摘要：1994年第一季度至2006年第一季度的人民幣名義匯率及其決定因素來(lái)建立一個(gè)VAR行為均衡匯率模型。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)，人民幣名義匯率失調(diào)的幅度始終在3％以內(nèi)，這給出了人民幣匯率水平合理性的一種理論解釋。實(shí)證分析還表明，2005年7月人民幣匯率制度改革的時(shí)機(jī)是恰當(dāng)?shù)?，升值的幅度是適宜的，升值的方向是正確的，未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)人民幣的升值應(yīng)繼續(xù)按照“漸進(jìn)、微調(diào)”的原則。

關(guān)鍵詞：人民幣；名義匯率；行為均衡匯率

中圖分類號(hào)：F822．1文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

The Empirical Analysis of the Appropriate Level of Renminbi(RMB) Exchange Rate

ZHANG Zhi-bai

(Department of Finance and Economics， Zhaoqing University， Zhaoqing Province 526061，China)[GK2!2]

Abstract:

The paper gives a VAR model of behavioral equilibrium exchange rate between Renminbi(RMB) nominal exchange rate and its determinate factors during the period 1994 and 2006 in seasonal data.Theevidence shows that the mis alignment of Renminbi's nominal exchange rate was less than 3% during the period， which gives a theoretical explanation to the appropriate level of Renminbi Exchange rate. The empirical analysis also shows that the exchange rate reform and appreciation in July 2005 was reasonable not only in time， the range of appreciation，but also the direction.With the model， the future appreciation of Renminbi should be realized chronic ally and by small percentage.

人民幣匯率水平是否合理一直是國(guó)內(nèi)外相關(guān)官員、學(xué)者關(guān)注和研究的重要問(wèn)題。但學(xué)者們使用的方法、數(shù)據(jù)和得到的結(jié)果差異很大。

Chou與Shih（1998）根據(jù)購(gòu)買力平價(jià)模型和外匯的影子價(jià)格模型考察了人民幣均衡匯率的問(wèn)題，認(rèn)為在20世紀(jì)90年代初期人民幣大約低估了10%。Zhang(2001)用行為均衡匯率模型測(cè)算了1952年至1997年的人民幣匯率水平，認(rèn)為改革開(kāi)放前的大部分年份人民幣實(shí)際匯率均是高估的，改革開(kāi)放后的大部分年份里人民幣實(shí)際匯率是低估的或者接近均衡水平。而Preeg(2002)則認(rèn)為中國(guó)貨幣操縱導(dǎo)致人民幣大約低估了40%。Takeuchi（2003)用PPP/名義匯率與實(shí)際人均國(guó)民收入回歸的方法，認(rèn)為2001年人民幣低估了35%。Funke與Rahn（2005）把約翰森協(xié)整檢驗(yàn)方法應(yīng)用于行為均衡匯率模型和永久均衡匯率模型，認(rèn)為雖然人民幣相對(duì)美元存在一定程度的低估，但并不像很多觀點(diǎn)夸張的那樣嚴(yán)重。Frankel（2005）對(duì)118個(gè)國(guó)家的實(shí)際匯率與實(shí)際人均GDP的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)線性回歸，得出的結(jié)論是，2000年人民幣匯率低估了36．1%；1990年人民幣匯率低估了34．4%，人民幣應(yīng)在未來(lái)10年或更長(zhǎng)的時(shí)間里相對(duì)美元每年實(shí)際升值4%，以實(shí)現(xiàn)向回歸直線的回歸。

張曉樸（1999）建立了一個(gè)貿(mào)易差額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供應(yīng)量、國(guó)外凈資產(chǎn)、利率和實(shí)際有效匯率之間關(guān)系的行為均衡匯率模型，得出的結(jié)論是，在1984年1季度至1999年1季度，人民幣匯率曾發(fā)生兩次嚴(yán)重的高估和一次嚴(yán)重的低估。竇祥勝等(2004)用購(gòu)買力平價(jià)、外匯的影子價(jià)格和因素回歸三種方法估計(jì)了人民幣和美元的均衡匯率，購(gòu)買力平價(jià)和因素回歸的估計(jì)結(jié)果表明，1985 年以前人民幣匯率長(zhǎng)期存在高估的現(xiàn)象，1985 年以后則出現(xiàn)高估和低估交替出現(xiàn)的現(xiàn)象， 并且人民幣高估或低估的平均幅度有所縮??；影子價(jià)格方法估計(jì)結(jié)果表明， 現(xiàn)實(shí)的人民幣匯率介于前兩種模型估計(jì)的均衡匯率之間。施建淮、余海豐（2005）運(yùn)用行為均衡匯率模型對(duì)人民幣均衡實(shí)質(zhì)匯率和匯率失調(diào)程度的實(shí)證分析表明，從1991年1季度至2004 年3季度，人民幣實(shí)際實(shí)質(zhì)匯率在大部分時(shí)期都偏離了均衡實(shí)質(zhì)匯率，有23個(gè)季度，匯率失調(diào)的幅度超過(guò)了10％，個(gè)別季度，匯率的低估超過(guò)了20％。

筆者借鑒zhang(2001)、張曉樸（1999）、施建淮等（2005）的方法，用行為均衡匯率模型估計(jì)了人民幣的匯率水平。筆者與他們的不同主要有二：一是重點(diǎn)分析了2005年7月匯率制度改革與人民幣升值的合理性及未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)的升值策略；二是在變量的選擇上，采用的是名義匯率，樣本期是1994年第1季度至2006年第2季度，從而能得到更直觀、更有針對(duì)性和時(shí)效性的政策建議。

一、模型和數(shù)據(jù)

與購(gòu)買力平價(jià)模型、基本均衡匯率模型不同，行為均衡匯率（Behavioral Equilibrium Exchange Rate，BEER）模型將測(cè)算匯率失調(diào)的方法放在了匯率行為本身，通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法找出匯率及其決定因素相互影響的模型（一般是線性模型或?qū)?shù)線性模型），將模型的預(yù)測(cè)值定義為均衡匯率，比較預(yù)測(cè)值和事實(shí)上的匯率值進(jìn)而確定匯率的失調(diào)。目前，一般運(yùn)用非平穩(wěn)時(shí)間序列的協(xié)整方法尋找匯率與其決定因素之間的關(guān)系模型。由于BEER 方法只涉及單一約化型（reduced form）方程的估計(jì)，便于實(shí)證，可操作性強(qiáng)。因此，近年來(lái)BEER 模型被廣泛應(yīng)用于匯率失調(diào)問(wèn)題的實(shí)證研究，尤其是人民幣匯率失調(diào)問(wèn)題的研究。

筆者用到的BEER實(shí)證模型是，

變量ner代指名義匯率。為什么不用一般學(xué)者所用的實(shí)際有效匯率，而用名義匯率呢，原因有三：其一，筆者重在評(píng)估2005年7月匯率制度改革與人民幣升值的合理性及未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)的情況，用名義匯率得到的結(jié)果比用實(shí)際有效匯率得到的結(jié)果的政策含義更鮮明、更直觀。其二，從實(shí)際匯率的表達(dá)式可以看出，名義匯率是實(shí)際匯率的一個(gè)重要組成部分，而且，在短期，名義匯率具有更大的易變性。其三，在BEER模型中將名義匯率表示成相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量的函數(shù)有例可尋，Macdonld（1995）用協(xié)整方法測(cè)量后布雷頓森林體系時(shí)代的日元、馬克與美元匯率水平時(shí)，用的是名義有效匯率而非實(shí)際有效匯率。

變量m2代指廣義貨幣供應(yīng)量，用于表示貨幣政策對(duì)名義匯率的影響。變量nfa代指外匯儲(chǔ)備，用于表示國(guó)際收支對(duì)于名義匯率的影響。變量gdp代指國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，用于表示勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)于名義匯率的影響。變量tot代指貿(mào)易條件，用于反映國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對(duì)于名義匯率的影響，筆者用出口額代替，有的學(xué)者用出口增長(zhǎng)率代替（Zhang， 2001）。變量open表示貿(mào)易開(kāi)放度，用于反映國(guó)內(nèi)貿(mào)易政策對(duì)于匯率的影響，用進(jìn)出口之和與GDP之比表示。

樣本區(qū)間是1994年第1季度至2006年第1季度，數(shù)據(jù)是季度數(shù)據(jù)，主要來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織的《國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)》（IFS Online），部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站的“數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)”欄目與中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的新聞稿①。1994－1998年GDP的季度數(shù)據(jù)由《國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)》中對(duì)應(yīng)的年度數(shù)據(jù)加權(quán)計(jì)算得到②。原始的季度數(shù)據(jù)有的是余額，有的是凈額，筆者統(tǒng)一折算為凈額。

二、計(jì)量證據(jù)

（一）單位根檢驗(yàn)

變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如表1。

Dlog(X)表示變量X的自然對(duì)數(shù)的一次差分。

由表1可知，各變量的對(duì)數(shù)均是I(1)的，可能存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

如果VAR的滯后期太小，殘差項(xiàng)的自相關(guān)可能很嚴(yán)重，并導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的非一致性。增大VAR的滯后期可以消除殘差項(xiàng)中存在的自相關(guān)，但會(huì)導(dǎo)致自由度的減小以及VAR模型不滿足平穩(wěn)性條件，參照AIC與SC，筆者選擇VAR的滯后期為3。

選擇協(xié)整方程與VAR中帶常數(shù)項(xiàng)（無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)）的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，得到?。

表3可以看出，在1％或5％的顯著水平下，有三個(gè)協(xié)整方程。選擇Log Likelihood最小的一個(gè)協(xié)整方程，將其協(xié)整系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化，得到表3

（三）名義匯率與基本經(jīng)濟(jì)因素的長(zhǎng)期均衡關(guān)系

由表3，得到名義匯率和基本經(jīng)濟(jì)因素的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即用于人民幣匯率估計(jì)的協(xié)整方程：

從方程可以看出，貨幣供應(yīng)量增加1個(gè)百分點(diǎn)將導(dǎo)致名義匯率貶值0．0176％③。貨幣供應(yīng)量增加，本國(guó)價(jià)格水平上升，名義匯率下降，這符合彈性價(jià)格貨幣模型理論。外匯儲(chǔ)備增加1％將引起名義匯率升值0．0027％，可以從以下兩個(gè)方面解釋：外匯儲(chǔ)備的增加主要是通過(guò)長(zhǎng)期直接投資的渠道進(jìn)來(lái)的，其對(duì)于名義匯率的作用主要是通過(guò)生產(chǎn)力渠道而非貨幣渠道；外匯儲(chǔ)備導(dǎo)致的國(guó)內(nèi)貨幣供給增加，被中央銀行的沖銷手段所抵消。GDP每增加1％將導(dǎo)致名義匯率升值0．3194％，這符合巴拉薩－薩繆爾森理論——經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將引起實(shí)際匯率升值。貿(mào)易條件改善1個(gè)百分點(diǎn)將導(dǎo)致名義匯率貶值0．2362%，這說(shuō)明貿(mào)易條件改善所產(chǎn)生的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。最后，開(kāi)放度增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)將引起名義匯率升值0．1598%。

在雙對(duì)數(shù)線性模型中，自變量系數(shù)絕對(duì)值的大小表示了自變量對(duì)被解釋變量的影響程度。據(jù)此看來(lái)，在樣本期內(nèi)，勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高對(duì)人民幣名義匯率的潛在影響最大，國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境和國(guó)內(nèi)貿(mào)易政策的影響次之，貨幣因素的影響最小。這也符合發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)特征。

三、人民幣均衡匯率的估計(jì)結(jié)果

將基本經(jīng)濟(jì)因素的數(shù)值代入前述名義匯率和基本經(jīng)濟(jì)因素的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以求出均衡的名義匯率，將均衡的名義匯率與（事實(shí)上的）名義匯率相比較，可以度量人民幣匯率水平的偏離。

原始的季度數(shù)據(jù)包含了周期因素的影響，不適于直接代入長(zhǎng)期均衡關(guān)系式。剔除周期因素的辦法有多種，筆者采用Hodrick-Prescott濾波法。將經(jīng)過(guò)濾波處理的自變量的長(zhǎng)期穩(wěn)定值代入方程，得到均衡名義匯率，再將其轉(zhuǎn)化為原值（取反對(duì)數(shù)），得圖1。

由圖1進(jìn)而可得到人民幣匯率水平的失調(diào)（高估或低估），見(jiàn)圖2。筆者對(duì)人民幣匯率失調(diào)的計(jì)算采用公式（3），根據(jù)這種表示方法，人民幣匯率失調(diào)的數(shù)值大于0表示低估，小于0表示高估，而失調(diào)

人民幣匯率的失調(diào)（MIS）＝[名義匯率－均衡名義匯率]/均衡名義匯率[JY]（3）

由圖2可以看出，從1994年第一季度到2006年第一季度，人民幣名義匯率的失調(diào)程度都很小，在這一時(shí)期的絕大部分時(shí)期，出現(xiàn)了三個(gè)階段的低估與兩個(gè)階段的高估，但無(wú)論是低估還是高估，幅度都在3％以內(nèi)。

具體來(lái)說(shuō)，從1994年第1季度到1995年第1季度，人民幣名義匯率出現(xiàn)低估，低估的最大值是1994年第二季度，為1．635％。1995年第2季度到1995年第4季度，人民幣名義匯率出現(xiàn)高估，高估的最大值在1995年第3季度，為0．676％。1996年第1季度名義匯率與均衡名義匯率重合。從1996年第2季度到2001年第2季度，人民幣名義匯率出現(xiàn)第二次低估，低估的最大值在1998年第3季度，為0．667％。從2001年第3季度到2002年第4季度，名義匯率再次出現(xiàn)輕微高估，高估的最大值出現(xiàn)在2002年第2季度，為0．134％。從2003年第1季度到2006年第1季度，名義匯率出現(xiàn)第3次低估，這次低估出現(xiàn)了樣本期低估的最大值，在2005年第2季度，為2．407%。

由圖2可以分析2005年7月匯率制度改革對(duì)人民幣名義匯率失調(diào)的影響。結(jié)論有四：其一，匯率制度改革與人民幣升值的時(shí)機(jī)恰當(dāng)。在匯率制度改革之前，人民幣名義匯率的低估達(dá)到最大值，而就在此時(shí)，人民幣開(kāi)始了升值。其二，人民幣升值的幅度適宜。在樣本期內(nèi)的絕大部分時(shí)期，人民幣低估的幅度都在2％以內(nèi)（只有2002年第1與第2季度人民幣低估的幅度超過(guò)了2％），而匯率制度改革時(shí)人民幣一次性升值的幅度是2％④，符合本文模型關(guān)于人民幣均衡名義匯率失調(diào)的估計(jì)。其三，人民幣匯率制度改革后人民幣升值的方向是正確的。在匯率制度改革和人民幣升值以前的兩年半時(shí)間里，人民幣名義匯率均是低估的，而匯率制度改革時(shí)的人民幣升值恰是對(duì)前期匯率失調(diào)的糾正。而且糾正的方向也符合模型的預(yù)測(cè)，2005年第3季度人民幣名義匯率的低估從前1季度的2．407%下降到1．134％，2005年第4季度與2006年第1季度人民幣名義匯率低估的幅度再次降低為0．797％與0．767％。其四，未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)人民幣繼續(xù)升值能縮小名義匯率失調(diào)的程度，但鑒于目前的失調(diào)程度不大，當(dāng)局在控制人民幣升值的節(jié)奏上應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)持“漸進(jìn)、微調(diào)”的原則。

如果以筆者的方法和結(jié)果為依據(jù)，那么Frankel（2005）、Takeuchi（2003）等國(guó)外學(xué)者關(guān)于人民幣匯率估計(jì)的結(jié)果就顯得不可思議。這從一個(gè)方面說(shuō)明了，人民幣均衡匯率水平的標(biāo)準(zhǔn)不是絕對(duì)的，而是依賴于所選擇的樣本和方法。國(guó)外學(xué)者關(guān)于人民幣嚴(yán)重高估、貨幣操縱的說(shuō)法，從筆者的角度看，是值得商榷的。筆者的實(shí)證結(jié)果為人民幣匯率制度改革和人民幣小幅升值提供了理論解釋，有助于更加全面地看待人民幣匯率失調(diào)的問(wèn)題。

四、簡(jiǎn)單總結(jié)

筆者對(duì)1994年第一季度至2006年第一季度人民幣名義匯率失調(diào)的問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證分析?；谝粋€(gè)VAR（3）模型，找出了它們之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并將其應(yīng)用于人民幣均衡匯率的估計(jì)。估計(jì)結(jié)果為人民幣匯率制度改革和人民幣小幅升值提供了理論解釋和政策思路：2005年7月匯率制度改革與人民幣升值的時(shí)機(jī)是恰當(dāng)?shù)?，升值的幅度是適宜的，未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)人民幣繼續(xù)升值的方向也符合模型的預(yù)測(cè)；由于目前人民幣名義匯率失調(diào)的幅度不大，為了實(shí)現(xiàn)動(dòng)態(tài)均衡，當(dāng)局在未來(lái)一段時(shí)期內(nèi)對(duì)人民幣升值應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)持“漸進(jìn)、微調(diào)”的原則。筆者的實(shí)證結(jié)果有助于人們更加全面地看待人民幣匯率失調(diào)的問(wèn)題。

注釋：

①統(tǒng)計(jì)局介紹今年第一季度國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況并答問(wèn)，www.gov.cn/xwfb/2006-04/20/content_258630.htm

② 第i季度GDP＝對(duì)應(yīng)的年度GDP*[(2001至2005第i季度GDP之和)/(2001至2005年度GDP之和)]

③ 人民幣匯率采用的是直接標(biāo)價(jià)法下的匯率，數(shù)值增大，表示貨幣貶值；數(shù)值減小，表示貨幣升值。

④ 中國(guó)人民銀行新聞發(fā)言人就完善人民幣匯率形成機(jī)制改革答記者問(wèn)，http://www.pbc.gov.cn/detail.asp?col=486ID=919

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注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文?！?/p>