宏巩谨济研 2013年第8期
基于弹性价格货币模型的
人民or,汇率实证研究
张建英
内容提要 人 民币汇率问题一直是 国际金 融
所关心的热点问题之一。本文在弹性价格货币模
型的基础上，选取2005年1月～2011年12月的中
关两国月度数据 ，应 用计量方法对人 民币汇率及
模型中的三个相对变量(中美两国相对货 币供给
量、相对 国民收入、相对利率)进行 了实证检验，结
果表明：在考虑剔除物价因素后的实际有效汇率
下 ，三个相对变量不能很好地拟合人 民币汇率的
变动；而在名义人民币汇率下，中关两国相对货币
供给量和相对利率的变化对人民币汇率的影响是
反向的 ，而相对国民收入对人民 币汇率的影响是
正向的，这与弹性价格货 币模型的理论结论不完
全一致。并在此基础上进一步对三个长期影响因
素进行了协整分析 ，得 出人 民币汇率与三个影响
因素之 间存在长期稳定关系的结论 ，并建立VAR
模型分析了三个长期因素变动对人民币汇率变动
的冲击效应。最后，基于实际有效汇率不能得出协
整关系的结果，对名义汇率和实际有效汇率做了
详细分析，并结合前述实证结论给出相应的政策
建议 ，即在 当前的国际形势下要不断加强人民币
汇率改革，形成更加灵活、有效的人民币汇率。
关键词 弹性价格货 币模 型 人 民 币汇率
实证研 究
一
、引言
汇率制度和汇率政策无论是对单一国家的内
外均衡还是对世界经济的共同发展都起着重要的
作用。中国作为世界上最大的发展中国家，同时也
作为一个蓬勃发展的新兴市场国家，历来重视对
汇率的变动及其维持汇率稳定在推动世界经济稳
定发展中的作用。自改革开放以来，随着中国经济
发展和金融国际化程度的不断提高，中国于1994
年 1月1日开始实行以市场供求为基础、以单一货
币进行调节、有管理的浮动汇率制，至此，人民币
汇率开始实行有管理的浮动汇率制；1996年 12月
人民币在经常项目下实现自由兑换，使人民币朝
着国际化的程度进一步推进；20世纪90年代频繁
发生的经济危机和金融危机对经济的增长和发展
产生了重大的抑制作用，而汇率作为连接国与国
之间的重要因素，在货币危机的传导中起了很大
作用。为进一步推动中国汇率向着更有利的方向
发展，中国人民银行于2005年7月21日宣布实行
“以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、
有管理的浮动汇率制度”。至此，多年来一直被视
为“天经地义”的美元兑人民币1：8．2765的比价从
此颠覆。
中国作为世界上最大的发展中国家，而美国
作为世界上最强大的发达国家，两国的货币一直
以来备受全球关注。人民币与美元兑换的趋势将
是我们研究的深层次问题，也是国际金融研究中
不变的热点。在国际资本流动不断增强的国际背
景下，外汇需求不仅来 自商品市场、资产市场，而
且严重依赖于货币发行国的货币市场，汇率的决
定离不开这些市场的共同作用。因此，就中国当前
形势 ，有必要进一步研究这些市场之间的动态联
系对汇率变动的影响，分析汇率与市场之间的关
系。本文正是通过应用汇率决定方法来重新考察
货币供给、利率、实际收入等宏观经济指标与人民
币汇率之间的相关程度 ，从而成为金融政策选择
和经济预测的参考依据。
55
宏观锂海研宏2013JF．-~J8期
二、弹性价格货币模型相关理论
(一)弹性价格货币模型的起源
弹性价格货币模型是现代汇率理论中最早建
立、也是最基础的汇率决定模型，其主要代表人物有
弗兰克尔(J．Frenke1)、M．Mussa、考霍(P．Kouri)、比
尔森(J．Bilson)等人。它是在 1975年瑞典斯德哥尔
摩附近召开的关于“浮动汇率与稳定政策”的国际
研讨会上被提出来的。弹性货币法的一个基本思
想是：汇率是两国货币的相对价格，而不是两国商
品的相对价格，因此汇率水平应主要由货币市场的
供求状况决定。
(二)弹性价格货币模型的两个重要假设
1、稳定的货币需求方程
首先考虑一国货币市场的需求函数，它取决于
实际收入Y、价格水平P和利率水平i。即货币需求
函数LD=L(Y，i)，而实际的货币供给为M／P。货币供
给等于货币需求，即有：M／'P=LD。假设货币需求的函
数形式为：
旦 ：Ke一
P
其中， 表示货币需求的收入弹性，入表示货币
需求的利率准弹性，K为参数。
为方便起见，不妨设K=I，再对(1)两边同时取
对数可得：LnM=LnP+'qLnY—ki，
即：对于本国：
LnP=LnM一"qLnY+M (2)
对国外也有类似的关系式：
LnP*=LnM*一 采LnY木+ 木i卑 (3)
假定本国与外国的货币需求方程相同，即 = ，
k=h ，
则上式最终可改为
LnP*=LnM*一~LnY*+ki* (4)
2、购买力平价持续有效
国内货币市场与外国货币市场满足购买力平
价。根据购买力平价关系式并化成对数形式有：
D
Lne=Ln =LnP—LnP* (5)
P木
将(2)、(4)式代人(5)式中有：Lne=LnP—LnP*=
(LnM—LnM*)一-q(LnY—LnY*)+ (i—i})，即为弹性价
格货币模型的基本模型。
(三)弹性价格货币模型的基本形式和结论
Lne=~t(LnM—LnM*)+~(LnY—LnY*)+ (i—i )
模型将汇率的决定主要归因为三组变量：两国
相对的货币供给量、相对的实际收入和相对利率。
三组变量对汇率的影响：
(1)在其他因素不变的前提下，如果本国的货
币供给量相对于外国增加，则本国的公共支出增
加，进而引起本国价格水平的上升 ，因为购买力平
价成立，价格水平的升高会导致汇率的上升，即本
币贬值；反之本币升值。
(2)~11果国内的实际收入水平提高，则对货币
的需求也相应增加。在货币供给量与利率不变的情
况下，要保持货币市场的均衡，必然要求国内价格
下降，而国内价格的下降又会反映到汇率的变化
上。根据购买力平价，汇率下跌，本币升值。同样，国
外实际收入水平的上升将导致国外价格的下跌，为
维持购买力平价，本币将贬值。
(3)本国利率的上升(下降)将会导致本币的贬
值(升值)。这是因为利率的上升(下降)将会导致货
币需求的下降(上升)，从而导致国内价格的上升
(下降)，最终导致本币贬值(升值)。
三、研究方法及数据选取
(一)研究方法
本文应用计量方法，通过Eviews6对中美两国
的数据进行实证分析，研究对象是弹性价格货币模
型中对汇率有影响的三个长期因素，即中美两国的
相对货币供给量、相对国民收人和相对利率是否与
汇率存在长期均衡关系。
(二)数据选取
根据数据的可获性，本文采用2005年 1月一
2011年 12月的中美两国的月度数据。中美两国的
国民收人都用GDP指标；中国的货币供给量采用
M2口径，美国的采用M1①口径；中美两国的利率均
采用一年期金融机构存款利率。
1、数据采用指标及来源如表1所示
2、对模型中数据处理
由于数据采用2005年1月一2011年12月的月
度数据，即为一个较长范围的时间序列数据，而时
宏观锃济研宏2013年第8期
表1 数据采用指标及来源表
选取指标 国内生产总值 广义货币供给量 一年期金融机构存款利率 居民消费价格指数
中国数据 指标简称 CH GDP CH M2 CH i CH CPI
数据来源 《中国统计年鉴》 《中国统计年鉴》 《中国统计年鉴》及部分网络 《中国统计年鉴》
选取指标 中美两国汇率(人民币对美元中间价)
指标简称 er
数据来源 中国人民银行统计调查司
选取指标 国内生产总值 货币供给量 一年期金融机构存款利率 居民消费价格指数
美国数据 指标简称 US GDP US M1 US i US CPI
数据来源 美国商务部 美国商务部 东方财富网 美国劳工部
间序列数据会受到物价、季节等一系列因素的影
响，因而为提高模型的精度和可信度，在建模前对
所用的时间序列数据进行相关的处理。
(1)剔除价格因素
文中中美两国的国民收人(采用 GDP为指标)
及货币供给量(采用M2或 M1为指标)均为名义值 ，
为更准确地反映变量关系，对中美两国的GDP和货
币供给量(M1或M2)剔除价格因素。由于居民消费
价格指数(CPI)在很大程度上能够反映一国价格水
平，故将以2005年为基期的中美两国的CPI同比指
标转化为定基比，再分别用中美两国的名义国内生
图 1(A) 中国GDP名义量
图2(A) 中国M2名义量
产总值(GDP)和货币供给量(M1／M2)除以相应的
物价指数得到实际值。图1一图4分别反映了中美
两国的名义GDP、M1、M2和实际GDP、M1、M2。
(2)剔除季节因素
由于文中选用数据为月度数据，且中美两国月
度数据 GDP是根据季度数据GDP的平均值得到 ，
美国的月度数据M1也是根据季度数据平均得到，
故理论上讲这些数据可能存在季节因素；而从序列
的图形图1(B)、图3(B)、图4(B)上看也的确存在
季节因素，故采用x一12方法对CH—GDP、US—GDP
以及US—M1剔除季节因素。
图1(B) 中国GDP实际量
图2(B) 中国M2实际量
57
㈨咖 ㈨ ㈣ 啪
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宏观锃湃唧宏2013年第8期
图3(A) 美国GDP名义量
图4(A) 美国M1名义量
CH
_ GDP05-SA
US GDP05
图3(B) 美国GDP实际量
图4(B) 美国M1实际量
US GD1：)05 SA
图5 剔除物价和季节因素后的中国GDP 图6 剔除物价和季节因素后的美国GDP
US M105_ A
(3)单位根检验
变量的平稳性检验如表2所示。
四、基于中美两国汇率的弹性价格货币
模型实证检验
(一)基于实际有效汇率的弹性价格货币模型
检验
图7剔除物价和季节因素后的美国货币供给量M’ 通过对以上变量进行单位根检验可知
，模型中
．58
宏巩锂济研定2013年第8期
表2 变量的平稳性检验表
变量 检验类型(C，T，P) ADF统计量 5％的临界值 P值 检验结果
CH
_
LntGDlP (C，O，3) -1．,5525 -2．8981 0．5O20 不平稳
AC]H
_ LnGDP (C，0，2) -4．3730 -2．8981 O．0oO2 平稳
CH
_ LnkM2 (C，0，5) O-3129 -2．8991 O．9776 不平稳
△CH
_ LnlM2 (C，0，4) -3．,6353 -2．899l 0．007I 平稳
CH
— I (C，0，0) 一1．0306 -2．8967 O．7390 不平稳
△CH I (C，0，O) 一9．,0345 -2．8972 0．O00o 平稳
US
— LnG；DP (C，0，1) 1．5781 -2．8972 0．9994 不平稳
AUS— LnGDP (C，0，0) 一10．9726 -2．8972 0．0001 平稳
LrS LnM1 (C，0，0) -1．6597 -2．8967 0．4478 不平稳
△US LnLM1 (C，0，o) -9．3570 —2．8972 O．OO00 平稳
US I (C，0，1) -0．6058 -2．8972 O．8627 不平稳
△US I (C，0，0) -5．2675 -2．8972 O．Oo00 平稳
LnERE (C，0，3) 一0．9986 -2．8981 O．7504 不平稳
△LnERE LfC，0，2) -2．9445 -2．8981 0．0448 平稳
LnERE
— SJ LfC，0，1) -0．83l1 -2．8972 0_8O47 不平稳
ALnERE SJ (C，0，0) 一11．539 -2．8972 0．0001 平稳
注：C表示含有常数项，T表示包含趋势项，P表示滞后阶数；以上变量ADF检验均采用AIC准则。
的变量均为一阶单整；根据弹性价格货币模型的基
本形式做实证检验如下：
LnERE
—
SJ=I．903—0．002(CH—LnM2-一US—LnM1)一
(7．344) (一0．032)
0．005(CH—LnGDP—US—LnGDP)一
(一1．024)
0_066(CH_I—ES_I)
(一1．525)
R '---0．754 R =0．745
括号里的数值为t统计量。
从上述模型回归结果来看：拟合优度R =0．754
( =O．745)说明模型整体拟合程度较好，但各变量
的t值均不能通过检验，故舍弃选用实际有效汇率
作为被解释变量的弹性价格货币模型。
(二)基于名义汇率的弹性价格货币模型检验
应用同样方法，选用名义汇率作为被解释变量
可得以下结果：
LnER]E=2．583一-0．2245(CH—LnM2一US—LnM 1)+
(16．54) (一5．837)
0．0969(CH—LnGDP-一US_LnGDP)一O．0 1 1
(2．483)
(CH_I—uS_．I)
(一6．015)
R =O．967 R =0．965
括号里的数值为t统计量。
从上述模型回归结果来看：模型的拟合优度R =
0．967(R =0．965)得到改善，各变量的t值也能通过检
验。从经济意义上来看：中美两国的相对货币供给量
和相对利率对人民币汇率的影响与弹性价格货币模
型的基本结论是一致的，也同目前人民币在国际市
场上所处的升值态势一致；而相对国民收入对人民
币汇率的影响与弹性价格货币模型的基本结论不一
致，但与人民币在国内所处的贬值态势是一致的。
表3进一步给出了明确的对比。
(三)基于名义汇率的弹性价格货币模型的进
一 步研究
为进一步研究相对货币供给量、相对国民收入
和相对利率这三个长期因素是否对人民币汇率存
在长期稳定的影响，对上述的四个变量进行了协整
关系检验。
为 了便 于考 察 相 对 量 ，不 妨 令 ：XDM=
InM2_Il1 『sM1、XDY=haGDP-ImUSGDP、Ⅺ )I_删 『SI
故原模型可变为：
Lne=c+etXDM+I3XDY+hXDI+e
对新序列XDM、XDY、XDI做单位根检验 ，如表
4所示。
通过ADF 佥 佥可知：xDM—I(1)、,XDI—I(1)、．XDY～
I(1)
59
宏巩谨溽研完2013年第8期
表3 实证结论与经验结论的对比表
弹性价格模型的经验结论 实证结果 与经验结论 现实状况
其他因素不变，本国货币供给量增加，则本国汇 本国货币供给慢于美国货币供给时，人民币汇率下降，
率上升，本币贬值 人民币升值 一致 与国际态势一致
其他因素不变，本国国民收入增加，则本国汇率 本国国民收入增长快于外国时，汇率上升，人民币相对
下降，本币升值 贬值 不一致 与国内态势一致
若其他因素不变，本国利率增加，则本国汇率上 本国利率与外国利率的差为负，表明当本国利率低于外
升，本币贬值 国时，汇率下降，本币升值 一致 与国际态势一致
表4 序列XDM、XDY、XDI的单位根检验表
变量 检验类型(C，T，P) ADF值 5％的临界值 P值 检验结果
XpM (C，0，1) -1．5739 --2．8972 0．4913 不平稳
△XDM (C，0，o】 -10．5288 -2．8972 O．0oO1 平稳
XDY (C，0，1) 1．2726 -2．8972 0．9984 不平稳
AXDY (C，0，o) -11．2655 -2．8972 O．ooOl 平稳
XDI (C，0，2) -0．2843 -2．8976 0．9217 不平稳
△XDI (C，0，1) --4．5888 -2．8976 O．O003 平稳
注：c表示含有常数项，T表示包含趋势项，P表示滞后阶数；以上变量ADF检验均采用AIC准则。
表5 Johnsen检验的定阶表
hg LogL LR FPE AIC SC HQ
O 212．84lO NA 5．18e-08 -5．424442 —5-3O2686 -5．375740
l 757．9063 1019．343 5．58e-14 一l9．16640 -18．55762* 一18．92289*
2 777．93o7 35．01466 5．O7e-14* 一l9．2653* 一18．16993 -18．82742
3 787．56Ol 16．24995 6．01e-14 一l9．1O4O5 —17．52122 -18．47094
4 803．3250 24．65281 6．14e-14 一l9．O9935 —17．O2950 一l8．27143
5 816．8807 l9．71734 6．72e一14 —19．03586 —16．47898 -18．01313
6 839．2827 30．25735 5．93e-14 —19．20215 -16．15825 —17．98461
7 851．5034 15．23616 6．94e—l4 -19．10398 -15．57306 —17．69164
故有变形后方程：
LnERE=c+otXDM+I3XDY+kXDI+e
1、Johnsen检验
(1)模型定阶
为了保持合理的自由度，同时使模型具有较强
的解释能力，消除误差项的自相关，通过表5选择
定阶方式。
通过表 5可知，在 AIC准则下 ，选定的阶数为2
阶，在此基础上应用Johnsen检验得出存在一个协
整方程 ，结果如表6所示。
2、VAR模型
(1)检验VAR的稳定性
当滞后阶数为2时，通过检验VAR模型的F矩
阵的单位根情况来检验VAR是否平稳。图8给出了
在滞后阶数为2时的VAR模型的单位根的分布情
表6 Johnsen检验的协整方程表
Hypothesized Trace O．O5
NO．of CE(s) Eigenvalue Prob． S
tatistic Critical Value
None* O．225782 34．O6385 47．85613 0．0498
At most 1 O．O8O8980 13．33585 29．79707 0．8757
At most 2 O．O63207 6．495588 15．49471 0．6369
At most 3 0．Ol4789 1．2O6846 3．841466 O．1620
Trace test indicates 1 cointegration at O．05 level
denotes rejection of the hypothesis at O．05 level
Maekinnon-Haug-Kichelis(1999、p-values
况，从图8可以看出，VAR在滞后阶数为2时是稳
定的。
通过表7可以进一步看清楚单位根的模，以便
我们作出更精确的判断。
(2)VAR模型的输出结果
宏巩谨济研充2013年第8期
XDI
l XDM I—
I XDY l
L J [LXnDEMXDYXDI (-1 ]+[ 1 (I_1) l I I l (¨) l l L “) J L + -0
．246252
0．53 1349
0．563932
12．4649l
R2：0．998126 _R 0．997921
1．229324
- 0．589570
- 0．539958
— 16．295 10
- 0．024278
0．323533
0．206995
- 3．615671
从拟合优度上来看，上述方程整体拟合程度较
好，说明VAR模型的整体解释能力较好。为具体分
析三个相对因素对人民币汇率的冲击作用，对VAR
的脉冲响应进行分析。
Inverse Roots of AiR Characteristic Polynomia
1．5
1．O
0．5
0．O
．0．5
— 1．0
— 1．5
一 ” ⋯ ～
＼ ·
． l ·
一
；
／
⋯ ⋯ √
一 1．5 -1．0 -0．5 0．0 O．5 1．O 1．5
图8 VAR模型稳定性的单位圆检验图
表7 VAR模型稳定性检验的Modulus值表
Root Modulus
0．985578—0．027934i 0．985974
0．985578+0．027934i 0．985974
O．959054—0．O52305i 0．96O480
O．959o54+0．052305i 0．96O48O
0．407281 O．4O7281
— 0．215853—0．231588i 0．316584
一 0．215853+0．231588i O．3 16584
一 0．272142 0．172142
0．026718
0．752773
- 0．108479
3．847007
0．03731 1
- 0．082914
O．1 17552
1．337257
- 0．043498
- 0．012274
0．788498
— 1．675016
0．004843
0．01 1780
0．000905
0．080530
(3)脉冲响应分析
OO’5
O01O
0t305
O1300
Resporise of D(LnERE)to Oholesky
one S．D．D(,XDM)Innovation
～
＼ ⋯ ．．．
． ． ． ⋯ ⋯
⋯ ．
⋯ 一 一 一 一 一 一 一
图9 两国相对货币供给量对人 民币汇率的脉冲响应图
Responee of D(LnERE)to Cholesky
One S D DC~oY)Innovation
／＼一-~＼．．．．．．
． ． ． ． ． ． ⋯ ／ 一 ’、。-一-．一一．．．．．⋯ 一
，，-一 一 ，．一 一 一 ⋯ ‘
、 ／，，
／
图10 两国相对国民收入对人民币汇率的脉冲响应图
图9反映了在一个新息的冲击下，中美两国相
对货币供给量的变化对人民币汇率变动的影响。很
明显，相对货币供给量对人民币汇率的冲击在 1—
4期存在明显作用，且在第二期达到正向的最大冲
击，随后这种影响开始下降，到第三期这种影响变
×
1●●●●●●●●●一
6 3 6
8 3 6 4
∞ 吣 {三；∞
9 7 5 6
4 5 9 4
6 7 1 0 2 5 9 9
1 1 0 9 0 2 4 3
O 0 0 6
——．．．．．．．．．．．。．。。．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．L
0 5 洲
． 一
∞ ∞
∞ ∞ ∞ ∞
宏巩饪济研 2013年第8期
与其他国家相比上升趋势明显。
(2)2005年7月21 Et，中国人民银行公布公告
决 定即 Et起美元兑人 民币价格调整为 1美元兑
8．11元人民币，开始实施以市场供求为基础、参考
货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，当天人民
币对美元升值2．1％，此后的一段时间人民币对美
元也处于一个不断升值的态势当中。
(3)升值预期。中国经济的高速增长、相关政策
的刺激加上西方国家不断呼吁人民币币值被低估
等诸多因素加大了人们对人民币升值预期的力度。
(4)巨额的外汇储备也给中国人民币升值带来
巨大压力 ，从 2005年 7月到2008年 6月，三年时间
外汇储备增长率为 146．8％，这一增长率也极大地
推动了货币升值。
2、第二阶段 ：2008年 7月一2O10年 6月。这一
—- E RE
—
AD — W HCB
图13 名义汇率与外汇储备走势图
时期中国汇率处于一个平稳的变化期，表明人民币
对美元在这一段时间内升值变化较为平稳。
原因分析 ：2008年 4月 10日，中国外汇交易中
心公 布银 行 间外 汇市场 人 民币汇率 中间价为
6．9920，突破7．O关口，人民币汇率正式进入“6”时
代，到2008年全球金融风暴使中国经济发展放缓，
企业利润下降，贸易顺差减少，人民币对美元的汇
率重新挂钩维持在6．8左右，人民币汇率趋于稳定，
一 度出现连续小幅贬值。
3、第三阶段 ：2010年 7月一20l1年 12月。这一
阶段中国汇率走势直线下滑，表明人民币对美元加
速升值。
原因分析：受美国次贷危机的影响逐渐减弱，
中国经济保持在8％左右的较快增长，同时国际贸
易额保持高额顺差，截至2011年l2月，中国进出口
贸易顺差本期累计额约达1550亿美元，引起外汇
供给的增长和对人民币需求的增加，导致人民币升
值。
(二)对人民币实际有效汇率④的考察
人 民币实际有效汇率是考虑购买力因素后的
汇率。从图14可以看出，人民币兑美元的实际有效
汇率整体呈剧烈波动下滑趋势。从图形观察，在
2005年 1月一2006年5月左右，人民币兑美元的实
际有效汇率波动相对平和。从2006年6月一2o08年
3月以及2010年3月一2011年 l2月 ，人民币兑美元
的实际有效汇率剧烈波动下滑。人民币兑美元的实
际有效汇率的一个较为明显的上升期在2008年9
月一2o09年3月，这也说明受金融危机影响，人民
币出现小幅贬值的状况。
(三)对人民币名义汇率和实际有效汇率的综
图 14 人民币对美元实际有效汇率走势图
合分析
图15明确反映了人民币名义汇率与实际有效
汇率变动趋势及相互关系，可以看出：人民币实际
有效汇率要高于名义汇率，表明在考虑购买力因素
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图1 5 人民币对美元名义汇率与实际有效汇率对比分析图
63
宏巩锃灏 完2013年第8期
的条件下人民币实际升值程度要小于不考虑购买
力因素的人民币的升值程度。
两线之间的黑色区域(图16)表明是否考虑购
买力的情况下人民币升值的波动范围。这一范围对
中国意义重大：例如对中国政府持有的美元国债、
金融债券以及巨额的外汇储备等都很重要，因为这
一 范围反映出中国所持有的美元财富的缩水状况。
从图16可以看出：在所考察的时间段内，在2007年
底，名义汇率与实际有效汇率的缺口存在一个较为
明显的变动。在2007年底以前，人民币名义汇率和
实际有效汇率缺口相对较小，说明在考虑购买力因
素后，人民币对美元升值幅度较小，以人民币计价
的美元财富缩水相对较少；而从2007年底以后，这
个缺口由于受到次贷危机的影响明显加大，说明中
国持有的美元财富缩水程度较大，这对经济发展是
相当不利的。
图16 人民币对美元名义汇率与实际有效汇率缺口图
六、结论及政策建议
(一)实证模型的基本结论
从实证结果来看，选用名义汇率作为考察对象
的弹性价格货币模型比选择实际有效汇率所得的
结果要好。虽然名义汇率下的弹性价格货币模型在
数据上得到了很好的模拟，但实证结论并不与弹性
价格货币模型的理论结论完全一致。中美两国的相
对货币供给量和相对利率对人民币汇率的影响与
理论结论是一致的，而两国相对国民收入对人民币
汇率的影响与理论结论不一致。从另一个角度来
看，三个长期的相对量对人民币汇率的影响是也不
是稳定的。
(二)政策建议
通过对影响弹性价格货币因素的分析，从实证
结果可以看出人民币目前在国际上的位置与态势
— — 人民币的地位越来越重要，但人民币所面临的
问题也较为复杂，既来自国外方面美元施加的不断
升值压力，同时又面临国内因物价上涨而带来的贬
值压力。面对上述问题，人民币汇率应从以下几个
方面不断完善和改革：
(1)要不断完善社会主义市场经济，加快利率
市场化进程，渐进式加快汇率改革，不断增加人民
币汇率短期的稳定性和中长期的灵活性。
(2)合理控制中国的外汇储备增长规模，调整
储备资产结构，优化贸易结构，减小汇率风险，保持
人民币在合理范围内升值。
(3)要不断加强人民币在国际上的地位，保证
人民币同世界主要货币间的汇率稳定，减少经济动
荡，推动世界经济稳定发展。
注释 ：
①这里把美国的货币供给量指标选为M1是根据《黄达
文集(续)》中对中美货币供给量不同口径的分析而定，其
认为中国宽口径的货币供给对应西方中口径的货币供给
量。
②2006年9月，中国人民银行行长周小川在新加坡发
表讲话时指出这种“蹦极走势”为人民币在交易市场上“上
下跳跃”提供了契机。
③根据中国人民银行绍兴支行课题组《人民币实际有
效汇率与指数问题的实证分析》中的公式：
人民币对美元的实际有效汇率： 垦至 薹 鱼 查整 皇。
中国物价指数，美国物价指数
参考文献：
①陈嘉丽、黄良超：《弹性价格货币模型在中国的实证
检验》，《现代商贸工业}2oos年第3期。
②陈嘉丽、王海：《基于人民币汇率对弹性价格货币模
型进行的实证检验》，《财经界}2007年第6期。
③姜波克：《国际金融新编》，复旦大学出版社2008年
版。
④陆琦：《基于弹性价格货币模型的人民币实证研究》，
《当代经济}2010年第8期。
⑤庞浩：《计量经济学》，科学出版社2008年版。
⑥孙勇、彭国富：《基于购买力平价和弹性价格货币模
宏观锃济研宏2013年第8期
型的人民币名义汇率的综合评价》，《统计与管理))2011年
第4期。
⑦赵恒艺：《国民收入、利率变动对汇率的影响过程及
差异性分析——以蒙代尔一弗莱明模型和弹性价格货币模
型为例》，《现代经济信息)2011年第7期。
(作者单位：山西大学工程学院)
责任编辑 希 雨
(上接第54页)的存在是战略联盟运行的最大障碍
(陈积敏和吕柳，2008)。在对联盟成员机会主义行
为的研究上 ，谢守更 (2011)认为，战略联盟内企业
的机会主义行为是由多种原因综合导致的，比如企
业的有限理性、联盟内部企业间信息的不对称、联
盟合约的不完全性、联盟内部竞争以及“零和”思想
的盛行等。因此，为防范采购联盟成员的机会主义
行为，民营石油企业采购联盟在联盟合约设计上应
全面、具体，对参与联盟各方的利益如何分配、联盟
决策如何作出、成员如何加入和退出联盟、联盟内
部成员间出现争端如何解决、联盟成员违背联盟合
约如何惩罚等关键问题都应作出详细规定。针对联
盟运行中出现的问题，要坚决执行采购联盟合约，
严厉处罚违反联盟合约的机会主义行为，并及时完
善联盟合约。
六、结语
保障民营石油企业的原油供给安全对我国石
油石化行业的健康发展和经济的平稳运行至关重
要 ，但这不仅需要民营石油企业 自身不懈努力，提
升自己的综合实力，也需要相关政府部门早日推进
石油行业改革 ，打破 目前的高度垄断局面，赋予民
营石油企业更大的发挥空间，还需要社会各界有识
之士献计献策，集思广益，提出更多、更好的解决方
案。总之，我国民营石油企业目前也许只能算是星
星之火，但只要众人拾柴，星星之火也会形成燎原
之势，民营石油企业很有希望发展成为一支更重要
的市场力量，为保障国家能源安全保驾护航。
注释 ：
①刘一丁：《民企进入油气行业步伐加快——在油气各
领域的影响力都将进一步提升》，《中国能源报)2013年2月
25日，第l4版。
②“排产证明”是由中石油、中石化签发给各民营石油
石化企业的“安排生产”文件，用以向海关证明民营石油石
化企业进口的原油是包含在国营计划内的。
③2004年 12月，在中国石油成品油市场开放的第二
天，国家发展改革委能源局召集国内35家民营石油企业，
召开了“全国油气产业民营企业家座谈会”。会上，能源局
局长徐锭明表示：“国家鼓励民营资本走出去扩展石油市
场，国家将在各种政策上给予扶植。”
④数据来源于《中国500强企业发展报告2012)。
参考文献：
①迈克尔·波特：《竞争优势》，华夏出版社1997年版。
②陈积敏、吕柳：《中小企业联合采购模型与采购联盟
运作模式的探讨》，《中国林业经济)2008年第1期。
③李志传：《中国民营石油企业发展状况和前景展望》，
《国际石油经济》2012年第4期。
④谢守更：《企业战略联盟的治理研究》，重庆工商大学
硕士学位论文，2011年。
⑤徐英华：《我国民营石油企业发展的契机、难点及对
策建议》，《未来与发展)2008年第 12期。
⑥徐英华、李志刚：《新市场环境下我国民营石油企业
发展的目标及途径》，《产业经济)2010年第6期。
⑦杨波、张卫国、石磊：《企业战略联盟中的机会主义行
为及其控制分析》，《现代管理科学》2008年第7期。
⑧余启军：《浅论采购联盟体》，《经济问题)2001年第9
期。
⑨朱芳：《关于我国石油企业跨国经营战略的思考》，西
南石油学院硕士学位论文，2004年。
q9 Essig，M．，Purchasing consortium as symbiotic relation—
ships：Developing the concept of“consortium sourcing”．Europe—
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2000．
@ Vigoroso，M．，Buying consortiums suit some，not al1．
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(作者单位：东北财经大学国际经贸学院)
责任编辑 徐敬东
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