人民幣匯率均衡水平和錯(cuò)位程度的實(shí)證研究

人民幣匯率均衡水平和錯(cuò)位程度的實(shí)證研究

近年來，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展、國(guó)際收支雙向差和外匯儲(chǔ)備增加的背景下，國(guó)際上要求人民幣增加值的聲音不斷增強(qiáng)，并引發(fā)了關(guān)于人民幣匯率調(diào)整的討論。人民幣是否應(yīng)該提高？人民幣需要多少人民幣？人民幣的匯率是什么？人民幣價(jià)值是指貨幣的名義匯率還是實(shí)際收率。是指貨幣的內(nèi)向匯率還是向外匯率？人民幣的平衡匯率水平是多少？人民幣匯率是錯(cuò)誤的嗎？這是中國(guó)經(jīng)濟(jì)和金融管理中需要評(píng)估的重要問題，包括人民幣匯率的調(diào)整和人民幣匯率改革的核心。鑒于人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率更能反應(yīng)一國(guó)內(nèi)部的資源配置情況,而中國(guó)目前的失衡問題也多為結(jié)構(gòu)性的,本文以人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率為研究對(duì)象,測(cè)算了其均衡水平與錯(cuò)位程度。本文的結(jié)構(gòu)安排如下:第一部分為相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng),第二部分為研究方法和變量選擇,第三部分為檢驗(yàn)和估計(jì),第四部分為實(shí)證結(jié)論分析。一、相關(guān)文獻(xiàn)的評(píng)論(一)均衡匯率的相關(guān)理論均衡匯率的定義由來已久,有名義均衡匯率和實(shí)際均衡匯率之分。從名義匯率角度探討均衡匯率,最早可追溯到Cassel(1922)提出的購(gòu)買力平價(jià)理論,該理論認(rèn)為名義匯率由國(guó)內(nèi)外一般價(jià)格水平的相對(duì)變動(dòng)決定。隨后的名義均衡匯率概念包括以購(gòu)買力平價(jià)說為基礎(chǔ),以國(guó)際收支(外匯收支)平衡為基礎(chǔ),以利率平價(jià)為基礎(chǔ)的均衡匯率,此外還有貨幣學(xué)派提出以貨幣供求均衡為基礎(chǔ)的均衡匯率等。然而,名義匯率不能很好地反映經(jīng)濟(jì)基本面的變化情況,而且名義匯率作為一種資產(chǎn)價(jià)格會(huì)受到投機(jī)性的泡沫因素和許多非經(jīng)濟(jì)因素(如心理因素)的影響。對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策當(dāng)局而言,更值得關(guān)注的是實(shí)際匯率,以及基本面的變化如何影響實(shí)際匯率。從實(shí)際匯率角度明確提出“均衡匯率”概念的是Nurkes(1945),他將均衡匯率定義為使經(jīng)濟(jì)同時(shí)處于內(nèi)部均衡和外部均衡時(shí)的匯率水平?；趯?shí)際匯率的均衡匯率定義逐漸被理論界主流所接受,并在Swan(1963)提出宏觀經(jīng)濟(jì)均衡分析方法的基礎(chǔ)上,形成了較為完整的西方均衡匯率理論體系,其中比較有影響力的理論包括如下幾種:1.基本均衡匯率理論(FundamentalEquilibriumExchangeRate,FEER)。該理論最早由Williamson(1983)提出,后經(jīng)Williamson(1994)、Isard和Faruqee(1998)等人發(fā)展起來。FEER將均衡定義為與宏觀經(jīng)濟(jì)平衡相一致的實(shí)際有效匯率。這里,內(nèi)部均衡指實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的潛在生產(chǎn)能力,或者說經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平同充分就業(yè)(特別是失業(yè)水平與非加速通貨膨脹相適應(yīng))、低而可持續(xù)的通貨膨脹率是一致的;外部均衡指經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目實(shí)現(xiàn)均衡,或者說實(shí)現(xiàn)了內(nèi)部均衡的國(guó)家間可持續(xù)的、所需要的資源凈流動(dòng)。2.均衡實(shí)際匯率理論(EquilibriumRealExchangeRate,ERER)。由Edwards(1989,1994)提出,后經(jīng)Elbadawi(1994)、Baffesetal.(1997)等人的修正,主要應(yīng)用于研究發(fā)展中國(guó)家的匯率錯(cuò)位問題。ERER將均衡匯率定義為:給定其它變量的可持續(xù)或均衡值,使得內(nèi)外部均衡同時(shí)實(shí)現(xiàn)的貿(mào)易品對(duì)非貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格。3.自然真實(shí)均衡匯率理論(NaturalRealExchangeRate,NATRER)。由Stein(1994,1995)提出,NATEREX將均衡匯率定義為:在不考慮周期性因素、投機(jī)性資本流動(dòng)和國(guó)際儲(chǔ)備變動(dòng)(外匯市場(chǎng)干預(yù))的情況下,由實(shí)際基本經(jīng)濟(jì)因素決定的能夠使國(guó)際收支實(shí)現(xiàn)均衡的中期實(shí)際匯率。4.行為均衡匯率理論(BehavioralEquilibriumExchangeRate,BEER)。主要由Clark和MacDonald(1998)提出和發(fā)展起來,BEER理論在均衡的概念上不同于其他方法,它并非反映經(jīng)濟(jì)處于內(nèi)外均衡時(shí)的匯率,而是將重點(diǎn)放在實(shí)際匯率行為本身,實(shí)際匯率的均衡水平也是指統(tǒng)計(jì)意義上的均衡。BEER將均衡匯率定義為對(duì)實(shí)際匯率與其相關(guān)的基本經(jīng)濟(jì)變量,通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法建立起行為關(guān)系而最終得到的匯率估計(jì)值。與均衡匯率的概念相對(duì)應(yīng),實(shí)際匯率錯(cuò)位(RealExchangeRateMisalignment),是指實(shí)際匯率偏離均衡實(shí)際匯率的狀態(tài)。在直接標(biāo)價(jià)法下,如果實(shí)際匯率高于均衡實(shí)際匯率,實(shí)際匯率錯(cuò)位就表現(xiàn)為幣值低估;如果實(shí)際匯率低于均衡實(shí)際匯率,則表現(xiàn)為幣值高估;在間接標(biāo)價(jià)法下,如果實(shí)際匯率高于均衡實(shí)際匯率,實(shí)際匯率錯(cuò)位就表現(xiàn)為幣值高估;如果實(shí)際匯率低于均衡實(shí)際匯率,則表現(xiàn)為幣值低估。(二)人民幣均衡匯率就人民幣均衡匯率和匯率錯(cuò)位而言,首先也要界定清楚其概念。一些學(xué)者和政府官員在討論人民幣均衡匯率的時(shí)候,有些是指由外匯市場(chǎng)供給和需求決定的名義均衡匯率。由于我國(guó)外匯市場(chǎng)尚不規(guī)范,經(jīng)濟(jì)主體的外匯交易還受到諸多限制,這種均衡匯率很難反映我國(guó)外匯市場(chǎng)真正的供給和需求(或者說人民幣名義均衡匯率很難確定)。1因此,人民幣均衡匯率和匯率錯(cuò)位應(yīng)該針對(duì)實(shí)際匯率而言。而人民幣實(shí)際匯率的概念又包括如下幾種:人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率,用貿(mào)易品和非貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格度量;中外雙邊實(shí)際匯率,即雙邊名義匯率經(jīng)過價(jià)格調(diào)整后的匯率;人民幣實(shí)際有效匯率,即多個(gè)雙邊實(shí)際匯率經(jīng)過貿(mào)易加權(quán)得到的匯率。針對(duì)不同的實(shí)際匯率概念,也就存在相應(yīng)的人民幣均衡匯率和錯(cuò)位程度測(cè)算。關(guān)于人民幣均衡實(shí)際匯率水平和匯率錯(cuò)位程度問題的研究,一些學(xué)者主要是結(jié)合中國(guó)不同階段的實(shí)際情況,沿用國(guó)外已有的理論模型進(jìn)行了測(cè)算。在Edwards(1989)的均衡實(shí)際匯率(ERER)框架下,金中夏(1995)測(cè)算了1970-1993年的人民幣均衡實(shí)際匯率;范敏(1999)運(yùn)用1990-1997年季度數(shù)據(jù)測(cè)算了人民幣均衡匯率;馬綱(2000)運(yùn)用1980-1997年季度數(shù)據(jù)測(cè)算了人民幣均衡匯率。張曉樸(1999)提出了人民幣均衡匯率的理論框架,實(shí)證測(cè)算了20世紀(jì)80年代以來人民幣均衡匯率水平和人民幣匯率錯(cuò)位程度。張曉樸(2000)綜合了Edwards(1989)和Elbadawi(1994)的方法,對(duì)1978-1999年人民幣均衡實(shí)際匯率進(jìn)行了測(cè)算,并提出了相關(guān)的均衡匯率分析法的不足。林伯強(qiáng)(2002)基于Elbadawi(1994)模型,運(yùn)用Hsiao(1981)的變量選擇方法,分析了1955-2002年人民幣實(shí)際匯率的均衡水平和錯(cuò)位情況。更多的人民幣均衡匯率研究是采用行為均衡匯率(BEER)方法:張志超(2001)以Montiel(1999)為基礎(chǔ)的理論框架對(duì)中國(guó)1955-1999年的實(shí)際均衡匯率進(jìn)行了測(cè)算和分析;張斌(2003)運(yùn)用Baffes(1999)的模型測(cè)算了1992-2002年季度人民幣均衡匯率;施建淮和余海峰(2005)測(cè)算了1991-2004年季度人民幣均衡實(shí)際有效匯率與錯(cuò)位;趙西亮、趙景文(2006)測(cè)算了1995-2005年季度人民幣實(shí)際有效匯率與錯(cuò)位程度;張圣平、王晶琦、熊德華(2006)測(cè)算了1997-2005年季度人民幣實(shí)際有效匯率錯(cuò)位程度;胡再勇(2007)估算了1978-2005年人民幣均衡實(shí)際匯率和錯(cuò)位;WangYajie、HuiXiaofeng和AbdolS.Soofi(2007)估計(jì)了1980-2004年人民幣均衡實(shí)際有效匯率水平。此外,卜永祥和RodTyers(2001)將均衡匯率定義為能使資本賬戶的資本凈流入維持在一個(gè)“可持續(xù)發(fā)展”區(qū)間內(nèi)的匯率水平,結(jié)合均衡匯率理論和Devarajan-Lewis-Robinson(DLR)的三商品一般均衡模型,對(duì)1987-1998年的人民幣均衡匯率進(jìn)行測(cè)算。卜永祥和秦宛順(2002)拓展了由Turnovsky提出的兩商品資本積累模型,把貨幣引入生產(chǎn)函數(shù)和消費(fèi)者的效用函數(shù),分析了1990-2000年人民幣均衡匯率季度水平。王曦、才國(guó)偉(2005)基于匯率錯(cuò)位下的均衡匯率回復(fù)機(jī)制,運(yùn)用理性預(yù)期技術(shù),提出了判斷和計(jì)算匯率錯(cuò)位的新算法,并構(gòu)造了人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù),計(jì)算了人民幣匯率錯(cuò)位水平。綜述以上文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn):已有研究有些是針對(duì)人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率,有些是針對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率;研究方法主要是沿用西方的均衡實(shí)際匯率理論(ERER)或者行為均衡理論(BEER),實(shí)證方面主要是運(yùn)用向量自回歸模型(VAR)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法。由于研究對(duì)象、樣本區(qū)間和數(shù)據(jù)頻度的選擇、研究方法有所差異,因此得到的實(shí)證結(jié)論也不太一致?？傮w而言,既有文獻(xiàn)還存在如下幾個(gè)方面的不足:已有文獻(xiàn)大多運(yùn)用年度或者季度數(shù)據(jù)測(cè)算,這在實(shí)證研究中會(huì)產(chǎn)生樣本觀察值過少、從而實(shí)證結(jié)論不可靠的問題;已有文獻(xiàn)大多采用VAR模型和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系,這要求變量都是平穩(wěn)的或都是同階單整,然而宏觀經(jīng)濟(jì)變量可能難以達(dá)到這一要求。基于此,本文擬從如下幾個(gè)方面改善對(duì)人民幣均衡匯率問題的研究:在研究對(duì)象方面,鑒于內(nèi)部的資源配置問題對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的重要性以及中國(guó)目前面臨的嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)性矛盾,內(nèi)向?qū)嶋H匯率具有重要意義,因此本文選擇人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率作為研究對(duì)象。在研究方法方面,綜合已有文獻(xiàn),發(fā)現(xiàn)BEER方法較為適用于中國(guó)這樣的發(fā)展中國(guó)家,因此這里主要采用BEER方法來估計(jì)人民幣均衡匯率水平和匯率錯(cuò)位程度,但在具體的實(shí)證模型中,借鑒了ERER的理論基礎(chǔ)以選擇合適的變量。在樣本區(qū)間和數(shù)據(jù)頻度選擇方面,選擇月度數(shù)據(jù),頻度較高,從而增加了樣本容量;另外,考慮我國(guó)在1996年12月1日接受了IMF第八條款,實(shí)現(xiàn)了人民幣經(jīng)常項(xiàng)目可兌換,這對(duì)于均衡匯率決定會(huì)產(chǎn)生一定的影響,選擇1997年1月作為樣本起點(diǎn)避免了這一制度轉(zhuǎn)換可能帶來的影響。在實(shí)證步驟方面,對(duì)變量序列的處理較為仔細(xì)和客觀,針對(duì)變量不同階,采用Pesaran等提出的邊限檢驗(yàn)技術(shù)來判別變量之間的協(xié)整關(guān)系。二、人民幣飲料內(nèi)均衡匯率本文主要采取行為均衡匯率(BEER)的方法來測(cè)算人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率均衡水平和錯(cuò)位程度。BEER方法通過估計(jì)一個(gè)解釋實(shí)際匯率行為的約化型(reducedform)單一方程來確定均衡實(shí)際匯率水平和匯率錯(cuò)位程度,約化型方程的線性表達(dá)式為:qt=β1′Z1t+β2′Z2t+τ′Tt+εt其中,qt表示觀測(cè)到的實(shí)際匯率;Z1t表示長(zhǎng)期內(nèi)影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素向量;Z2t表示中期內(nèi)影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素向量;Tt表示影響匯率的短期、臨時(shí)因素組成的向量;εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。可觀測(cè)到的實(shí)際匯率由基本經(jīng)濟(jì)因素Z1t和Z2t、短期因素Tt、隨機(jī)誤差εt三個(gè)方面來解釋。定義當(dāng)期均衡實(shí)際匯率(CurrentEquilibriumRealExchangeRate,CERER)是由中、長(zhǎng)期基本經(jīng)濟(jì)要素的當(dāng)期值確定的均衡匯率:qt′=β1′Z1t+β2′Z2t實(shí)際匯率與當(dāng)期均衡匯率之差可被定義為當(dāng)期匯率錯(cuò)位(CurrentMisalignment,cmt):cmt=qt-qt′=τ′Tt+εt由于基本經(jīng)濟(jì)要素本身也會(huì)偏離其長(zhǎng)期均衡水平,進(jìn)一步定義總匯率錯(cuò)位水平(TotalMisalignment,tmt)為實(shí)際匯率與基本經(jīng)濟(jì)要素可持續(xù)的長(zhǎng)期值所確定的長(zhǎng)期均衡匯率之差:tmt=qt-ˉqt′=qt-(β1′ˉΖ1t+β2′ˉΖ2t)式中ˉΖ1t和ˉΖ2t代表基本經(jīng)濟(jì)要素可持續(xù)的長(zhǎng)期值。經(jīng)過變換可得:tmt=qt-qt′+qt′-ˉqt′=τ′Τt+εt+[β1′(Ζ1t-ˉΖ1t)+β2′(Ζ2t-ˉΖ2t)]由此可見,總的匯率錯(cuò)位被分解為三方面因素:短期臨時(shí)因素、隨機(jī)擾動(dòng)因素和基本經(jīng)濟(jì)要素偏離其可持續(xù)水平的程度。由于BEER方法是通過對(duì)實(shí)際匯率有影響的相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量來解釋實(shí)際觀察到的名義匯率和實(shí)際匯率的運(yùn)動(dòng),在很大程度上強(qiáng)調(diào)的是實(shí)證意義,因此BEER方法的運(yùn)用依賴于選擇合適的經(jīng)濟(jì)基本面變量集的理論指導(dǎo)。Montiel(1999)綜合考慮了均衡實(shí)際匯率理論(ERER)分析結(jié)論,認(rèn)為長(zhǎng)期均衡實(shí)際匯率是由前定變量的靜態(tài)值、政策變量和外生變量的永久分量決定的,大致包括如下幾個(gè)方面:國(guó)內(nèi)供給因素,特別是由可貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率增長(zhǎng)快于不可貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率增長(zhǎng)所引起的巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)(B-S效應(yīng))2;財(cái)政政策,例如政府在可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品方面支出的永久性變化;國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化,例如貿(mào)易條件、對(duì)外經(jīng)濟(jì)的流量、國(guó)際通貨膨脹率以及世界實(shí)際利率等;經(jīng)濟(jì)自由化政策,如削減出口補(bǔ)貼。而一旦識(shí)別出決定因素,BEER方法可直接應(yīng)用協(xié)整技術(shù)來檢驗(yàn)實(shí)際匯率與其決定因素之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果存在協(xié)整關(guān)系,就認(rèn)為實(shí)際匯率與其決定因素之間存在著系統(tǒng)的聯(lián)系,即實(shí)際匯率具有均值回復(fù)的特性,從而可將均值看作均衡實(shí)際匯率,由此得到近似均衡實(shí)際匯率以及測(cè)量實(shí)際匯率錯(cuò)位。本文在分析人民幣內(nèi)向均衡匯率時(shí),變量選取借鑒了國(guó)內(nèi)外既有文獻(xiàn)的建議,同時(shí)考慮到我國(guó)具體的國(guó)情和數(shù)據(jù)的可得性,變量的相關(guān)說明和數(shù)據(jù)來源如下:1.人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率(RER)。RERt=pΤtpΝΤt=etΡΡΙUStCΡΙt其中pΤt,pΝΤt分別為貿(mào)易品和非貿(mào)易品價(jià)格指數(shù),et為人民幣對(duì)美元的名義匯率,PPIUSt為美國(guó)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù),CPIt為國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。但由于存在貿(mào)易品與非貿(mào)易品劃分難題,相關(guān)數(shù)據(jù)也難以獲得,文獻(xiàn)中通常的處理方法有兩種:一是人為地進(jìn)行貿(mào)易品部門和非貿(mào)易品部門的劃分,再通過加權(quán)算法得到貿(mào)易品和非貿(mào)易品的價(jià)格指數(shù);二是用一個(gè)參照國(guó)的批發(fā)物價(jià)指數(shù)或生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)來代理本國(guó)貿(mào)易品價(jià)格指數(shù),用本國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來代理非貿(mào)易品價(jià)格指數(shù)(Edwards,1994)。本文借用Edwards的方法,選用美國(guó)作為參照國(guó)3,用美國(guó)的生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)代理貿(mào)易品價(jià)格指數(shù),用中國(guó)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代理非貿(mào)易品價(jià)格指數(shù),計(jì)算出人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率。人民幣對(duì)美元名義匯率來自IMF的國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)IFS,取月平均值。美國(guó)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)來自IMF的國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)IFS,以2000年均值為基期100;國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)同比和環(huán)比數(shù)據(jù)來自WIND資訊,經(jīng)過換算得到以2000年均值為基期100的定基指數(shù)。2.非貿(mào)易品與貿(mào)易品的價(jià)格比(TNT)。ΤΝΤ=CΡΙΡΡΙ該指標(biāo)通過衡量非貿(mào)易品與貿(mào)易品部門生產(chǎn)率增長(zhǎng)差異從而體現(xiàn)B-S效應(yīng)。4由于實(shí)際中對(duì)貿(mào)易品與非貿(mào)易品部門劃分的困難,實(shí)證研究中通常用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)替代非貿(mào)易品價(jià)格指數(shù),用生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)(PPI)或批發(fā)物價(jià)指數(shù)(WPI)替代貿(mào)易品價(jià)格指數(shù)?；跀?shù)據(jù)的可得性,本文用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)分別替代我國(guó)非貿(mào)易品和貿(mào)易品價(jià)格指數(shù)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)均來自中經(jīng)網(wǎng)宏觀月度數(shù)據(jù)庫。3.貿(mào)易條件(TOT)。ΤΟΤ=EXΡΙΜΡEXP和IMP分別表示一國(guó)出口價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口價(jià)格指數(shù),該指標(biāo)反映了一國(guó)貿(mào)易品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。由于我國(guó)缺少出口價(jià)格和進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的月度數(shù)據(jù),本文用出口額與進(jìn)口額的比率來替代。出口額和進(jìn)口額當(dāng)月值數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)海關(guān)月度數(shù)據(jù)庫。4.工業(yè)增加值(PROD)。該變量反映了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率狀況,既有文獻(xiàn)中反映生產(chǎn)率的指標(biāo)有實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率(Macdonald,1997)、全要素生產(chǎn)率、勞均GDP(本國(guó)GDP與全部勞動(dòng)人口的相對(duì)比率),但均缺少月度數(shù)據(jù),為此,本文將工業(yè)增加值同比增速換算為同比指數(shù)指標(biāo)(同比發(fā)展速度)作為代理變量。工業(yè)增加值同比增速數(shù)據(jù)來源于Wind資訊。5.貿(mào)易政策(TRADE)。一些文獻(xiàn)認(rèn)為貿(mào)易限制和交易管制的放松、貿(mào)易自由化程度等貿(mào)易政策反映了一國(guó)的開放程度,這會(huì)影響到實(shí)際匯率水平。20世紀(jì)90年代以來我國(guó)貿(mào)易自由化的步伐不斷加快,外貿(mào)體制改革、經(jīng)常項(xiàng)目可兌換以及加入WTO,使我國(guó)在關(guān)稅降低和非關(guān)稅壁壘撤廢等方面取得了實(shí)質(zhì)進(jìn)展,這些貿(mào)易政策的變化可能會(huì)對(duì)人民幣實(shí)際匯率產(chǎn)生影響。然而很難找到一個(gè)變量能夠全面、有效地模擬貿(mào)易政策的影響。文獻(xiàn)中通常的做法是利用進(jìn)出口總額占GDP的比率來描述一個(gè)國(guó)家的開放政策,并用該比例來模擬貿(mào)易政策對(duì)匯率的影響。但由于GDP月度數(shù)據(jù)不可得,另外前面已經(jīng)選擇了工業(yè)增加值的同比指數(shù)指標(biāo),本文用進(jìn)出口總值的當(dāng)月數(shù)據(jù)計(jì)算出貿(mào)易總額的同比指數(shù)指標(biāo)(同比發(fā)展速度),作為貿(mào)易政策的代理變量。5進(jìn)出口總值數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)海關(guān)月度數(shù)據(jù)庫。6.凈國(guó)外資產(chǎn)(NFA)。凈國(guó)外資產(chǎn)為一國(guó)所擁有的國(guó)外債權(quán)扣除國(guó)外負(fù)債后的資產(chǎn)凈值,該指標(biāo)在開放經(jīng)濟(jì)中是決定匯率水平的基本變量之一,它反映了存量變化對(duì)均衡匯率決定的影響。然而對(duì)中國(guó)而言,該變量數(shù)據(jù)無法直接獲得6,只能尋找變量替代。根據(jù)Lane和Milesi-Ferretti(2001)的界定,凈國(guó)外資產(chǎn)存量(NFA)的構(gòu)成為:NFAt=NFDIt+NEQt+NDEBTt+RESt其中NFDIt表示凈國(guó)外直接投資存量,NEQt表示凈股本證券投資存量,NDEBTt表示凈債務(wù)性資產(chǎn)存量,RESt表示外匯儲(chǔ)備。而根據(jù)國(guó)際收支平衡表的賬戶關(guān)系,可以得到經(jīng)常項(xiàng)目為:CA=ΔNEQt+ΔNFDI+ΔNDEBTt-ΔKA+ΔREStCA表示經(jīng)常賬戶,KA表示資本賬戶。累積經(jīng)常項(xiàng)目為:t∑sCAi=ΝDEBΤs(t)+ΝEQs(t)+ΝFDΙs(t)+RESs(t)-ΚAs(t)經(jīng)過轉(zhuǎn)化可得:ΝFA(t)≈ΝFA(s-1)+t∑sCAi+ΚAs(t)=NFA(s-1)+NDEBTs(t)+NEQs(t)+NFDIs(t)+RESs(t)考慮到資本賬戶余額較小,可以用累積經(jīng)常賬戶余額來作為凈國(guó)外資產(chǎn)的替代變量。由于我國(guó)缺少經(jīng)常賬戶余額的月度資料,為此,本文采用1982-1996年的累積經(jīng)常賬戶余額作為1997年1月的初始值,用月度貿(mào)易差額替代經(jīng)常賬戶差額得到累積經(jīng)常賬戶序列。同前述貿(mào)易政策變量的處理,選擇指數(shù)指標(biāo),但考慮到此處反映存量的影響,因此對(duì)這一序列以1997年1月為基期100進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,得到NFA的指數(shù)指標(biāo)(累積發(fā)展速度)。綜上所述,人民幣內(nèi)向均衡實(shí)際匯率的決定方程可表示如下:RER=f(TNT,TOT,PROD,TRADE,NFA)為判別人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率與各基本變量之間的是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,已有研究文獻(xiàn)大多采用Johansen&Juselius(1990)的協(xié)整向量自回歸(conintegratingVAR)分析框架進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。然而該方法的應(yīng)用要求進(jìn)入模型的所有變量具有同階單整,多為一階單整I(1)。由此,Pesaran等(1995,1996,2001)提出自回歸分布滯后(AutoregressiveDistributedLagApproach,ARDL)和邊限協(xié)整檢驗(yàn)(boundstests)。邊限檢驗(yàn)技術(shù)可適用于進(jìn)入模型的時(shí)間序列是純粹的平穩(wěn)變量I(0)或純粹的一階單整變量I(1)或平穩(wěn)變量和一階單整變量的混合。另外,邊限協(xié)整檢驗(yàn)技術(shù)比較穩(wěn)健,估計(jì)結(jié)果較好。因此,本文將采用邊限檢驗(yàn)技術(shù)來分析人民幣內(nèi)向均衡實(shí)際匯率的決定問題。三、最優(yōu)滯后階數(shù)的篩選及回歸分析在實(shí)證分析之前,首先要對(duì)變量進(jìn)行相應(yīng)處理。針對(duì)工業(yè)增加值(PROD)、貿(mào)易條件(TOT)、貿(mào)易政策(TRADE)變量存在較強(qiáng)的季節(jié)性,本文運(yùn)用X-12方法進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整。另外,本文的模型采用對(duì)數(shù)形式,因此對(duì)上述變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化變化。為判別變量的平穩(wěn)性,本文分別采用ADF(AugmentedDicky-Fuller)、PP(Phillips-Perron)單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果詳見表1:7由檢驗(yàn)表可得:至少在5%的顯著性水平下,人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率序列(rer)、非貿(mào)易品貿(mào)易品價(jià)格比序列(tnt)在兩種檢驗(yàn)下均為一階單整I(1);工業(yè)增加值序列(prod)在兩種種檢驗(yàn)下均為平穩(wěn)序列I(0);貿(mào)易條件序列(tot)、貿(mào)易政策序列(trade)、凈國(guó)外資產(chǎn)序列(nfa)在ADF檢驗(yàn)下是一階單整I(1),在PP檢驗(yàn)下為平穩(wěn)序列I(0)。根據(jù)以上檢驗(yàn)結(jié)果,運(yùn)用邊限檢驗(yàn)技術(shù)來加以分析:首先,建立人民幣內(nèi)向均衡實(shí)際匯率決定的實(shí)證模型如下:rert=a0+a1T+a2Dum0507+βF+εt(1)β=(β1,β2,β3,β4,β5),Ft=(prodt,tntt,tott,tradet,nfat)′相應(yīng)的條件誤差修正模型ECM為:Δrert=a0+a1Τ+a2Dum0507+λp-1∑k=1Δrert-k+p-1∑k=0ΓkΔFt-k+δrert-1+γFt-1+μt(2)其中,T為趨勢(shì)項(xiàng),Dum0507為虛擬變量,2005年7月以前為0,其它為1,反映了匯率形成機(jī)制變革帶來的影響。Δ表示一階差分,Γ為1×5矩陣,rer,prod,tnt,tot,trade,nfa均為相關(guān)變量的對(duì)數(shù)形式。式(1)反映的是人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率與各基本變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系,式(2)反映的是人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。按照式(2)對(duì)各差分變量進(jìn)行充分滯后并利用AIC和SBC準(zhǔn)則選擇最佳的滯后期。考慮到樣本滯后期越長(zhǎng)容易產(chǎn)生序列相關(guān)問題,選擇差分變量的最大滯后階數(shù)為7(即p=8)。考慮到一些變量存在趨勢(shì)性,在進(jìn)行方程估計(jì)時(shí)加入趨勢(shì)項(xiàng),然后根據(jù)其系數(shù)的顯著性判斷是否保留該項(xiàng)。由估計(jì)方程發(fā)現(xiàn),貿(mào)易政策(trade)的水平變量和差分變量在各回歸方程中均不顯著,其原因可能是:理論上,一般發(fā)展中國(guó)家在對(duì)外開放過程中為進(jìn)口先進(jìn)設(shè)備和技術(shù),本幣會(huì)高估,隨著對(duì)外開放程度的加深,本幣趨于貶值;但對(duì)中國(guó)而言,在所選樣本區(qū)間里人民幣已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了經(jīng)常項(xiàng)目的可兌換,貿(mào)易自由化進(jìn)程的加深有利于經(jīng)常項(xiàng)目改善,從而有利于人民幣升值;這兩種效應(yīng)的共同作用可能使得貿(mào)易政策的作用不顯著。根據(jù)精簡(jiǎn)性原則,本文去掉貿(mào)易政策變量重新進(jìn)行回歸。對(duì)應(yīng)一階差分變量的不同滯后期,得到AIC值、SBC值、1階和4階序列相關(guān)的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,詳見表2。根據(jù)AIC準(zhǔn)則最優(yōu)滯后階數(shù)為2,根據(jù)SBC準(zhǔn)則最優(yōu)滯后階數(shù)為1,而根據(jù)LM統(tǒng)計(jì)量剔除存在嚴(yán)重序列相關(guān)的估計(jì)方程:不含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí),滯后階數(shù)可為2、4、6;含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí),滯后階數(shù)可為4、5。結(jié)合以上判斷,分別取滯后階數(shù)為2、4、5、6,根據(jù)篩選出的潛在VAR結(jié)構(gòu)計(jì)算構(gòu)成式(2)中滯后水平變量顯著性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量,并與Pesaran(2001)計(jì)算的邊限臨界值8進(jìn)行比較,邊限協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表3。根據(jù)以上檢驗(yàn)表,最終確定式(2)所對(duì)應(yīng)的潛在VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)為5,且不含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí),在10%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè);含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí),至少在5%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。這表明變量rer,prod,tnt,tot,nfa之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。采用ARDL估計(jì)方法可對(duì)水平變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行估計(jì),依據(jù)AIC和相關(guān)診斷標(biāo)準(zhǔn)對(duì)估計(jì)方程進(jìn)行簡(jiǎn)潔化處理,以剔除不顯著階數(shù),最終設(shè)定的ARDL模型為ARDL(2,1,5,4,5)。據(jù)此得到長(zhǎng)期關(guān)系的方程如下:rert=7.9502(14.6706)+0.0018Τ(8.9201)+0.0305Dum0507(3.9175)-0.1616prodt(-2.3595)-0.9714tntt(-11.3530)-0.0975tott(-3.8717)-0.0371nfat(-4.1585)+?υt相應(yīng)的自回歸滯后分布-誤差修正模型(ARDL-ECM)為:Δrert=-0.3910?υt-1(-5.7102)+0.0019(1.1997)-0.0041Dum0507(-1.6534)+0.2868Δrert-1(3.1705)-0.0434Δprodt(-1.4093)-0.2304Δtntt(-1.6916)+0.2432Δtntt-1(1.6466)+0.1676Δtntt-2(1.2106)+0.0064Δtntt-3(0.0489)+0.1639Δtntt-4(1.2814)-0.0937Δtott(-3.0358)-0.0360Δtott-1(-1.0315)-0.0244Δtott-2(-0.7469)-0.0478Δtott-3(-1.6538)+0.3843Δnfat(2.5785)-0.1255Δnfat-1(-0.6691)-0.0937Δnfat-2(-0.4991)+0.1432Δnfat-3(0.7767)-0.2925Δnfat-4(-2.1502)模型擬合效果較好,誤差修正項(xiàng)為負(fù)數(shù),且十分顯著;模型殘差滿足正態(tài)分布,不存在條件異方差效應(yīng),不存在一階序列相關(guān)。利用遞歸殘差累計(jì)和與遞歸殘差平方累計(jì)和對(duì)模型結(jié)構(gòu)的參數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn),都在5%的顯著性水平上穩(wěn)定。四、人民幣內(nèi)均衡實(shí)際匯率的長(zhǎng)期錯(cuò)位程度由長(zhǎng)期關(guān)系方程可以看出,各變量均與人民幣內(nèi)向匯率呈反向關(guān)系9,且系數(shù)都十分顯著,表明非貿(mào)易品與貿(mào)易品價(jià)格比、貿(mào)易條件(tot)、工業(yè)增加值(prod)、凈國(guó)外資產(chǎn)(nfa)是人民幣內(nèi)向均衡實(shí)際匯率的長(zhǎng)期決定因素。其中非貿(mào)易品與貿(mào)易品價(jià)格比(tnt)系數(shù)估計(jì)值最大,表明B-S效應(yīng)在我國(guó)成立,非貿(mào)易品與貿(mào)易品價(jià)格比增加,即非貿(mào)易品相對(duì)貿(mào)易品生產(chǎn)率提高會(huì)推動(dòng)人民幣升值。工業(yè)增加值(prod)的系數(shù)估計(jì)值次之,表明生產(chǎn)率的提高有助于提高本幣價(jià)值。貿(mào)易條件(tot)系數(shù)估計(jì)值較小,貿(mào)易條件的改善有利于人民幣實(shí)際匯率升值。施建淮和余海豐(2005)認(rèn)為,貿(mào)易條件的改善有兩個(gè)效應(yīng):一是“收入效應(yīng)”,出口品價(jià)格的相對(duì)上升意味著實(shí)際收入的增加,從而更多地需求非貿(mào)易品;另一個(gè)是“替代效應(yīng)”,進(jìn)口品價(jià)格的相對(duì)下降,會(huì)增加對(duì)進(jìn)口品的需求。前者推動(dòng)了非貿(mào)易品價(jià)格的上升,從而有助于國(guó)內(nèi)價(jià)格的上漲,而后者則有利于國(guó)內(nèi)價(jià)格的下降。顯然此處替代效應(yīng)占主導(dǎo)地位。凈國(guó)外資產(chǎn)(nfa)的系數(shù)估計(jì)值最小,凈國(guó)外資產(chǎn)的增加也有助于人民幣升值。將基本面變量(prod,tnt,tot,nfa)的實(shí)際值代人長(zhǎng)期均衡方程可以得到人民幣的當(dāng)前均衡實(shí)際匯率。人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率(rer)和當(dāng)前均衡實(shí)際匯率(beercureent)的差距表明了人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率的當(dāng)前錯(cuò)位程度(currentmisalignment,beercm):beercm=rer-beercurrentbeercurrent人民幣匯率的當(dāng)前錯(cuò)位程度在計(jì)算過程中利用的是經(jīng)濟(jì)基本面的當(dāng)前值,這些當(dāng)前值包含了商業(yè)周期的影響。為了反映均衡實(shí)際匯率決定中基本面變量持久性的而非一時(shí)性的影響,本文使用Hodric