黃均華

（廈門大學(xué)，福建廈門361005）

一、引 言

匯率是開放經(jīng)濟(jì)的核心經(jīng)濟(jì)變量。作為經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易大國，人民幣匯率決定問題一直是學(xué)術(shù)界的研究熱點。自2005年7月“匯改”以來，人民幣兌美元名義匯率的升值幅度達(dá)到26%。與人民幣升值相伴隨，我國工資、物價以及房價持續(xù)上漲，出現(xiàn)“對外升值，對內(nèi)貶值”這種看似矛盾的現(xiàn)象，而這實際上反映了人民幣實際匯率處于不斷升值的狀態(tài)。因此，研究實際匯率的長期決定機(jī)制對于理解名義匯率和價格水平的變化有著非常重要的意義。

國內(nèi)學(xué)者對人民幣實際匯率的影響因素做了很多有益探討。不過，相當(dāng)一部分學(xué)者對人民幣實際匯率的研究都是基于“巴拉薩－薩繆爾森假說”。該假說強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步或勞動生產(chǎn)率發(fā)展在實際匯率決定中的重要作用，揭示了實際匯率與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系，為高速增長國家的實際匯率長期走勢提供了重要的分析方法。 盧鋒（2006）、姚洋（2009）、黃昌利（2010）等多位學(xué)者對人民幣實際匯率的研究支持“巴拉薩－薩繆爾森假說”。除了與技術(shù)進(jìn)步有關(guān)的勞動生產(chǎn)率外，實際匯率的影響因素還有很多，包括貿(mào)易條件、國際收支狀況、政府支出水平、貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)開放度、對外凈資產(chǎn)規(guī)模、匯率制度、資本勞動比率、國際原油價格等。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者局限于在對人民幣實際匯率問題進(jìn)行實證分析時引入上述變量，而較少用理論模型揭示這些變量對實際匯率的影響機(jī)制。好的理論模型能以簡潔的數(shù)學(xué)推導(dǎo)揭示復(fù)雜經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象背后的規(guī)律，因此值得推廣和運用。

受益于多年國際收支“雙順差”，2014年我國外匯儲備與對外凈資產(chǎn)規(guī)模分別達(dá)到4萬億美元和2萬億美元。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)對我國國際收支“雙順差”對實際匯率（進(jìn)而名義匯率）的影響做了大量探討，但在運用理論模型進(jìn)行分析方面卻不夠充分。本文運用“巴拉薩－薩繆爾森假說”以及Lane and Milesi－Ferretti （2004）的“（支出）轉(zhuǎn)移問題”（transfer problem）的框架對人民幣實際匯率的決定問題進(jìn)行研究。

二、模型設(shè)定

（一）實際匯率決定的巴拉薩－薩繆爾森假說（簡稱B－S）

巴拉薩－薩繆爾森假說認(rèn)為，社會經(jīng)濟(jì)由可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品兩部門構(gòu)成。實際匯率定義為q＝eP＊／P，e表示名義匯率（單位外幣的本幣價格），和分別表示外國總體價格水平與本國總體價格水平。 δ和1－δ分別是可貿(mào)易品部門與不可貿(mào)易品部門的規(guī)模。通常情況下，貿(mào)易品部門的勞動生產(chǎn)率比不可貿(mào)易部門的勞動生產(chǎn)率提高更快（即l˙T＞l˙NT）。可貿(mào)易品部門的工資水平由勞動生產(chǎn)率決定。對于不可貿(mào)易品部門而言，由于其部門勞動生產(chǎn)率提高相對較慢，只有通過其部門產(chǎn)品或服務(wù)的價格水平以更高的速度上漲才能保證兩部門勞動者的工資收入相等，這會推動整體價格水平上升。當(dāng)本國總體價格水平比外國總體價格水平上升更快時，即出現(xiàn)實際匯率升值。巴拉薩－薩繆爾森假說的表達(dá)式如下：

上式表示，如果本國可貿(mào)易品部門的相對勞動生產(chǎn)率的發(fā)展速度（即l˙T－l˙NT）高于外國可貿(mào)易品部門的相對勞動生產(chǎn)率的發(fā)展速度（即），則本幣實際匯率q有升值趨勢（即）。不可貿(mào)易品部門所占規(guī)模（1－δ）越大，勞動生產(chǎn)率提高對總體價格水平進(jìn)而實際匯率的影響越大。

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有“農(nóng)業(yè)比重不斷下降、工業(yè)比重先上升后穩(wěn)定再逐步下降、服務(wù)業(yè)比重平穩(wěn)上升”的變化規(guī)律。服務(wù)業(yè)（不可貿(mào)易品部門）的規(guī)模不斷擴(kuò)大有兩方面原因。一方面，科技發(fā)展帶來農(nóng)業(yè)、工業(yè)（都是可貿(mào)易品部門）的勞動生產(chǎn)率迅速提高，這會釋放出越來越多的勞動力向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移。另一方面，相對于農(nóng)業(yè)、工業(yè)的可貿(mào)易品，社會對教育、醫(yī)療保健、金融、旅游等服務(wù)業(yè)的需求具有更高的收入彈性，隨著國民收入水平的提高，對服務(wù)業(yè)的需求增長得更快。在西方發(fā)達(dá)國家，服務(wù)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重在70%以上。而在我國，服務(wù)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值僅為45%左右，仍有很大的發(fā)展?jié)摿涂臻g。

我國既是經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長的追趕型國家，又處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、服務(wù)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的階段。根據(jù)B－S假說，從長期看，人民幣實際匯率具有升值趨勢。

（二）實際匯率決定的（支出）轉(zhuǎn)移問題

下面通過建立小國開放經(jīng)濟(jì)模型來說明對外凈資產(chǎn)、貿(mào)易條件等如何影響不可貿(mào)易品的相對價格以及實際匯率。為簡單起見，將進(jìn)口品作為計價物，價格定為1，該經(jīng)濟(jì)體的出口品不需要勞動投入進(jìn)行生產(chǎn)，其產(chǎn)量等于自然稟賦，價格由世界市場外生給定為PTx。可見，PTx即是該國的價格貿(mào)易條件，即出口品價格與進(jìn)口品價格之比值。勞動力資源只參與不可貿(mào)易品的生產(chǎn)。該經(jīng)濟(jì)體只消費不可貿(mào)易品以及進(jìn)口品，而自然稟賦全部用于出口。

代表性個體j從消費中獲得正效用，從勞動中獲得負(fù)效應(yīng)。效用函數(shù)Vj表達(dá)式如下：

β∈（0，1），且 σ，κ＞0，lNTt是從事不可貿(mào)易品生產(chǎn)的勞動量。 Ct是對可貿(mào)易品（進(jìn)口品）消費量和不可貿(mào)易品消費量的加權(quán)之和：

θ是可貿(mào)易品消費對不可貿(mào)易品消費的替代彈性。

預(yù)算約束函數(shù)如下：

Bt表示國際實物債券的數(shù)量，也表示對外凈資產(chǎn)；r是外生給定的實際收益率；wt是工資率；Pt是價格總水平，由進(jìn)口品的價格（等于1）和不可貿(mào)易品的價格 PNT，t構(gòu)成，

實際匯率RERt定義為本國價格總水平與外國價格總水平之比，

不可貿(mào)易品的產(chǎn)量是勞動投入量的線性函數(shù)，

于是，在競爭性條件下，不可貿(mào)易品的名義價格剛好等于工資水平，

為了簡便，假設(shè) β（1＋r）＝1，從而排除了穩(wěn)態(tài)時的借貸意愿。

為了實現(xiàn)預(yù)算約束條件下的效用最大化，最優(yōu)消費與勞動投入量必須滿足以下三個方程：

方程（8）是決定最優(yōu)消費水平動態(tài)變化的歐拉方程。消費增長率對相對價格的依賴是多恩布什（1983）首先強(qiáng)調(diào)的基于消費的實際利率效應(yīng)。如果總體價格水平相對于進(jìn)口品價格水平的當(dāng)期取值比將來取值更低，由于基于消費的實際利率更低，這會鼓勵當(dāng)期消費更多。同時，這也會鼓勵不可貿(mào)易品消費對進(jìn)口品消費的替代。如果跨期替代彈性系數(shù)σ大于不可貿(mào)易品與進(jìn)口品之間的同期替代彈性θ，則前一種效應(yīng)強(qiáng)于后一種效應(yīng)；反之，則后一種效應(yīng)強(qiáng)于前一種效應(yīng)。

方程（9）聯(lián)系了可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品最優(yōu)消費量的關(guān)系，替代彈性由參數(shù)θ表示。如果相對價格為1，則不可貿(mào)易品的相對消費量隨參數(shù)γ的增大而減少。

方程（10）給出了不可貿(mào)易品的最優(yōu)供給量：總體消費水平Ct越大，不可貿(mào)易品的產(chǎn)量水平越低，因為個體在增加進(jìn)口品消費量的同時增加了閑暇，從而減少了勞動供應(yīng)量并引起不可貿(mào)易品產(chǎn)量的降低。

穩(wěn)態(tài)是所有變量都為常數(shù)的狀態(tài)。將出口品的自然稟賦標(biāo)準(zhǔn)化為一單位，穩(wěn)態(tài)時，不可貿(mào)易品的相對價格PNT，t等于1，對外凈資產(chǎn)等于零。同時，假定貿(mào)易條件等于1（即）。在這一對稱性均衡中，可求出不可貿(mào)易品與可貿(mào)易品穩(wěn)態(tài)時的產(chǎn)量和消費量：

根據(jù)（11）式，若勞動的邊際負(fù)效用系數(shù)κ越小，或者消費結(jié)構(gòu)中不可貿(mào)易品消費的權(quán)重1－γ越高，則不可貿(mào)易品的產(chǎn)量越高。根據(jù)（12）式，消費結(jié)構(gòu)中，可貿(mào)易品的出口量（等于自然稟賦YT）決定了進(jìn)口量。

接著，在穩(wěn)態(tài)點作線性展開，可求出對外凈資產(chǎn)B、出口品產(chǎn)量YT及貿(mào)易條件的變化對進(jìn)口品消費量的影響：

波浪號表示各變量相對于穩(wěn)態(tài)值的百分比變化率。 通過將方程 （8）－（10）在由（11）（12）式定義的穩(wěn)態(tài)點作線性展開，可求出不可貿(mào)易品產(chǎn)量及消費量的變化方程，

結(jié)合（13）（14）（15）式，得到不可貿(mào)易品相對價格的表達(dá)式，

取對數(shù)后，

Ω 是常數(shù)，

不可貿(mào)易品的相對價格PNT是對外凈資產(chǎn)B、出口品產(chǎn)量YT以及貿(mào)易條件的增函數(shù)。

進(jìn)一步，實際匯率偏離穩(wěn)態(tài)的變化率

（18）式取對數(shù)后，得到

其中，β1，β2，β3＞0

本模型的核心思想如下：對外凈資產(chǎn)B增加、出口品自然稟賦YT增加或者貿(mào)易條件改善都意味著國民財富增加。由于財富效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)主體有擴(kuò)大消費水平，減少勞動投入的傾向（因為勞動投入帶來負(fù)效應(yīng)）。由于經(jīng)濟(jì)主體只消費進(jìn)口品和不可貿(mào)易品，進(jìn)口品價格始終假定為1，勞動投入都用于生產(chǎn)不可貿(mào)易品，勞動工資等于不可貿(mào)易品的價格，因此，只有當(dāng)不可貿(mào)易品的價格（從而勞動工資）上漲才能保證經(jīng)濟(jì)主體不僅不降低勞動投入，而且還增加勞動投入。通過增加勞動投入從而不可貿(mào)易品的產(chǎn)量，使經(jīng)濟(jì)主體由于財富增加而擴(kuò)大消費水平的目標(biāo)得到實現(xiàn)。最后，不可貿(mào)易品價格上漲推動整體價格水平上漲，實際匯率出現(xiàn)升值。

以上兩個模型有共同點：都強(qiáng)調(diào)不可貿(mào)易品的價格上漲直接推動實際匯率升值，而不可貿(mào)易品價格上漲都是為了提高勞動者的工資收入，只是切入點不同。前一個模型突出兩部門勞動生產(chǎn)率發(fā)展速度不一致但兩部門工資需要“看齊”。后一個模型突出勞動者由于財富增加有降低勞動投入的傾向 （把閑暇、娛樂看得更重要），提高工資是為了激勵勞動投入。

三、人民幣實際有效匯率決定機(jī)制的實證研究

根據(jù)前面理論，選擇人民幣實際有效匯率（REER）作為被解釋變量，選擇我國人均GDP與美國人均GDP之比值（YD）、貿(mào)易條件（TT）和對外凈資產(chǎn)占GDP之比值（NFA）作為解釋變量。REER的數(shù)據(jù)取自IFS，YD和TT的原始數(shù)據(jù)取自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，NFA的原始數(shù)據(jù)取自Lane，P．，and G．M．Milesi－Ferretti（2014）。 其中，YD 用于反映“B－S 假說”中勞動生產(chǎn)率發(fā)展速度在國內(nèi)外的差異（即），貿(mào)易條件（TT）的計算公式如下：

圖1 人民幣實際有效匯率指數(shù)

圖2 我國人均GDP與美國人均GDP之比值

圖3 我國貿(mào)易條件指數(shù)

圖4 我國對外凈資產(chǎn)與GDP之比值

根據(jù)圖1至圖4，四個變量的變化特征大體如下：1980—1994年間，我國人均GDP與美國人均GDP之比值（YD）基本不變，勞動生產(chǎn)率增長較緩慢；大多數(shù)年份我國處于債務(wù)國地位；貿(mào)易條件先惡化后有所改善；人民幣實際有效匯率大幅貶值。1995—2013年間，我國人均GDP與美國人均GDP的比值持續(xù)顯著上升；我國對外凈資產(chǎn)與GDP之比值也持續(xù)顯著上升，2000年后我國處于債權(quán)國地位；貿(mào)易條件在1998年后持續(xù)惡化。人民幣實際有效匯率在2005年之前先升后降，總體水平有一定提高。2005年后人民幣實際有效匯率處于持續(xù)顯著的上升通道。因此，直觀地看，人民幣實際匯率的變化過程與理論解釋比較一致。

由于四個變量的數(shù)據(jù)數(shù)目有限，故采用Johansen協(xié)整檢驗的實證方法。檢驗結(jié)果及協(xié)整方程如下：

表1 四個變量之間的Johansen協(xié)整檢驗

1980—2013年協(xié)整方程：

1980—2013年協(xié)整方程：

1980—1994年協(xié)整方程：

1980—1994年協(xié)整方程：

1995—2013年協(xié)整方程：

1995—2013年協(xié)整方程：

根據(jù)全樣本（1980—2013 年）協(xié)整方程（（1）（2）式），貿(mào)易條件（TT 及 LOG（TT））的系數(shù)取值及符號既與理論相符，又與數(shù)據(jù)的總體走勢相符。貿(mào)易條件在1980—1994年間先惡化后改善，在1995—2013年間則持續(xù)惡化，這可能與

1995—2013年協(xié)整方程：我國處于國際分工的低端，出口以勞動密集型產(chǎn)品為主、附加值很低有關(guān)。根據(jù)理論分析，貿(mào)易條件惡化產(chǎn)生實際匯率貶值的效應(yīng)。因此，人民幣實際匯率在1995—2013年間的取值遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于1980—1994年間的取值，這可以從貿(mào)易條件總體惡化得到一定解釋。（貿(mào)易條件惡化影響匯率的例子：2014年石油價格暴跌，而石油出口占俄羅斯出口總收入的三分之二，這是“盧布危機(jī)”的重要原因。）

我國人均GDP與美國人均GDP之比值 （YD及LOG （YD））在子樣本（1995—2013 年）協(xié)整方程（（5）（7）式）的系數(shù)取值與符號既與理論相符，又與數(shù)據(jù)的走勢相符，反映了“B－S假說”有很好的說服力。而在子樣本（1980—1994年）的協(xié)整方程中，YD及LOG（YD）的系數(shù)符號與理論不符，原因是1980—1994年間，這一變量取值基本不變，而人民幣實際匯率在這一時期大幅度貶值（有效匯率指數(shù)由1980年的267下降到1994年的70）。另外，經(jīng)濟(jì)理論所揭示的經(jīng)濟(jì)規(guī)律要充分表現(xiàn)出來需要比較長時間，而實證數(shù)據(jù)數(shù)量有限，造成變量的系數(shù)符號與理論不相符。

在六個協(xié)整方程（（1）—（6）式）中，對外凈資產(chǎn)（NFA）的系數(shù)始終為正，這既與理論相符，又與數(shù)據(jù)的走勢相符。從政策方面看，由于外匯曾經(jīng)是長期稀缺的資源，而且我國在1986—2000年間基本處于債務(wù)國地位，在這個背景下，通過在80、90年代對人民幣匯率多次實施大幅度貶值以達(dá)到增加出口創(chuàng)匯、促進(jìn)就業(yè)的目的。在1980—1994年這段時期，人民幣實際匯率的大幅下降與名義匯率的大幅貶值高度相關(guān)。隨著2000年后國際收支多年出現(xiàn)“雙順差”，從2005年開始，人民幣實際匯率隨著名義匯率的升值而持續(xù)升值。因此，我國對外凈資產(chǎn)的變化對人民幣實際匯率的變化具有較好的解釋作用。

四、人民幣均衡匯率水平分析

前面通過兩個理論模型及實證研究了人民幣實際匯率的決定機(jī)制，卻沒有分析人民幣匯率（包括名義及實際匯率）是否偏離了均衡匯率水平。為了回答這個問題，本文參考Frankel Jeffrey（2006）的思路，首先從世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫收集了兩個數(shù)據(jù)GNI1和GNI2。GNI1表示2013年世界各國經(jīng)過購買力平價（PPP）調(diào)整的人均國民收入水平；GNI2則表示2013年世界各國以現(xiàn)行匯率計算得到的人均國民收入水平。令Y1＝GNI2／GNI1，Y1表示現(xiàn)行匯率占購買力平價匯率的比重，Y1≠1時現(xiàn)行匯率偏離購買力平價匯率，這種偏離可用巴拉薩－薩繆爾森假說進(jìn)行說明。于是，將Y1對GNI2進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如下：

GNI2的單位是一千美元。可以看出，人均收入水平的提高對總體物價水平具有非常顯著的推動作用。當(dāng)人均收入水平較低時（比如，低于5000美元），名義匯率均衡值應(yīng)為購買力平價匯率水平的47%左右。隨著人均收入水平的提高，名義匯率與購買力平價匯率比值的均衡值也應(yīng)當(dāng)不斷提高。人均收入每提高1000美元，Y1提高1．2%。

再來看我國1990—2013年間的情況。我國以現(xiàn)行匯率表示的人均國民收入由1990年的330美元提高至2013年的6560美元，以購買力平價匯率表示的人均國民收入由1990年的970美元上升至2013年的11850美元。根據(jù)回歸結(jié)果，應(yīng)相應(yīng)地由1990年的0．474上升至2013年的0．549。實際情況是：2005年之前低于0．35，2013年達(dá)到0．55。因此，人民幣在2005年之前存在較大幅度低估。2005年后，人民幣不斷“對外升值，對內(nèi)貶值”（即實際匯率升值），匯率逐步趨向均衡水平，到了2013年，基本達(dá)到了均衡。

五、結(jié) 論

以上理論與實證研究表明，勞動生產(chǎn)率、對外凈資產(chǎn)的規(guī)模以及貿(mào)易條件都是人民幣實際匯率的重要影響因素。

1980—1994年間人民幣實際匯率大幅貶值的直接原因是我國在80、90年代對人民幣名義匯率多次實施大幅度貶值；而根本原因是該時期我國多年處于債務(wù)國地位，勞動生產(chǎn)率增長比較緩慢以及貿(mào)易條件的不利變化。1995—2013年間人民幣實際匯率經(jīng)歷了“前期波動、后期持續(xù)升值”的過程。從直接原因看，由于名義匯率釘住美元，1995—2004年間人民幣實際匯率的波動主要受美元實際匯率走勢的影響。2005—2013年人民幣實際匯率持續(xù)升值與名義匯率的持續(xù)升值和通貨膨脹有關(guān)。從根本原因看，人民幣實際匯率在1995—2013年間總體上升趨勢是由我國勞動生產(chǎn)率持續(xù)提高、對外凈資產(chǎn)迅速積累所決定的。貿(mào)易條件長期惡化的趨勢對人民幣實際匯率也有影響。以上結(jié)果反映了“巴拉薩－薩繆爾森假說”以及“（支出）轉(zhuǎn)移問題”對人民幣實際匯率的長期變化有較好的解釋作用。

最后，經(jīng)過“匯改”以來多年名義匯率升值以及整體物價上漲，人民幣實際匯率由低估逐步趨向均衡水平。

［1］盧鋒，劉鎏．我國兩部門勞動生產(chǎn)率增長及國際比較（1978—2005）——巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)與人民幣實際匯率關(guān)系的重新考察［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2007，（1）：357－380．

［2］王澤填，姚洋．結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2009，（4）：38－49．

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［4］FrankelJ．On theYuan： theChoiceBetween AdjustmentUnderaFixed Rateand Adjustment Under a Flexible Rate［J］．CESifo Economic Studies， 2006，52（2）：246－275．

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［6］Lane P， Milesi－Ferretti G M．Milesi－Ferretti．The External Wealth of Nations Mark II：Revised and Extended Estimates of Foreign Assets and Liabilities，1970－2004［J］．Journal of International Economics， 2007，73（2）：223－250．