抄表；建立電能采集中心與其分析。

參考文獻(xiàn)

篇3

匯率受到國(guó)家之間經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力、國(guó)際收支情況、利率、通貨膨脹率以及宏觀經(jīng)濟(jì)政策等諸多因素的影響，目前經(jīng)濟(jì)學(xué)家并不能夠根據(jù)某個(gè)模型得出所謂“正確”的匯率水平。鑒于匯率受政策變量影響非常之大，本文不打算就人民幣的升值前景作出判斷，僅考察一個(gè)“簡(jiǎn)單”的問(wèn)題：假如人民幣升值，對(duì)證券市場(chǎng)將會(huì)產(chǎn)生哪些影響？

有人斷言，若人民幣升值則中國(guó)股市必然大漲，邏輯是匯率升值預(yù)期誘使游資進(jìn)入，市場(chǎng)資金充沛、利率下降，導(dǎo)致股市大漲，賺錢效應(yīng)引發(fā)更多外資流入……如此循環(huán)直至泡沫破滅。從經(jīng)驗(yàn)上看，也可以舉出1980年代中期日元升值與日本股市泡沫以及1997年亞洲金融危機(jī)受災(zāi)國(guó)貨幣貶值伴隨股市崩盤作為例證，似乎匯率與股市之間存在同向關(guān)系。

仔細(xì)考察近20年來(lái)各國(guó)匯率與股市之間的關(guān)系，馬上會(huì)發(fā)現(xiàn)，情況并不像想象中那么簡(jiǎn)單。國(guó)際清算銀行兩位研究員（Bernard和Galati，2000年）發(fā)現(xiàn)，1983年至2000年間，美、日、德三國(guó)匯率變動(dòng)與股市變動(dòng)之間僅存在非常微弱的相關(guān)性，其中美日兩國(guó)為正相關(guān)，而德國(guó)則為負(fù)相關(guān)。同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，匯率波動(dòng)性與股市波動(dòng)性之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，美元匯率波動(dòng)幅度每增加0.2％就會(huì)伴隨著美國(guó)股市波動(dòng)增加1個(gè)百分點(diǎn)。換言之，貨幣升貶與股市漲跌之間沒(méi)有穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系，但是幣值不穩(wěn)定通常伴隨著股市不穩(wěn)定。該研究還發(fā)現(xiàn)，各國(guó)匯率變動(dòng)與股市走向之間的關(guān)系在各年度也并非保持相同方向，例如，1992年美元匯率走勢(shì)與美股之間呈顯著的反向關(guān)系，而1999年則為顯著的同向關(guān)系。相同的結(jié)論也出現(xiàn)在有關(guān)專家對(duì)東南亞主要市場(chǎng)的研究中。

篇4

關(guān)鍵詞：人民幣；匯率波動(dòng)；MS-VAR

一、引言

本文將匯改后人民幣匯率的波動(dòng)區(qū)分為“高波動(dòng)”和“低波動(dòng)”的兩個(gè)狀態(tài)，建立了帶馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換的VAR模型，識(shí)別了人民幣匯率波動(dòng)的“高波動(dòng)”和“低波動(dòng)”狀態(tài)及其相應(yīng)的特征，進(jìn)而實(shí)證檢驗(yàn)了人民幣即期匯率在不同波動(dòng)狀態(tài)下對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)所存在的非對(duì)稱性影響。

二、實(shí)證模型：帶馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換VAR模型

假設(shè)長(zhǎng)期購(gòu)買力平價(jià)成立，那么存在以下公式：

et=pt-p*t①

其中et為人民幣兌美元的即期匯率（間接標(biāo)價(jià)法），pt-p*t為中美通脹指數(shù)取對(duì)數(shù)后的差值。進(jìn)一步，假設(shè)中美兩國(guó)的貨幣市場(chǎng)處于均衡狀態(tài)，即存在以下形式：

mt+vt=pt+yt②

m*t+v*t=p*t+y*t③

其中mt和m*t分別為中美貨幣供應(yīng)量的對(duì)數(shù)值，vt和v*t分別為中美貨幣流通速度的對(duì)數(shù)值，yt和y*t分別為中美產(chǎn)出的對(duì)數(shù)值。將②式減去③式，且假設(shè)兩國(guó)貨幣的流通速度相等，則得到：

mt-m*t=pt-p*t+yt-y*t④

結(jié)合①式和④式，并且考慮在實(shí)際中中美兩國(guó)之間購(gòu)買力平價(jià)并不成立，因此在實(shí)證中，我們有必要將兩國(guó)之間的通貨膨脹率差的因素納入實(shí)證模型，于是得到以下實(shí)證方程：

et=c+α（mt-m*t）+β（yt-y*t）+γ（pt-p*t）εt⑤

于是我們建立關(guān)于向量xt=（et，mt-m*t，pt-p*t，yt-y*t）′的MSMH-VAR（P）模型：

ΔXt-a（St）=v+At（Δxt-1-a(St)）+A2(Δxt-2-a(St))+…+Ap(Δxt-p-a(St))+ut

ut~NID(0,∑(St))⑥

其中vt是截距向量，ut是誤差向量，且ut~NID(0,∑)，Ai（i=1,…,p）為系數(shù)向量，p為滯后階數(shù)。a(St)為在不同狀態(tài)下經(jīng)濟(jì)變量的均值，∑(St)為在不同狀態(tài)下誤差向量的方差。在本文中，我們將狀態(tài)分為“高波動(dòng)”狀態(tài)和“低波動(dòng)”狀態(tài)，而且假設(shè)St是一組服從馬爾科夫鏈的離散隨機(jī)變量，主要特征是，St等于某個(gè)值j的概率受過(guò)去的影響僅與最近St-1的值有關(guān)；經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)由上期的區(qū)制i向下期各區(qū)制的轉(zhuǎn)換概率之和等于1：

P{St＝j(luò)｜St-1=i,St-2=k,…}＝P{St=j｜St-1=i}=Pij⑦

且pi1+pi2+…+pim=1⑧

或者表示為轉(zhuǎn)換概率矩陣P：

p…p┆?塤┆p…p，p=1，?坌i,j∈{1,…,m},m=2⑨

現(xiàn)簡(jiǎn)單給出MS模型的參數(shù)估計(jì)思路。由式（6）可知，此時(shí)Δxt的分布取決于ΔXt-1、均值向量a(St)與方差矩陣∑(St)。如果經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于某一區(qū)制St=i，那么Δxt的條件分布函數(shù)為：

p(Δxt｜St=i,ΔXt-1)ln(2π)ln｜∑｜exp{(Δxt-Δit)′∑i-1(Δxt-Δit)}⑩

其中Δit=E(Δxt｜St=i,ΔXt-1)，而僅僅基于t-1期的信息集，Δxt的條件分布函數(shù)為：

p(Δxt｜ΔXt-1)=p(Δxt｜St-1=j,ΔXt-1)=p(Δxt,St=i｜St-1=j,ΔXt-1)＝p（Δxt｜St＝i，St-1＝j(luò),ΔXt-1）p（St＝i｜St-1=j,ΔXt-1）＝p(Δxt｜St＝i，St-1＝j(luò),ΔXt-1）p（St-1=j｜ΔXt-1)pji{11}

上式中，

p(St-1=j｜ΔXt-1)=

{12}

衡量了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)在t-1時(shí)期處于區(qū)制j的概率，我們稱之為平滑概率（SmoothedProbablity）。式{11}和{12}表明t時(shí)期Δyt的條件分布函數(shù)可由t-1時(shí)期Δyt-1的條件分布函數(shù)和t-2時(shí)期的平滑概率推導(dǎo)而出，因此給定前樣本的信息集ΔX0與初始時(shí)期經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)所處區(qū)制的平滑概率p0，我們可以通過(guò)式{11}和{12}的迭代得出各期Δyt的條件分布函數(shù)：p(Δxt｜ΔXt-1)、p(Δxt-1｜ΔXt-2)、…，進(jìn)而得到樣本{Δx1、…ΔxT}的無(wú)條件分布函數(shù)：

p(Δx1、…ΔxT)＝p(Δxt｜Δxt-1){13}

＝f(v1,…,vm,∑1,…,∑m,A1,…,Ap,B,p11,…pij…,pmm,p0){14}

最后利用EM算法對(duì)式{13}的極大似然函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到式{14}中未知參數(shù)的值，以及相應(yīng)的各期各區(qū)制的平滑概率，依此我們可以做相應(yīng)的實(shí)證分析。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)選取與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文的數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2005年7月至2009年6月，頻率為月度。中國(guó)和美國(guó)的貨幣供應(yīng)量都以廣義層次的貨幣供應(yīng)量M2為指標(biāo)。中國(guó)和美國(guó)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出為各國(guó)的支出法名義GDP，均利用Census-X12方法進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。人民幣即期匯率的月度數(shù)據(jù)、中國(guó)和美國(guó)的月度通脹指數(shù)和M2貨幣供應(yīng)量的月度數(shù)據(jù)均來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)本文所采用的經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)Δxt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1，表中的結(jié)果表明差分序列Δxt的各變量是平穩(wěn)的。

（二）人民幣匯率波動(dòng)的狀態(tài)特征及轉(zhuǎn)換

于是建立{6}式所表示年的關(guān)于向量的MSMH-VAR（P）模型，根據(jù)AIC和HQ準(zhǔn)則，本文選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為1。由此，對(duì)此MSMH模型進(jìn)行極大似然估計(jì)，運(yùn)行軟件為OX-Metrics，估計(jì)過(guò)程中采用了Krolzig所編制的OX-MSVAR模塊，得到的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

首先，表2第二欄給出了模型的非線性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，我們可以在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)：經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)服從線性VAR模型。另外，在1%的顯著性水平上，似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量顯著地拒絕了轉(zhuǎn)換概率參數(shù)為零的原假設(shè)，也就是說(shuō)，模型中經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的狀態(tài)轉(zhuǎn)換性質(zhì)顯著，可見(jiàn)模型合理地刻畫了經(jīng)濟(jì)變量在不同狀態(tài)之間的相互轉(zhuǎn)換。因此，MSMH-VAR是合理的。

其次，表2中第一欄給出了各模型參數(shù)的估計(jì)值。均值向量α體現(xiàn)了不同經(jīng)濟(jì)變量變動(dòng)的不同狀態(tài)。從表中的估計(jì)值可以看出，在“高波動(dòng)”狀態(tài)，人民幣匯率的平均波動(dòng)幅度為-0.036，而在“低波動(dòng)”狀態(tài)，人民幣匯率的平均波動(dòng)幅度為-0.01。同時(shí)，根據(jù)表2中關(guān)于狀態(tài)轉(zhuǎn)換的概率矩陣P的估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)人民幣處于“高波動(dòng)”狀態(tài)時(shí)，繼續(xù)維持“高波動(dòng)”狀態(tài)的概率為0.72，向“低波動(dòng)”狀態(tài)轉(zhuǎn)換的概率為0.28；當(dāng)人民幣處于“低波動(dòng)”狀態(tài)時(shí)，繼續(xù)維持“低波動(dòng)”狀態(tài)的概率為0.18，向“高波動(dòng)”狀態(tài)轉(zhuǎn)換的概率為0.82。

另外，表3的結(jié)果顯示，在樣本期內(nèi)，匯率波動(dòng)大概有39%的時(shí)間處于“高波動(dòng)”狀態(tài)，平均持續(xù)期約為3.5個(gè)月，而有61%的時(shí)間處于“低波動(dòng)”階段，平均持續(xù)期約為5.5個(gè)月，可見(jiàn)，人民幣匯率處于“低波動(dòng)”狀態(tài)的時(shí)間及持續(xù)期要比“高波動(dòng)”狀態(tài)來(lái)得長(zhǎng)。

最后，我們根據(jù)⑩、{11}、{12}式，從MSMH②-VAR①模型計(jì)算出了各狀態(tài)的平滑概率，從而得到人民幣匯率自匯改以來(lái)所處的“高波動(dòng)”狀態(tài)和“低波動(dòng)”狀態(tài)。見(jiàn)圖1。從圖1，我們可以看出，人民幣匯率處于“高波動(dòng)”狀態(tài)的主要期間為：2006年1月至2006年3月、2007年7月至2008年8月；而其他時(shí)間則處于“低波動(dòng)”狀態(tài)。

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

由上文可知，本文所采用的MSMH-VAR{1}模型有效地識(shí)別和刻畫了匯改后人民幣匯率波動(dòng)所處的“高波動(dòng)”狀態(tài)和“低波動(dòng)”狀態(tài)，因此基于以上可信的實(shí)證模型，本文進(jìn)一步地利用脈沖響應(yīng)函數(shù)方法實(shí)證檢驗(yàn)在匯率波動(dòng)的不同狀態(tài)下人民幣匯率波動(dòng)所存在的宏觀經(jīng)濟(jì)影響。

圖2給出了各宏觀經(jīng)濟(jì)變量在不同狀態(tài)下對(duì)匯率沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。根據(jù)圖2，顯而易見(jiàn)，匯率沖擊在不同狀態(tài)下對(duì)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量存在著明顯的不一致：首先，在人民幣匯率的“高波動(dòng)”狀態(tài)下，一個(gè)正的匯率沖擊將會(huì)使得中美經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之差值出現(xiàn)負(fù)的變動(dòng)，在一個(gè)月后達(dá)到峰值，然后在15個(gè)月后影響逐漸消失；而在人民幣匯率的“低波動(dòng)”狀態(tài)下，一個(gè)正的匯率沖擊則會(huì)使得中美經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之差值出現(xiàn)正的變動(dòng)，在半年后達(dá)到峰值，可見(jiàn)維持人民幣匯率波動(dòng)的穩(wěn)定有助于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；其次，在人民幣匯率的“高波動(dòng)”狀態(tài)下，面對(duì)一個(gè)正的匯率沖擊，中美通脹率之差值先出現(xiàn)稍微的正向變動(dòng)，進(jìn)而變化為負(fù)向的變動(dòng)，意味著匯率浮動(dòng)區(qū)間的擴(kuò)大在一定程度上有利于減輕人民幣升值所帶來(lái)的國(guó)內(nèi)通貨膨脹壓力；最后，對(duì)于中美貨幣供應(yīng)量而言，無(wú)論在人民幣匯率的“高波動(dòng)”狀態(tài)和“低波動(dòng)”狀態(tài)下，一個(gè)正向的匯率沖擊都會(huì)使其出現(xiàn)正向的變動(dòng)，只是在“低波動(dòng)”狀態(tài)下的變動(dòng)程度要低于“高波動(dòng)”狀態(tài)下，這是因?yàn)樵凇暗筒▌?dòng)”的狀態(tài)下，央行為了維持匯率的低幅度波動(dòng)，需要進(jìn)行較強(qiáng)的外匯市場(chǎng)干預(yù)，從而帶來(lái)基礎(chǔ)貨幣的擴(kuò)張以及相應(yīng)的廣義貨幣供應(yīng)量的增加。

篇5

目前，分析人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算體現(xiàn)出的“跛足”特征，不能不結(jié)合中國(guó)特殊的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。就中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易而言，中國(guó)主要是從發(fā)展中國(guó)家進(jìn)口原材料，進(jìn)行加工后再出口至發(fā)達(dá)國(guó)家。如果雙方貨幣都可接受，那理想的選擇是“收硬幣、付軟幣”。一般認(rèn)為人民幣相對(duì)美元具有升值趨勢(shì)，因而中國(guó)貿(mào)易商應(yīng)選擇出口收人民幣、進(jìn)口付美元，次優(yōu)的選擇是出口與進(jìn)口均由人民幣計(jì)價(jià)結(jié)算。所以，人民幣的國(guó)外接受性就成了問(wèn)題的關(guān)鍵。與在一國(guó)境內(nèi)貨幣的被強(qiáng)制接受不同，貨幣的境外接受性是與該貨幣的國(guó)際貨幣地位所決定的。由于人民幣尚不是自由兌換的國(guó)際貨幣，而歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家所發(fā)行的美元、歐元、英鎊等是國(guó)際貨幣具有很高的國(guó)際接受性。另外，相比較而言，在中國(guó)與歐美國(guó)家的國(guó)際貿(mào)易中，中國(guó)提供的產(chǎn)品屬于可區(qū)分性較低的初級(jí)產(chǎn)品，而歐美國(guó)家的產(chǎn)品是具有較高可區(qū)分性的工業(yè)制成品。因此，按國(guó)際貿(mào)易結(jié)算貨幣選擇理論，中國(guó)與歐美的雙邊貿(mào)易多選擇歐美國(guó)家的貨幣進(jìn)行計(jì)價(jià)結(jié)算。由于中國(guó)與東南亞地區(qū)的貿(mào)易主要是從東南亞進(jìn)口原材料，而出口技術(shù)水平相對(duì)較高的工業(yè)制成品，中國(guó)在向東南亞出口時(shí)應(yīng)選擇人民幣作為結(jié)算貨幣，而中國(guó)從東南亞進(jìn)口時(shí)應(yīng)選擇低交易成本的貨幣結(jié)算。一般交易量大的貨幣具有較低的交易成本，東南亞是美元?jiǎng)萘Ψ秶x擇美元結(jié)算符合低成本特性。實(shí)際情況也是如此，在推行人民幣跨境結(jié)算后，人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算主要發(fā)生在中國(guó)大陸與東南亞的雙邊貿(mào)易中。中國(guó)大陸向東南亞出口時(shí)愿采用人民幣進(jìn)行結(jié)算，但中國(guó)從東南亞進(jìn)口時(shí)則選擇低交易成本的美元結(jié)算，因而導(dǎo)致人民幣實(shí)付額遠(yuǎn)高于實(shí)收額，出現(xiàn)了明顯的“跛足”特征。

表1顯示人民幣結(jié)算金額增速在2011年第一季度出現(xiàn)了第一次低谷，僅比2010年4季度增長(zhǎng)5.5%;在2011年3季度、4季度出現(xiàn)了第二次低谷，直到2012年4季度，其環(huán)比增速恢復(fù)到25.2%。相應(yīng)地在2011年3季度，人民幣跨境結(jié)算的“跛足”特征出現(xiàn)了較明顯的變化，其“跛足”程度降低較快，從2011年2季度的1:2.94，下降到1:1.67，與人民幣結(jié)算增速在2012年逐漸回復(fù)到20%以上不同的是，收付比繼續(xù)下降至1:1.2的較低位。

二、人民幣匯率波動(dòng)與結(jié)算收付比上升

從影響人民幣結(jié)算“跛足”的原因來(lái)看，在短短兩三年時(shí)間，中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、國(guó)內(nèi)進(jìn)出口商的議價(jià)能力都沒(méi)有發(fā)生較大改變，從這些方面尋找原因顯然是難以令人信服的。對(duì)于進(jìn)出口商而言，不管選擇何種貨幣都是從利益最大化或成本最小化角度，選擇對(duì)自己利益最大或成本最小的貨幣，具體貨幣的確定是雙方談判、博弈，進(jìn)行折衷的結(jié)果。人民幣結(jié)算的收付比上升較快是指人民幣實(shí)收、人民幣實(shí)付的量上升較多，從收付比表達(dá)式的含義看有四種可能:人民幣實(shí)收增加、人民幣實(shí)付不變(或下降);人民幣實(shí)收不變、人民幣實(shí)付下降;人民幣實(shí)收與人民幣實(shí)付均下降，但實(shí)收下降速度低于實(shí)付下降速度;人民幣實(shí)收與人民幣實(shí)付均上升，但實(shí)收增加速度高于實(shí)付增加速度。顯然符合實(shí)際情況的是第四種，即人民幣實(shí)收與人民幣實(shí)付均上升，但人民幣實(shí)收增加速度更快。這是因?yàn)椴捎萌嗣駧沤Y(jié)算的中國(guó)出口商品增速快于采用人民幣結(jié)算的中國(guó)進(jìn)口商品而導(dǎo)致的結(jié)果，同時(shí)也表明國(guó)外進(jìn)口商用人民幣支付的意愿有了很大提高。從國(guó)外進(jìn)口商角度看，他們對(duì)來(lái)自中國(guó)的商品愿意用人民幣進(jìn)行支付，很大的原因是認(rèn)為人民幣是“軟幣”，付“軟幣”對(duì)自己有利，這符合規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)的“付軟”原則。從中國(guó)出口商角度看，一般用本幣結(jié)算都是受歡迎的，因?yàn)楸苊饬藚R率風(fēng)險(xiǎn)，中國(guó)出口商接收人民幣是不存在問(wèn)題的。所以，對(duì)中國(guó)貿(mào)易商而言，只要交易對(duì)手愿意選擇人民幣作為結(jié)算貨幣，一般是樂(lè)見(jiàn)其成的。

目前，由于人民幣結(jié)算涉及到的地區(qū)多在美元?jiǎng)萘Ψ秶?，選擇人民幣進(jìn)行結(jié)算就意味著人民幣與美元的匯率變化能大致反映國(guó)外客商選擇人民幣結(jié)算的意愿。當(dāng)人民幣相對(duì)美元升值時(shí)，國(guó)外進(jìn)口商選擇人民幣進(jìn)行支付的意愿下降，國(guó)外出口商選擇人民幣進(jìn)行結(jié)算的意愿上升，反之亦然。2011年6、7月間國(guó)際上接連出現(xiàn)了對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)前景的悲觀預(yù)期，不可否認(rèn)其中有利益集團(tuán)的蓄意，但同樣不可否認(rèn)的是國(guó)際市場(chǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)放緩、甚至硬著陸的擔(dān)心。這種對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的看空不可避免地傳導(dǎo)至國(guó)內(nèi)，并反映在外匯市場(chǎng)上。2011年11月，中國(guó)銀行間即期外匯市場(chǎng)人民幣與美元的匯率波幅連續(xù)12天觸及跌停②，這可看成人民幣升值預(yù)期逐漸減弱、甚至出現(xiàn)人民幣貶值預(yù)期的一種反映。人民幣貶值預(yù)期的出現(xiàn)提高了國(guó)外進(jìn)口商使用人民幣結(jié)算的意愿，而國(guó)外出口商接受使用人民幣進(jìn)行支付的意愿卻受到削弱。因此，在人民幣跨境結(jié)算中，導(dǎo)致人民幣實(shí)收增速高于了人民幣實(shí)付增速，人民幣結(jié)算收付比得到提升。另外，針對(duì)香港離岸市場(chǎng)人民幣與中國(guó)大陸人民幣間的套利、套匯活動(dòng)減弱是收付比上升的另一個(gè)原因。長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)大陸的利率高于香港，存在中國(guó)大陸與香港間的正利差半年期存款利率差大致在1%－3%之間③。由于對(duì)跨境資本流動(dòng)的限制和央行的干預(yù)，人民幣一直存在著中國(guó)大陸在岸市場(chǎng)人民幣匯率(CNY)與香港離岸市場(chǎng)人民幣匯率(CNH)的不同。只要同一種貨幣存在著兩個(gè)不同的利率、匯率，就有針對(duì)不同匯率的套利、套匯活動(dòng)存在。中國(guó)大陸匯改以來(lái)，由于長(zhǎng)期存在著人民幣升值預(yù)期，導(dǎo)致市場(chǎng)化程度較高的香港離岸市場(chǎng)CNH高于受到較多干預(yù)的中國(guó)大陸在岸市場(chǎng)CNY。一方面，有各色各樣的投資者將人民幣從中國(guó)大陸調(diào)往香港，換取較多美元;另一方面，在對(duì)中國(guó)大陸的出口方面，國(guó)外出口商有較高的意愿選擇使用人民幣進(jìn)行結(jié)算，而且在香港市場(chǎng)用較貴的人民幣換取美元，獲得較高的利益。這也成為推行人民幣跨境結(jié)算以來(lái)，人民幣實(shí)付高于實(shí)收的一個(gè)重要原因。在2011年下半年、特別是2011年9月后，這一情況發(fā)生了較大變化，香港市場(chǎng)人民幣出現(xiàn)了一波貶值預(yù)期，導(dǎo)致CNH低于CNY，有人認(rèn)為其原因是歐洲銀行危機(jī)導(dǎo)致美元撤離香港，使香港市場(chǎng)美元供給減少，也有人認(rèn)為是緣于國(guó)際市場(chǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)前景的擔(dān)心，及國(guó)際投機(jī)資金對(duì)中國(guó)的做空，這一趨勢(shì)一直延續(xù)到2012年。

從圖1的香港市場(chǎng)各月人民幣存款的變化可一窺對(duì)人民幣匯率預(yù)期的改變，不難發(fā)現(xiàn)在2011年前香港的人民幣結(jié)算量與新增人民幣存款量基本處于穩(wěn)步提升狀態(tài)，特別是人民幣結(jié)算量趨勢(shì)更為明顯，但在2011年2月首次出現(xiàn)了人民幣結(jié)算量與新增人民幣存款同時(shí)下降。在2011年10月后，人民幣結(jié)算量增長(zhǎng)趨勢(shì)已不明顯，約有一半月結(jié)算量比上月出現(xiàn)了下降，而新增人民幣存款卻出現(xiàn)了連續(xù)5個(gè)月的環(huán)比減少，這一狀況直到2012年11月后才出現(xiàn)改觀。反映在中國(guó)大陸，2012年境內(nèi)銀行間遠(yuǎn)期市場(chǎng)維持美元升水，2012年下半年隨著人民幣緊、美元松導(dǎo)致本外幣利差擴(kuò)大，美元升水幅度也相應(yīng)擴(kuò)大并維持高位;2012年境外無(wú)本金交割遠(yuǎn)期市場(chǎng)(NDF)也經(jīng)歷了美元由貼水轉(zhuǎn)為升水，升水幅度由寬變窄地波動(dòng)，1年期報(bào)價(jià)美元升水幅度最高時(shí)逾1100點(diǎn)。由于人民幣升值預(yù)期減弱、甚至轉(zhuǎn)為貶值預(yù)期，國(guó)外出口商接受人民幣結(jié)算的意愿減弱，而國(guó)外進(jìn)口商則愿意接受人民幣結(jié)算，導(dǎo)致人民幣實(shí)收增速高于實(shí)付增速，人民幣跨境結(jié)算的收付比逐漸上升，這一趨勢(shì)在2013年仍在繼續(xù)。

三、收付比保持在適度范圍是人民幣國(guó)際化的內(nèi)在要求

中國(guó)在推行跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算初期，出現(xiàn)了人民幣實(shí)收遠(yuǎn)低于實(shí)付的“跛足”特征，這是人民幣國(guó)際化的必經(jīng)過(guò)程。因?yàn)橐谷嗣駧鸥鼜V泛地參與到國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)之中，就必須保證人民幣有一定數(shù)量的凈流出，人民幣實(shí)收遠(yuǎn)低于實(shí)付正是人民幣在境外發(fā)揮國(guó)際貨幣職能的必要條件。但是，如果顯著的“跛足”特征一直持續(xù)下去就會(huì)造成兩個(gè)后果:一是與人民幣跨境結(jié)算前進(jìn)出口都用美元等外幣結(jié)算相比，原本用美元支付的進(jìn)口額換成了人民幣支付，使該部分美元形成了新的外匯儲(chǔ)備，這就造成中國(guó)外匯儲(chǔ)備繼續(xù)增長(zhǎng)，其增長(zhǎng)速度甚至更快;二是如果人民幣有升值預(yù)期，那中國(guó)大陸實(shí)際上是收“軟”付“硬”，不利于規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)。由于人民幣國(guó)際化必須有助于降低中國(guó)外貿(mào)企業(yè)的匯率風(fēng)險(xiǎn)，才能得到國(guó)內(nèi)相關(guān)各方的積極參與，而只有國(guó)內(nèi)各微觀經(jīng)濟(jì)主體積極參與才能奠定人民幣國(guó)際化的堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。從這個(gè)角度看，在人民幣有升值趨向時(shí)，人民幣實(shí)收遠(yuǎn)低于實(shí)付，國(guó)內(nèi)企業(yè)整體上處于利益受損狀態(tài)，這一狀況會(huì)降低國(guó)內(nèi)企業(yè)參與人民幣國(guó)際化的積極性，不利于人民幣國(guó)際化的順利推進(jìn)。2011年下半年以來(lái)的人民幣結(jié)算額繼續(xù)增長(zhǎng)、結(jié)算收付比還在上升，這表明人民幣國(guó)際化正在向良性發(fā)展。一方面，更多的中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易采用人民幣結(jié)算，這可以看作人民幣國(guó)際化程度提升的標(biāo)志，在短短幾年時(shí)間取得如此成績(jī)著實(shí)不易;另一方面，人民幣結(jié)算已在進(jìn)出口雙向發(fā)揮作用，但是結(jié)算收付比上升過(guò)快也不利于人民幣國(guó)際化。

篇6

【關(guān)鍵詞】非正態(tài)性，偏度

1、簡(jiǎn)介

匯率是一國(guó)貨幣兌換另一國(guó)貨幣的比率，是以一種貨幣表示另一種貨幣的價(jià)格。由于世界各國(guó)貨幣的名稱不同，幣值不一，所以一國(guó)貨幣對(duì)其他國(guó)家的貨幣要規(guī)定一個(gè)兌換率，即匯率。目前關(guān)于匯率水平的理論有很多，影響匯率的主要因素主要有：相對(duì)價(jià)格水平、關(guān)稅和限額、對(duì)本國(guó)商品相對(duì)于外國(guó)商品的偏好以及生產(chǎn)率。

外匯市場(chǎng)作為金融市場(chǎng)的重要組成部分，匯率的波動(dòng)本身就是一個(gè)值得研究和探討的問(wèn)題，另外很多關(guān)于匯率的衍生品的定價(jià)都設(shè)定了關(guān)于匯率波動(dòng)的假設(shè)，很多時(shí)候，我們都會(huì)假設(shè)基礎(chǔ)資產(chǎn)的價(jià)格波動(dòng)是遵循正態(tài)分布的，然而匯率表示的是一種貨幣對(duì)另一種貨幣的價(jià)格，因而如果一種貨幣的匯率波動(dòng)為正態(tài)分布，那與之相對(duì)應(yīng)的貨幣的匯率波動(dòng)則不服從正態(tài)分布，故匯率市場(chǎng)上，正態(tài)分布假說(shuō)不再適用（如果X服從正態(tài)分布，則1/X一定不服從正態(tài)分布）。在這種情況下，本文通過(guò)選取幾個(gè)資本主義國(guó)家的貨幣，通過(guò)其貨幣價(jià)格的波動(dòng)來(lái)發(fā)現(xiàn)并驗(yàn)證匯率波動(dòng)的規(guī)律。

2、數(shù)據(jù)

本文選擇美元、澳元、加元、日元、新西蘭元、挪威克朗、瑞士法郎、英鎊以及歐元，選擇這幾種貨幣是因?yàn)檫@幾種貨幣均為浮動(dòng)匯率制度，資本流動(dòng)限制較少，是套利交易較為常用的貨幣，本文之后的匯率表示均表示為一美元所對(duì)應(yīng)的價(jià)格。匯率和利率數(shù)據(jù)來(lái)源為datastream數(shù)據(jù)庫(kù)，匯率為日數(shù)據(jù)，利率為季度數(shù)據(jù)，利率數(shù)據(jù)和匯率數(shù)據(jù)均從1986年開(kāi)始，匯率變動(dòng)采用三個(gè)月的期限，對(duì)應(yīng)的利率也采用三個(gè)月的銀行間利率，三個(gè)月中的匯率波動(dòng)計(jì)算出所對(duì)應(yīng)的的偏度值和波動(dòng)率。

3、結(jié)果

首先，對(duì)所有的貨幣取對(duì)數(shù)做差，得到每天貨幣匯率的波動(dòng)水平，之后以三個(gè)月為期限計(jì)算出在這段時(shí)間中貨幣波動(dòng)水平的偏度、峰度，其貨幣匯率的波動(dòng)方法計(jì)算公式為：

從表一中我們可以看出貨幣的匯率水平波動(dòng)呈現(xiàn)出明顯不服從正態(tài)分布的結(jié)果，而且各種貨幣的偏度值和利率差有明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即利率差為負(fù)值的貨幣其匯率水平波動(dòng)呈現(xiàn)出一個(gè)負(fù)偏的現(xiàn)象，同時(shí)貨幣匯率的波動(dòng)峰度也均大于0，說(shuō)明匯率波動(dòng)呈現(xiàn)出一個(gè)尖峰的分布情況，偏度和峰度的檢驗(yàn)共同證明了貨幣匯率波動(dòng)的非正態(tài)性。

為了說(shuō)明匯率波動(dòng)偏度的普遍性，我們接下來(lái)通過(guò)構(gòu)建資產(chǎn)組合的方式論證匯率波動(dòng)偏度的不可分散性，我們?cè)诿恳黄陂_(kāi)始根據(jù)利率差借入利率最低的貨幣將其投資于利率最高的貨幣，計(jì)算匯率波動(dòng)偏度，在下一期重新選擇投融資組合，得到其整體的匯率波動(dòng)偏度值，然后我們?cè)诿恳黄陂_(kāi)始選擇借入兩種利率最低的貨幣，投資于利率最高的兩種貨幣，進(jìn)行等權(quán)重分配，計(jì)算出其資產(chǎn)組合的匯率波動(dòng)偏度，以此類推，然后在在每一期開(kāi)始選擇借入三種利率最低的貨幣，投資于利率最高的三種貨幣，進(jìn)行等權(quán)重分配，計(jì)算出其資產(chǎn)組合的匯率波動(dòng)偏度，結(jié)果如下。

根據(jù)上表我們進(jìn)一步確定了匯率波動(dòng)偏度的普遍性。

篇7

【關(guān)鍵詞】富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù) 波動(dòng)性 GARCH族模型

股票市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)性主要體現(xiàn)在未來(lái)價(jià)格偏離期望值的可能性，價(jià)格上漲或下跌的可能性越大，股票的波動(dòng)性越大?？梢哉f(shuō)，股票的波動(dòng)性代表了其未來(lái)價(jià)格的不確定性，這種不確定性一般用方差或者標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)刻畫（Markowitz，1952）。

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型在描述股票市場(chǎng)收益率時(shí)，一般都假設(shè)收益率的方差保持不變，但是大量的對(duì)股票收益率數(shù)據(jù)的實(shí)證研究結(jié)果表明，這一假設(shè)是不合理的。大量研究結(jié)果表明， 股票收益率表現(xiàn)為在某個(gè)時(shí)間段波動(dòng)大，而在另一個(gè)時(shí)間波動(dòng)段又比較小的現(xiàn)象。對(duì)于這種具有“尖峰厚尾、微弱但持久記憶、波動(dòng)集群”等現(xiàn)象的時(shí)間序列，傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法要求的同方差性的條件得不到滿足，因此運(yùn)用傳統(tǒng)的回歸模型進(jìn)行建模進(jìn)而進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷往往會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重偏差。Engle（1982）首先提出了ARCH模型，為解決此類問(wèn)題提供了新的思路。Bollerslev（1986）在Engle的基礎(chǔ)上對(duì)異方差的表現(xiàn)形式進(jìn)行了直接的線性擴(kuò)展，形成了應(yīng)用更為廣泛的GARCH模型。在隨后的幾十年中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們又對(duì)上述模型進(jìn)行了擴(kuò)展和完善，形成了GARCH- M、TARCH、EGARCH等模型，進(jìn)而形成了一個(gè)GARCH模型族。考慮到中國(guó)與馬來(lái)西亞經(jīng)濟(jì)合作關(guān)系的發(fā)展，加大對(duì)馬來(lái)西亞資本市場(chǎng)環(huán)境的了解，對(duì)于中國(guó)企業(yè)海外投資，加強(qiáng)與馬來(lái)西亞之間的合作有著重大意義。因此，本文即運(yùn)用GARCH模型族作為工具，對(duì)以富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù)為代表的馬來(lái)西亞資本市場(chǎng)股票價(jià)格的波動(dòng)性進(jìn)行了實(shí)證分析。

一、模型

金融時(shí)間序列的一個(gè)顯著特點(diǎn)是條件異方差性。Engle（1982）提出自回歸條件異方差（ARCH）模型，Bollerslev（1986）將其推廣到廣義ARCH模型（GARCH）。ARCH類模型現(xiàn)在已被廣泛應(yīng)用于金融計(jì)量領(lǐng)域。在波動(dòng)性研究中最廣泛采用的是GARCH模型，其定義由均值方程和條件方差方程給出。

（一）GARCH（1，1）模型

均值方程：

yt=cxt+εt

條件方差方程：

ht=Vαr（εt│ψt-1）=α0+α1ε2t-1+β1ht-1

其中a1>0，β1>0同時(shí)為保證GARCH（1，1）是寬平穩(wěn)的，要求a1+β1

（二）GARCH（1，1）-M模型│

為了更好地描述金融收益率序列的特征，人們發(fā)現(xiàn)隨著風(fēng)險(xiǎn)程度的加大，股票收益率也隨之加大，為此可以將GARCH（1，1）模型進(jìn)行推廣， 允許條件方差對(duì)收益率產(chǎn)生影響，這就是由Engle和Robins（1987）等引入的GARCH（1，1）-M模型。

均值方程：

yt=cxt+εt+λt

條件方差方程：

ht=Vαr（εt│ψt-1）=α0+α1ε2t-1+β1ht-1

當(dāng)存在風(fēng)險(xiǎn)獎(jiǎng)勵(lì)時(shí)，在上述均值方程中當(dāng)期條件方差的調(diào)整系數(shù)λ>0；當(dāng)存在風(fēng)險(xiǎn)懲罰時(shí)，在上述均值方程中當(dāng)期條件方差的調(diào)整系數(shù)λ

（三）EGARCH（1，1）模型

Nelson（1991）提出的EGARCH模型或指數(shù)GARCH模型清晰地融合了對(duì)沖擊的非對(duì)稱反映。

均值方程：

yt=cxt+εt

條件方差方程：

模型中條件方差采用了自然對(duì)數(shù)形式， 意味著ht 非負(fù)，且杠桿效應(yīng)是指數(shù)型的。若γ≠0 ， 說(shuō)明信息作用非對(duì)稱。如果γ

（四） TARCH（1，1）模型

資本市場(chǎng)中的沖擊常常表現(xiàn)出一種非對(duì)稱效應(yīng)，這種非對(duì)稱效應(yīng)允許波動(dòng)率對(duì)市場(chǎng)下跌的反應(yīng)比對(duì)市場(chǎng)上升的反應(yīng)更加迅速，被稱為“杠桿效應(yīng)”。杠桿效應(yīng)可以通過(guò)在GARCH模型中引入一定程度的非對(duì)稱來(lái)實(shí)現(xiàn)，即Zakoan（1994）引入的TARCH（1，1）模型。

均值方程：

yt=cxt+εt

條件方差方程：

t=Vαr（εt│ψt-1）=α0+α1ε2t-1+β1ht-1+γε2t-1Dt-1

其中變量Dt-1是表示絕對(duì)殘差變化方向的虛擬變量，當(dāng)εt-1

二、實(shí)證分析

本文以富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù)為研究對(duì)象， 選取2000年1月3日至2013年6月13日共3306個(gè)交易日的日收盤指數(shù)的數(shù)據(jù)， 分別采用上述模型來(lái)研究股價(jià)指數(shù)的收益率的波動(dòng)特性。本文使用的數(shù)據(jù)由“大智慧”軟件所導(dǎo)出， 所使用的分析軟件為Stata11。股價(jià)指數(shù)的日收益率用相鄰兩天股價(jià)指數(shù)對(duì)數(shù)的一階差分來(lái)表示，即，其中Pt為第t日的收盤指數(shù)，Pt-1為第t-1日的收盤指數(shù)， Rt為第t日股價(jià)指數(shù)的日收益率。

Rt的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)特征如下所示：表現(xiàn)出負(fù)的偏度，表明收益率明顯左偏；峰度為12.72006，遠(yuǎn)大于正態(tài)分布的峰度值3 ，表現(xiàn)出過(guò)度峰度，表明日收益率分布與正態(tài)分布相比呈現(xiàn)出“尖峰厚尾”的分布特征，反映出股市存在暴跌暴漲現(xiàn)象；Jarque-Bera正態(tài)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量相當(dāng)之大（13000），從而拒絕服從正態(tài)分布的原假設(shè)。從富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù)每天收益率的圖中，我們可以看出收益率的波動(dòng)很大，呈現(xiàn)出很明顯的波動(dòng)群聚特征，即大波動(dòng)之后跟隨較大的波動(dòng)，小波動(dòng)之后跟隨較小的波動(dòng)。

樣本量 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 偏度 峰度 JB統(tǒng)計(jì)量

收益率R 3306 0.0002231 0.0088886 -0.8495078 12.72006 13000

對(duì)樣本的日收益率序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（采用ADF檢驗(yàn)），富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù)日收益率序列的ADF統(tǒng)計(jì)量的值為-48.724遠(yuǎn)小于1%的顯著性水平下的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，即富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù)日收益率序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

進(jìn)一步對(duì)樣本期內(nèi)收益序列的自相關(guān)函數(shù)（ACF）和偏相關(guān)函數(shù)（PACF）進(jìn)行判斷，我們發(fā)現(xiàn)日收益序列的1階自相關(guān)性比較明顯。因此，估計(jì)收益序列關(guān)于自身滯后項(xiàng)的自回歸模型為：

Rt=c+pRt-1+μ

對(duì)回歸模型的殘差序列進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)（如下圖），結(jié)果表明，在大部分時(shí)滯上，收益率序列殘差的自相關(guān)函數(shù)和偏自相關(guān)函數(shù)值都很小，表明收益率序列殘差并不存在自相關(guān)。對(duì)殘差平方序列進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差平方序列存在明顯的自相關(guān)。同時(shí)，進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示在選擇滯后20期的情況下得到的p值均為0，從而拒絕殘差序列不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，說(shuō)明富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù)收益率序列存在明顯的ARCH效應(yīng)?？紤]到滯后階數(shù)較高的特點(diǎn)，適宜采用GARCH模型。

由于GARCH（1，1）是刻畫條件異方差最簡(jiǎn)潔的形式，且能很好地?cái)M合許多金融時(shí)間序列，因此我們?cè)趯?shí)證中采用這一模型， 下表列示的是得出的GARCH（1，1）模型族的參數(shù)估計(jì)的結(jié)果。進(jìn)一步對(duì)GARCH（1，1）模型族擬合結(jié)果的殘差序列進(jìn)行ACF檢驗(yàn)以及ARCH-LM檢驗(yàn)， 檢驗(yàn)結(jié)果顯示， ARCH-LM檢驗(yàn)均接受了不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)， 說(shuō)明經(jīng)過(guò)GARCH（1，1）模型族的擬合后，明顯降低了原序列的波動(dòng)，而且去掉了其條件方差性。

從下表所列示的GARCH 模型族參數(shù)估計(jì)結(jié)果我們可以得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：

（1）GARCH模型族的β1的系數(shù)較大，且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明股價(jià)波動(dòng)具有“長(zhǎng)期記憶性”，即過(guò)去價(jià)格的波動(dòng)與其長(zhǎng)期價(jià)格波動(dòng)的大小存在著關(guān)系。條件方差方程中，系數(shù)a1和β1都顯著為正（除EGARCH（1，1）模型中的α1為負(fù)），說(shuō)明過(guò)去的波動(dòng)對(duì)市場(chǎng)未來(lái)波動(dòng)有著正向而減緩的影響，從而使股市波動(dòng)出現(xiàn)群聚性現(xiàn)象。a1+β1都接近于1，這說(shuō)明股市波動(dòng)對(duì)外部沖擊的反應(yīng)函數(shù)以一個(gè)相對(duì)較慢的速度遞減，股市一旦出現(xiàn)大的波動(dòng)在短期內(nèi)很難消除。另外，GARCH（1，1）、GARCH（1，1）-M 模型中a1+β1小于1，說(shuō)明收益率條件方差序列是平穩(wěn)的，模型具有可預(yù)測(cè)性。GARCH（1，1）-M模型中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果中，均值方程的ht項(xiàng)的系數(shù)在5%的顯著性水平并不顯著，能否驗(yàn)證高風(fēng)險(xiǎn)對(duì)應(yīng)于高收益的投資組合理論仍需商榷。

（2）用EGARCH（1，1）模型和TARCH（1，1）模型反映出不同性質(zhì)的沖擊對(duì)預(yù)期收益的影響是顯著不同的，在EGARCH（1，1）模型中γ>0，在TARCH（1，1）模型中γ

表1 GARCH 模型族參數(shù)估計(jì)結(jié)果

三、結(jié)論

本文以富時(shí)馬來(lái)西亞KLCI指數(shù)2000年1月3日至2013年6月13日共3306個(gè)交易日的日收盤指數(shù)的數(shù)據(jù)為樣本，以相鄰兩天收盤指數(shù)的對(duì)數(shù)一階差分來(lái)表示股票市場(chǎng)日收益率，通過(guò)建立GARCH族模型對(duì)馬來(lái)西亞股市收益波動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：第一，馬來(lái)西亞股票市場(chǎng)收益率具有顯著的“尖峰厚尾”特點(diǎn)，存在波動(dòng)的集群性，過(guò)去的波動(dòng)對(duì)未來(lái)的影響是逐漸衰退的，具有波動(dòng)的持續(xù)性。第二，馬來(lái)西亞股市的波動(dòng)具有信息不對(duì)稱性，壞消息引起的波動(dòng)比同等大小的好消息引起的波動(dòng)要小，杠桿效應(yīng)存在。GARCH模型族可以模擬馬來(lái)西亞股市收益的特點(diǎn)。本文意義在于，通過(guò)了解馬來(lái)西亞資本市場(chǎng)環(huán)境狀況，使得中國(guó)企業(yè)或個(gè)人在投資于馬來(lái)西亞資本市場(chǎng)時(shí)作出合理決策及合理分散和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。第三，GARCH（1，1）-M模型中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果中，均值方程的ht項(xiàng)的系數(shù)是4.34392， 這表明日收益率與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)水平呈正相關(guān)，但是結(jié)果并不顯著。

參考文獻(xiàn)：

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篇8

關(guān)鍵詞:波動(dòng)性;實(shí)際波動(dòng)率;非對(duì)稱性;測(cè)量方法

中圖分類號(hào):F830.9;0211文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A doi:10.3969/j.issn.1672-3309(x).2010.09.23文章編號(hào):1672-3309(2010)09-63-03

由于投資組合安排、金融風(fēng)險(xiǎn)管理等金融理論與實(shí)踐都與波動(dòng)相關(guān),所以準(zhǔn)確測(cè)量和預(yù)測(cè)金融資產(chǎn)的波動(dòng)是金融市場(chǎng)中心議題之一。為了能更好地對(duì)資產(chǎn)收益的波動(dòng)率進(jìn)行建模分析,學(xué)者們不斷推動(dòng)波動(dòng)率測(cè)量方法的完善和改進(jìn)。本文就是對(duì)目前的波動(dòng)率測(cè)量方法以及最新進(jìn)展進(jìn)行簡(jiǎn)要總結(jié),以期為進(jìn)一步研究奠定良好的基礎(chǔ)。

一、波動(dòng)率測(cè)量方法回顧

自從 Engle (1982)首次提出 ARCH模型用以解釋波動(dòng)率的時(shí)變性和聚集性之后, 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的大量文獻(xiàn)都把注意力放到了時(shí)變波動(dòng)率上, 并在此基礎(chǔ)上發(fā)展出許多新的波動(dòng)率度量模型。

Engle(1982)在研究英國(guó)通貨膨脹問(wèn)題時(shí),首次提出了自回歸條件異方差模型――ARCH模型。此模型被公認(rèn)為是最集中反映了方差的變化特點(diǎn)而被廣泛應(yīng)用于金融時(shí)間序列的分析。ARCH模型解釋了收益率序列中的變化是否具有規(guī)律性,還說(shuō)明了這種變化前后依存的內(nèi)在傳導(dǎo)是來(lái)自某一特定類型的非線性結(jié)構(gòu),刻畫出了外部沖擊形成的波動(dòng)率的集聚性。但不足是,ARCH模型在實(shí)際應(yīng)用中常需要很大的階數(shù)來(lái)得到更好的擬合效果,這樣計(jì)算量增大了,還帶來(lái)多重共線性的問(wèn)題。而且ARCH模型作為一種簡(jiǎn)單的線性模型,沒(méi)能描述金融資產(chǎn)收益時(shí)間序列的長(zhǎng)記憶性、杠桿效應(yīng)等特點(diǎn)。

(一)GARCH模型

Bollerslev (1986) 在原有ARCH 模型的方差方程中加入滯后方差項(xiàng), 從而提出了 GARCH 模型。文中證實(shí)GARCH(1,1)模型對(duì)相同樣本數(shù)據(jù)的模擬效果比Engle和Kraft(1983)的ARCH(8)模型要好。

一般的GARCH(p,q)模型可以表示為:

其中ht為條件方差,ut為獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量,ht與ut互相獨(dú)立,ut為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。第一個(gè)式子稱為條件均值方程;第三個(gè)式子稱為條件方差方程,說(shuō)明時(shí)間序列條件方差的變化特征。一個(gè)GARCH(p,q)模型相當(dāng)于一個(gè)階數(shù)無(wú)限、參數(shù)服從指數(shù)遞減的ARCH模型。也就是說(shuō),GARCH用較少的參數(shù)反映了方差的持續(xù)性。

之后Taylor (1982)首次提出了對(duì)數(shù)正態(tài)隨機(jī)波動(dòng)模型 , Taylor (1994) , Shephard (1996) 對(duì)該模型作了進(jìn)一步的深入研究和擴(kuò)展。經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)波動(dòng)率的研究還體現(xiàn)在期權(quán)及其衍生產(chǎn)品的定價(jià)過(guò)程中, 如Black -Scholes (1973)模型中的隱含波動(dòng)率(Implied Volatility)。另一類反映波動(dòng)率的直接指標(biāo)就是平方收益或絕對(duì)值收益。比如Pagan and Schwert (1990) and West and Cho(1995)。

上述這些度量波動(dòng)率的方法都存在明顯的缺點(diǎn)。對(duì)于參數(shù)化模型(如 ARCH 類), 它們都依賴于很強(qiáng)的假設(shè)。其實(shí),多種參數(shù)模型的共存就已能表明各種模型自身的不足, 因此, 由參數(shù)化模型所得出的結(jié)論的穩(wěn)健性值得懷疑。對(duì)于Black -Scholes公式, 它也依賴于很強(qiáng)的假定, 所以也存在模型設(shè)定偏誤的問(wèn)題。而對(duì)于平方收益, Andersen & Bollerslev ( 1998)指出, 平方收益受市場(chǎng)噪聲干擾很大, 它不是真實(shí)波動(dòng)率的一個(gè)有效估計(jì)。

(二)考慮非對(duì)稱性的GARCH模型

當(dāng)市場(chǎng)受到負(fù)沖擊時(shí),股價(jià)下跌,收益率的條件方差擴(kuò)大,導(dǎo)致股價(jià)和收益率的波動(dòng)性更大;反之,股價(jià)上升時(shí),波動(dòng)性減小。因此負(fù)沖擊對(duì)條件方差的這種影響又被稱作杠桿效應(yīng),即是非對(duì)稱效應(yīng)。由于GARCH模型中,正的和負(fù)的沖擊對(duì)條件方差的影響是對(duì)稱的,因此GARCH模型不能刻畫收益率條件方差波動(dòng)的非對(duì)稱性。

為了衡量收益率波動(dòng)的非對(duì)稱性,Glosten、Jagannathan與Runkel(1989)提出了GJR模型,在條件方差方程中加入負(fù)沖擊的杠桿效應(yīng),但仍采用正態(tài)分布假設(shè)。Nelson(1991)提出了EGARCH模型。Engle等(1993)利用信息反應(yīng)曲線分析比較了各種模型的杠桿效應(yīng),認(rèn)為GJR模型最好地刻畫了收益率的杠桿效應(yīng)。Glosten、Jagannathan與Runkel(1993)分析比較了各種GARCH-M模型,指出不同的模型設(shè)定會(huì)導(dǎo)致條件方差對(duì)收益率產(chǎn)生正或負(fù)的不同影響。

測(cè)度波動(dòng)率非對(duì)稱性的主要三種模型,即GJR-GARCH模型、EGARCH模型和TARCH。TARCH模型和GJR-GARCH模型分別由Zakoian(1990)和Glosten, Jaganathan, Runkle(1993)獨(dú)立提出,有的文章把它們歸為一個(gè)模型。這里以GJR-GARCH模型為例。

考慮一階自回歸均值收益率方程

在GJR-GARCH(1,1)模型中,條件方差ht滿足

這里?酌≥0,當(dāng)?著t-10表明具有利好的消息或者正面沖擊,而?著t0,就存在杠桿效應(yīng)。

(三)考慮波動(dòng)率的長(zhǎng)記憶特征

波動(dòng)率的長(zhǎng)記憶特征,即市場(chǎng)波動(dòng)一般會(huì)持續(xù)一段時(shí)間,并隨時(shí)間推移而慢慢消失。這是股票市場(chǎng)波動(dòng)率的重要特征之一。

關(guān)于波動(dòng)率長(zhǎng)記憶特征的模型有兩類,第一類是GARCH類模型的擴(kuò)展,比如FIGARCH模型(Baillie、Bollerslev、Mikkelson,1996)和FIEGARCH模型(Bollerslev、Mikkelson,1996)。第二類是對(duì)隨機(jī)波動(dòng)率模型的擴(kuò)展,例如Breidt、Crato和Lima(1998)通過(guò)把隨機(jī)波動(dòng)率模型中過(guò)程定義為AFRIMA過(guò)程,來(lái)反映波動(dòng)率的長(zhǎng)記憶特征。

其中FIEGARCH模型既可以描述波動(dòng)率的非對(duì)稱性效應(yīng),也描述了長(zhǎng)記憶特征,效果也是其中比較好的。不足之處是計(jì)算較復(fù)雜,于是催生出了另一種方法――實(shí)際波動(dòng)率。

二、實(shí)際波動(dòng)率測(cè)量方法進(jìn)展

隨著計(jì)算機(jī)通訊技術(shù)和交易系統(tǒng)的不斷完善,對(duì)波動(dòng)率的建模從估計(jì)年收益波動(dòng)率(Officer,1973)、月收益波動(dòng)率(Merton,1980)發(fā)展到對(duì)日收益波動(dòng)率的估計(jì)。而后又發(fā)展到使用高頻數(shù)據(jù)考察日內(nèi)波動(dòng)率(Intraday Volatility),這對(duì)收益率預(yù)測(cè)和風(fēng)險(xiǎn)管理有重要的啟發(fā)意義。Anderson和Bollerslev(1997)認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)學(xué)家不能處理日內(nèi)收益率是由于沒(méi)有合適的標(biāo)準(zhǔn)時(shí)間序列模型來(lái)處理高頻數(shù)據(jù)。

Merton(1980)指出,在抽樣頻率足夠大的情況下,通過(guò)加總高頻平方變量的值,可以充分精確的估計(jì)一個(gè)獨(dú)立同分布隨機(jī)變量的方差。并據(jù)此首次提出了實(shí)際波動(dòng)率(Realized Volatility)的概念,并通過(guò)二次方差(Quadratic Variation)理論證明在適合的條件下,實(shí)際波動(dòng)率是日收益波動(dòng)率的無(wú)偏估計(jì),并使用高頻交易數(shù)據(jù)對(duì)外匯交易市場(chǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析。

(一)實(shí)際波動(dòng)率模型

利用日內(nèi)高頻數(shù)據(jù),構(gòu)造一個(gè)新的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)――實(shí)際波動(dòng)率,實(shí)際波動(dòng)率是利用一天內(nèi)已經(jīng)發(fā)生過(guò)的交易價(jià)格樣本序列,通過(guò)計(jì)算其收益的平方和得到的。由于日內(nèi)收益平方和的期望等于波動(dòng)率,所以可以用實(shí)際波動(dòng)率來(lái)作為日波動(dòng)率的無(wú)偏估計(jì),并且可證明實(shí)際波動(dòng)率是日波動(dòng)率的有效和一致估計(jì)。以下為實(shí)際波動(dòng)率的具體推導(dǎo):

m 為每天的采樣次數(shù);t的取值為1/m,2/m,…;r為采樣的收益率;p為采樣的股票價(jià)格序列。因?yàn)閞m,t序列不相關(guān),所以有rm,t=?滓m,t?著m,t,其中?滓m,t是?著m,t的條件方差,?著m,t服從正態(tài)分布N(0,1/m)。則rm,t平方和的期望為

因此日內(nèi)高頻收益的平方和 可以作為日波動(dòng)率的無(wú)偏估計(jì)。 稱為實(shí)際波動(dòng)率,同時(shí)可計(jì)算此統(tǒng)計(jì)量的方差值。

實(shí)際波動(dòng)率方法的驅(qū)動(dòng)因素是市場(chǎng)微觀結(jié)構(gòu)摩擦使得在無(wú)限小的時(shí)間間隔(h0)上樣本收益率個(gè)數(shù)趨于無(wú)窮(n∞)。實(shí)際上不可行,因此應(yīng)考慮固定間隔(h>0)上的波動(dòng)率度量。

實(shí)際波動(dòng)率從定義上看,是收益率過(guò)程在固定間隔h上的二階未中心化樣本矩。它提供了一種結(jié)合時(shí)間間隔h的波動(dòng)率度量方法。盡管用固定時(shí)間間隔上的樣本方差估計(jì)量作為簡(jiǎn)單的非參數(shù)波動(dòng)率估計(jì)量在直觀上很有吸引力,但是在理論上很難正確評(píng)判波動(dòng)率是否真的存在時(shí)變。

在接下來(lái)的研究中,Schwert (1989)用 15 分鐘分時(shí)數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)股票日波動(dòng)率, Taylor 、Xu (1997)和 Andersen、Bollerslev、Dieblold、Labys (2001)采用 5 分鐘收益來(lái)度量日匯率波動(dòng)率。Andersen、Bollerslev、Diebold、Ebens ( 2001 )利用DJ IA30 指數(shù)股票的 10 年期的 5 分鐘分時(shí)數(shù)據(jù) ,對(duì)實(shí)際波動(dòng)率進(jìn)行了深入的研究。Oomen (2001)利用 FTSE - 100 股票的 10 年期的分時(shí)數(shù)據(jù)(從 1 分鐘到 45 分鐘)研究最優(yōu)的樣本頻率。

(二)考慮非對(duì)稱性效應(yīng)的實(shí)際波動(dòng)率模型

為了進(jìn)一步測(cè)量波動(dòng)率的非對(duì)稱性效應(yīng),Barndorff-Nielsen, Silja Kinnebrock 和 Neil Shephard(2008)提出使用高頻數(shù)據(jù)測(cè)量下跌風(fēng)險(xiǎn)的方法,RS- (Realised semivariances),其定義如下:

其中1y 是符號(hào)函數(shù),當(dāng)判斷參數(shù)y是真時(shí),1y 取1,否則取零。因此RS-提供了關(guān)于價(jià)格下跌跳躍平方的新的信息源。

文中使用GJR模型,實(shí)證考察紐約證券交易所上市交易的通用電氣(GE)、美國(guó)運(yùn)通(AXP)、迪斯尼(DIS)以及IBM的1995到2005的股票交易數(shù)據(jù),應(yīng)用日的開(kāi)盤至收盤的對(duì)數(shù)收益率,檢驗(yàn)了RS-的有效性。對(duì)于不帶杠桿的GARCH模型,下跌的實(shí)際波動(dòng)率RS- 比起通常的實(shí)際波動(dòng)率RV提供了更多的信息。

(三)實(shí)際極差波動(dòng)RR(Realized Range)

理論上,實(shí)際波動(dòng)是積分波動(dòng)的一致估計(jì)量。而實(shí)際上,由于受到諸如買賣價(jià)格跳躍、不連續(xù)交易等微觀結(jié)構(gòu)的影響,使得實(shí)際波動(dòng)在較高的抽樣頻率下并不是積分波動(dòng)的一致估計(jì)量,而是有偏差的。為了提高波動(dòng)率的估計(jì)準(zhǔn)確性,實(shí)際極差波動(dòng)被提出作為高頻時(shí)間序列另一種波動(dòng)估計(jì)量,它也具有計(jì)算簡(jiǎn)單、無(wú)需模型等特征。

Martens & Van Dijk (2007)以及 Christensen & Podolskij (2007) 定義了實(shí)際極差波動(dòng)率:

Ht,m、Lt,m分別表示在第t天的第m個(gè)時(shí)間小段的最高價(jià)和最低價(jià)。文中指出實(shí)際極差波動(dòng)率的方差比實(shí)際波動(dòng)率的方差小5倍,是比較好的描述波動(dòng)率的無(wú)參數(shù)方法。

三、總結(jié)

本文較為詳盡地闡述了波動(dòng)率測(cè)量方法的發(fā)展進(jìn)程,包括相關(guān)的模型形式的擴(kuò)展,并比較了各種方法的不足和優(yōu)點(diǎn),尤其介紹了國(guó)外學(xué)者在波動(dòng)率測(cè)量方法上的最新成果。

對(duì)波動(dòng)率模型的研究是近20年來(lái)在金融經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域逐漸興起的。毫無(wú)疑問(wèn),此領(lǐng)域依然會(huì)是金融市場(chǎng)研究的焦點(diǎn)之一。故這里進(jìn)行回顧, 以期對(duì)波動(dòng)性測(cè)量方法的研究作一定的總結(jié), 為進(jìn)一步深入研究做準(zhǔn)備工作。 (責(zé)任編輯:吳之銘)

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篇9

[關(guān)鍵詞]匯率波動(dòng);公司內(nèi)貿(mào)易;匯率彈性

一、引 言

公司內(nèi)貿(mào)易,是指一家跨國(guó)公司內(nèi)部的產(chǎn)品、原材料、技術(shù)與服務(wù)在國(guó)際間流動(dòng),這主要表現(xiàn)為跨國(guó)公司的母公司與國(guó)外子公司之間以及國(guó)外子公司之間在產(chǎn)品、技術(shù)、服務(wù)方面的交易活動(dòng)。經(jīng)濟(jì)全球化背景下,隨著國(guó)際生產(chǎn)分工協(xié)作的逐步深化,國(guó)際貿(mào)易和國(guó)際資本流動(dòng)的聯(lián)系日趨緊密。據(jù)統(tǒng)計(jì),1970年代,跨國(guó)公司內(nèi)部貿(mào)易僅占世界貿(mào)易的20%,1980―90年代升至40%,而目前世界貿(mào)易總量超過(guò)70%為跨國(guó)公司內(nèi)部貿(mào)易?？鐕?guó)公司,作為聯(lián)結(jié)貿(mào)易、投資一體化的重要橋梁,其經(jīng)濟(jì)行為愈發(fā)受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的重視,但匯率波動(dòng)的不確定性因素嚴(yán)重制約了公司內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。在這種背景下,研究匯率沖擊對(duì)跨國(guó)企業(yè)公司內(nèi)貿(mào)易的影響以及對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展的影響具有重要的實(shí)踐意義。

(一)國(guó)外研究

迄今為止,理論界并沒(méi)有就匯率沖擊對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易的影響進(jìn)行過(guò)專門研究。與之相關(guān)聯(lián)的研究,大致涵蓋于“與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易有關(guān)的匯率理論”以及“與一般貿(mào)易有關(guān)的匯率理論”兩部分。

與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易有關(guān)的匯率理論散見(jiàn)于匯率波動(dòng)對(duì)外商直接投資影響效應(yīng)的研究。這方面的理論研究,主要是通過(guò)相對(duì)生產(chǎn)成本和財(cái)富效應(yīng)兩個(gè)渠道展開(kāi)的。該領(lǐng)域的經(jīng)驗(yàn)研究有Cushman (1988),[1]Froot & Stein (1991),[2]Sercu & Vanhulle (1992),[3]Goldberg & Kolstad (1995)[4]等。

專門針對(duì)匯率波動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響效應(yīng)的文獻(xiàn)較為匱乏。究其原因可能在于:現(xiàn)有的匯率理論框架無(wú)法有效深入到產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易甚至垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的層次,從而制約了對(duì)其展開(kāi)影響效應(yīng)的逐一分析;另一方面,在現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論研究中,也普遍存在忽視或簡(jiǎn)化匯率波動(dòng)因素的現(xiàn)象。在經(jīng)典的垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易模型中,諸如Dixit & Grossman (1982),[5]Helpman & Krugman (1985),[6]Antràs and Helpman (2004)[7]等,在其構(gòu)建的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易模型框架理論假設(shè)中均沒(méi)有考慮匯率波動(dòng)問(wèn)題。

與一般貿(mào)易有關(guān)的匯率理論主要指匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口影響效應(yīng)的研究。1970年代以前,研究的側(cè)重點(diǎn)是匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支平衡的影響,期間的一個(gè)主要研究成果是以羅賓遜夫人等提出的貿(mào)易收支調(diào)節(jié)的“彈性分析說(shuō)”(Elasticity Approach),即匯率貶值促使一國(guó)貿(mào)易收支得到改善的判定條件――“馬歇爾―勒納條件” (M-L Condition)以及“比克戴克-羅賓遜-梅茨勒條件”(B-R-M Condition)。隨著布雷頓森林體系的崩潰,許多國(guó)家開(kāi)始采取浮動(dòng)匯率制,研究重心開(kāi)始轉(zhuǎn)移到圍繞匯率對(duì)進(jìn)出口價(jià)格的不完全傳遞機(jī)制 (Exchange Rate Pass-Through Effect) 展開(kāi)。

(二)國(guó)內(nèi)研究

近年來(lái),國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)“匯率與公司內(nèi)貿(mào)易”問(wèn)題的關(guān)聯(lián)討論,主要集中在對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易狀況以及產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易決定因素的實(shí)證研究上。史智宇(2003)、[8]潘向東等(2004)[9]和馬征等(2006)[10]分別檢驗(yàn)了規(guī)模經(jīng)濟(jì)、國(guó)內(nèi)需求、經(jīng)濟(jì)一體化、FDI、制度等因素對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響。他們的實(shí)證檢驗(yàn)基本上都認(rèn)為我國(guó)的貿(mào)易模式仍然以垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主。此外,最近國(guó)內(nèi)一些學(xué)者開(kāi)始運(yùn)用新新貿(mào)易理論(New-New Trade Theory)思想來(lái)分析中國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易、FDI以及國(guó)際生產(chǎn)方式之間的關(guān)系。如田文、劉厚俊(2006),[11]盛斌、馬濤(2007),[12]馬濤(2008) ,[13]張杰,劉志彪(2008)[14]等。很明顯,上述國(guó)內(nèi)研究也普遍存在忽略匯率因素對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響作用的分析。

本文根據(jù)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的現(xiàn)階段特征,在垂直型FDI框架下,根據(jù)跨國(guó)企業(yè)的運(yùn)作模式,構(gòu)建了一個(gè)多國(guó)匯率沖擊對(duì)跨國(guó)企業(yè)公司內(nèi)貿(mào)易影響的理論分析模型,并試圖就匯率因素對(duì)公 司內(nèi)貿(mào)易的影響進(jìn)行嘗試性探討。

二、模型構(gòu)建

本文借鑒Dornbusch (1987)的研究方法,構(gòu)建了一個(gè)從事跨國(guó)生產(chǎn)和銷售的三國(guó)框架:母公司(國(guó)1)-子公司(國(guó)2)-國(guó)際市場(chǎng)(國(guó)3),本文的研究對(duì)象為位于國(guó)2的子公司。

假設(shè)1:某跨國(guó)企業(yè)具有兩階段生產(chǎn)特征。母公司向子公司提供零部件,經(jīng)組裝后子公司將成品出口到國(guó)際市場(chǎng)。其中,母公司生產(chǎn)零部件和成品的成本分別為w11和w12,子公司生產(chǎn)同樣的零部件和成品的成本分別為w21和w22(注:變量下角標(biāo)前一個(gè)數(shù)字代表國(guó)別,后一個(gè)數(shù)字代表某生產(chǎn)工序?qū)?yīng)的中間產(chǎn)品)。假定母公司所在國(guó)的匯率水平為e1,子公司所在國(guó)的匯率水平為e2,均采用直接標(biāo)價(jià)法。

假設(shè)2:不考慮運(yùn)輸成本、關(guān)稅因素,零部件的進(jìn)口與產(chǎn)成品的出口在數(shù)量上一一對(duì)應(yīng)。

假設(shè)3:跨國(guó)企業(yè)母、子公司之間不存在轉(zhuǎn)移價(jià)格現(xiàn)象。

假設(shè)4:在國(guó)際市場(chǎng)(國(guó)3)該行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)為寡頭壟斷,存在nMNC個(gè)外部競(jìng)爭(zhēng)者(如上述跨國(guó)企業(yè))以及NLF個(gè)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)。當(dāng)?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)成本為wLF,產(chǎn)品具有同質(zhì)性。國(guó)際市場(chǎng)需求函數(shù)為Q=a-bp,其中Q=∑nMNCj=1qjMNC+∑k=1qkLF。qjMNC,qkLF分別表示 第j個(gè)跨國(guó)企業(yè)和第k個(gè)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的產(chǎn)量。

對(duì)于一家跨國(guó)企業(yè)(Multinational Corporation簡(jiǎn)稱MNC)而言,其總體利潤(rùn)(以母公司所在國(guó)貨幣計(jì)量)為:

πMNC=e1p-w11+e1e2w22 qMNC

經(jīng)整理,其一階條件為:

qMNC=-nLFnMNC+1qLF+bnMN C+1ab-(w11e1+w22 e2)(1)

對(duì)于國(guó)際市場(chǎng)上的一家當(dāng)?shù)仄髽I(yè)(Local Firm簡(jiǎn)稱LF)而言,則其企業(yè)利潤(rùn)(以國(guó)際市場(chǎng)貨幣計(jì)量)為:

πLF=(p-wLF)qLF

同樣,經(jīng)整理其一階條件為:

qLF=-nMNCnLF+1qMNC+bnLF +1ab-wLF(2)

在國(guó)際寡頭市場(chǎng)上,跨國(guó)企業(yè)和國(guó)際市場(chǎng)上的當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的均衡產(chǎn)量分別為:

qMNC=bNabnLFwLF -(nLF+1)w11e1+w22e2(3)

qLF=bNabnMNCw11e1+w22e2-(nMNC+1)wLF(4)

其中N=nMNC+nLF+1

因此,國(guó)際市場(chǎng)上的產(chǎn)品均衡價(jià)格為:

p=1Nab+nLFwLF+n MNCw11e1+w22e2(5)

三、比較靜態(tài)分析

(一)單邊匯率波動(dòng)的公司內(nèi)貿(mào)易收支效應(yīng)

受資國(guó)(國(guó)2)子公司的貿(mào)易收支額為:

M=e2pqMNC-e2w11e1qMNC=e2qMNC p-w11e1>0(6)

為推導(dǎo)方便,首先定義國(guó)際市場(chǎng)外部競(jìng)爭(zhēng)度nMNCN=σ,母、子公 司在跨國(guó)企業(yè)生產(chǎn)中所占附加值比重分別為w11e1p=λ1,w22e2p=λ2。匯率相對(duì)波動(dòng)幅度μ=Δe1/e1Δe2/ e2,跨國(guó)企業(yè)子、母公司相對(duì)生產(chǎn)成本ω=w11/e2w11/e1,所有上述參數(shù)值均在(0,1)之間。

假定e1不變,受資國(guó)(國(guó)2)匯率波動(dòng)e2對(duì)子公司貿(mào)易收支額M的傳導(dǎo)彈性為:

EMe2=1+EqMNCe2+11-λ1E pe2(7)

其中,Epe2=-σ•λ2;EqMNCe2=(1-σ)•λ21-(λ1+λ2)>0

因?yàn)镋pe2∈(-1,0)所以有EMe2>0,表明受資國(guó)貨幣升值(貶值),導(dǎo)致子公司貿(mào)易收支惡化(改善)。

結(jié)論1:匯率的波動(dòng)對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易收支表現(xiàn)為正傳導(dǎo)特性。其單邊匯率彈性大小取決于匯率的出口數(shù)量彈性EqMNCe2、匯率的出口價(jià)格彈性Epe2以及母公司在跨國(guó)生產(chǎn)中附加值比重λ1(作為權(quán)重)。

(二)復(fù)合匯率波動(dòng)的公司內(nèi)貿(mào)易收支效應(yīng)

跨國(guó)經(jīng)營(yíng)實(shí)踐中,匯率沖擊往往具有多國(guó)性,這種復(fù)雜情況導(dǎo)致公司內(nèi)貿(mào)易收支做出反應(yīng)的程度和方向可能具有多樣性。當(dāng)綜合考慮母、子公司所在國(guó)匯率變動(dòng)的復(fù)雜情況時(shí),公司內(nèi)貿(mào)易收支對(duì)匯率沖擊的綜合彈性為:

EMe1e2≈EMe21+μω (8)

公式(8)表明:當(dāng)投資國(guó)和受資國(guó)匯率均出現(xiàn)波動(dòng)時(shí),跨國(guó)企業(yè)公司內(nèi)貿(mào)易收支的綜合匯率彈性EMe1e2相當(dāng)于“加權(quán)”的單邊匯率彈性EMe2。匯率相對(duì)波動(dòng)幅度μ與跨國(guó)企業(yè)子、母公司相對(duì)生產(chǎn)成本ω這兩個(gè)指標(biāo)的相對(duì)變動(dòng),決定了綜合匯率彈性的傳導(dǎo)程度和方向。

其中,綜合匯率彈性的符號(hào)判定取決于條件μ+ω>0是否滿足。如果匯率走勢(shì)一致(同升或同貶),則μ+ω>0,綜合匯率彈性的符號(hào)取決于單邊匯率彈性的符號(hào),為正(+),表明匯率的升值(貶值)總體上造成公司內(nèi)貿(mào)易收支惡化(改善);如果匯率走勢(shì)相反(一升一貶),則綜合彈性符號(hào)方向要視匯率相對(duì)變動(dòng)幅度是否超過(guò)子、母公司相對(duì)生產(chǎn)成本ω。

與單邊匯率彈性比較,綜合匯率波動(dòng)對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易收支的傳導(dǎo)效果(疊加/抵消)判定取決于條件1+μω>1是否滿足。如果匯率走勢(shì)相同(同 升或同貶),則兩種匯率信號(hào)對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易收支的效應(yīng)表現(xiàn)為相互疊加,使之以較大幅度變動(dòng);如果匯率走勢(shì)相反(一升一貶),若匯率相對(duì)變動(dòng)幅度μ超過(guò)子、母公司相對(duì)生產(chǎn)成本ω的兩倍,則在兩種匯率的抵消效應(yīng)后仍然導(dǎo)致公司內(nèi)貿(mào)易收支以較大幅度變動(dòng)。反之,若沒(méi)超過(guò),則兩種匯率產(chǎn)生的抵消效應(yīng)導(dǎo)致公司內(nèi)貿(mào)易收支的波動(dòng)幅度弱化。

結(jié)論2:當(dāng)投資國(guó)和受資國(guó)匯率均出現(xiàn)波動(dòng)時(shí),公司內(nèi)貿(mào)易的綜合彈性EMe1e2等于“加權(quán)”的單邊匯率彈性EMe2?？傮w上看,匯率相對(duì)波動(dòng)幅度μ與跨國(guó)企業(yè)子、母公司相對(duì)生產(chǎn)成本ω這兩個(gè)指標(biāo)的相對(duì)位置,決定了綜合彈性的傳導(dǎo)效果(疊加/抵消)和方向。

(三)多國(guó)匯率沖擊對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易的綜合傳導(dǎo)彈性大于1的前提條件

由公式(8)可知,當(dāng)u>u,或u

λ21-λ1-λ2>σ1-σ-1(9)

公式(9)是公司內(nèi)貿(mào)易的單邊匯率彈性EMe2大于1的前提條件。其中σ1-σ反映了國(guó)際市場(chǎng)外內(nèi)企業(yè)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)度,λ21-λ1-λ2是子公司生產(chǎn)成本占跨國(guó)企業(yè)利潤(rùn)的比重。在垂直型FDI體系下,發(fā)展中國(guó)家憑借勞動(dòng)成本低廉的優(yōu)勢(shì)參與跨國(guó)生產(chǎn)的成本組裝工序,其生產(chǎn)成本占跨國(guó)企業(yè)總體的比重λ21-λ1-λ2通常比較小,不等式(9)很難滿足。在這種情況下,公司內(nèi)貿(mào)易的單邊匯率傳導(dǎo)彈性EMe2小于1。相反,如果市場(chǎng)國(guó)際化處于起步階段,主要都是國(guó)內(nèi)企業(yè),則外內(nèi)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)度σ1-σ很低, 不等式(9)就可以滿足。此時(shí),公司內(nèi)貿(mào)易的單邊匯率傳導(dǎo)彈性EMe2大于(或等于)1。(注:若國(guó)際市場(chǎng)為雙頭壟斷結(jié)構(gòu),受資國(guó)匯率波動(dòng)對(duì)該國(guó)公司內(nèi)貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)不顯著)。

結(jié)論3:如果國(guó)際市場(chǎng)外內(nèi)企業(yè)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)度σ1-σ與子公司生產(chǎn)成本占 跨國(guó)企業(yè)利潤(rùn)的比重λ21-λ1-λ2滿足不等式(9),若匯率相對(duì)波動(dòng) 幅度滿足μ>μ1,則受資國(guó)貨幣貶值(或升值)導(dǎo)致該國(guó)的公司內(nèi)貿(mào)易收支顯著地改善(或惡化)。反之,則當(dāng)μ>0時(shí),上述判定結(jié)論才有可能成立。這說(shuō)明市場(chǎng)結(jié)構(gòu)因素在決定匯率對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易傳導(dǎo)效果中起重要作用。

四、結(jié) 論

第一,受資國(guó)匯率的波動(dòng)對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易收支表現(xiàn)為正傳導(dǎo)特性。其單邊匯率彈性大小取決于匯率的出口數(shù)量彈性、匯率的出口價(jià)格彈性以及母公司在跨國(guó)生產(chǎn)中附加值比重。

第二,當(dāng)投資國(guó)和受資國(guó)匯率均出現(xiàn)波動(dòng)時(shí),公司內(nèi)貿(mào)易的綜合彈性等于“加權(quán)”的單邊匯率彈性,匯率相對(duì)波動(dòng)幅度與跨國(guó)企業(yè)子、母公司相對(duì)生產(chǎn)成本這兩個(gè)指標(biāo)的相對(duì)位置,決定了綜合彈性的傳導(dǎo)機(jī)制(疊加/抵消)和方向。

第三,如果國(guó)際市場(chǎng)外內(nèi)企業(yè)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)度與子公司生產(chǎn)成本占跨國(guó)企業(yè)利潤(rùn)的比重滿足臨界條件,當(dāng)匯率相對(duì)波動(dòng)幅度處于某一區(qū)間時(shí),則公司內(nèi)貿(mào)易的綜合匯率彈性大于1,受資國(guó)貨幣貶值(升值)導(dǎo)致該國(guó)的公司內(nèi)貿(mào)易收支顯著地改善(惡化)。市場(chǎng)結(jié)構(gòu)因素在決定匯率對(duì)公司內(nèi)貿(mào)易傳導(dǎo)效果中起重要作用。

在經(jīng)濟(jì)全球化背景下,隨著國(guó)際生產(chǎn)分工體系逐步深化,國(guó)際資本流動(dòng)、匯率沖擊的不確定性等因素日益凸顯。在這種復(fù)雜的國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境下,依據(jù)傳統(tǒng)的馬歇爾-勒納條件(M-L Condition)來(lái)判定一國(guó)匯率調(diào)整對(duì)貿(mào)易收支的影響可能具有很大的局限性。當(dāng)我們審視和評(píng)判匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)公司內(nèi)貿(mào)易的沖擊力度是否顯著時(shí),特別是當(dāng)遇到多國(guó)匯率沖擊時(shí),要綜合考慮國(guó)際市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)、外商投資企業(yè)在全球國(guó)際分工中的地位以及有關(guān)各國(guó)匯率沖擊的相對(duì)力度(包括走勢(shì))等因素。以往較為簡(jiǎn)單的馬歇爾-勒納判定手段可能會(huì)對(duì)一國(guó)政府做出評(píng)估、決策造成偏失。鑒于目前我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總體結(jié)構(gòu)中,以外商投資企業(yè)為主的加工貿(mào)易(主要為公司內(nèi)貿(mào)易)比重較大,本文所提出的判定標(biāo)準(zhǔn)具有一定的理論參考價(jià)值。而且,這個(gè)判定條件中所涉及的各參數(shù)都便于進(jìn)一步檢驗(yàn)和估算,這對(duì)于評(píng)判和預(yù)測(cè)多國(guó)匯率沖擊下我國(guó)外商投資企業(yè)貿(mào)易收支的影響程度和趨勢(shì)帶來(lái)一定程度的可操作性。

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Intra-firm Trade of Multinational Influenced by Flu ctuation of Exchange RateSun Wenli1 Chen Lili2

Abstract:Referenced by Dornbusch 1987 model, the paper makes a n analysis of exc hange rate effect on intra-firm trade through establishing the three-nation fram ework. The model indicates that: (1) the influence of one nation's exchange rate

shock on intra-firm trade balance lies on elasticity of exchange rate for MNCs'

篇10

關(guān)鍵詞：人民幣；匯率波動(dòng)；福利效應(yīng)；制造業(yè)；協(xié)整分析

中圖分類號(hào)：F831，6

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1002-0594(2009)05-0063-06 收稿日期：2008-12-25

改革開(kāi)放以來(lái)，人民幣匯率制度經(jīng)歷了若干次重大改革，人民幣匯率朝著市場(chǎng)化、多元化的方向發(fā)展，不斷向真實(shí)匯率靠攏。2005年7月匯改以來(lái)，人民幣名義匯率的升值速度加快，3年多的時(shí)間內(nèi)，人民幣與美元的雙邊名義匯率累計(jì)升值幅度超過(guò)17％。隨著人民幣的持續(xù)升值，加上國(guó)際金融危機(jī)導(dǎo)致的國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的惡化，以制造業(yè)為代表的外向型部門正面臨著前所未有的困境：大批中小企業(yè)虧損破產(chǎn)，大量從業(yè)人員下崗失業(yè)，在崗職工普遍遭遇減薪或停工，制造業(yè)工人的福利明顯惡化。面對(duì)當(dāng)前制造業(yè)工人大批失業(yè)和大幅減薪的困境，人民幣匯率又當(dāng)如何調(diào)整，成為當(dāng)前亟待研究的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。

長(zhǎng)期以來(lái)，理論界對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的增長(zhǎng)效應(yīng)，即人民幣匯率波動(dòng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了深入的研究，但是對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的福利效應(yīng)，即人民幣匯率波動(dòng)對(duì)收入分配影響的研究卻十分缺乏。在國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門中，制造業(yè)是一個(gè)開(kāi)放程度很高、受匯率波動(dòng)影響最直接的部門，以制造業(yè)工資為代表來(lái)研究匯率波動(dòng)的福利效應(yīng)具有很強(qiáng)的理論和實(shí)踐意義。

一、文獻(xiàn)回顧與評(píng)析

Linda Goldberg的系列文章先后從不同的角度研究了匯率波動(dòng)的福利效應(yīng)。Goldberg and Tracy(1998)運(yùn)用美國(guó)1972-1995年間制造業(yè)兩分位數(shù)據(jù)考察了實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)其制造業(yè)工資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)總體工資的匯率彈性隨制造業(yè)外向型程度的提高而提高；制造業(yè)細(xì)分行業(yè)工資的匯率彈性與行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度呈反向變動(dòng)。與行業(yè)工人的技能水平呈正向變動(dòng)。1999年他們則將研究視角從對(duì)全國(guó)工資水平的研究轉(zhuǎn)向了對(duì)區(qū)域工資水平的研究，運(yùn)用美國(guó)各州制造業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)一步考察了匯率波動(dòng)的地區(qū)效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)美元貶值對(duì)不同地區(qū)制造業(yè)工資的影響是不確定的。2002年他們又運(yùn)用1976，--2000年間的美國(guó)人口調(diào)查數(shù)據(jù)考察了匯率波動(dòng)對(duì)美國(guó)制造業(yè)和非制造業(yè)工人工資的影響，將研究從單一制造業(yè)擴(kuò)展到制造業(yè)和非制造業(yè)。實(shí)證結(jié)果表明盡管匯率波動(dòng)對(duì)總體工資的影響不明顯，但卻顯著影響了不同群體工人的工資：匯率波動(dòng)對(duì)跳槽工人工資的影響大于不跳槽工人，對(duì)低技能工人工資的影響大于高技能工人。

此外，Robertson(2003)以墨西哥為例，研究了發(fā)展中國(guó)家實(shí)際匯率波動(dòng)的收入分配效應(yīng)。作者運(yùn)用墨西哥1987-2001年間的產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)和家庭數(shù)據(jù)驗(yàn)證出墨西哥比索匯率波動(dòng)與制造業(yè)實(shí)際工資之間具有正相關(guān)性，但是二者的相關(guān)程度受到行業(yè)的對(duì)外開(kāi)放度，勞動(dòng)者的工作地區(qū)、職業(yè)、性別、受教育程度等因素的制約。

近年來(lái)，隨著人民幣名義匯率的持續(xù)快速升值，其對(duì)收入分配的影響開(kāi)始逐漸顯現(xiàn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者也開(kāi)始關(guān)注這一問(wèn)題。王茂林、趙昕(2007)運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的方法驗(yàn)證了人民幣匯率波動(dòng)與一般工資水平的關(guān)系，認(rèn)為人民幣匯率波動(dòng)對(duì)工資增長(zhǎng)影響顯著，人民幣升值在短期內(nèi)促進(jìn)了工資增長(zhǎng)，長(zhǎng)期則會(huì)抑制工資的增長(zhǎng)速度。史恩義(2007)檢驗(yàn)了可貿(mào)易部門實(shí)際工資與實(shí)際匯率的關(guān)系，認(rèn)為實(shí)際匯率對(duì)可貿(mào)易部門實(shí)際工資影響不顯著。丁劍平、鄂永健(2005)對(duì)人民幣實(shí)際匯率與中國(guó)貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門實(shí)際工資的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，認(rèn)為兩部門的實(shí)際工資和實(shí)際匯率之間不存在協(xié)整關(guān)系。居勵(lì)(2008)的實(shí)證結(jié)果卻認(rèn)為人民幣升值對(duì)上述兩部門的實(shí)際工資均有促進(jìn)作用。馬宇、江秀輝(2007)論述了人民幣升值對(duì)不同企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)工資性收入分配的影響，并給出了相關(guān)建議。

從國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究可以看出，已有文獻(xiàn)對(duì)匯率波動(dòng)的福利效應(yīng)關(guān)注不夠，匯率對(duì)工資影響的研究多附著于匯率對(duì)就業(yè)影響的研究，缺乏針對(duì)性：此外，已有文獻(xiàn)對(duì)制造業(yè)這個(gè)代表性行業(yè)的研究不足。本文試圖運(yùn)用協(xié)整分析、脈沖響應(yīng)和方差分解等方法對(duì)改革開(kāi)放30年來(lái)人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)制造業(yè)工人工資的影響進(jìn)行分析和解釋。

二、數(shù)據(jù)及分析方法說(shuō)明

本文選取的數(shù)據(jù)為1978～2006年間人民幣實(shí)際匯率(Er)、我國(guó)制造業(yè)工人的實(shí)際平均工資(MW)、制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)(ML)、制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的實(shí)際增長(zhǎng)率(MLP)、制造業(yè)外貿(mào)依存度(MDFF)和制造業(yè)進(jìn)口要素貢獻(xiàn)率(MIC)。

實(shí)際匯率Er是經(jīng)過(guò)名義匯率調(diào)整的本國(guó)與外國(guó)之間物價(jià)水平的比率，采用直接標(biāo)價(jià)法，Er值下降，實(shí)際匯率升值。本文選取中美雙邊實(shí)際匯率作為人民幣匯率指標(biāo)的代表，在計(jì)算時(shí)，名義匯率選取人民幣對(duì)美元的雙邊名義匯率，國(guó)內(nèi)物價(jià)指數(shù)選取中國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(CPI)，國(guó)外物價(jià)指數(shù)選取美國(guó)批發(fā)物價(jià)指數(shù)(WPI)，均以1978年為基期進(jìn)行調(diào)整。

根據(jù)要素價(jià)格決定的基本原理，邊際勞動(dòng)生產(chǎn)率(MPL)是決定工資水平的重要因素，二者呈正向變動(dòng)。由于MPL不易測(cè)算，本文用平均勞動(dòng)生產(chǎn)率(Y／L)替代邊際勞動(dòng)生產(chǎn)率。具體計(jì)量時(shí)，選取制造業(yè)實(shí)際勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率作為數(shù)據(jù)類型，其1978-2004年數(shù)據(jù)借鑒盧峰(2006c)的計(jì)算結(jié)果，2005、2006年數(shù)據(jù)由筆者根據(jù)盧峰(2006c)的方法進(jìn)行補(bǔ)充計(jì)算。

制造業(yè)外貿(mào)依存度和進(jìn)口要素貢獻(xiàn)率分別從消費(fèi)和生產(chǎn)兩個(gè)角度考察制造業(yè)對(duì)國(guó)外市場(chǎng)的依賴程度，數(shù)值越大，說(shuō)明制造業(yè)對(duì)國(guó)外市場(chǎng)的依賴程度就越高。前者用歷年制成品出口總金額占工業(yè)部門總產(chǎn)值的比重表示，出口通過(guò)外貿(mào)乘數(shù)拉動(dòng)GDP和就業(yè)的增長(zhǎng)，從而促進(jìn)制造業(yè)工資的增長(zhǎng)。不同的出口結(jié)構(gòu)對(duì)就業(yè)和工資結(jié)構(gòu)的影響不同；后者用歷年初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口總金額占工業(yè)部門總產(chǎn)值的比重表示。進(jìn)口要素價(jià)值和工人工資都是制成品成本的重要組成部分，出于成本控制的考慮，二者一般是呈反方向變動(dòng)的。

制造業(yè)工人實(shí)際平均工資、制造業(yè)就業(yè)人數(shù)根據(jù)各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理獲得。

其他數(shù)據(jù)均來(lái)自各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和IMF IFS(Internafional FinancialStatistics)數(shù)據(jù)庫(kù)。

本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的方法動(dòng)態(tài)地考察人民幣實(shí)際匯率及其他相關(guān)因素對(duì)制造業(yè)工人實(shí)際工資的動(dòng)態(tài)影響，在此之前應(yīng)先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行

單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)以確定變量之間的線性組合存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

三、實(shí)證分析及結(jié)果

(一)時(shí)間序列的平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗(yàn)　為減少數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)和把握數(shù)據(jù)中的指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，本文將制造業(yè)工人實(shí)際平均工資、人民幣實(shí)際匯率、制造業(yè)就業(yè)人數(shù)全部作對(duì)數(shù)變換并分別記為InMW、InEr和InML。制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的實(shí)際增長(zhǎng)率、制造業(yè)外貿(mào)依存度、制造業(yè)進(jìn)口要素貢獻(xiàn)率由于是比率，一般傾向于不取對(duì)數(shù)。這里用ADF方法檢驗(yàn)各序列的平穩(wěn)性。

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，原序列InMW、InEr、InML、MLP、MDFT、MIC的ADF統(tǒng)計(jì)量均大于各相應(yīng)顯著水平下的臨界值，因此不能拒絕含有一個(gè)單位根的零假設(shè)，故原序列全為非平穩(wěn)序列。但經(jīng)過(guò)一階差分之后所有變量均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即以上變量全為I(1)過(guò)程，因此可進(jìn)一步檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系，這里選用Johansen協(xié)整方法，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，對(duì)基本數(shù)據(jù)的趨勢(shì)假設(shè)有5種，在不確定序列與協(xié)整方程的具體趨勢(shì)情況下，筆者對(duì)5種情況一一進(jìn)行了分析。

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明在5％的顯著水平下這6個(gè)變量之間至少存在兩個(gè)協(xié)整向量。這說(shuō)明雖然每個(gè)變量都是不平穩(wěn)的。但這些變量之間的某種線性組合卻可以是平穩(wěn)的，即這些非平穩(wěn)變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(二)VAR模型的脈沖響應(yīng)在協(xié)整的基礎(chǔ)上我們建立VAR模型。由于本文研究的重點(diǎn)不是所有各變量之間錯(cuò)綜復(fù)雜的多期動(dòng)態(tài)聯(lián)系，而是實(shí)際匯率(Er)與制造業(yè)工人實(shí)際工資(MW)之間的關(guān)系以及模型中某個(gè)變量變化對(duì)制造業(yè)工人實(shí)際工資產(chǎn)生的沖擊和影響力，所以在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，我們將忽略模型的具體估計(jì)結(jié)果分析，轉(zhuǎn)而將注意力集中在脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解上。

根據(jù)理論，只有VAR模型特征方程根的倒數(shù)值都小于1，VAR模型才是穩(wěn)定的，否則是不穩(wěn)定的，而非穩(wěn)定的VAR模型是不可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的。因此，必須先對(duì)所建VAR模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。所建立的VAR模型其單位根均落在單位圓內(nèi)，滿足平穩(wěn)性條件。

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化?；蛘哒f(shuō)模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，描繪了特定變量對(duì)各種沖擊的反應(yīng)軌跡。這里使用的是廣義脈沖，其優(yōu)點(diǎn)是所得結(jié)果不依賴于VAR模型中變量沖擊的先后次序。制造業(yè)工人實(shí)際工資對(duì)實(shí)際匯率及其他影響因素的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)反映了制造業(yè)實(shí)際工資對(duì)相應(yīng)變量的沖擊反應(yīng)。當(dāng)在本期給人民幣實(shí)際匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差正沖擊后，除第一期外，其他各期均會(huì)給制造業(yè)實(shí)際工資一個(gè)正向影響，最大值出現(xiàn)在第2期，為0.112，此后逐漸衰減，從12期開(kāi)始逐漸趨近于O。總體而言，人民幣實(shí)際匯率對(duì)制造業(yè)實(shí)際工資的影響是正向的，實(shí)際匯率上升，即人民幣貶值有助于制造業(yè)工人實(shí)際工資的增長(zhǎng)，并且實(shí)際匯率對(duì)實(shí)際工資的影響時(shí)間較長(zhǎng)。當(dāng)在本期給就業(yè)人數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差正沖擊后，除第3期外，其他各期均會(huì)給制造業(yè)實(shí)際工資一個(gè)負(fù)向影響，最大值出現(xiàn)在第10期，為-0.7，此后逐漸上升直至第15期收斂?？傮w而言，就業(yè)人數(shù)對(duì)制造業(yè)實(shí)際工資的影響是負(fù)向的，即就業(yè)人數(shù)增加，實(shí)際工資下降，這是符合基本經(jīng)濟(jì)原理的。除了前兩期，勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)實(shí)際工資的總體沖擊始終是正的，最大值出現(xiàn)在第9期，為0.073，可見(jiàn)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升是實(shí)際工資增-長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。制造業(yè)出口對(duì)其實(shí)際工資的影響，前8期中，除第1期外，制造業(yè)出口對(duì)實(shí)際工資的沖擊總體上是正的，這說(shuō)明從中短期來(lái)看，制成品出口一定程度上刺激了制造業(yè)實(shí)際工資的增長(zhǎng)；從第9期開(kāi)始，制成品出口對(duì)實(shí)際工資的沖擊開(kāi)始轉(zhuǎn)負(fù)，第10期達(dá)到最大值，為-0.34，直至觀測(cè)期末收斂，這說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看，制成品出口又會(huì)降低制造業(yè)的實(shí)際工資。這種先升后降的變動(dòng)趨勢(shì)很大程度上與制成品從現(xiàn)有的以勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口為主向?qū)?lái)以技術(shù)密集型產(chǎn)品出口為主的出口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變直接相關(guān)?？傮w上，除第2、3、7期外，制造業(yè)進(jìn)口要素貢獻(xiàn)率對(duì)實(shí)際工資主要呈現(xiàn)負(fù)面影響，即進(jìn)口要素貢獻(xiàn)率的增加將降低制造業(yè)的實(shí)際工資水平，這與前面的理論分析是一致的。

(三)VAR模型的方差分解對(duì)制造業(yè)實(shí)際工資的方差分解：在第1期，制造業(yè)實(shí)際工資的所有變動(dòng)均來(lái)自其本身，其他各變量的影響均從第二期表現(xiàn)出來(lái)。綜合看來(lái)，制造業(yè)實(shí)際工資本身、實(shí)際匯率、制造業(yè)就業(yè)人數(shù)、制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率、制造業(yè)外貿(mào)依存度和進(jìn)口要素貢獻(xiàn)率對(duì)制造業(yè)實(shí)際工資方差波動(dòng)的貢獻(xiàn)度分別約為31.7％、38％、16％、11％、2.3％和1％。從方差分解的結(jié)果來(lái)看，除去制造業(yè)實(shí)際工資本身的影響。實(shí)際匯率是影響我國(guó)制造業(yè)實(shí)際工資的最主要因素，其次是制造業(yè)就業(yè)人數(shù)和制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率。

四、總結(jié)及政策含義

本文選取制造業(yè)為代表性部門?？疾烊嗣駧艆R率波動(dòng)對(duì)我國(guó)勞動(dòng)者工資性收入的影響，通過(guò)對(duì)1978-2006年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：人民幣實(shí)際匯率、就業(yè)人數(shù)、勞動(dòng)生產(chǎn)率是影響制造業(yè)工資的重要因素，其中人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響最為重要。實(shí)際匯率波動(dòng)影響工資的主要途徑為：實(shí)際匯率波動(dòng)―進(jìn)出口波動(dòng)―就業(yè)波動(dòng)―工資波動(dòng)。

人民幣實(shí)際匯率之所以會(huì)成為影響我國(guó)制造業(yè)工資增長(zhǎng)最主要的因素，主要基于以下三個(gè)原因：其一，我國(guó)制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。我國(guó)現(xiàn)有的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)仍是主體。勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)就業(yè)，尤其是對(duì)低技能工人就業(yè)的吸納能力很強(qiáng)。匯率波動(dòng)對(duì)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的沖擊遠(yuǎn)高于資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，從而對(duì)制造業(yè)就業(yè)和工人工資的影響十分顯著。其二，制造業(yè)的對(duì)外依存度過(guò)高。由于內(nèi)需不旺，因此多年來(lái)，我國(guó)制成品的消費(fèi)主要依賴國(guó)際市場(chǎng)。此外，由于重要能源和原材料的供不應(yīng)求，我國(guó)制成品生產(chǎn)中進(jìn)口要素的比重不斷增加。這種“兩頭”在外的發(fā)展模式使得我國(guó)的制造業(yè)受匯率波動(dòng)的影響十分直接。從而間接影響了工人的就業(yè)和工資。其三，制造業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率與工資增長(zhǎng)嚴(yán)重脫節(jié)。制造業(yè)是我國(guó)最早實(shí)行對(duì)外開(kāi)放和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的部門，經(jīng)過(guò)三十年的發(fā)展，制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)遠(yuǎn)高于國(guó)民經(jīng)濟(jì)的另一重要部門――服務(wù)業(yè)，但制造業(yè)工人的工資卻遠(yuǎn)低于服務(wù)業(yè)。這說(shuō)明制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高沒(méi)有促進(jìn)其工資收入的同步增長(zhǎng)，二者出現(xiàn)了脫節(jié)。從制造業(yè)工資的方差分解中，我們也可以看到，勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)制造業(yè)工資的貢獻(xiàn)率僅為11％。遠(yuǎn)低于實(shí)際匯率38％的貢獻(xiàn)率。

盡管實(shí)證分析表明人民幣貶值有助于制造業(yè)工人工資增長(zhǎng)。但這并不意味著為了促進(jìn)制造業(yè)工人工資增長(zhǎng)和福利改善就必須采取人民幣長(zhǎng)期貶值的策略。這是由于：一方面，長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣貶值對(duì)工資增長(zhǎng)的促進(jìn)作用有限。從制造業(yè)工資的方差分解中可以看出，實(shí)際匯率對(duì)制造業(yè)工資的影響力呈逐年下降趨勢(shì)。此外，從制成品出口對(duì)工資的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響來(lái)看，隨著制造業(yè)出

口結(jié)構(gòu)的調(diào)整，人民幣貶值刺激工資增長(zhǎng)的機(jī)制(主要是通過(guò)出口)在中期以后就會(huì)逐漸失效，長(zhǎng)期內(nèi)反而會(huì)降低工資水平；另一方面，受制度因素制約，實(shí)際匯率對(duì)工資的作用被間接放大。由于制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)對(duì)工資的促進(jìn)作用在短期內(nèi)無(wú)法充分發(fā)揮，勞動(dòng)密集型為主的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整將持續(xù)較長(zhǎng)時(shí)期，這些制度因素的制約使得短期內(nèi)匯率成為影響制造業(yè)就業(yè)和工資增長(zhǎng)的主要因素。實(shí)際上，在制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)完成，增長(zhǎng)方式從外需增長(zhǎng)型向內(nèi)需增長(zhǎng)型轉(zhuǎn)化后，實(shí)際匯率對(duì)工資的作用力將會(huì)大大降低。

制造業(yè)是一國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動(dòng)力，美國(guó)金融危機(jī)的教訓(xùn)再一次證明了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的良好發(fā)展才是一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)穩(wěn)定的根本，因此，在當(dāng)前制造業(yè)處于內(nèi)外交困的非常時(shí)期，匯率政策調(diào)整要有助于制造業(yè)短期內(nèi)走出困境，制造業(yè)的發(fā)展成果要真正惠及從業(yè)者，對(duì)此，筆者有如下建議：

短期來(lái)看，人民幣升值的速度應(yīng)該有所放緩，以穩(wěn)定為主，這樣有利于制造業(yè)的發(fā)展和工人福利的提高。從內(nèi)部環(huán)境來(lái)看，我國(guó)制造業(yè)正經(jīng)歷著產(chǎn)業(yè)升級(jí)的結(jié)構(gòu)性變革，現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)的整合和大量中小企業(yè)的關(guān)、停、并、轉(zhuǎn)必然會(huì)提高工人崗位輪換、職位調(diào)整、跳槽、失業(yè)的頻率，人員流動(dòng)頻繁、就業(yè)的不穩(wěn)定性增加，這些都從一定程度上對(duì)工人工資的穩(wěn)定增長(zhǎng)和福利改善形成沖擊。從外部環(huán)境來(lái)看。未預(yù)期的全球金融、經(jīng)濟(jì)危機(jī)重創(chuàng)了我國(guó)外向型制造業(yè)的發(fā)展，沿海地區(qū)加工貿(mào)易型中小企業(yè)的破產(chǎn)停工在短期內(nèi)造成大量低技能工人的失業(yè)和福利惡化，對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)社會(huì)穩(wěn)定形成了沖擊。因此，如果在這個(gè)特殊時(shí)期，人民幣仍保持持續(xù)快速升值的勢(shì)頭，無(wú)疑會(huì)增加制造業(yè)工人的失業(yè)和加劇其福利的惡化。

長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣升值是匯率市場(chǎng)化、資本項(xiàng)目開(kāi)放的必然結(jié)果，是大勢(shì)所趨。因此，為了降低升值對(duì)制造業(yè)的影響，不斷提高從業(yè)人員的福利，必須從制造業(yè)自身人手，尋求解決思路：

第一，轉(zhuǎn)變制造業(yè)的增長(zhǎng)方式，從外需增長(zhǎng)型向內(nèi)需增長(zhǎng)型轉(zhuǎn)化。我國(guó)制造業(yè)的發(fā)展由于受歷史和現(xiàn)實(shí)條件的制約，引進(jìn)外資、出口導(dǎo)向成為制造業(yè)發(fā)展的兩個(gè)基本模式，對(duì)外依存度很高。要想真正降低匯率波動(dòng)對(duì)制造業(yè)的影響，就必須轉(zhuǎn)變?cè)鲩L(zhǎng)方式。從外需增長(zhǎng)型向內(nèi)需增長(zhǎng)型轉(zhuǎn)化。制造業(yè)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變微觀上取決于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和自主研發(fā)能力的提高，宏觀上則取決于內(nèi)需的擴(kuò)大。