侯 哲，陳麗英

(福州大學(xué)管理學(xué)院，福建福州350002)

人民幣匯率一直是國內(nèi)外學(xué)者研究的重點(diǎn)［1－3］。2000年以來，人民幣匯率成為中美爭端的重點(diǎn)，其他國家如日本、歐盟和澳大利亞等國也相繼提出人民幣升值要求。在各方面的影響下，自2005年7月人民幣匯率制度改革以來，人民幣匯率一路攀升。2008年美國次貸危機(jī)引發(fā)中美新一輪的貿(mào)易摩擦，美國又一次不斷向我國施壓逼迫人民幣升值，人民幣均衡匯率問題再次被提上日程［4－5］。人民幣幣值的穩(wěn)定對我國出口影響較大，因此對人民幣匯率失調(diào)程度的測算有重要的研究意義，筆者將運(yùn)用實(shí)際數(shù)據(jù)通過詳細(xì)的測算得出結(jié)論。

1 模型的理論依據(jù)和變量選擇

行為均衡匯率模型(BEER)最早由CLARK和BAFFES等提出，方法是直接通過對影響實(shí)際匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行考察，建立實(shí)際匯率與基本經(jīng)濟(jì)因素的單方程計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型［6－8］。

BEER模型是通過一個簡約方程來解釋實(shí)際匯率的行為，這種簡約型的線性形式可表述為:

式中:qt為實(shí)際匯率;Z1為長期內(nèi)影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素變量數(shù)據(jù)組成的向量;Z2為中期影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素變量數(shù)據(jù)組成的向量;Tt為短期內(nèi)影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素變量數(shù)據(jù)組成的向量;β'1、β'2、τ'為相應(yīng)系數(shù);εt為擾動項。

式(2)、式(3)分別是用當(dāng)前基本經(jīng)濟(jì)因素變量數(shù)據(jù)計算得出的當(dāng)前均衡匯率和用中長期基本經(jīng)濟(jì)因素變量數(shù)據(jù)計算得出的長期均衡匯率。為了測算當(dāng)前匯率失調(diào)，CLARK和MACDONALD定義了當(dāng)前失調(diào)程度cm。

由式(1)和式(2)可得:

另外還定義了總失調(diào)程度tm。由式(1)～式(3)可得:

選取的變量含義如下:

(1)人民幣實(shí)際匯率(REER)。筆者采用國際清算銀行官方網(wǎng)站公布的月度人民幣實(shí)際有效匯率，然后取季度內(nèi)3個月的月度值的平均值作為每個季度的人民幣實(shí)際匯率。

(2)貿(mào)易條件(TOT)。貿(mào)易條件定義為某種商品本國的出口價格與進(jìn)口價格之比。該比值增加，則貿(mào)易條件改善引起本幣匯率升值?；谝陨显?，筆者采用每個季度內(nèi)所有出口商品總值與所有進(jìn)口商品總值來表示貿(mào)易條件。進(jìn)出口數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。

(3)對外貿(mào)易政策(OPEN)。對外貿(mào)易政策定義為進(jìn)出口額占GDP的比例，反映貿(mào)易政策如關(guān)稅、進(jìn)出口限制及外匯管制對匯率的影響。OPEN的上升可理解為貿(mào)易自由化程度的提高，這會帶來人民幣匯率貶值的壓力。進(jìn)出口數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。

(4)勞動生產(chǎn)率(PDC)。每個國家的匯率各不相同，這其中最基本的因素是各國的勞動生產(chǎn)率的不同。根據(jù)巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)，勞動生產(chǎn)率的提高會使實(shí)際匯率上升。筆者采用我國GDP與美國同期GDP比值來表示勞動生產(chǎn)率。該比值增大說明我國勞動生產(chǎn)率上升，匯率會隨之升值。PDC=國內(nèi)GDP/美國GDP×R。R為人民幣名義匯率，美國GDP季度數(shù)據(jù)來源于BEA網(wǎng)站，R來源于中國人民銀行對外公布的數(shù)據(jù)。

(5)政府支出(G)占GDP的比例(GEXP)。政府支出不僅會影響短期匯率，而且對長期匯率也有影響。如果政府支出貿(mào)易產(chǎn)品占大部分，則會惡化國際收支賬戶，從而導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率貶值。政府支出數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)。

(6)對外凈資產(chǎn)占GDP的比例(NFA)。該變量為中長期宏觀指標(biāo)，持續(xù)的赤字會導(dǎo)致本國對外負(fù)債增加，因此匯率中長期內(nèi)會貶值;相反，對外凈資產(chǎn)的增加會使本幣升值。對外凈資產(chǎn)數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行對外公布的數(shù)據(jù)。

(7)廣義貨幣供給量(M2)。該變量會影響短期匯率，M2增加，通貨膨脹率上升，因此會引起本幣貶值;反之，M2收縮，本幣匯率升值。M2來源于中國人民銀行對外公布的數(shù)據(jù)。

筆者所采用的是季度數(shù)據(jù)，考慮到模型中變量存在季節(jié)因素，采用EViews 5.0中的X－11方法對各變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，消除季節(jié)因素。對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取對數(shù)，以消除異方差性，分別記為:LREER、LTOT、LOPEN、LPDC、LGEXP、LNFA、LM2。

2 模型檢驗與估計

2.1 單位根檢驗

BEER模型建立在時間序列的平穩(wěn)性基礎(chǔ)上，而實(shí)際的經(jīng)濟(jì)變量大部分是非平穩(wěn)的，如果用非平穩(wěn)時間序列建立VAR模型會出現(xiàn)偽回歸的問題。筆者采用ENGLE－GRANGER的基于ADF(augemented dickey－fuller)方法來對所選的7個經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，并確定單整階數(shù)。變量的單位根檢驗如表1所示。

由表1可知，變量本身是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過二階差分后，在5%的顯著性下都表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，因此，可斷定各個變量是二階單整的I(2)。

2.2 協(xié)整檢驗

多變量的Johansen協(xié)整檢驗首先要建立向量自回歸過程(VAR)，通過檢驗發(fā)現(xiàn)滯后1期時，殘差向量為穩(wěn)定的白噪音。VAR(1)模型顯示全部特征根的倒數(shù)值都在單位圓內(nèi)，即全部特征根倒數(shù)值都小于1，這表明VAR(1)是穩(wěn)定的。Johansen的序列自相關(guān)檢驗結(jié)果表明不存在序列自相關(guān)。White的異方差檢驗表明不存在異方差。因此，VAR(1)可以繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。

表1 變量的單位根檢驗

Johansen協(xié)整檢驗有5種，結(jié)合所選變量，比較幾種形式的檢驗結(jié)果，選擇第二種進(jìn)行檢驗，即協(xié)整關(guān)系包含截距項，但是VAR中不包含截距項。檢驗結(jié)果表明LREER、LTOT、LOPEN等6個變量在5%的顯著性水平上存在1個協(xié)整方程。

3 人民幣匯率失調(diào)程度測算及分析

3.1 人民幣匯率失調(diào)測算

由協(xié)整向量系數(shù)，可以得到實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量與人民幣實(shí)際匯率長期均衡決定模型為:

其中，各系數(shù)都是統(tǒng)計顯著的，各個變量符號與理論預(yù)期基本上是一致的。其中政府支出占GDP比例對人民幣實(shí)際匯率影響最大，每上升1%將引起人民幣匯率上升0.046%，是所選變量中最顯著的。由方程可知，貿(mào)易條件的改善會使人民幣升值，這意味著此時的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)。趙西亮、趙景文用非貿(mào)易品與貿(mào)易品的價格之比來反映巴拉薩－薩爾繆森效應(yīng)，該比值每上升1%，人民幣匯率貶值1.59%，這與筆者得出的0.046%相差較大。巴拉薩－薩爾繆森效應(yīng)會引起匯率升值，但是筆者得出的結(jié)論卻是貶值。其原因在于:巴拉薩－薩爾繆森效應(yīng)有一個假設(shè)條件是充分就業(yè)并且勞動力在國內(nèi)自由流動，我國的實(shí)際情況與理論假設(shè)前提并不相符，造成理論預(yù)期與實(shí)際情況的不符。對外凈資產(chǎn)對人民幣的影響符合理論預(yù)期，每增加1%，人民幣升值0.050 8%。

對人民幣匯率失調(diào)狀況進(jìn)行測算需要將LTOT、LPDC、LOPEN、LGEXP、LNFA、LM2代入?yún)f(xié)整方程，估計出當(dāng)前人民幣均衡匯率。將估計出的當(dāng)前人民幣匯率與實(shí)際匯率一起代入式(4)得到當(dāng)前失調(diào)程度［9－10］。用百分比來更直觀地表示人民幣的失調(diào)程度，根據(jù)式(7)計算繪制而成的曲線如圖1所示。

圖1 人民幣實(shí)際匯率和當(dāng)前均衡實(shí)際匯率

為了考察經(jīng)濟(jì)變量對人民幣匯率長期持久的影響，需要求長期失調(diào)程度，為此需要知道經(jīng)濟(jì)變量的長期值。目前有很多方法可以用來提取時間序列的可持續(xù)值，如移動平均法、Beveridge－Nelson分解法、Hodrick－Prescott濾波法。筆者使用目前廣泛使用的HP濾波法提取所選6個變量的長期均值，并帶入式(6)得出HPREER。定義長期失調(diào)程度測度公式為:

3.2 人民幣匯率失調(diào)程度狀況分析

從圖1中可以看出2000—2008年間實(shí)際人民幣匯率與均衡匯率趨勢基本一致，圍繞均衡匯率波動。圖2顯示了人民幣實(shí)際匯率與長期均衡實(shí)際匯率。

圖2 人民幣實(shí)際匯率和長期均衡實(shí)際匯率

(1)由圖1可以看出，2000—2005年間，人民幣基本處于被低估狀態(tài)，特別是2002年以后被低估程度加大，2003年第一季度低估程度最大，達(dá)到1.746%。這主要是人民幣盯住美元政策導(dǎo)致的，從2002年起美元直線走低，盯住美元政策使得人民幣自動接受美元貶值這一外部沖擊，導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率大幅貶值，偏離基本經(jīng)濟(jì)變量決定的均衡匯率。

(2)2005年我國進(jìn)行匯率體制改革，放棄單一盯住美元，實(shí)行參考一攬子貨幣的政策。這一政策扭轉(zhuǎn)了人民幣持續(xù)低估的狀態(tài)，使得人民幣逐漸升值，由圖1可看出，2005年第一季度人民幣實(shí)際匯率線直線上升，到第三季度回到均衡，并略微出現(xiàn)高估。這表明該次匯改具有充分的有效性。

(3)2006—2008年間，人民幣又處于低估狀態(tài)，但是程度低于2002—2005年間。從圖1可以看出，實(shí)際匯率線一直在基本經(jīng)濟(jì)面決定的均衡匯率線以下。這與我國持續(xù)的巨大貿(mào)易順差有關(guān)，貿(mào)易順差使得LTOT改善、LNFA增加，根據(jù)筆者的研究可知這兩個因素對人民幣匯率有正面影響，這使得人民幣有升值的壓力。

4 結(jié)論及政策建議

筆者采用2000—2008年的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用BEER模型估計了人民幣均衡匯率，并對人民幣匯率的失調(diào)程度進(jìn)行了測算。研究發(fā)現(xiàn):①政府支出對人民幣實(shí)際匯率影響最大，貿(mào)易政策、對外凈資產(chǎn)對人民幣匯率有正面影響，貿(mào)易政策、勞動生產(chǎn)率和貨幣供給對其有相反的作用［11］;②2001年第一季度到2003年第三季度，人民幣匯率處于被嚴(yán)重低估時期。2005年的人民幣匯率改革使人民幣逐漸升值，并在第三季度恢復(fù)到均衡出現(xiàn)略微高估。

匯率的波動過大，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，會使我國的對外貿(mào)易、國際投資風(fēng)險加大，在國內(nèi)會造成資源配置效率過低，拖累經(jīng)濟(jì)發(fā)展。實(shí)踐證明，長期的匯率失調(diào)會使一國經(jīng)濟(jì)動蕩，更有可能引發(fā)金融危機(jī)和經(jīng)濟(jì)危機(jī)。根據(jù)筆者的研究，預(yù)期人民幣在長期內(nèi)還會繼續(xù)升值，因而，要做好積極的應(yīng)對措施。第一，我國經(jīng)濟(jì)增長很大程度上依賴對外貿(mào)易，因此要加快相關(guān)政策的出臺，積極引導(dǎo)出口企業(yè)做好應(yīng)對工作;第二，我國現(xiàn)在的匯率體制是參考一攬子貨幣，這一攬子貨幣包含的幣種和比例，需要根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、對外貿(mào)易情況、國際投資等，適時及時地做出調(diào)整，避免匯率的劇烈波動對經(jīng)濟(jì)造成負(fù)面影響。

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