实际有效汇率、固定资产投资与经济增长

实际有效汇率、固定资产投资与经济增长

——基于G-7国家经验分析与启示

内容提要：以各国1995—2012年的季度数据为样本，采用界限检验法以及自回归分布滞后模型(ARDL)，本文对G-7国家固定资产投资增长率方程进行了协整估计，旨在分析实际有效汇率对固定资产投资的影响，试图为研究我国汇率改革提供一些可借鉴的参考。实证发现：短期来看，实际有效汇率与美国、德国、法国、英国以及加拿大的固定资产投资正相关；长期来看，实际有效汇率升值促进了日本、德国、法国、英国和加拿大的固定资产投资。总体上，实际有效汇率升值均不同程度地促进了G-7各国的固定资产投资。

关键词：实际有效汇率自回归分布滞后模型界限检验固定资产投资

一、引言与文献回顾

我国在过去的2012年稳增长、调结构、惠民生的组合政策措施将进一步显效，我国经济增长有望企稳缓升，我国经济呈现缓中趋稳、稳中缓升的U型走势,预计全年GDP增长7.7%，CPI上涨2.7%，城镇新增就业超过1200万人。展望2013年，全球不确定因素依然较多，经济复苏仍将缓慢。目前，国内稳增长、调结构、惠民生的组合政策措施将进一步显效，我国经济有望企稳缓升。从中国当前经济形势来看，投资仍是稳增长的主要力量。各种改革加速推进，特别是金融体制改革，例如贷款利率市场化等，从利率到汇率都有一些变化。金融改革与固定资产投资有着内在联系，本文重点关注汇率层面的关系。在当前全球经济低迷的情形下，对以固定资产投资作为经济发展最重要推动力之一的中国，研究1994年以后汇率对G-7各国固定资产投资的影响，对中国的汇率改革及经济发展有重要的借鉴意义。

从1994年开始人民币汇率就一直盯住美元，2005年中国推出新的汇率政策，它通过盯住一揽子货币，在市场机制的作用下发挥汇率对内外经济的基本调节功能。汇率改革以后，人民币汇率有了一定幅度的升值，对此问题国内外学者争议不断。2011年度G-7各国美国、日本、德国、法国、英国、意大利和加拿大的国内生产总值的全球排名分别为：1、3、4、5、7、8以及10，2011年中国的国内生产总值居全球第二位。

从直接相关的文献来看，目前只有刘建和、吴纯鑫（2011）利用中国的数据，研究了美元兑人民币名义汇率对固定资产投资的影响。但事实上，与名义汇率相比，实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加真实地反映一国货币的对外价值。因此，本文拟选取G-7各国，以1995—2012年的季度数据为样本，考察实际有效汇率对

于固定资产投资的影响。

理论上，关于固定资产投资对经济增长的作用，国外早期的研究主要基于两种理论框架。其一是Jorgenson （1963）将投资水平和资本产出率、资本实际成本联系起来；其二是托宾Q 模型（Tobin ，1969）将投资量的变化和（公司股票价格与资本重置成本的）比率联系起来。在国内，关于固定资产投资与经济增长之间的关系，薛进军（2000）认为投资对经济增长具有决定性的推动作用，而经济增长反过来又促进了投资的进一步增长；康江峰、白帆（2002）通过对固定资产投资与经济增长的关联性回归分析，发现我国处于工业化的中期阶段，投资的推动对经济增长起到了非常重要的作用。

在固定资产投资的影响因素方面，Darby 等（1999）利用Dixit –Pindyck 模型发现，不同情况下汇率升高可能会抑制投资也可能不会；Bahmani-Oskooee 和Hajilee （2010）利用1975—2006年50个国家的时间序列数据，讨论了贷款利率水平、实际有效汇率和国内产出对于国内总投资的影响，结论显示无论是从短期还是从长期来看，实际有效汇率对国内投资的影响都是不确定的，可能是负向效应也可能为正向效应。国内在这方面的相关研究文献如王红梅（1990）认为投资规模大小会对经济发展产生两种不同的正向或负向效应，投资结构制约了产业结构的发展，投资效益影响了经济效益。

关于汇率和国内投资的研究，Alexander （1952）认为如果工人的名义货币工资是刚性的，货币贬值引起的通货膨胀会产生收入再分配效应，企业主获得更多的利润，投资需求增加；Serven （2002）利用61个发展中国家的数据，研究指出在控制了影响投资的其它标准因素并且考虑了它们潜在可能的内生性问题后，私人投资与实际汇率显著负相关；Blecker （2007）的主要结果是自1995年以来的美元升值，使得美国制造业投资减少，论文的模拟结果显示如果1995年后美元没有升值，2004年美国的制造业投资水平及资本存量会更高。

Campa 和Goldberg （1995）评估了汇率变动对美国制造业投资水平以及制造业产品溢价的影响，结果显示当产品溢价对汇率变动不敏感时，美元贬值导致制造业投资减少；Blecker （2009）利用墨西哥1979年至2007年的时间序列数据，考察了经济增长率、实际利率水平、实际原油价格和实际汇率对固定资产增长率的影响，结果显示实际汇率升值对固定资产投资有正向促进作用。

综上所述，不难发现国内学者对固定资产投资的研究较少，并且主要是分析了固定资产投资和经济增长、经济周期的关系。而把固定资产投资增长率与实际有效汇率联系起来研究的较少，基于此，本文将利用G-7各国的时间序列数据，研究国内产出增长率、（贷款）利率水平和实际有效汇率等要素与固定资产投资增长率之间在短期内以及长期内的关系。

二、模型设计与估计

（一）分析框架与数据说明

投资需求函数为,dr e I -=，式中I 为投资需求函数，e 为与利率无直接关系的自发性投资，

r 为利率，d 为投资需求与利率的依存度或投资需求对利率变动的敏感度。

在两部门经济情况下，产品市场均衡条件为

()(),Y I Y S = ,bY a C += ,S C Y += .dr e I -=

其中，bY a C +=(,0>a 10<

为消费支出，Y 是收入，S 为储蓄。从而有 ()dr e I Y b a -==-+-1

基于以上分析并参考Blecker (2009)、Bahmani-Oskooee 和Hajilee （2010）的研究，本文试图讨论实际有效汇率对固定资产投资增长率的影响

t t t t t RE r GRH INV ελγβα+?+?+?+=

()2,0~σεN t （1）

其中，t 代表时期，INV 表示固定资产投资增长率，GRH 表示国内产出增长率，r 代表名义利率水平，RE 表示实际有效汇率，t ε是残差项。固定资产投资与经济周期之间有着直接的联系，经济发展推动了投资的增长；利率水平的升高导致了借贷成本的增加，抑制了投资需求；货币贬值导致产生收入再分配效应，企业主获得更高的利润，国内投资需求增加，但货币贬值也使得进口原材料成本上升，抑制了投资需求。所以，一般来说，;0>β;0<γ0<λ或。0>λ

本文选择美国、日本、德国、法国、英国、意大利和加拿大（G-7）这7个国家的固定资产投资增长率作为研究对象，以季度数据为样本，样本空间为1995年第2季度至2012年第1季度，共68个样本。固定资产投资增长率和国内产出增长率均为季节调整后的数据；季度实际有效汇率为月度平均值，这里实际有效汇率指数上升代表本国货币相对价值的上升，下降表示本币贬值；数据来源为中经网OECD 统计数据库以及国际清算银行官方网站统计数据库。

（1）式反应的是固定资产增长率与各变量之间的长期关系，而为了刻画固定资产增长率对实际有效汇率变化的动态反应程度（两者之间的短期动态关系），很多文献在进行协整分析时，一般都采用Engle-Granger （1987）两步法，即构造类似于（2）式的误差修正模型，只要能够证实（2）式中一阶滞后残差项1-t ε具有显著的负系数，就可以认为（2）式中各变量之间具有协整关系。

t t i i t i n i i t i n i i t i n i i t i t v RE r GRH INV INV ++?+?+?+?+=?-=-=-=-=-∑∑∑∑14

001δελγβφα （2）

(2)式中的协整关系要求各变量INV 、GRH 、r 和RE 具有相同的单整阶数，从而面临严重的预检验问题。

为此，本文采用Pesaran 和Shin （1999）、Pesaran 等（2001）发展的协整分析技术，即采用如下形式的条件误差修正模型

100

001

-=-=-=-=-+?+?+?+?+=?∑∑∑∑t n

i i t i n i i t i n i i t i n i i t i t INV RE r GRH INV INV δλγβφα

.131211t t t t v RE r GRH ++++---δδδ （3）

这种分析技术不要求各水平变量具有相同的单整阶数或平稳性，只需要检验一阶水平滞后变量是否应该被纳入到如（3）式的条件误差修正模型中，就可判定水平变量之间是否存在长期协整关系，另外该分析技术也对样本容量不敏感，能很好地适用于小样本情况。从而，该分析方法可以很好地克服变量的非平稳性和样本容量有限性的不足，保证了估计结果的可靠性。

（二）界限检验

为了检验长期内变量之间可能具有的协整关系，Pesaran 等（2001）给出了检验（3）式中一阶水平滞后变量间是否协整关系的上下两组渐进分布临界值。一组值假设所有变量都是一阶单整的，即上临界值；另一组假设所有变量都是零阶单整的（平稳），即下临界值。如果利用条件误差修正模型（3）式计算出的F 统计值落在上下临界值范围内，则不能作出肯定性推断，必须对变量的单整阶数有了充分的了解后，才可以再进行分析；如果F 统计值大于上临界值，则认为拒绝不存在协整关系的原假设；如果小于下临界值，则不能拒绝不存在协整关系的原假设。

界限检验法的原假设是：变量间不存在稳定的长期关系，即0:32100====δδδδH ，备

择假设是:0:01≠δH ,01≠δ,02≠δ,03≠δ。若变量之间存在协整关系，实际有效汇率对固定资产投资增长率的短期影响可以通过观察（3）式中各差分变量滞后期系数i λ的估计值来分析，长期影响则可以通过估计值3δ的符号及大小反映出来。

但界限检验法要求变量是I （0）或I （1），当变量含有两个及以上的单位根时，该方法失效。因此，在进行界限检验之前对各变量进行单位根检验是必要的。流行的单位根检验方法是ADF 法，以下基于计量软件STA TA10.1，获得单位根检验结果（检验过程中设定的最大滞后阶数为8，使用AIC 准则选择合适的滞后阶数，具体结果见表2和表3。

注：“*、**、***”分别表示在1%、5%和10%显著水平下拒绝单位根原假设。

注：“*、**、***”分别表示在1%、5%和10%显著水平下拒绝单位根原假设。

由单位根检验结果可知，G-7各国的变量都符合界限检验的前提要求, 并且美国、法国、英国以及加拿大四国的变量都是一阶单整的。表3则给出了各国的界限检验结果（以下表3～表6都是基于计量软件microfit 4.1的估计结果）

注：“*、**、***”分别表示在1%、5%和10%显著水平性下拒绝不存在协整关系的原假设，临界值（不含趋势项模型）来自Pesaran等(2001)。

界限检验结果显示：加拿大在1%显著性水平下拒绝原假设，日本、英国、意大利在5%显著性水平下拒绝原假设，法国和美国在10%显著性水平下拒绝原假设。总的来看，对于美国、日本、法国、英国、意大利和加拿大来说，利率、国内产出增长率、实际有效汇率对于固定资产投资增长率有长期的影响，它们之间存在着长期均衡关系；对于德国则不能做出判断，因为其F统计值介于2.72和3.77之间，而且其各变量也不具有相同的单整阶数。

三、实证结果分析

本文采用ARDL估计方法对水平变量之间的长期关系和差分变量的短期动态关系进行估计。首先，依据AIC（Akaike Information Criterion）诊断标准对7个估计方程进行简洁化处理以剔除不显著阶数，遵循Bahmani-Oskooee和Tanku（2008）的做法，ARDL模型中最大滞后阶数取为4阶。经过简洁化处理后，各国固定资产增长率的ARDL模型最终设定是：美国为（2,4,4,1），日本为（2,0,1,3），德国为（1,0,1,0），法国为（3,0,4,3），英国为（0,0,0,3），意大利为（3,2,2,0），加拿大为（2,3,0,2）。

（一）短期估计结果及相关诊断检验分析

根据最终的模型设定标准，表4给出了利用ARDL方法估计出的各国模型短期系数值，反应的是条件误差修正模型中实际有效汇率变化的短期动态效应，因为实际有效汇率是本文关注的解释变量，该表只列出各国固定资产增长率方程中实际有效汇率的一阶差分变量及其各滞后期的系数值。各国ARDL模型的相关诊断检验结果见表5，其中包括各估计方程的4阶序列相关、残差项正态分布和1阶条件异方差等检验。

注：1-t ECM 表示误差修正项，

?表示对变量进行一阶差分，括号中为t 统计量。此表省略了INV ?、GRH ?和r ?各滞后期系数值，仅

列出RE ?及其各滞后期的系数值。

从短期来看，误差修正项的系数都显著为负数，这表明在经济受到冲击后，四个变量（利率、实际有效汇率、国内产出增长率和固定资产增长率）都呈现出向长期均衡点收敛的趋势。（1）实际有效汇率贬值刺激了日本、意大利的固定资产投资。在现实经济生活中，名义货币工资具有刚性，工资不能对货币贬值引起的通货膨胀做出及时的调整，货币工资的调整相对于价格变化存在较长的滞后期。货币贬值导致工人的实际收入减少，而企业主的实际收入和利润增加。而与工人这样的固定收入群体相比，企业主具有较低的边际消费倾向，实际收入增加了但消费基本不变，投资需求增加。（2）实际有效汇率贬值抑制了美国、德国、法国、英国以及加拿大的固定资产投资。从供给角度来分析，汇率贬值引起了进口原材料价格的上涨，导致生产成本增加，利润减少，从而减小了固定资产投资需求。

注：

SC )4(2χ、N )2(2χ、ARCH )1(2χ分别表示检验估计方程4阶序列相关、残差项正态分布和1阶条件异方差的卡方统计值，方括号中为P

值。“*、**、***”分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

从相关诊断检验结果来看，英国的固定资产增长率模型中存在严重的4阶序列相关，意大利和加拿大的模型残差项不服从正态分布，7国的模型都不存在1阶条件异方差。7国的估计模型中，调整后的拟合优度最小值为0.587，最大值是0.795，各个回归方程的拟合程度较高。

（二）长期估计结果分析

表6是利用ARDL 模型估计出的各国固定资产投资方程的长期系数值，反应出的是各变量间的长期关系。

注：括号内是t 统计量。

长期来看，利率水平提高使得美国、日本、德国、法国、英国、意大利各国的固定资产投资减少。在投资收益不变的条件下，利率水平的升高导致了借贷成本的增加，抑制了投资需求。反之，利率下跌则意味着投资成本下降，从而刺激了投资。另外，社会资本状况也会影响到利率作用的发挥，如果存在着大量过剩资本，利率降低就会引起固定资产投资增加，而以上6国都是发达的工业化国家，所以利率水平与固定资产投资增长率负相关。有趣的是利率水平升高反而刺激了

加拿大的固定资产投资，Beccarini（2007）认为利率的变动幅度与利率水平以及投资水平是正相关的，所以利率与投资之间可能存在正向关系。Krainer（1966）也发现固定资本存量与利率水平正相关。另外可能的原因是，利率水平也反映出了投资的回报率，利率越高则意味着投资回报率越高。

各国的固定资产投资方程中国内产出增长率的系数都显著为正数，经济增长对固定资产投资有促进作用。国内产出增长率通常被认为是资本平均收益率的一个代理，更高的实际国内产出增长率将会鼓励更多的固定资产投资，所以国内产出增长率的系数为正。

除了美国和意大利，变量实际有效汇率的系数估计值都为正值，实际有效汇率贬值对于日本、德国、法国、英国和加拿大的固定资产投资有负向效应。

综合实际有效汇率在短期内和长期内的影响来看：实际有效汇率贬值对于德国、法国、英国以及加拿大的固定资产投资产生负向效应；实际有效汇率贬值对意大利的固定资产投资有正向效应；短期内实际有效汇率贬值刺激了日本的固定资产投资但抑制了美国的固定资产投资，长期内实际有效汇率贬值使得日本固定资产投资减少但使得了美国固定资产投资增加，之所以在短期内和长期内，实际有效汇率对固定资产投资影响会有所变化，可能原因是汇率能否发挥作用及其作用的大小，还因市场条件和市场运行机制的不同而异，随着时间变化，这些因素都可能会发生变化。

（三）稳健性检验

为了避免由参数不稳定可能导致的模型最终设定不可靠问题,本文利用各个估计方程的递归残差累计和（cumulative sum of recursive residuals）以及递归残差平方累计和（cumulative sum of squares of recursive residuals）对模型结构的参数稳定性进行检验。检验结果表明，7个国家的两项残差和都在5%的显著性水平上稳定，估计结果可靠。

四、结论及启示

从汇率贬值角度来看，实际有效汇率贬值对于德国、法国、英国以及加拿大的固定资产投资产生负向效应，仅对意大利的固定资产投资有正向效应。短期内，实际有效汇率贬值抑制了美国的固定资产投资；长期内，实际有效汇率贬值使得日本固定资产投资减少。如果从汇率升值角度来看，实际有效汇率升值促进了德国、法国、英国以及加拿大的固定资产投资，并且实际有效汇率升值分别使得短期内美国和长期内日本的固定资产投资增加；实际有效汇率升值对意大利的固定资产投资有负向效应。长期来看，除了加拿大外，各国利率水平升高都会对固定资产投资产生负向效应；G-7各国的国内产出都与固定资产投资显著正相关。

从1994年开始人民币汇率就一直盯住美元，人民币与其他货币之间的价格形成机制以及调节机制被人为隔离开来，人民币汇率在一定程度上被低估。2005年中国推出的汇率改革政策，通过盯住一揽子货币，在市场机制的作用下发挥汇率对内外经济的基本调节功能，是一种较为有效的汇率形成机制。汇率改革后，人民币汇率有了小幅度的升高，对此国内外学者一直争议不断。刘建和、吴纯鑫（2011）发现人民币兑美元名义汇率升值对我国的固定资产投资存在显著地负向影响，但人民币兑美元名义汇率忽视了其它货币对人民币价格调整机制的作用，使得其汇率作用难以显现。名义汇率的变动也不一定会引起实际有效汇率的同方向变动，而实际有效汇率变动才是引起经济变化的主要原因之一。根据本文对G-7各国的经验分析来看，除意大利外，实际有效汇率

升值均不同程度地促进了各国的固定资产投资。对以固定资产投资作为经济发展最重要推动力之一的中国来说，文章的结果对研究中国的汇率改革及经济增长有重要的借鉴意义。

参考文献：

1.邢予青:《汇率与日本对华直接投资》，《世界经济文汇》2003年第6期．

2.陈六傅、钱学锋：《人民币实际汇率弹性的非对称性研究：基于中国与G-7各国双边贸易数据的实证分析》，《南开经济研究》2007年第1期．

3.康江封、白帆：《固定资产投资与经济增长关联性的回归分析》，《宝鸡文理学院学报》2002年第1期。

4.刘建和、吴纯鑫：《进出口、汇率与固定资产投资：绝对模型和相对模型的考察》，《国际贸易问题》2011年第5期。

5.王红梅：《浅谈投资与经济的关系》，《内蒙投资研究》1990年第1期。

6.薛进军：《西方经济增长理论的新思路》，《中国社会科学院研究生院学报》2000年第4期。

7.姚耀军：《中国金融发展与全要素生产率—基于时间序列的经验证据》，《数量经济技术经济研究》2010年第3期。

8.Alexander, S. Effects of a Devaluation on a Trade Balance, IMF Staff Papers, 1952, April, pp: 263—278.

9. Bahmani-Oskooee, M. and Hajilee, M. On the Relation between Currency Depreciation and Domestic Investment. Journal of Post Keynesian Economics, 2010, 32(4): pp: 645-660.

10. Bahmani-Oskooee, Tanku, Altin. Black Market Exchange Rate, Currency Substitution and the Demand for Money in LDCs, Economic Systems, Elsevier, 2008, vol. 30(3), pp: 249-263.

11. Beccarini,Investment Sensitivity to Interest Rates in an Uncertain Context: is a Positive Relationship Possible?, Economic Change and Restructuring ,2007,40: 223-234,

12. Blecker, R.A.The Economic Consequences of Dollar Appreciation for U.S. Manufacturing Investment: A Time-Series Analysis. International Review of Applied Economics, 2007, 21 (4): pp: 491–517.

13.Blecker, R.A. External Shocks, Structural Change, and Economic Growth in Mexico: 1979–2007. World Development, 2009, 37 (7): pp: 1274–1284.

14. Campa and Goldberg, Investment in Manufacturing, Exchange Rates and External Exposure. Journal of International Economics, 1995, 38:pp:297-320.

15.Darby,J.,A.H.Hallet,J.Ireland and L Piscitelli, The Impact of Exchange Rate Uncertainty on the Level of Investment, The Economic Journal,1999,109,pp:55-67.

16.Engle R F and Granger C W J．Cointegration and Error Correction：Representation，Estimation and Testing.Econometrica，1987,55(2)pp:251～276

17. James Tobin, A general Equilibrium approach to monetary theory, Journal of Money Credit and Banking 1969, 1(1) Feb.pp: 15-29.

18. Jorgenson, D.W, Captial Theory and Investment Behavior, The American Economic Review 1963, V ol.53, No2.May, pp.247-259.

19. Pesaran, M.H., Y. Shin and R.P. Smith, Pooled Mean Group Estimation of Dynamic Heterogeneous Panels, Journal of the American Statistical Association, 1999，94, 621-624.

20. Pesaran, Smith, Bounds testing approaches to analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics,2001,(16):pp289-326.

21. Robert E. Krainer, A Neglected Issue in Capital Rationing—the Asset Demand for Money, Journal of Finance 1966, pp. 731-736

22.Serven，Real Exchange Rate Uncertainty and Private Investment in Developing Countries。Policy Research Working Paper Series 2823, The World Bank. 2002

汇率波动与经济增长的关系_基于实际有效汇率的分析

2006年第6期 双月刊 总第159期 中南财经政法大学学报 JOURNA L OF ZH ONG NAN UNIVERSITY OF ECONOMICS AND LAW №.6.2006 Bim onthly Serial№.159汇率波动与经济增长的关系 ———基于实际有效汇率的分析 张学毅1　孙　静2 (1.中南财经政法大学信息学院,湖北武汉430073;2.成都理工大学工程技术学院,四川乐山614007) 摘要:随着人民币汇率浮动管理制的进一步推行,分析汇率的波动对经济增长的效应是我国亟待解决的问题。本文通过对比分析17个工业发达国家的经验数据,得出人民币实际有效汇率的经济增长效应呈现显著的滞后影响,但其当期效应并不显著的结论。 关键词:实际有效汇率;经济增长;Panel—data模型;岭回归模型 中图分类号:F830.92 文献标识码:A 文章编号:100325230(2006)0620063204 西方经济学家对汇率问题的研究主要集中在汇率波动的原因上,产生了成熟的汇率决定论和汇率变化理论;国内学者的研究基本上还停留在人民币的法定贬值或升值对我国国际收支的调节作用以及外商直接投资的影响上。在管理浮动汇率制下,汇率波动的经济增长效应怎样?政府该如何干预外汇市场使市场汇率向有利于本国经济的方向发展?这是当前我们亟待解决的问题。本文在对比分析工业发达国家实际有效汇率波动对其经济增长影响的基础上,对人民币实际有效汇率波动的经济增长效应进行了分析,并借鉴工业发达国家汇率浮动管理的经验,为我国货币当局今后的汇率浮动管理提供现实的参考依据。 一、工业发达国家实际有效汇率波动对其经济增长的影响分析 1.指标与样本的选取 在分析中经常用到名义有效汇率指数和实际有效汇率指数。其中名义有效汇率指数是以贸易比重为权数的综合汇率,它反映了一国货币在国际贸易中的总体竞争力和波动程度。实际有效汇率指数(REER)是在名义汇率的基础上,剔除本国物价相对样本国家的物价水平的相对变化对本国实际购买力的影响。实际有效汇率指数上升表示本币升值,下降表示本币贬值。 本文选择的实际有效汇率指数是I MF公布,并以相对消费物价指数为基础测算的(2000年= 100),第i个国家实际有效汇率指数的计算公式为[1]: REER i=∏ j≠i P i R i P j R j W ij 收稿日期:2006209215 作者简介:张学毅(1962—),男,湖北武汉人,中南财经政法大学信息学院副教授; 孙　静(1982—),女,湖北武汉人,成都理工大学工程技术学院。

实际有效汇率

实际有效汇率 有效汇率是一种加权平均汇率，通常以对外贸易比重为权数。有效汇率是一个非常重要的经济指标，通常被用于度量一个国家贸易商品的国际竞争力，也可以被用于研究货币危机的预警指标，还可以被用于研究一个国家相对于另一个国家居民生活水平的高低。 人民币实际汇率的具体计算公式如下： REER=（ER×CPI*）/ CPI （1） 其中：ER表示中美双边名义汇率，REER的人民币兑美元双边名义汇率（ER），CPI 为以**年为基期的中国消费物价指数，根据中国统计年鉴和统计公报中的环比CPI换算所得；CPI*为以**年为基期的美国城市消费物价指数，根据美国劳工部**年的定基CPI换算所得。 在具体的实证过程中，人们通常将有效汇率区分为名义有效汇率和实际有效汇率。一国的名义有效汇率等于其货币与所有贸易伙伴国货币双边名义汇率的加权平均数，如果剔除通货膨胀对各国货币购买力的影响，就可以得到实际有效汇率。实际有效汇率不仅考虑了所有双边名义汇率的相对变动情况，而且还剔除了通货膨胀对货币本身价值变动的影响，能够综合地反映本国货币的对外价值和相对购买力。 目前，通行的加权平均方法包括算术加权平均和几何加权平均两类。在测算有效汇率时，研究人员往往根据自己的特殊目的来设计加权平均数的计算方法、样本货币范围和贸易权重等相关参数，得出的结果可能存在一定的差异。 2015年12月11日，中国外汇交易中心正式发布CFETS人民币汇率指数。数据显示，2015年11月30日CFETS人民币汇率指数为102.93，较2014年底升值2.93%。尽管2015年以来人民币对美元汇率有所贬值，但从更全面的角度看，人民币对一篮子货币仍小幅升值，在国际主要货币中人民币仍属强势货币。人民币汇率指数能够更加全面地反映人民币币值的综合变化，为社会观察人民币汇率提供了另外一个角度。这一指数的颁布，将逐渐把参考一篮子货币计算的有效汇率作为人民币汇率水平的主要参照系，可以消除恐慌、引导预期，更为全面地体现汇率的弹性。 汇率指数主要用来综合计算一国货币对一篮子外国货币加权平均汇率的变动。参考一篮子货币与参考单一货币相比，更能反映一国商品和服务的综合竞争力，也更能发挥汇率调节进出口、投资及国际收支的作用。 中国外汇交易中心公布的人民币汇率指数算法说明显示，CFETS人民币汇率指数参考CFETS货币篮子，具体包括中国外汇交易中心挂牌的13个人民币对外汇交易币种，样本货币权重采用考虑转口贸易因素的贸易权重法计算而得。其中，权重最高的货币依次为美元、欧元、日元、港币，权重分别为26.4%、21.39%、14.68%、6.55%。样本货币取价是当日人民币外汇汇率中间价和交易参考价。指数基期是2014年12月31日，基期指数是100点。外汇交易中心表示，将定期公布CFETS人民币汇率指数，暂时没有公布未来指数发布的时间和频率。 “以前我们也会观察国际清算银行(BIS)公布的人民币名义有效汇率和实际有效汇率，其中名义有效汇率扣除通胀因素就是实际有效汇率，但是两者都是低频数据。新的人民币汇率指数有能力做到高频公布，就像ICE美元指数就是一个实时公布的指数。不过，新指数的广泛使用需要一个过程。”赵庆明表示。 外汇交易中心表示，为便于市场从不同角度观察人民币有效汇率的变化情况，外汇交易中心参考BIS货币篮子、SDR货币篮子计算了人民币汇率指数，2015年11月30日上述两

实际有效汇率测算

实际有效汇率测算 内容摘要:实际有效汇率相比名义汇率、实际汇率,更能反映一国货币在国际经济中的实际竞争力,而实际有效汇率测算又因人和因研究主题而异。本文总结相关文献,对实际有效汇率的定义、分类、测算方法、数学表达式等以及IMF测算实际有效汇率的方法作了梳理,目的是把实际有效汇率测算比较系统清晰地呈现出来,供有关研究参考。 关键词:实际有效汇率定义测算 实际汇率定义及分类 经济学文献中提到的实际汇率定义主要有以下两种: 一种是以同一种货币表示的本国与外国之间的相对价格,也称为外部实际汇率,数学表达式是,其中E是本国货币的名义汇率(直接标价法),Pf 是外国价格水平,Pd是本国价格水平。EXRER上升,本币贬值;EXREX下降,本币升值。因为是以绝对购买力评价衡量的均衡汇率,所以也有学者把EXRER称作购买力评价实际汇率,EXRER也反映现实中本币名义汇率与均衡汇率之间的偏离程度。 另一种实际汇率是一个国家内部贸易品价格与非贸易品价格之间的比率,也称为内部实际汇率,数学表达式是,PT为本国贸易品的国内价格水平,PN为本国非贸易品的国内价格水平。INRER上升,本币贬值;INRER下降,本币贬值。 外部实际汇率还可以根据涉及国家数量多少再作细分,分为双边外部实际汇率和多边外部实际汇率。多边外部实际汇率即所谓实际有效汇率(Real Effective Exchange Rate)。内部实际汇率可以根据涉及产品数量多少,分为两产品(贸易品与非贸易品)、三产品(进口品、出口品与非贸易品)、多产品(多种进口品、多种出口品与非贸易品)实际汇率。从理论角度说,多产品内部实际汇率分析问题更细致、严密,但从实际操作看,测算难度极大,实用性不强。 还有一种实际汇率,叫均衡实际汇率。均衡实际汇率并不是指使短期外汇市场出清的市场均衡汇率水平,而是指较长时期内与基本经济变量的变化趋势保持一致、使本国经济发展保持可持续性、使宏观经济保持稳定的实际汇率水平。均衡实际汇率是带有某种政策目标的实际汇率,这个政策目标通常是指维持一国经济实现内部和外部的同时均衡。 从宏观经济分析方法层面上看,均衡实际汇率是中长期内与宏观经济内外均衡保持一致的实际汇率;从一国的经济福利层面上看,均衡实际汇率是在中长期内

测算方法

二、测算方法 实际汇率是国际金融领域的一个关键变量，反映了该国的国际竞争力水平，对国际收支状况和宏观经济活动产生重要影响。因此，实际汇率的变动对一国宏观经济政策具有重要的指导意义。但是它不可以在现实中直接观测得到，需要通过名义汇率进行测算，将名义汇率价格调整到实际汇率有不同的方法，实际研究中的测算方法有： 1.价格指数调整的实际汇率 这个方法是基于购买力平价理论的一种方法，相对购买力平价理论认为汇率的变化要与同一时期内价格水平的相对变动成正比。因此实际汇率可以表示为： P P NER RER * ?= （1） 其中，RER(real exchange rate)表示实际汇率，NER(nominal exchange rate)表示名义汇率，*P 和P 分别表示外国和本国的价格指数。价格指数一般用消费价格指数或GDP 平减指数。 但是在实际中，经过学者大量研究发现购买力平价理论在很多国家并不适用，因此这种测算方法也用的越来越少。 2.以贸易品和非贸易品价格调整的实际汇率 现在更多的研究者把实际汇率定义为贸易品价格和非贸易品价格的比率。具体公式为： N P P RER T = （2）

其中，T P 表示贸易品的价格，N P 表示非贸易品的价格。贸 易品价格相对于非贸易品价格上升（下降），则表示本国购买力的下降（上升），本国汇率贬值（升值）。但是实际中，并没有按照可贸易品价格和不可贸易品价格分类的统计数据资料，因此一般用国外价格指数代替贸易品的价格指数，用本国的价格指数代替非贸易品的价格指数。在对我国的实际汇率进行测算时，由于数据的原因，很多学者用外国批发价格指数代替贸易品的国外价格，我国的全国零售价格指数或消费价格指数代替非贸易品价格。即： P P NER RER * ?= （3） 其中，*P 表示外国的批发价格价格指数，作为贸易品的国外价格的替代变量，乘以NER 就得到贸易品的国内价格的替代变量。P 表示本国的消费价格指数，作为不可贸易品的国内价格的替代变量。由于我国的消费价格指数CPI 自1985年开始才公布，因此在测算1985年以前的实际汇率时，也可以用我国的零售价格指数RPI 来代替。 这种方法测算得到的实际汇率反映了资源在贸易品部门和非贸易品部门之间进行配置的激励机制。实际汇率上升使贸易品的生产相对有利，资源向贸易部门转移；实际汇率下降使非贸易品的生产相对有利，资源向非贸易部门转移。同时，它也反映了一国贸易品的国际竞争力变化。实际汇率下降，即实际汇率升值，说明贸易品的国内生产成本上升，

国际经济学名词解释

国际收支平衡账户：一国的国际收支是一国居民与所有外国居民在一定时期经济交往的货币价值记录。 官方外汇干预：指一国的货币当局介入外汇市场，通过买卖货币以影响汇率的变动。 官方国际储备：指一国货币当局（主要是中央银行）所拥有的，可以满足国际收支平衡所需要的对外资产，包括货币性黄金、特别提款权、在IMF的储备头寸和外汇储备等官方外汇资产。 官方结算余额（国际收支平衡）：指基本差额加私人短期资本流动差额所得到的国际收支差额。远期交易市场：进行远期合约交易场所，交易按照约定条件在未来某一日期交割结算，常单指远期外汇市场。 载体货币：是一种在发行该种货币以外国家的国际交易中被广泛使用的货币。 汇率超调：也称“汇率调节过度”，指当汇率对某一扰动作出反应时，汇率最初的变动会超过其最终要达到的均衡水平，然后逐渐恢复到长期均衡位置的现象 费雪效应：指预期通货膨胀率和实际利率在长期中同比例变化的关系。 一价定律：指在不存在运输费用和不存在贸易保护的自由市场上，同种商品在任何国家出售，按统一货币计量的价格应该相等。 实际汇率：实际汇率是指将现实汇率经过相对物价指数调整后得到的汇率，即名义汇率（两国货币的相对价格）×外国价格水平与本国价格水平之比。 J曲线：描述货币贬值所引起的经常项目净收入先降后升轨迹的曲线。 转嫁：特指汇率转嫁，指一国名义汇率的上升（即本币贬值），会转嫁为进口产品的本币价格上涨的情况。 马歇尔—勒纳条件：本币贬值会改善贸易逆差，但需要的具体条件是进出口需求弹性之和必须大于1 国际收支危机：指一国货币因国际收支严重逆差而导致急剧贬值的情况。 冲销性外汇干预：指一国中央银行所采取的一种进行数量相等但方向相反的国外和国内资产交易以抵消外汇交易对国内货币供给影响的外汇干预政策。 外部平衡：指一国经济发展和世界经济相协调的状态（经常项目的最优水平）。主要指标是国际收支保持基本平衡，没有大量的赤字或盈余。 物价—硬币—流动机制：假设本国经常项目赤字，由于本国赤字，会导致黄金流出本国，导致本国货币供给减少，物价下降，出口成本降低，使得经常项目改善，黄金逐渐流进本国，最终两国储备流通停止，都达到国际收支平衡。 名义的和实际的有效汇率指数：名义有效汇率指数是以贸易比重为权数的综合汇率，它反映了一国货币在国际贸易中的总体竞争力和波动程度。实际有效汇率指数指在名义有效汇率的基础上，提出本国物价相对样本国家的物价水平的相对变化对本国实际购买力的影响。 欧洲货币体系的信誉理论：违背国际汇率协定而可能付出的政治代价约束了政府的某些货币行为，即通过使本国货币贬值来获得短期的利益，而实际付出的代价却是长期高通货膨胀带来的经济崩溃。 最优货币区：最适于拥有单一货币的区域。

实际有效汇率、固定资产投资与经济增长

实际有效汇率、固定资产投资与经济增长 ——基于G-7国家经验分析与启示 内容提要：以各国1995—2012年的季度数据为样本，采用界限检验法以及自回归分布滞后模型(ARDL)，本文对G-7国家固定资产投资增长率方程进行了协整估计，旨在分析实际有效汇率对固定资产投资的影响，试图为研究我国汇率改革提供一些可借鉴的参考。实证发现：短期来看，实际有效汇率与美国、德国、法国、英国以及加拿大的固定资产投资正相关；长期来看，实际有效汇率升值促进了日本、德国、法国、英国和加拿大的固定资产投资。总体上，实际有效汇率升值均不同程度地促进了G-7各国的固定资产投资。 关键词：实际有效汇率自回归分布滞后模型界限检验固定资产投资 一、引言与文献回顾 我国在过去的2012年稳增长、调结构、惠民生的组合政策措施将进一步显效，我国经济增长有望企稳缓升，我国经济呈现缓中趋稳、稳中缓升的U型走势,预计全年GDP增长7.7%，CPI上涨2.7%，城镇新增就业超过1200万人。展望2013年，全球不确定因素依然较多，经济复苏仍将缓慢。目前，国内稳增长、调结构、惠民生的组合政策措施将进一步显效，我国经济有望企稳缓升。从中国当前经济形势来看，投资仍是稳增长的主要力量。各种改革加速推进，特别是金融体制改革，例如贷款利率市场化等，从利率到汇率都有一些变化。金融改革与固定资产投资有着内在联系，本文重点关注汇率层面的关系。在当前全球经济低迷的情形下，对以固定资产投资作为经济发展最重要推动力之一的中国，研究1994年以后汇率对G-7各国固定资产投资的影响，对中国的汇率改革及经济发展有重要的借鉴意义。 从1994年开始人民币汇率就一直盯住美元，2005年中国推出新的汇率政策，它通过盯住一揽子货币，在市场机制的作用下发挥汇率对内外经济的基本调节功能。汇率改革以后，人民币汇率有了一定幅度的升值，对此问题国内外学者争议不断。2011年度G-7各国美国、日本、德国、法国、英国、意大利和加拿大的国内生产总值的全球排名分别为：1、3、4、5、7、8以及10，2011年中国的国内生产总值居全球第二位。 从直接相关的文献来看，目前只有刘建和、吴纯鑫（2011）利用中国的数据，研究了美元兑人民币名义汇率对固定资产投资的影响。但事实上，与名义汇率相比，实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加真实地反映一国货币的对外价值。因此，本文拟选取G-7各国，以1995—2012年的季度数据为样本，考察实际有效汇率对

有效汇率

新汇改下的“有效汇率” 一、有效汇率的定义及计算方法 1、定义 有效汇率是一种以某个变量为权重计算的加权平均汇率指数，它指报告期一国货币对各个样本国货币的汇率以选定的变量为权数计算出的与基期汇率之比的加权平均汇率之和。通常可以一国与样本国双边贸易额占该国对所有样本国全部对外贸易额比重为权数。有效汇率是一个非常重要的经济指标，以贸易比重为权数计算的有效汇率所反映的是一国货币汇率在国际贸易中的总体竞争力和总体波动幅度。 我们知道，一国的产品出口到不同的国家可能会使用不同的汇率。另外，一国货币在对某种货币升值时也可能同时在对另一种货币贬值。即使该种货币同时对其他货币贬值（或升值），其幅度也不一定完全一致。因此，从20世纪70年代末起，人们开始使用有效汇率来观察某种货币的总体波动幅度及其在国际经贸和金融领域中的总体地位。 有效汇率反映出报告期一国加权平均汇率与基期汇率的变动程度，通常用于度量一国商品贸易的国际竞争力，也可以用于研究货币危机的预警指标，还可以用于研究一个国家相对于另一个国家居民生活水平的高低。有效汇率通常区分为名义有效汇率和实际有效汇率。

一国的名义有效汇率等于其货币与所取样本贸易国货币各双边名义汇率以与各样本国双边贸易占一国对一揽子样本国对外贸易比重为权数计算的报告期与基期加权平均数变动之和。如果以名义有效汇率为基础，剔除通货膨胀对一国和各样本国货币购买力的影响，就可以得到实际有效汇率。实际有效汇率不仅考虑了一国对各样本国双边名义汇率的相对变动情况，而且还剔除了通货膨胀对货币本身价值变动的影响，能够综合地反映本国货币的对外价值和相对购买力。在测算有效汇率时，研究人员往往根据自己的特殊目的来选择样本货币范围、变量指标和加权平均数的计算方法以及基期，样本货币范围、变量指标和加权平均数的计算方法以及基期不同，计算的有效汇率一定存在差异。 2、计算方法 1.公式1 A 币的有效汇率=∑A 国货币对 i 国货币的汇率指数（以基期为100）× A国对i 国贸易额/A国全部贸易额 2.公式2 有效汇率计算公式 其中，R指有效汇率；ri是该国货币与第i个国家的货币之间的双边汇率；xi是第i个国家在该国对外贸易中的比重。