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1、第2 4 卷第3 期北京工商大学学报(社会科学版)V 0 1 2 4N o 32 0 0 9 年5 月J O U R N A LO FB E I J I N GT E C H N O L O G YA N DB U S I N E S SU N I V E R S I T Y(S O C I A LS C I E N C E)M a y2 0 0 9我国上市商业银行汇率风险的实证研究基于2 0 0 5 年汇改以来数据的分析张正年(北京工商大学经济学院，北京1 0 0 0 4 8)摘要：随着人民币汇率形成机制改革的推进，汇率风险日益突出，人民币大幅升值对我国商业银行产生了重要影响。本文利用汇改以
2、来我国若干上市商业银行的数据，从财务数据和银行股价的角度实证分析了；1 2 率变动对银行的影响，发现人民币；1 2 率变动对我国国有商业银行产生了严重的负面影响，而股份制银行影响相对较小，但人民币；1 2 率与股份制银行股价并不存在明确的协整关系和G r a n g e r 因果关系。关键词：人民币汇率；上市商业银行；协整检验；G r a n g e r 因果检验中图分类号：1；8 3 0 3 3文献标识码：A文章编号：1 0 0 9 6 1 1 6(2 0 0 9)0 3 0 0 6 4 0 7自2 0 0 5 年7 月2 1 日人民币汇率形成机制改革以来，人民币升幅超过3 0，在人民币汇率
3、如此大幅度的升值情况下，我国商业银行面临着一定的汇率风险，那么，这种汇率风险有多大?对商业银行产生了怎样的影响?本文试图利用最新的数据，采用计量方法寻找汇率升值影响上市银行的经验证据。一、文献回顾汇率风险又称外汇风险，是指经济主体持有或运用外汇的经济活动中因汇率变动而蒙受损失的可能性。1 9 7 3 年布雷顿森林体系崩溃后，一些主要的发达国家纷纷实行浮动汇率制度，汇率风险1 3 益突出，大大促进了对汇率风险的研究，产生了大量的文献。然而，早期的汇率风险文献大多集中在汇率风险的度量方法(敞口分析法、V A R法、压力测试法以及近年流行的A R C H 族模型法等)、汇率变动对国际(贸易)收支的影
4、响两个领域，1 9 8 0 年以来，随着经济一体化的推进，跨国银行遭受的汇率风险不断加大并受到重视，学术界对商业银行汇率风险的研究也开始逐渐增多。1 实证模型对汇率风险与商业银行价值之间关系进行实证研究的模型，主要包括单因素模型、双因素模型和多因素模型三类。A d l e r 和D u m a s(1 9 8 4)最早运用实证的方法研究汇率波动与资产价格的关系，采用的是典型的单因素模型，认为汇率的改变会引起以本币计值的金融或实物资产市场价格的改变，并且通过同期的外汇汇率对资产以本币计值的市场价格进行回归来表达这种关系。A d l e re t a l(1 9 8 6)提出了使用外汇汇率波动率对
5、股票收益率来做回归，这样就会有稳定的序列，可以避免最初的模型在统计上的问题。然而，A d l e re t a l(1 9 8 6)的模型虽然解决了统计上的问题，但在现实生活中，汇率波动会影响通货膨胀率、利率、市场指标等宏观经济指标，这些宏观经济指标也会反作用于公司股票回报率，如果未将这些变量纳入回归方程，简单地将汇率变动与公司的股票回报率进行回归，会夸大汇率对回报率的影响。后来的学者进一步提出了双因素模型。例如，J o f i o n(1 9 9 0)首先将市场指标纳入了模型，以涵盖宏观经济变量变动对公司股票的影响。双因素模型考虑了比较重要的宏观经济变量之一，即市场指标对于公司股票回报率的影
6、响，从而更加准确地度量了在控制市场因素之后，公司股票回报率对汇率波动率的敏感性。这是在单因素模型收稿日期：2 0 0 9 一O l 一0 5作者简介：张正平(1 9 7 6 一)，男，湖北武汉人，北京工商大学经济学院副教授，博士。6 4 万方数据第2 4 卷第3 期张正平：我国上市商业银行汇率风险的实证研究基于2 0 0 5 年汇改以来数据的分析基础之上的重大改进。近年来，经济学家们进一步加入其他的因子建立多因素模型，从而在控制其他解释变量的基础之上，比较准确地衡量了汇率风险对公司股价的影响。例如，在模型中加入行业因素，F r a s e r 和P a n t z a l i(2 0 0 4)
7、使用了针对各样本公司分别计算的贸易加权指数，以及联邦储备局公布的B r o a dI n d e x 和M a j o rc u r r e n c yI n d e x。B o n d a r 和W o n g(2 0 0 3)则提出了如果采用等权重市场指数，给予小公司更多权重，可以减少市场指标的汇率敏感性，改进结果。相较于双因素模型而言，多因素模型涵盖了更多的解释变量，对影响公司股价的诸多因素解释得更加全面，汇率风险的度量结果也更加的准确。2 实证结果实证研究发现，银行对于汇率波动比较敏感。例如，W e t m o r e 和B r i c k(1 9 9 4)通过对商业银行收益率影响因素
8、的研究发现，在1 9 8 6 1 9 9 1 年问，一些美国银行对于汇率波动非常敏感。C h o i 和E l y a s i a n i(1 9 9 7)的研究表明，1 9 7 5-1 9 9 2 年间8 0 的美国大型银行都对汇率波动敏感。C h a m b e r l a i n(1 9 9 7)运用的多因素模型中包括了银行组合回报率因子、市场组合因子以及汇率因子，利用1 9 8 6-1 9 9 3 年间的日数据对美国资产规模最大、上市时间最长的3 0 家银行分别做了汇率变动敏感性检测，结果发现样本中有3 0 的美国银行对汇率波动敏感，作者对日本的类似研究发现，大约1 0 的日本银行对汇
9、率波动敏感。M a r t i n(1 9 9 9)运用包括市场组合因子、汇率因子和利率因子的三因素模型研究了3 0 家主要的金融机构的外汇风险，结果发现大部分金融机构对汇率波动是敏感的，尤其是英国、瑞士和1 3 本的金融机构组合，但是美国的金融机构组合不够敏感。在研究新兴市场银行业汇率敏感性的文献中，M e r i k a s(1 9 9 9)对希腊银行业的汇率风险(1 9 9 5-1 9 9 8 年)的研究较为典型，作者发现汇率风险的长期效应更加显著：有2 5 的银行对美元短期变动敏感，而7 5 的银行对美元长期变动敏感；3 7 5 的银行对马克短期变动敏感，而8 7 5 的银行对马克的长
10、期变动敏感；没有银行对日元短期变动敏感，而6 2 5 的银行对日元长期变动敏感。有关汇率风险的研究，国内现有文献大多只进行定性分析，对商业银行股价受到汇率的影响程度进行实证分析的文章较为少见。例如，温彬(2 0 0 5)分别分析了人民币升值对我国商业银行资产和负债、国际结算、外汇资金、资本充足率管理等各项具体业务的影响，并给出了商业银行应对汇率制度改革的措施。李小娟(2 0 0 6)分别从对商业银行信用风险、流动性风险、会计风险和交易风险的影响角度讨论了人民币升值以及汇率浮动弹性扩大的影响，并提出了应对汇率风险的具体策略。潘鹏宇(2 0 0 6)分析了在新的人民币汇率形成机制下，汇率波动对我国
11、商业银行负债业务、资产业务、国际业务以及海外并购业务等方面的影响。由此可见，国外学者对汇率风险的研究已经非常成熟，相比之下，国内相关的研究多以介绍国外成果为主，定性分析居多，实证文献比较少，这主要原因有两个：一是我国长期实施盯住美元的固定汇率制度，汇率风险较小；二是我国商业银行信息披露有限，上市时间短，难以获得足够的数据。鉴于此，非常有必要加强该领域的实证研究。二、基于财务数据的初步分析为了更全面地讨论我国上市商业银行面临的汇率风险，本文首先利用财务数据来观察商业银行所受的影响。对于商业银行来说，汇率变动最直接的影响有两个：一是产生汇兑损益，二是对银行现金流产生影响。1 2 0 0 5 年汇改
12、以来我国上市商业银行汇兑损益的变动汇兑损益是反映汇率风险的直观数据。表1统计了我国上市的6 家股份制商业银行2 0 0 5 年到2 0 0 7 年期间汇兑损益的变化情况。总体上看，在人民币汇率不断升值的背景下，各家股份制银行从汇率的变动中均获得了正的收益，只有招商银行在2 0 0 7 年第2 季度出现了汇兑损失；从2 0 0 7 年末的汇兑收益来看，民生银行和浦发银行获得的汇兑收益最多，超过2 亿人民币，其次分别为招商银行、深圳发展银行和兴业银行，华夏银行的汇兑收益水平最低，不足2 0 0 0 万人民币。与股份制银行形成鲜明对比的是，2 0 0 5 年至2 0 0 7 年末，我国上市的3 家国
13、有商业银行长期承受巨大的汇兑损失。根据表2 的统计数据，2 0 0 7年末工行汇兑损失高达3 9 2 8 亿元人民币，建行6 5万方数据北京工商大学学报(社会科学版)2 0 0 9 年第3 期说明：2 0 0 5-2 0 0 6 年均为年底数据，2 0 0 7 年分别为l 一4 季度的数据，下同。数据来源：各家上市银行年报和季报(2 0 0 5 2 0 0 7)，下同。表2 我国上市国有商业银行汇兑损益的季度变动单位：百万元汇兑损失为2 6 4 4 亿元人民币，中行为9 4 8 亿元的汇兑损失；按时间顺序来看，工行的汇兑损失从2 0 0 5 年的2 2 0 9 亿元攀升到2 0 0 7 年的3
14、 9 2 8 亿元，建行的汇兑损失则由2 0 0 6 年的6 0 6 8 亿元下降到2 0 0 7 年的2 6 4 4 亿元，中行的汇兑损失则由2 0 0 6 年的2 2 0 4 亿元减少为9 4 8 亿元。从3 家上市的国有银行比较来看，在2 0 0 5 年汇改至2 0 0 7 年末期间，工行和建行的汇兑损失最高，而且工行的汇兑损失有继续增加的趋势，建行则呈现减少的态势，中行的汇兑损失最小，且呈下降趋势。尽管如此，上述数据也充分说明，在人民币汇率不断升值的背景下，国有商业银行管理外汇风险的水平遭受了严峻的考验，外汇风险管理能力亟待提高。2 2 0 0 5 年汇改以来我国上市商业银行汇率变动对
15、现金流影响根据各家商业银行公布的年报和季报，表3和表4 分别统计整理了我国上市股份制银行和国有商业银行汇率变动对现金流的影响。表3 汇率变动对我国上市股份制商业银行现金流的影响单位：千元表3 描述了汇改以来我国上市股份制银行汇率变动对其现金流的影响，其中，浦发行和深圳发展银行的数据缺失。从各家银行的比较来看，人民币汇率变动对各家股份制银行的现金流产生影响是存在差异的，但以负面影响居多。以2 0 0 7 年第4 季度来看，招商银行、兴业银行和民生银行的现金流均受汇率变动负面影响，其中，民生和兴业的影响超过l 亿人民币，而招商银行的影响则为1 1 6 亿元，这与各家银行涉外交易规模有密切的关系；汇
16、率变动对华夏银行现金流则有正面的影响。由此可见，在2 0 0 5 年到2 0 0 7 年间，人民币汇率的频繁波动给上市股份制银行的现金流管理带6 6 来了一定的压力，需要着力加以改善。表4 汇率变动对我国国有商业银行现金流的影响单位：百万元表4 的统计数据显示，3 家上市国有商业银行均承受了汇率变动对其现金流的负面影响。从万方数据第2 4 卷第3 期张正平：我国上市商业银行汇率风险的实证研究基于2 0 0 5 年汇改以来数据的分析绝对规模的角度看，汇率变动对中行的现金流影响最大，2 0 0 7 年末这种影响高达1 0 5 9 5 亿元人民币，其次是工行，为3 9 1 3 亿元人民币，最次为建行
17、，为1 1 6 4 亿元人民币。这种结果与这3 家国有商业银行的业务结构有很大的关联，众所周知，在这3 家国有银行中，中国银行的涉外业务比重是最大的，因此，汇率变动对其现金流的影响也最大，但是，中行遭受的汇兑损失却是最小的(见表2)，这说明：较之另外2 家国有商业银行，中行管理外汇风险的能力是最强的，建行和工行则需要着力提高其外汇风险管理水平。三、基于协整检验的实证分析通过前文对相关财务数据的分析可以看出，2 0 0 5 年汇率形成机制改革以来，我国上市的国有银行和股份制商业银行在汇兑损益和现金流两个方面均受到较大影响。为了进一步验证汇率变动对商业银行的影响，这一部分我们借助计量工具对人民币汇
18、率与上市商业银行股票价格进行协整检验和G r a n g e r 因果检验。(一)数据及其说明1 数据频度。早期的研究中大多采用月度数据来衡量汇率风险，然而，W e t m o r e 和B r i c k(1 9 9 4)采用了周度数据，原因是在相对较短的研究区间内，周度数据更为合适。C h o we t a l(1 9 9 7)则发现，将观测频率延长至长于一个月，会使得汇率波动和股价波动的相关性更为显著。由此可见，使用E t 度数据和使用时间跨度在月度以上的观测数据成为较好的两种备选方案。鉴于我国汇率制度改革时间不长，因此，选择日度数据成为更为可行的方法。2 数据来源。商业银行的股票价格：
19、由于上市时间很短、数据较少等原因，这里只能选择上市的4 家股份制银行(华夏、招商、民生、深发展)作为分析对象，其股票价格为1 3 数据，为当天股票交易价格的均价。人民币对美元的汇率：美元对人民币交易价的日度数据来源于中国人民银行网站。本文只对美元汇率进行分析，原因是加权汇率的日度数据缺失。3 数据处理。本文研究的时间跨度为2 0 0 5年7 月2 1 日至2 0 0 7 年1 2 月2 5 日，处理的原则是：只保留股市和汇市都存在交易的交易日数据。4 数据说明。为了计量处理的方便，我们用H L 表示人民币汇率，H X 表示华夏银行股价，M S表示民生银行股价，z s 表示招商银行股价，S F
20、Z 表示深圳发展银行股价。(二)实证检验及分析1 人民币汇率的单位根检验单位根检验是检验数据序列平稳性的一种方法，常见的单位根检验方法有D F、A D F 检验和P P检验。本文采用常用的A D F 检验法，运用E v i e w s 3 1 对汇率和银行股价进行平稳性检验。具体为：首先对序列水平值作单位根检验，再对一阶差分作单位根检验。如果水平值接受单位根原假设，而一阶差分拒绝单位根原假设，我们就认为序列具有I(1)过程。表5 列举了我们对人民币汇率和4 家上市股份制银行股票价格的序列和一阶差分序列(X H L)的单位根检验结果。表5 对人民币汇率和上市商业银行殷价的A D F 检验注：检验
21、类型中c、t、1 分别表示带有常数项、趋势项和滞后阶数。由于汇率序列H L 存在明显的时间趋势，且其均值非零，故估计是选择含有常数项和时间趋势项进行，滞后期以A I C 值为选取标准。在(c t，1)情况下的A D F 统计值为一2 0 3 22 1 5，大于1 6 7 万方数据北京工商大学学报(社会科学版)2 0 0 9 年第3 期和5 显著性水平下的临界值，这说明汇率序列H L 是非平稳的。汇率序列H L 经过一阶差分处理后得到X H L，在(0 0，1)情况下的A D F 统计值为一1 2 8 2 93 2，小于1 和5 显著性水平下的临界值，说明汇率的一阶差分序列是平稳的。同理，我们分
22、别对4 家上市股份制银行股价序列进行了单位根检验：对华夏银行股价序列的A D F 检验表明，银行股价的统计值一2 0 8 78 0 4 大于1 显著性水平下的临界值，不能拒绝原假设(原假设为存在单位根)，序列是非平稳的；对华夏银行股价一阶差分序列的A D F 检验表明，银行股价的统计值一1 4 1 8 4 7 6 小于l 显著性水平下的临界值，拒绝原假设，不存在单位根，一阶差分序列是平稳的。对民生银行股价原序列的A D F 检验表明，银行股价的统计值一2 4 1 68 7 2 大于l 显著性水平下的临界值，不能拒绝原假设，即存在单位根，原序列是非平稳的。对民生银行股价一阶差分序列的A D F
23、检验表明，银行股价的统计值一1 5 0 2 81 6小于l 显著性水平下的临界值，拒绝原假设，不存在单位根，一阶差分序列是平稳的。对招商银行股价序列的A D F 检验表明，银行股价的统计值一2 0 1 99 8 5 大于1 显著性水平下的临界值，不能拒绝原假设，即存在单位根，序列是非平稳的。对招商银行股价一阶差分序列的A D F 检验表明，银行股价的统计值一1 4 8 9 39 8 小于1 显著性水平下的临界值，拒绝原假设，不存在单位根，一阶差分序列是平稳的。对深圳发展银行股价原序列的A D F 检验表明，银行股价的统计值一2 5 9 95 7 1 大于l 显著性水平下的临界值，不能拒绝原假设
24、，即存在单位根，原序列是非平稳的。对深发展股价一阶差分序列的A D F 检验表明，银行股价的统计值一1 3 6 6 82 2 小于1 显著性水平下的临界值，拒绝原假设，不存在单位根，一阶差分序列是平稳的。综上所述，上述检验结果表明(见表5)，在1 显著性水平上，人民币汇率和4 家股份制商业银行股价时间序列数据经过一阶差分后均不存在单位根，为稳定的序列。由表5 的检验结果，得到H L、H X、M S、Z S、S F Z均为I(1)非平稳序列，但是它们的一阶差分序列H L、H X、M S、Z S、A S F Z 在l 的显著性水平上均为I(O)平稳序列，因此，可以认为它们为同阶单整序列，可以进行协
25、整分析。2 人民币汇率与银行股价的协整检验由于人民币汇率和4 家股份制商业银行股票价格均为一阶单整序列，因此，可以对人民币汇率和银行股价进行协整检验，根据上文的分析，采用滞后1 期观测值估计。目前关于协整关系的检验与估计有许多具体的技术模型，本文采用J o h a n s e n 极大似然估计法(氓)检验经差分修正后的平稳序列汇率和银行股价之间的协整关系，检验结果如表6 所示。表6 人民币汇率与上市股份制银行股价的J o h a n s e n 检验对人民币汇率与华夏银行股价协整关系的检验结果显示，似然比统计值(L i k e l i h o o dR a t i o)均小于在5 和1 水平上
26、的临界值，不能拒绝存在0个和最多1 个协整关系的原假设。这表明，在2 0 0 5年7 月2 1 日到2 0 0 7 年1 2 月2 5 日期间，人民币汇率与华夏银行股票价格之间并不存在协整关系。对人民币汇率与民生银行股价协整关系检验6 8 结果显示，由于统计值均小于在5 和1 水平上的临界值，不能拒绝原假设，即人民币汇率与民生银行股票价格之间不存在协整关系。对人民币汇率与招商银行股价协整关系检验结果表明，统计值均小于在5 和1 水平上的临界值，不能拒绝原假设，即人民币汇率与招商银行股票价格之间不存在协整关系。万方数据第2 4 卷第3 期张正平：我国上市商业银行汇率风险的实证研究基于2 0 0
27、5 年汇改以来数据的分析对人民币汇率与深圳发展银行股价协整关系3 人民币汇率与上市银行股价的G r a n g e r 因检验结果表明，统计值均小于在5 和l 水平上果检验的临界值，不能拒绝存在协整关系的原假设，即人由于人民币汇率与4 家上市股份制银行股价民币汇率与深圳发展银行股票价格之间不存在协之间不存在协整关系，因此，不能直接对汇率与4整关系。家银行股价直接进行G r a n g e r 因果检验。但是，人从上述协整检验的结果来看，人民币汇率与民币汇率和银行股价的一阶差分序列同为一阶单4 家上市股份制商业银行股票价格之间并不存在整，为稳定的序列，可以进行G r a n g e r 因果检验
28、。协整关系，这说明，汇改以来人民币汇率的变动与我们分别对人民币汇率一阶差分序列与银行股价4 家上市银行股票价格之间并没有稳定的长期关一阶差分序列(滞后2 期)进行G r a n g e r 因果检验。系，协整关系不成立。估计结果见表7：表7 人民币汇率与银行股价一阶差分序列的G r a n g e r 因果检验(滞后2 期)变量原假设F 统计量P 值结论D H XD H X 不是D H L 的G r a n g e r 原因0 1 9 59 90 8 2 2 1 0接受H 0D H L 不是D H X 的G r a n g e r 原因4 1 7 32 60 0 1 6 0 7拒绝H oD Z
29、 SD Z S 不是D H L 的G r a n g e r 原因0 1 0 79 5O 8 9 7 6 9接受H oD H L 不是D Z S 的G r a n g e r 原因3 2 3 97 90 0 4 01 9拒绝H 0D M SD M S 不是D H L 的G r a n g e r 原因0 6 5 30 20 5 2 10 2接受H oD H L 不是D M S 的G r a n g e r 原因1 3 5 2 4 70 2 5 97 7接受H oD S F ZD S F Z 不是D H L 的G r a n g e r 原因1 1 0 l8 9O 3 3 32 4接受H o望坚
30、生至墨旦兰坚竺生竺燮!堡旦!：!堑Q；Q：!兰!：垫垦些在5 的显著性水平下(临界值为1 9 6)，D H X 不是D H L 的格兰杰原因的概率为0 8 2 21 0，接受原假设；D H L 不是D H X 的格兰杰原因的概率为0 0 1 60 7，拒绝原假设。同理，D Z S 不是D H L 的G r a n g e r 原因的概率为0 8 9 76 9，接受原假设；D H L不是D Z S 的G r a n g e r 原因的概率为0 0 4 01 9，拒绝原假设；D M S 不是D H L 的G r a n g e r 原因的概率为0 5 2 10 2，不能拒绝原假设；D H L 不是
31、D M S 的G r a n g e r 原因的概率为0 2 5 97 7，不能拒绝原假设；D S F Z 不是D H L 的G r a n g e r 原因的概率为0 3 3 32 4，不能拒绝原假设；D H L 不是D S F Z 的G r a n g e r 原因的概率为0 1 7 42 2，不能拒绝原假设。值得注意的是，上述G r a n g e r 因果检验是针对人民币汇率一阶差分序列和银行股价一阶差分序列进行的，所得到的关系并不能直接等同于人民币汇率与银行股价之间的关系。但是，一阶差分序列之间的G r a n g e r 因果关系往往反映了原序列之间存在短期的关系，这意味着，上述针
32、对一阶差分序列得到的G r a n g e r 因果关系在短期内有一定意义。从表7 可以看出，在短期内仅华夏银行和招商银行股价受人民币汇率变动影响较大。四、基本结论及政策含义通过上述实证分析，我们可以得出如下结论：首先，2 0 0 5 年汇改以来，人民币汇率持续、大幅的升值对我国商业银行产生了实质影响。以2 0 0 7 年的汇兑损益为例，3 家上市的国有商业银行均遭受了严重的汇率风险，汇兑损失较大；与之形成对照的是，6 家上市的股份制银行则从人民币升值中获得了汇兑收益。以2 0 0 7 年汇率变动对银行现金流的影响来看，几乎所有的上市银行均受到负面的影响。其次，利用计量工具进一步的实证检验发现
33、，人民币汇率与上市的4 家股份制银行股票价格之间并不存在协整关系，G r a n g e r 因果关系检验也只发现了在短期内华夏银行和招商银行股价受到汇率变动的影响，其他银行股价则没有发现汇率变动的原因。对于如何正确地认识当前我国商业银行面临的汇率风险，上述实证分析结论具有一定的指导意义，其政策含义很明显：第一，国有商业银行亟待提高风险管理能力。在面临同样的汇率波动的情况下，国有商业银行与股份制商业银行遭受的汇率风险存在很大差别，国有商业银行长期承受汇兑损失的事实表明，经过多年改革并上市的国有商业银行，在风险管理能力方面还有待提高。6 9 万方数据北京工商大学学报(社会科学版)2 0 0 9
34、年第3 期第二，汇率风险对股份制商业银行影响有限。我们的实证分析表明，人民币汇率形成机制改革以来，尽管升值幅度很大，但短期内很大程度上汇率并不构成银行股价波动的原因，这个结论并不出乎意料，这是因为，一方面，我国股份制银行对外业务量占比有限，外汇敞口不大；另一方面，经过多年改革，国内金融市场日趋完善，股份制银行管理外汇风险的技术和经验都有了相当的积累，风险管理能力有所提高。需要指出的是，本文的分析还是相当粗浅的，实证分析囿于数据、估计方法等原因，实证结论还有待进一步推敲。注释：招商银行最新发布的2 0 0 8 年第一季度报告显示，银行净利润在一季度内有高出预期的增长，飙升了1 5 7。净利润达6
35、 3 亿元。然而，该报告同时也指出，在人民币快速升值的压力下，银行汇兑损失有所扩大，招行一季度的汇兑损失为3 0 2 亿元。与此同时，宁波银行最新公布的c r 7 财年年报中表示，人民币利率在去年上升2 0 0个基点对公司净值影响为7 1 5 7 8 万元，资本净额8 4 3 5 8 2 万元，利率风险敏感度为8 4 9。截至2 0 0 7 年底，公司累计外；r-敞口头寸余额8 8 5 4 2 万元，资本净额8 4 3 5 8 2 万元，累计外汇敞口头寸比例为1 0 5 0。一般来说，对于具有相同单位根性质的时序数据，可以利用J o h a m e n 检验来判断它们是否具有协整关系。综合考虑
36、A I C 标准和其他各项标准以及残差项的无自相关性来选择滞后阶数及是否存在趋势项、截距项。以检验变量之间是否存在协整关系以及存在几个协整关系。参考文献：1 A d l e r，M a n dB D u m a s，E x p o s u r et oc u r r e n c yr i s k：d e f i n i t i o na n dm e a s u r e m e n t，F i n a n c i a lM a n a g e m e n t，1 9 8 4，1 3，4 1 5 0 2 A n n aD M a r t i n，E x c h a n g er a t ee x
37、 p o s u r eo ft h ek e yf i-n a n c i a li n s t i t u t i o n si nt h ef o r e i g ne x c h a n g em a r k e t，I n t e r n a t i o n a lR e v i e wo fE c o n o m i c sa n dF i n a n c e，2 0 0 0，9，2 6 7 2 8 6 3 B e d n a r，G M a n dM H F W o n g，E s t i m a t i n ge x c h a n g er a t ee x p o s u
38、r e s：i s s u e si nm o d e ls t r u c t u r e，F i n a n c i a lM a n-a g e m e n t，2 0 0 3，3 2，3 5-6 7 4 H o d d e r，J E，E x p o s u r et oe x c h a n g er a t em o v e m e n t s，J o u r n a lo fI n t e r n a t i o n a lE c o n o m i c s，1 9 8 2。1 3，3 7 5 3 8 6 5 J o r i o n，P，n ee x c h a n g er a
39、 t ee x p o s u r eo fU Sm u l t i n a-f i o n a l s，J o u r n a lo fB u s i n e s s，1 9 9 0，6 3，3 3 1 3 4 5 6 M e r i k a s，A G，T h ee x c h a n g er a t ee x p o s u r eo fG r e e kb a n k i n gi n s t i t u t i o n s，M a n a g e r i a lF i n a n c e，1 9 9 9，2 5，5 2-5 9 7 李小娟人民币汇制改革对我国商业银行风险管理的挑战
40、J 金融论坛，2 0 0 6(1 1)8 魏巍贤人民币升值的宏观经济影响评价 J 经济研究。2 0 0 6(4)9 温彬人民币升值对我国商业银行的影响研究 J 国际金融管理，2 0 0 5(9)1 0 张晓朴人民币汇率新机制对我国商业银行风险管理的挑战 J 国际金融研究，2 0 0 5(1 2)A nE m p i r i c a lS t u d yo nE x c h a n g eR a t eR i s ko fL i s t e dC o m m e r c i a lB a n k sA nA n a l y s i sB a s e do nD a t aa f t e rR M
41、 BE x c h a n g eR a t eR e g i m eR e f o r mi n2 0 0 5Z h a n gZ h e n g-p i n g(S c h o o lo fE c o n o m i c s，a e i j i 昭T e c h n o l o g ya n dB u s i n e s sU n i v e r s i t y，B e i j i n g1 0 0 0 4 8，C h i n a)A b s t r a c t：W i t ht h er e f o r mo fR M Be x c h a n g er a t er e g i m e
42、，t h er i s ko fe x c h a n g er a t eh a sb e e ni n c r e a s i n g l yp r o m i n e n ta n dt h eh u g ea p p r e c i a t i o no fR M Bh a sag r e a ti n f l u e n c eo nC h i n a sc o m m e r c i a lb a n k s B a s e do nt h ed a t ao fg o m el i s t e db a n k sa f t e r 山er e f o r mo fR M Be
43、x c h a n g er a t er e g i m ei n2 0 0 5，t h i sp a p e re m p i r i c a l l ys t u d i e st h ei m p a c to ft h eR M Ba p p r e c i a t i o nu p o nC h i n e s eb a n k sf r o mt h ep e r s p o c t i r e s o ff i n a n c i a ld a t aa n ds t o c kp r i c e so fl i s t e db a n k s I tf i n d st h
44、 a tt h ec h a n g e so fR M Be x c h a n g er a t eh a v eas e r i o u s l ya d v e r s ee f f e c to nt h es t a t e-o w n e db a n k sw h i l et h ei o i n t-s t o c kb a n k sa 坪c o m p a r a t i v e l yl e s si n f l u e n e e d M e a n w h i l e，t h e r ei sn oc l e a rr e l a t i o n s h i po
45、 fe o-i n t e-g r a t i o na n dG r a n g e rc a u s a l i t yb c t w e e nR M Be x c h a n g er a t ea n ds t o c kp r i c e so fj o i n t s t o c kb a I l k s K e yW o r d s：R M Be x c h a n g er a t e；l i s t e dc o m m e r c i a lb a n k s；c o-i n t e g r a t i o nt e s t；G r a n g e rc a u s a
46、l i t yt e s t7 0(本文责编苏君)万方数据我国上市商业银行汇率风险的实证研究基于2005年汇改我国上市商业银行汇率风险的实证研究基于2005年汇改以来数据的分析以来数据的分析作者：张正平，Zhang Zheng-ping作者单位：北京工商大学,经济学院,北京,100048刊名：北京工商大学学报（社会科学版）英文刊名：JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCE EDITION)年，卷(期)：2009，(3)被引用次数：0次 参考文献(12条)参考文献(12条)1.招商银行最新发布的200
47、8年第一季度报告显示,银行净利润在一季度内有高出预期的增长,飙升了157%,净利润达63亿元.然而,该报告同时也指出,在人民币快速升值的压力下,银行汇兑损失有所扩大,招行一季度的汇兑损失为3.02亿元.与此同时.宁波银行最新公布的07财年年报中表示,人民币利率在去年上升200个基点时公司净值影响为71578万元,资本净额843582万元,利率风险敏感度为8.49%.截至2007年底,公司累计外汇敞口头寸余额88542万元,资本净额843582万元,累计外汇敞口头寸比例为10.50%2.一般来说,对于具有相同单位根性质的时序数据,可以利用Johansen检验来判断它们是否具有协整关系.综合考虑A
48、IC标准和其他各项标准以及残差项的无自相关性来选择滞后阶数及是否存在趋势项、截距项,以检验变量之间是否存在协整关系以及存在几个协整关系3.Adler M.B Dumas Exposure to currency risk:definition and measurement 19844.Anna D Martin Exchange rate exposure of the key financial institutions in the foreign exchangemarket 20005.Bodnar G M.M H F Wong Estimating exchange rate ex
49、posures:issues in model structure 20036.Hodder J E Exposure to exchange rate movements 19827.Jorion P The exchange rate exposure of US multinationals 19908.Merikas A G The exchange rate exposure of Greek banking institutions 19999.李小娟 人民币汇制改革对我国商业银行风险管理的挑战期刊论文-金融论坛 2006(11)10.魏巍贤 人民币升值的宏观经济影响评价期刊论文-
50、经济研究 2006(04)11.温彬 人民币升值对我国商业银行的影响研究期刊论文-国际金融管理 2005(09)12.张晓朴 人民币汇率新机制对我国商业银行风险管理的挑战期刊论文-国际金融研究 2005(12)相似文献(4条)相似文献(4条)1.会议论文 张正平.栗书茵 2005年汇改以来我国上市商业银行汇率风险的实证研究基于财务数据和银行股价的分析 2008 自2005年7月21日人民币汇率形成机制改革以来，人民币汇率日益市场化，升值趋势明显，迄今升幅超过18。本文利用汇改以来我国若干上市商业银行的数据，从财务数据的角度分析了汇率变动对银行的影响，对人民币汇率与银行股价进行协整检验和Gran