摘要：本文采用1999年12月-2014年9月人民币实际有效汇率和外汇储备的月度数据，分析汇率改革前后我国人民币实际有效汇率与我国外汇储备之间的关系。通过Johanson协整检验，发现在汇率改革前，人民币实际有效汇率与外汇储备之间有协整关系，并且外汇储备是人民币实际有效汇率的格兰杰因果关系，而汇率改革之后，二者既没有协整关系，也没有格兰杰因果关系，并且之后进行脉冲响应函数分析，研究二者之间的短期动态关系，最后得出最终结论并给出相应政策建议。
关键词：人民币实际有效汇率；外汇储备；Johanson协整检验；格兰杰因果关系检验；脉冲响应函数
中图分类号：F289 文献标识码：A 文章编号：1671-1009（2015）23-0175-02
一、数据说明与研究方法
（一）数据说明
有效汇率是一种加权平均汇率，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。通常，人们将有效汇率区分为名义有效汇率和实际有效汇率（REER）。由于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。所以本文选取人民币实际有效汇率进行研究更具真实性和可信性。本文选取1999年12月-2014年9月的人民币实际有效汇率和外汇储备的月度数据，有关人民币实际有效汇率的数据来自国际清算银行（BIS），外汇储备的数据来自国家外汇管理局。
（二）研究方法
由于本文想研究人民币实际有效汇率与外汇储备之间有无长期稳定关系，所以采取Johanson协整检验，采用的软件均为Eviews6.0。
二、人民币实际有效汇率与外汇储备的实证分析
首先根据1999年12月-2014年9月的人民币实际有效汇率（REER）和外汇储备（FER）的月度数据，利用Eviews6.0进行作图，如图1和图2所示。从图1和图2可以看出，我国人民币实际有效汇率在2005年年初降至最低点，之后一路攀升，至2008年末达到高点，而同期我国的外汇储备发生波动。2011年至2013年，人民币实际有效汇率总体上升，而这段期间外汇储备也处于波动状态，较前期及后期上升幅度不明显。从对这两者的变化趋势的初步分析来看，人民币实际有效汇率与外汇储备之间可能有着某种联系。
（一）描述性统计
首先对相关变量进行描述统计，结果如表1所示：
（二）单位根检验
为了消除变量间的异方差性，将人民币实际有效汇率与外汇储备取自然对数。此外，为了防止伪回归现象发生，在做协整检验前，首先对时间序列进行单位根的稳定性检验，同时考察变量的单整阶数，即对变量及其差分进行单位根检验。
（三）Johanson协整检验
通过之前的单位根检验,该时间序列满足进行协整检验的条件。由于Johanson协整检验是基于向量自回归模型的检验方法，因此在进行协整检验前必须首先确定VAR模型的结构。用赤池(Akaike)信息准则(AIC)或者用施瓦茨(Schwartz)准则(SC)选择最大滞后期k值,选择k值的原则是在增加k值的过程中使得AIC的值或者SC的值达到最小。同时我们知道在VAR模型中k值(增加滞后变量个数)适当,可以消除误差项中存在的自相关。但从另一方面看,k值不宜过大。k值过大会导致自由度减小,直接影响模型参数估计量的有效性。经过选择，考虑到上述准则及自由度，最后确定k=4。此时建立的VAR，所有单位根的模都小于1，可知VAR模型满足稳定条件。同时,确定最合适的协整检验模型为序列有线性趋势，协整方程只有截距项。但是经过检验，1999年12月-2014年9月的人民币实际有效汇率和外汇储备之间不存在协整关系。这可能与2005年7月进行的人民币汇率改革有关。于是将整个时间跨度分为两段：1999年12月-2005年7月和2005年8月-2014年9月。1、针对1999年12月-2005年7月的Johanson协整检验确定滞后阶数的原则同上，经过选择确定滞后阶数为2，同时确定最合适的协整检验模型为序列有线性趋势，协整方程只有截距项，得到如表2所示的结果。从表2可以清楚看出，在5%检验水平下判断，迹统计量检验中，16.63095>15.49471，3.103300<3.841466；最大特征值统计量检验中，15.52765>14.26460，3.103300<3.841466。我们可以看出人民币实际有效汇率与外汇储备呈现负相关关系。2、针对2005年8月-2014年9月的Johanson协整检验确定滞后阶数的原则同上，经过选择确定滞后阶数为4，同时确定最合适的协整检验模型为序列有线性趋势，协整方程只有截距项，得到如表3所示的结果。同理进行分析，从表3可以清楚看出，在5%检验水平下判断，迹统计量检验中，10.41332<15.49471，0.863836<3.841466；最大特征值统计量检验中，9.549484>14.26460，0.863836<3.841466。迹统计量和最大特征值统计量检验都表明人民币实际有效汇率和外汇储备不存在协整方程，即二者没有长期的均衡关系。
（四）格兰杰因果关系检验
为了验证人民币实际有效汇率和外汇储备到底谁影响了谁，有必要进行格兰杰因果关系检验，还是如上分成两个时间段分别进行检验,其中所采用的滞后阶数与前文相同。1、针对1999年12月-2005年7月的格兰杰因果关系检验具体检验情况如表4所示：从表4可看出，lnFER是lnREER的格兰杰因果原因，lnREER不是lnFER的格兰杰因果原因，即外汇储备是人民币实际有效汇率的格兰杰因果原因，而人民币实际有效汇率不是外汇储备的格兰杰因果原因。2、针对2005年8月-2014年9月的格兰杰因果关系检验具体检验情况如表5所示：同理进行分析，lnFER不是lnREER的格兰杰因果原因，lnREER也不是lnFER的格兰杰因果原因，即外汇储备不是人民币实际有效汇率的格兰杰因果原因，同时人民币实际有效汇率不是外汇储备的格兰杰因果原因。
三、结论及政策建议
（一）结论
本文通过对汇改前后我国人民币实际有效汇率和外汇储备关系的研究发现，在汇率改革前，人民币实际有效汇率与外汇储备之间有协整关系，并且外汇储备是人民币实际有效汇率的格兰杰因果关系，而汇率改革之后，二者既没有协整关系，也没有格兰杰因果关系，并且脉冲响应函数分析结果也与结论吻合。该结果与国际研究和国内肖晴、李锋（2011）等人的研究结果相一致。
（二）政策建议
正是实行了以市场供求为基础、参考一篮子进行调节、有管理的浮动汇率制度，使一直以来我国外汇储备受汇率牵制的程度有所缓解。由于汇率与外汇储备的牵制关系会随着汇率制度弹性的增大而减弱，所以若当局想要解决一直居高不下的外汇储备问题，我国就有必要进一步扩大汇率形成机制的弹性。
参考文献：
[1]王珍.中国外汇储备管理研究[M].北京:中国金融出版社,2007.
[2]肖晴,李锋.汇改前后人民币实际有效汇率对我国外汇储备的影响分析[J].云南民族大学学报(自然科学版),2011,2:122-125.
作者：何林韩 单位：上海大学经济学院
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