匯率對壹國經濟健康發展起著至關重要的作用，外匯市場的表現也越來越受到各國貨幣當局的關註，因為匯率不僅是壹國貨幣政策的傳導途徑，同時也是壹國發生貨幣危機的導火索。目前，我國自2005年7月21日人民幣匯率制度改革以來，人民幣匯率總體呈現上升走勢，到2009年7月22日，四年來人民幣對美元匯率已累積升值21%，但國際社會依然要求人民幣匯率升值的呼聲很高，處理不當可能會導致經濟內外失衡，同時貿易摩擦加劇。
文獻回顧
關於人民幣匯率問題的研究，主要有以下兩個方面。
第壹個方面側重研究匯率水平問題，即人民幣均衡匯率水平，是人民幣匯率水平被高估還是低估、低估多少的論證基礎，也是支持升值和反對升值論的論證基礎。Robert Mundell（2005）認為不管中國面臨的貿易爭端有多麽激烈，中國都應該保持人民幣匯率穩定，他甚至認為在未來20年內人民幣盯住美元的政策都應保持不變。而日本金融學家、首相智囊黑田東彥（2005）則認為人民幣應當緩慢升值。國內學者施建淮（2005）、範從來（2004）、張斌（2003）、林伯強（2002）、張曉樸（1999）等通過相關計量模型對人民幣匯率的均衡水平進行了估算和探討。值得註意的是張曙光（2005）深入系統的研究了人民幣匯率問題的宏觀經濟背景和匯率升值的成本收益問題，指出由於內外經濟失衡和持續雙順差的持續可貿易品部門和勞動生產率等壹系列原因造成升值壓力，在對升值的成本收益作出分析的同時，並對升值方式和對策選擇提出了壹些建議。
另壹個方面側重研究匯率的形成機制問題，即在開放經濟條件下，不同的匯率體制對宏觀經濟的內外平衡問題和經濟的安全運行等問題的影響。壹些國外學者在東南亞金融危機之後對國際匯率進行了考察，尤其是對危機國家匯率制度的改變考察後認為，各國的匯率制度有向兩極發展的趨勢，即要麽實行貨幣局壹類的固定匯率制，要麽放棄盯住而改為浮動匯率制，持這壹觀點的主要代表人物有艾肯格林（1999）、費雪（2001）和愛德華茲（2001）等人。國內學者在論證人民幣應該放棄僵滯型的盯住美元，實行有治理的浮動時，或多或少都受匯率制度“兩極化”的影響。如王學武（2000）、丁建平（2002）等人都認為人民幣匯率的改革應考慮這壹國際匯率制度發展趨勢。
但以上研究主要集中在人民幣匯率水平和匯率形成機制上，其中更以匯率水平為甚。而短期內關於我國貨幣供應量、外匯儲備是否對人民幣兌美元匯率產生影響的分析較少，本文正是這壹方面闡述的。
實證分析
本文主要分析貨幣政策中介目標貨幣供應量、外匯儲備短期內與人民幣兌美元匯率之間的相互關系，數據來源於中國人民銀行統計數據庫，數據選擇期間為2000年1月到2009年12月，***計10年120個樣本。采用的方法主要是Granger因果關系檢驗。在進行Granger 因果關系檢驗前，需要對數據進行時間序列平穩性檢驗和協整檢驗。本節有關計算都由計量經濟軟件Eviews5.0完成。
(壹) 時間序列平穩性檢驗
時間序列平穩性檢驗的目的是排除時間序列回歸相關變量之間的偽回歸現象。此處采用的是ADF(Augmented Dickey - Fuller) 檢驗，實際上就是在零假設H0：ρ=0（Ri為壹階單整序列）下對下面的方程進行最小二乘回歸。
下文用LnM2、LnM1、LnM0、LnFER、LnER分別表示M2、M1、M0、FER、ER的月增長幅度。用ΔLn M2、ΔLn M1、ΔLn M0、ΔLnFER、ΔLnER分別表示M2、M1、M0、FER、ER的壹階差分，即這些變量的月增減值。（foreign exchange reserves：外匯儲備exchange rate：匯率）其中M2為廣義貨幣量、M1為狹義貨幣量、M0為流通中的現金、FER為外匯儲備、ER為人民幣兌美元匯率。對Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER以及各自的差分進行ADF 檢驗的結果見表1。
從表1 中的ADF 檢驗結果來看， M2、M1、M0、FER、ER在5 %的顯著水平下都是不平穩的；對ER進行壹階差分或取對數後壹階差分，得到ΔlnER，對其余進行二階差分或取對數後二階差分，得到d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)，再對其進行單位根ADF 檢驗，其ADF 檢驗統計量均小於顯著性水平1%的臨界值，拒絕原假設，表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設，差分序列d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER均不存在單位根，為平穩時間序列。因此， M2、M1、M0、FER、ER這5 個序列具有相同的單整階數，均為二階單整I(2) 過程。
（二）協整檢驗
由於變量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER都通過了單位根檢驗，是單整變量，所以可以對這些變量再進行協整檢驗。在對變量Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER做單位根檢驗時采用的差分方法，會使變量之間的長期關系的信息丟失，協整檢驗目的是判定兩變量之間是否存在著長期的經濟聯系。如果兩個變量通過了協整檢驗，我們就說其間存在著長期的經濟聯系。對單整變量進行協整檢驗的方法很多，有菲利普斯- 配榮（Philips - Perron）PP 方法的Zt 統計量和Zρ統計量、ADF 檢驗的t - 統計量，Johansen檢驗等。本文采用Johansen協整檢驗方法，檢驗結果見表2。
從表2 Johansen 協整檢驗的結果看， 變量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)和d(ΔlnER)之間都以5%的顯著水平存在著長期均衡關系，這意味著各變量之間存在著長期相互作用。
（三）Granger因果關系檢驗
短期內我國貨幣供應量、外匯儲備是否與人民幣兌美元匯率產生相互作用。此處采用Granger因果關系檢驗來判別變量之間的相互作用關系。其檢驗結果如表3所示。
Granger因果關系檢驗的結果表明：
1.在滯後期為2時，外匯儲備自然對數二階差分的變動不是引起人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動的概率是0.39366，隨著滯後期為6和12時，這壹概率分別上升為0.52702和0.67309，可見，外匯儲備在短期內對人民幣兌美元匯率具有壹定的影響，長期來看這壹影響在不斷弱化，由此可知長期來看我國外匯儲備的增加並不是導致人民幣兌美元匯率升值的理由。與此相反，在滯後期為2時，人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動不是引起外匯儲備自然對數二階差分的變動的概率是0.102，短期內人民幣兌美元匯率的變動對外匯儲備具有顯著影響，但長期來看這壹影響同樣也在不斷弱化。
2.從貨幣供給量角度來看，在滯後期為6時，廣義貨幣供給量自然對數二階差分的變動不是引起人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動的的概率是0.34284，而人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動卻是廣義貨幣供給量自然對數二階差分的變動的Granger成因；在滯後期為4時，狹義貨幣供給量與人民幣兌美元匯率的Granger成因同廣義貨幣供給量與人民幣兌美元匯率的Granger成因正好相反；在滯後期為1時，流通中現金與人民幣兌美元匯率互不為Granger因果關系。這些結論清楚的表明， 短期內狹義貨幣供給量引起人民幣兌美元匯率的變動，人民幣兌美元匯率又引起廣義貨幣供給量的變動，流通中現金不受匯率影響。
3.同樣，由表3可知，廣義貨幣供給量與外匯儲備互不存在Granger因果關系，廣義貨幣供給量與狹義貨幣供給量互為Granger因果關系。
結論與對策分析
本文通過搜集短期內貨幣供給量、外匯儲備和人民幣兌美元匯率的相關數據，運用了經濟計量學的有關方法對這些數據進行了平穩性檢驗、協整檢驗和有關變量之間的Granger 因果關系檢驗。各變量自然對數的二階差分都是平穩的，說明壹定時期範圍內相互間存在著經濟聯系。對變量自然對數的二階差分做Granger 因果關系檢驗，得出了以下結論：
（壹）結論
短期內人民幣兌美元匯率的估值對外匯儲備具有顯著影響，但長期來看外匯儲備的增加並不是導致人民幣兌美元匯率升值的理由，改革開放30多年來我國積累的巨額外匯儲備更多來自於非匯率因素。
短期內，流通中現金與人民幣兌美元匯率互不為Granger因果關系，但狹義貨幣供給量會引起人民幣兌美元匯率的變動，人民幣兌美元匯率又引起廣義貨幣供給量的變動，隨著我國匯率機制的完善，外匯市場作為我國貨幣政策傳導渠道是有效的，但也必須認識到這種效率在長期是有限的。
貨幣供給量與外匯儲備不存在Granger因果關系，我國的貨幣政策對外匯儲備不會產生直接影響，致使我國貨幣政策在公開市場業務壹定範圍內是無效的，這也合理的解釋了中國人民銀行發行大量基礎貨幣吸收外匯，結果卻是給實體經濟和虛擬經濟註入了過多流動性的事實。
（二）對策
基於以上分析，本文提出以下對策：
在短期內，貨幣當局或政府機構可以通過貨幣供給量的調整來影響匯率，促進我國經濟內外平衡和外匯市場的健康發展；但從長期來看，這些政策在壹定範圍內將會失效，其結果不僅會提高通貨膨脹的預期水平，同時也使宏觀調控陷入困境。因此，應適度控制廣義貨幣供給量，使其保持在壹個穩定的增長水平；人民幣兌美元的實際匯率應該最終由兩國的價格水平、經濟增長率和利率的差異來決定，減少人為的幹預。