人民幣匯率均衡水平和錯位程度的實證研究

近年來，在中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展、國際收支雙向差和外匯儲備增加的背景下，國際上要求人民幣增加值的聲音不斷增強(qiáng)，這也引發(fā)了人民幣是否需要調(diào)整的問題。人民幣是否應(yīng)該提高。升幅多大？因此，首先要明確以下問題：人民幣價值是指貨幣的名義匯率還是實際收入。是指貨幣的內(nèi)向匯率還是向外匯率？人民幣的平衡匯率是多少？人民幣匯率是轉(zhuǎn)換的？這是中國經(jīng)濟(jì)和金融管理中需要評估的重要問題，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)一國內(nèi)部的資源配置情況,而中國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匯率為研究對象,測算了其均衡水平與錯位程度。本文的結(jié)構(gòu)安排如下:第一部分為相關(guān)文獻(xiàn)述評,第二部分為研究方法,第三部分為數(shù)據(jù)、模型和實證步驟,第四部分為實證結(jié)論分析。一、相關(guān)文獻(xiàn)的評論(一)名義均衡匯率均衡匯率的定義由來已久,有名義均衡匯率和實際均衡匯率之分。從名義匯率角度探討均衡匯率,最早可追溯到Cassel(1922)提出的購買力平價理論,該理論認(rèn)為名義匯率由國內(nèi)外一般價格水平的相對變動決定。隨后的名義均衡匯率概念包括以購買力平價說為基礎(chǔ)、以國際收支(外匯收支)平衡為基礎(chǔ)、以利率平價為基礎(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)價格會受到投機(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,因此討論名義均衡匯率并無多大意義。對經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策當(dāng)局而言,更值得關(guān)注的是實際匯率,以及基本面的變化如何影響實際匯率。從實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)同時處于內(nèi)部均衡和外部均衡時的匯率水平。基于實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)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.微生物均衡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)平衡相一致的實際有效匯率。這里,內(nèi)部均衡指實現(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)常項目和資本項目實現(xiàn)均衡,或者說實現(xiàn)了內(nèi)部均衡的國家間可持續(xù)的、所需要的資源凈流動。2.匯率類研究由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)展中國家的匯率錯位問題。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)外部均衡同時實現(xiàn)的貿(mào)易品對非貿(mào)易品的相對價格。3.均衡匯率erex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)性資本流動和國際儲備變動(外匯市場干預(yù))的情況下,由實際基本經(jīng)濟(jì)因素決定的能夠使國際收支實現(xiàn)均衡的中期實際匯率。4.均衡匯率及實際匯率主要由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)外均衡時的匯率,而是將重點放在實際匯率行為本身,實際匯率的均衡水平也是指統(tǒng)計意義上的均衡。BEER將均衡匯率定義為對實際匯率與其相關(guān)的基本經(jīng)濟(jì)變量,通過計量經(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值。與均衡匯率的概念相對應(yīng),實際匯率錯位(RealExchangeRateMisalignment),是指實際匯率偏離均衡實際匯率的狀態(tài)。在直接標(biāo)價法下,如果實際匯率高于均衡實際匯率,實際匯率錯位就表現(xiàn)為幣值低估;如果實際匯率低于均衡實際匯率,則表現(xiàn)為幣值高估;在間接標(biāo)價法下,如果實際匯率高于均衡實際匯率,實際匯率錯位就表現(xiàn)為幣值高估;如果實際匯率低于均衡實際匯率,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候,有些是指由外匯市場供給和需求決定的名義均衡匯率。由于我國外匯市場尚不規(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外匯市場真正的供給和需求(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位應(yīng)該針對實際匯率而言。而人民幣實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)易品相對價格度量;中外雙邊實際匯率,即雙邊名義匯率經(jīng)過價格調(diào)整后的匯率;人民幣實際有效匯率,即多個雙邊實際匯率經(jīng)過貿(mào)易加權(quán)得到的匯率。針對不同的實際匯率概念,也就存在相應(yīng)的人民幣均衡匯率和錯位程度測算。關(guān)于人民幣均衡實際匯率水平和匯率錯位程度問題的研究,一些學(xué)者主要是結(jié)合中國不同階段的實際情況,沿用國外已有的理論模型進(jìn)行了測算。在Edwards(1989)的均衡實際匯率(ERER)框架下,金中夏(1995)測算了1970—1993年的人民幣均衡實際匯率;范敏(1999)運用1990—1997年季度數(shù)據(jù)測算了人民幣均衡匯率;馬綱(2000)運用1980—1997年季度數(shù)據(jù)測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,實證測算了80年代以來人民幣均衡匯率水平和人民幣匯率錯位程度。張曉樸(2000)綜合了Edwards(1989)和Elbadawi(1994)的方法,對1978—1999年人民幣均衡實際匯率進(jìn)行了測算,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,運用Hsiao(1981)的變量選擇方法,分析了1955—2002年人民幣實際匯率的均衡水平和錯位情況。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)的理論框架對中國1955—1999年的實際均衡匯率進(jìn)行了測算和分析;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)和消費者的效用函數(shù),分析了1990—2000年人民幣均衡匯率季度水平;張斌(2003)運用Baffes(1999)的模型測算了1992—2002年季度人民幣均衡匯率;施建淮和余海峰(2005)測算了1991—2004年季度人民幣均衡實際有效匯率與錯位;趙西亮、趙景文(2006)測算了1995—2005年季度人民幣實際有效匯率與錯位程度;張圣平、王晶琦、熊德華(2006)測算了1997—2005年季度人民幣實際有效匯率錯位程度;胡再勇(2007)估算了1978—2005年人民幣均衡實際匯率和錯位;WangYajie、HuiXiaofeng和AbdolS.Soofi(2007)估計了1980—2004年人民幣均衡實際有效匯率水平。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“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1987—1998年的人民幣均衡匯率進(jìn)行測算。王曦、才國偉(2005)基于匯率錯位下的均衡匯率回復(fù)機(jī)制,運用理性預(yù)期技術(shù),提出了判斷和計算匯率錯位的新算法,并構(gòu)造了人民幣實際有效匯率指數(shù),計算了人民幣匯率錯位水平。綜述以上文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn):已有研究有些是針對人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率,有些是針對人民幣實際有效匯率;研究方法主要是沿用西方的均衡實際匯率理論(ERER)或者行為均衡理論(BEER),實證方面主要是運用向量自回歸模型(VAR)和Johansen協(xié)整檢驗方法。由于研究對象、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)還存在如下幾個方面的不足:已有文獻(xiàn)大多運用年度或者季度數(shù)據(jù)測算,這在實證研究中會產(chǎn)生樣本觀察值過少,從而實證結(jié)論不可靠的問題;已有文獻(xiàn)大多采用VAR模型和Johansen協(xié)整檢驗方法來檢驗變量之間的長期關(guān)系,這要求變量都是平穩(wěn)的或都是1階單整,然而宏觀經(jīng)濟(jì)變量可能難以達(dá)到這一要求?；诖?本文擬從如下幾個方面改善對人民幣均衡匯率問題的研究:在研究對象方面,鑒于內(nèi)部的資源配置問題對于發(fā)展中國家的重要性以及中國目前面臨的嚴(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這樣的發(fā)展中國家,因此這里主要采用BEER方法來估計人民幣均衡匯率水平和匯率錯位程度,但在具體的實證模型中,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),這對于數(shù)據(jù)質(zhì)量是較大地改善;另外,考慮我國在1996年12月1日接受了IMF第八條款,實現(xiàn)了人民幣經(jīng)常項目可兌換,這對于均衡匯率決定會產(chǎn)生一定的影響,選擇1997年1月作為樣本起點避免了這一制度轉(zhuǎn)換可能帶來的影響。在實證步驟方面,對變量序列的處理較為仔細(xì)和客觀,針對變量單整階數(shù)不同,采用更適用的邊限檢驗來判別變量之間的協(xié)整關(guān)系。二、保持經(jīng)濟(jì)全要素參與的長期均衡實際匯率本文主要采取行為均衡匯率(BEER)的方法來測算人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率均衡水平和錯位程度。BEER方法通過估計一個解釋實際匯率行為的約化型(reducedform)單一方程來確定均衡實際匯率水平和匯率錯位程度,約化型方程的線性表達(dá)式為:其中,qt表示觀測到的實際匯率;Z1t表示長期內(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、臨時因素組成的向量;εt是隨機(jī)擾動項?？捎^測到的實際匯率由基本經(jīng)濟(jì)因素Z1t和Z2t、短期因素tT、隨機(jī)誤差εt三個方面來解釋。定義當(dāng)期均衡實際匯率(CurrentEquilibriumRealExchangeRate,CERER)是由中、長期基本經(jīng)濟(jì)要素的當(dāng)期值確定的均衡匯率:實際匯率與當(dāng)期均衡匯率之差可被定義為當(dāng)期匯率錯位(CurrentMisalignment,cmt):由于基本經(jīng)濟(jì)要素本身也會偏離其長期均衡水平,進(jìn)一步定義總匯率錯位水平(TotalMisalignment,tmt)為實際匯率與基本經(jīng)濟(jì)要素可持續(xù)的長期值所確定的長期均衡匯率之差:式中和代表基本經(jīng)濟(jì)要素可持續(xù)的長期值。經(jīng)過變換可得:由此可見,總的匯率錯位被分解為三方面因素:短期臨時因素、隨機(jī)擾動因素和基本經(jīng)濟(jì)要素偏離其可持續(xù)水平的程度。由于BEER方法是通過對實際匯率有影響的相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量來解釋實際觀察到的名義匯率和實際匯率的運動,在很大程度上強(qiáng)調(diào)的是實證意義,因此BEER方法的運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)綜合考慮了均衡實際匯率理論(ERER)分析結(jié)論,認(rèn)為長期均衡實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。起長期決定因素作用的變量組由以下4個分量組成:首先是國內(nèi)供給因素,特別是由可貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率增長快于不可貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率增長所引起的巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)(B—S效應(yīng))(1)。其次是財政政策,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。第三是國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化,例如貿(mào)易條件、對外經(jīng)濟(jì)的流量、國際通貨膨脹率以及世界實際利率等都是很重要的因素。第四是經(jīng)濟(jì)自由化政策,如削減出口補(bǔ)貼可能影響長期的實際匯率。根據(jù)該理論,一旦識別出決定因素,BEER方法可直接應(yīng)用協(xié)整技術(shù)來檢驗實際匯率與其決定因素之間是否存在長期均衡關(guān)系。如果存在協(xié)整關(guān)系,就認(rèn)為實際匯率與其決定因素之間存在著系統(tǒng)的聯(lián)系,即實際匯率具有均值回復(fù)的特性,從而可將均值看作均衡實際匯率,由此得到近似均衡實際匯率以及測量實際匯率錯位。在選取決定人民幣均衡匯率的經(jīng)濟(jì)基本面解釋變量時,本文主要考慮以下幾個方面:一是國外ERER理論模型和BEER方法已有文獻(xiàn)所建議的變量;二是人民幣均衡匯率研究文獻(xiàn)中所給出的建議;三是我國具體的國情分析;四是數(shù)據(jù)的可得性。為此,我們選取如下變量:1.生產(chǎn)率變量。該變量反映了國內(nèi)供給因素,可運用直接指標(biāo)和間接指標(biāo)來衡量。直接指標(biāo)可以用實際產(chǎn)出增長率(Macdonald,1997)或者勞均GDP(本國GDP與全部勞動人口的相對比率)。由于GDP和就業(yè)人數(shù)缺少月度數(shù)據(jù),我們可選用實際產(chǎn)出增長率指標(biāo),并用工業(yè)增加值同比增長率作為代理變量。間接指標(biāo)可以用非貿(mào)易品與貿(mào)易品的價格比,衡量非貿(mào)易品與貿(mào)易品部門生產(chǎn)率增長差異,從而體現(xiàn)B—S效應(yīng),該指標(biāo)被廣泛運用于均衡實際匯率的研究。由于實際中對貿(mào)易品與非貿(mào)易品部門劃分的困難,在實證中通常用生產(chǎn)者價格指數(shù)(PPI)或批發(fā)物價指數(shù)(WPI)替代貿(mào)易品價格指數(shù),用居民消費價格指數(shù)(CPI)替代非貿(mào)易品價格指數(shù)。然而針對B—S效應(yīng)在中國是否存在,理論界仍然存在爭議。盧鋒(2005,2006)運用B—S框架分析了人民幣均衡匯率問題,但也有一些學(xué)者認(rèn)為由于價格控制和工人自由流動的限制,B—S效應(yīng)在中國并不存在(如林毅夫,2007)。鑒于此,為避免變量遺漏所帶來的偏誤,我們先將非貿(mào)易品與貿(mào)易品價格比納入解釋變量,然后根據(jù)實證分析決定是否保留此變量。2.政府對非貿(mào)易品的支出。文獻(xiàn)中通常用政府對非貿(mào)易品支出占GDP比重反映國內(nèi)財政政策狀況,但由于無法從政府支出中分離出非貿(mào)易品和貿(mào)易品支出,故用政府財政預(yù)算支出替代,并且由于缺少GDP月度數(shù)據(jù),本文選擇政府支出發(fā)展速度來反映其變化情況。3.貿(mào)易條件。用一國出口價格指數(shù)與進(jìn)口價格指數(shù)之比來度量,貿(mào)易條件是大量研究均衡匯率的文獻(xiàn)所采用的變量。許多文獻(xiàn)認(rèn)為,一國貿(mào)易條件的改善(惡化)會導(dǎo)致該國貨幣的升值(貶值),但施建淮和余海豐(2005)認(rèn)為,貿(mào)易條件的改善有兩個效應(yīng):一是“收入效應(yīng)”,出口品價格的相對上升意味著實際收入的增加,從而更多地需求非貿(mào)易品;另一個是“替代效應(yīng)”,進(jìn)口品價格的相對下降,會增加對進(jìn)口品的需求。前者推動了非貿(mào)易品價格的上升,從而有助于國內(nèi)價格的上漲,而后者則有利于國內(nèi)價格的下降。因此,貿(mào)易條件的改善對國內(nèi)價格水平的影響是不定的,從而對實際匯率的影響也是不定的。4.貿(mào)易政策。很多文獻(xiàn)認(rèn)為貿(mào)易政策是影響實際匯率的重要因素,貿(mào)易限制和交易管制的放松、貿(mào)易自由化程度反映了一國的開放程度,這會影響到實際匯率水平。20世紀(jì)90年代以來我國貿(mào)易自由化的步伐不斷加快,外貿(mào)體制改革、經(jīng)常項目可兌換以及加入WTO使我國在關(guān)稅降低和非關(guān)稅壁壘撤廢等方面取得了實質(zhì)進(jìn)展,這些貿(mào)易政策的變化必然會對人民幣實際匯率產(chǎn)生影響。然而很難找到一個變量能夠全面、有效地模擬貿(mào)易政策的影響。文獻(xiàn)通常的做法是利用進(jìn)出口總額占GDP的比率來描述一個國家的開放政策,并用該比例來模擬貿(mào)易政策對匯率的影響。由于GDP月度數(shù)據(jù)不可得,本文選擇貿(mào)易總值的發(fā)展速度反映貿(mào)易政策的變化。5.凈國外資產(chǎn)。等于一國所擁有的國外債權(quán)扣除國外負(fù)債后的資產(chǎn)凈值。在開放經(jīng)濟(jì)中,凈國外資產(chǎn)是決定匯率水平的基本變量之一。該變量也是大量研究均衡實際匯率的文獻(xiàn)中選取的解釋變量。然而對中國而言,該變量數(shù)據(jù)無法直接獲得(1),只能尋找變量替代。根據(jù)Lane和Milesi-Ferretti(2001)的界定,凈國外資產(chǎn)存量(NFA)的構(gòu)成為:其中NFDIt表示凈國外直接投資存量,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表示外匯儲備。而根據(jù)國際收支平衡表的賬戶關(guān)系,可以得到經(jīng)常項目為:CA表示經(jīng)常賬戶,KA表示資本賬戶。累積經(jīng)常項目為:經(jīng)過轉(zhuǎn)化可得: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外資產(chǎn)的替代變量。三、數(shù)據(jù)、模型和驗證步驟(一)基本模式的處理1.人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率(RER),,其中tpT,ptNT分別為貿(mào)易品和非貿(mào)易品價格指數(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)易品的價格指數(shù);二是用一個參照國的批發(fā)物價指數(shù)或生產(chǎn)者價格指數(shù)來代理本國貿(mào)易品價格指數(shù),用本國居民消費價格指數(shù)來代理非貿(mào)易品價格指數(shù)(Edwards,1994)。本文借用Edwards的方法,選用美國作為參照國(1)。用美國的生產(chǎn)者價格指數(shù)代理貿(mào)易品價格指數(shù),用中國的居民消費價格指數(shù)代理非貿(mào)易品價格指數(shù),計算出人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率:為人民幣對美元的名義匯率,PPItus為美國生產(chǎn)者價格指數(shù),CPIt為國內(nèi)居民消費價格指數(shù)。人民幣對美元名義匯率來自IMF的國際金融統(tǒng)計IFS,取月平均值。美國生產(chǎn)者價格指數(shù)來自IMF的國際金融統(tǒng)計IFS,以2000年均值為基期100;國內(nèi)居民消費者價格指數(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.工業(yè)增加值同比增長率(PROD),數(shù)據(jù)來源于Wind資訊。3.非貿(mào)易品與貿(mào)易品價格比(TNT),基于數(shù)據(jù)的可得性,用居民消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)分別替代我國非貿(mào)易品和貿(mào)易品價格指數(shù)。居民消費價格指數(shù)與工業(yè)品出廠價格指數(shù)均來自中經(jīng)網(wǎng)宏觀月度數(shù)據(jù)庫。4.政府支出(GOV),用政府財政預(yù)算支出完成額的當(dāng)月數(shù)據(jù)計算出同比發(fā)展速度作為代理變量,財政預(yù)算支出數(shù)據(jù)來源于Wind資訊。5.貿(mào)易條件(TOT),由于我國缺少出口價格和進(jìn)口價格指數(shù)的月度數(shù)據(jù),我們用出口額與進(jìn)口額的比率來替代。出口額和進(jìn)口額數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)海關(guān)月度數(shù)據(jù)庫。6.貿(mào)易政策(TRADE),用進(jìn)出口總值的當(dāng)月數(shù)據(jù)計算出同比發(fā)展速度,進(jìn)出口總值原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)海關(guān)月度數(shù)據(jù)庫。7.凈國外資產(chǎn)(NFA),用累積經(jīng)常賬戶余額的發(fā)展速度作為代理變量。由于我國缺少經(jīng)常賬戶余額的月度資料,為此我們用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,同時用1997年1月為基期100進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,得到累積發(fā)展速度序列。為消除異方差性,將以上變量序列均進(jìn)行了對數(shù)化變換。各變量序列的圖形表示如圖1所示。(二)人民幣單位根檢驗在進(jìn)行實證建模之前,首先要對相關(guān)變量進(jìn)行預(yù)分析,以判別變量序列的平穩(wěn)性。為保證結(jié)果的穩(wěn)健可靠,我們分別采用ADF(AugmentedDicky—Fuller)、PP(Phillips—Perron)單位根檢驗。(1)單位根檢驗結(jié)果詳見表1。由檢驗表可得: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)易品價格比序列(tnt)在ADF、PP檢驗下均為一階單整I(1);實際產(chǎn)出增長率序列(prod)、政府支出序列(gov)、貿(mào)易條件序列(tot)在兩種種檢驗下均為平穩(wěn)序列I(0);貿(mào)易政策序列(trade)、凈國外資產(chǎn)序列(nfa)在ADF檢驗下是一階單整I(1),在PP檢驗下為平穩(wěn)序列I(0)。(三)自回歸分布滯后模型由前述分析,建立人民幣均衡實際匯率決定的實證模型如下:相應(yīng)的條件誤差修正模型ECM為:其中,T為趨勢項,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1×6矩陣,RER,prod,tnt,gov,tot,trade,nfa均為相關(guān)變量的對數(shù)形式。式(1)反映的是人民幣實際匯率與各基本變量的長期關(guān)系,式(2)反映的是人民幣實際匯率的短期動態(tài)調(diào)整過程。為判別人民幣實際匯率與各基本變量之間的是否存在長期協(xié)整關(guān)系,已有研究文獻(xiàn)大多采用Johansen和Juselius(1990)的協(xié)整向量自回歸(conintegratingVAR)分析框架進(jìn)行協(xié)整檢驗。然而該方法的應(yīng)用要求進(jìn)入模型的所有變量具有一階單整性I(1),另外在分析中涉及大量的內(nèi)生變量、外生變量選擇,滯后階數(shù)確定,趨勢項、截距項確定,使研究的結(jié)論具有很大的不確定性,模型的穩(wěn)健性不高(PesaranandSmith,1998)。由此,Pesaran等(1995,1996,2001)提出自回歸分布滯后(AutoregressiveDistributedLagApproach,ARDL)協(xié)整方法和邊限檢驗(boundstests)。邊限檢驗技術(shù)和ARDL方法特別適用于無法確定變量是差分平穩(wěn)還是趨勢平穩(wěn)的情形,其最大的優(yōu)點就在于不必考慮進(jìn)入模型的時間序列是純粹的0階單整I(0)或純粹的一階單整I(1)或0階單整和一階單整的混合。邊限檢驗方法的另一優(yōu)勢在于當(dāng)解釋變量為內(nèi)生變量時,模型的估計也不會受到影響,而且比其他協(xié)整技術(shù)更穩(wěn)健、估計結(jié)果也更好。運用邊限檢驗方法分析包括以下步驟:首先,按照式(2)對各差分變量進(jìn)行充分滯后并利用AIC和SBC準(zhǔn)則選擇最佳的滯后期?？紤]到樣本滯后期越長容易產(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)?？紤]到一些變量存在趨勢性,在進(jìn)行方程估計時加入趨勢項,然后根據(jù)其系數(shù)的顯著性判斷是否保留該項。從估計方程可看出:政府支出序列(gov)的水平變量和差分變量在各回歸方程中均不顯著,根據(jù)精簡性原則,去掉該變量重新進(jìn)行回歸。對應(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檢驗統(tǒng)計量,詳見表2。根據(jù)AIC準(zhǔn)則最優(yōu)滯后階數(shù)為7,根據(jù)SBC準(zhǔn)則最優(yōu)滯后階數(shù)為1,同時結(jié)合LM統(tǒng)計量剔除存在嚴(yán)重序列相關(guān)的估計方程,篩選出潛在的VAR結(jié)構(gòu),據(jù)此計算構(gòu)成式(2)中滯后水平變量顯著性檢驗的F統(tǒng)計量。將計算的F統(tǒng)計量與Pesaran(2001)計算的邊限臨界值(1)進(jìn)行比較,判斷水平變量之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。若F統(tǒng)計量落在上下臨界值區(qū)間內(nèi),則需要進(jìn)一步檢驗變量的單整階數(shù);若F統(tǒng)計量大于上臨界值,則拒絕原假設(shè),即水平變量間存在協(xié)整關(guān)系;若小于下臨界值,則不存在長期協(xié)整關(guān)系。邊限協(xié)整檢驗結(jié)果見表3(2)。由檢驗表得出,無論是否包含趨勢項,p=6時,在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè),也即是變量RER,prod,tnt,tot,trade,nfa之間存在長期協(xié)整關(guān)系。確定式(2)所對應(yīng)的潛在VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)為6,并采用ARDL估計方法對水平變量之間的長期關(guān)系進(jìn)行估計。依據(jù)AIC和相關(guān)診斷標(biāo)準(zhǔn)對估計方程進(jìn)行簡潔化處理,以剔除不顯著階數(shù),最終設(shè)定的ARDL模型為ARDL(4,4,5,5,4,6)。據(jù)此得到實際匯率與各基本變量之間長期關(guān)系的協(xié)整方程如下:(1)除prod的系數(shù)估計值不顯著,其他系數(shù)估計值均十分顯著。四、人民幣匯率的長期錯位程度由長期協(xié)整方程可以看出,勞動生產(chǎn)率(PROD)、非貿(mào)易品與貿(mào)易品價格比(TNT)、貿(mào)易條件(TOT)、貿(mào)易政策(TRADE)、凈國外資產(chǎn)(NFA)是人民幣均衡實際匯率的長期決定因素,且與人民幣匯率呈反向關(guān)系。由于此處人民幣匯率是用直接標(biāo)價法表示,該數(shù)值增加意味著人民幣實際匯率貶值,反之則意味著升值。這表明以上各變量增加會推動人民幣升值。勞動生產(chǎn)率的作用不顯著,可能是由于非貿(mào)易品與貿(mào)易品價格比已經(jīng)間接反映了生產(chǎn)率的變化,該變量對實際匯率的影響最大,表明B—S效應(yīng)在我國成立,即非貿(mào)易品相對貿(mào)易品生產(chǎn)率提高有利于人民幣實際匯率升值。如前所述,貿(mào)易條件的改善存在“收入效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”,前一個效應(yīng)推動了非貿(mào)易品價格的上升,從而有助于國內(nèi)價格的上漲,而后一個效應(yīng)則有助于國內(nèi)價格的下降。此處,替代效應(yīng)占主導(dǎo)地位,貿(mào)易條件的改善有利于人民幣實際匯率升值。貿(mào)易政策會推動人民幣升值,這與一些發(fā)展中國家研究文獻(xiàn)有所不同,這些文獻(xiàn)認(rèn)為,伴隨著發(fā)展中國家貿(mào)易自由化進(jìn)程,本幣趨向于貶值。然而就中國而言,在我們所選樣本區(qū)間里人民幣已經(jīng)實現(xiàn)了經(jīng)常項目的可兌換,貿(mào)易自由化進(jìn)程的加深有利于經(jīng)常項目改善,從而有利于人民幣升值。凈國外資產(chǎn)的增加也有助于人民幣升值,這與理論預(yù)期也是相符的。將基本面變量(prod,tnt,tot,trade,nfa)的實際值代人協(xié)整方程可以得到人民幣的當(dāng)前均衡實際匯率。人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率(rer)和當(dāng)前均衡實際匯率(beercureent)的差距表明了人民幣匯率的當(dāng)前錯位程度(currentmisalignment,beercm):人民幣匯率的當(dāng)前錯位程度在計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。為了反映均衡實際匯率決定中基本面變量持久性的而非一時性的影響,本文使用Hodrick—Prescott濾波提取基本面變量的