肖揚(yáng)

（湖南科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，長(zhǎng)沙 410151）

1 均衡匯率理論的比較分析

均衡匯率理論的核心是分析基本經(jīng)濟(jì)因素變化對(duì)均衡匯率的影響，并利用它們之間存在的系統(tǒng)聯(lián)系來(lái)估計(jì)均衡匯率。基于不同的研究角度和研究方法，目前大量使用的主要有五種研究均衡匯率的理論方法，分別為購(gòu)買力平價(jià)理論（縮寫(xiě)為PPP）、基本要素均衡匯率理論（Fundamental Equilibrium Exchange Rates，縮寫(xiě)為FEER）、行為均衡匯率理論（縮寫(xiě)為BEER）、自然均衡匯率理論（縮寫(xiě)為NATREX）、均衡實(shí)際匯率理論（縮寫(xiě)為ERER）等。

購(gòu)買力平價(jià)理論易于理解，具備簡(jiǎn)單性、易操作性。但購(gòu)買力平價(jià)的市場(chǎng)基礎(chǔ)是 “一價(jià)定律”，而在現(xiàn)實(shí)中，“一價(jià)定律”是很難成立的。該理論的假設(shè)條件在現(xiàn)實(shí)中也是難以實(shí)現(xiàn)的。所以基于此方法進(jìn)行的實(shí)證分析的準(zhǔn)確性也是值得商榷的。由于購(gòu)買力平價(jià)理論的研究較早，具有深厚的規(guī)范和實(shí)證基礎(chǔ)，故在均衡匯率的初步判斷中仍具有重要價(jià)值。

基本要素均衡匯率理淪的優(yōu)點(diǎn)為抽象掉短期和周期性因素的影響，集中分析基本經(jīng)濟(jì)因素，揭示了均衡匯率的本質(zhì)，并通過(guò)集中分析經(jīng)常賬戶，提供一種簡(jiǎn)明和系統(tǒng)的均衡匯率分析方法。但局限性也在所難免。FEER模型所估計(jì)出來(lái)的匯率水平有移動(dòng)變化特征，僅僅分析了流量均衡而忽略了存量均衡。另外，F(xiàn)EER模型所測(cè)算的均衡匯率是在理想的經(jīng)濟(jì)條件下得到的結(jié)果，帶有規(guī)范性要求。并且在實(shí)際的數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，如何去除短期的和周期性的因素還是一個(gè)有待進(jìn)一步解決的問(wèn)題。

行為均衡匯率理論考慮的影響因素更為廣泛，考慮更全面。而且只涉及單一方程簡(jiǎn)約型模型的估計(jì)，所以具有較強(qiáng)的可操作性。同時(shí)得到了實(shí)證研究較好的支持，這是其他的均衡匯率方法所難以匹敵的。但BEER方法的不足之處是它沒(méi)有直接地考慮內(nèi)外部均衡問(wèn)題。由于BEER方法包括了實(shí)際有效匯率行為的直接的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析，提供了較好的計(jì)算方法和解釋性例子，具有較好的解釋力。

自然均衡匯率理論是一個(gè)實(shí)證概念，它是在現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)政策基礎(chǔ)上尋求由實(shí)際基本經(jīng)濟(jì)因素決定的均衡匯率，而不涉及社會(huì)福利問(wèn)題。另外，它具備考慮存量均衡條件所要求的特征，這是FEER模型所沒(méi)有做到的。從實(shí)證結(jié)果看，NATREX模型具有較好的解釋力。但NATREX模型是根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢(shì)人為設(shè)計(jì)的，在現(xiàn)實(shí)中幾乎不可能實(shí)現(xiàn)，模型本身也永遠(yuǎn)不能觀察到，而只能觀察到朝著移動(dòng)均衡水平NATREX調(diào)整的現(xiàn)實(shí)的實(shí)際匯率。

均衡實(shí)際匯率理論即ERER模型充分考慮了發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)，比較適用于對(duì)發(fā)展中國(guó)家均衡匯率的測(cè)度和現(xiàn)行匯率評(píng)價(jià)。但該模型在現(xiàn)實(shí)中的適用性也受到了一定的限制。ERER模型是建立在宏觀經(jīng)濟(jì)體內(nèi)外部同時(shí)均衡的條件下，所以宏觀經(jīng)濟(jì)理論本身對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)是否能有很好的解釋，能否得到實(shí)證支持將對(duì)模型的建立有很大的影響。首先，由于宏觀經(jīng)濟(jì)理論的不斷發(fā)展，所建立的均衡方程也各不相同，從而得到的影響均衡匯率的基本因素也就大有差別。同時(shí)，反映發(fā)展中國(guó)家轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)的某些經(jīng)濟(jì)變量在回歸結(jié)果中可能會(huì)不顯著。另外，模型中的一些變量的現(xiàn)實(shí)取值無(wú)法直接得到，必須在實(shí)證過(guò)程中進(jìn)行修正，用其他變量代替。由模型得出的均衡實(shí)際匯率也無(wú)法直接觀察，如何測(cè)度其精確性還值得進(jìn)一步研究。

由于我國(guó)是一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，較符合ERER法的模型創(chuàng)建條件，所以本文將在Edwards、Elbadawi模型的基礎(chǔ)上，采用ERER方法對(duì)我國(guó)近年來(lái)的人民幣匯率進(jìn)行均衡估計(jì)，并將具體介紹原始的Edwards、Elbadawi模型。

2 模型的構(gòu)建

2.1 人民幣均衡實(shí)際匯率模型

本文以Elbadawi的發(fā)展中國(guó)家均衡實(shí)際匯率模型為基礎(chǔ)，建立人民幣均衡實(shí)際匯率模型。通過(guò)構(gòu)建非貿(mào)易品需求和非貿(mào)易品供給函數(shù)，并根據(jù)發(fā)展中國(guó)家的特點(diǎn)給出外生變量和政策變量，通過(guò)非貿(mào)易品市場(chǎng)出清的條件方程，求解非貿(mào)易品市場(chǎng)均衡時(shí)的實(shí)際匯率水平。

假定國(guó)內(nèi)貿(mào)易品價(jià)格PX和PM分別由國(guó)際市場(chǎng)以外幣表示的出口價(jià)格PX*和PM*進(jìn)口價(jià)格決定，即：

PX和PM分別是出口品國(guó)內(nèi)價(jià)格和進(jìn)口品國(guó)內(nèi)價(jià)格，E為直接標(biāo)價(jià)法下的名義匯率，tX為出口凈稅率，tM為進(jìn)口凈稅率。

國(guó)內(nèi)支出由私人部門(mén)的國(guó)內(nèi)總支出和政府部門(mén)支出兩部分構(gòu)成，則非貿(mào)易品總需求函數(shù)可以表示為：

其中，Dn為非貿(mào)易品總需求，dnp為私人部門(mén)非貿(mào)易支出占私人部門(mén)總支出的比重，由PX、PM、PN內(nèi)生決定，PN為非貿(mào)易品價(jià)格，A為國(guó)內(nèi)總支出，Yg為政府總支出，(A-Yg)為私人部門(mén)總支出，Yng為政府非貿(mào)易品支出。

非貿(mào)易品總供給函數(shù)可表示為：

其中，Sn為非貿(mào)易品總供給，sn為非貿(mào)易品產(chǎn)出占總產(chǎn)出的比例，是PXPMPN三個(gè)變量的函數(shù)，Y是國(guó)內(nèi)總產(chǎn)出。

非貿(mào)易品市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)均衡的條件是Sn=Dn，即：

將實(shí)際匯率定義為內(nèi)部實(shí)際匯率，則有：

即內(nèi)部實(shí)際匯率等于本國(guó)貿(mào)易品價(jià)格與非貿(mào)易品價(jià)格之比，表示內(nèi)部實(shí)際匯率，為進(jìn)口品價(jià)格的幾何平均加權(quán)系數(shù)。

根據(jù)方程（1）～（5），可以求出使非貿(mào)易品市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)均衡的實(shí)際均衡匯率：

其中，TOT為貿(mào)易條件，表示出口價(jià)格與進(jìn)口價(jià)格之比。如果將tX,tM以及配額和外匯管制等因素統(tǒng)一定義為貿(mào)易開(kāi)放度，并將方程取對(duì)數(shù)形式，有：

國(guó)內(nèi)總支出A是內(nèi)生變量，將其進(jìn)一步表示為：

其中NKI表示可持續(xù)的凈資本流入（或可持續(xù)的經(jīng)常項(xiàng)目差額），r*為國(guó)際利率，σ是非貿(mào)易品支出占總支出的比重，Elnet+1是在時(shí)間t預(yù)期t+1時(shí)的實(shí)際匯率。

方程（8）的線性形式為：

模型選取變量沒(méi)有考慮國(guó)內(nèi)外的利率差是由于我國(guó)對(duì)資本的國(guó)際流動(dòng)實(shí)行嚴(yán)格的管制，利率的調(diào)整不會(huì)引起大量外流，影響僅僅在短期存在，對(duì)于中長(zhǎng)期均衡匯率沒(méi)有很大的影響，而且實(shí)證分析中難以找到國(guó)際利率的合適指標(biāo)，故在方程（9）中省略國(guó)際利率，將其代入方程（7），得到實(shí)際匯率決定的動(dòng)態(tài)方程：

當(dāng)方程右邊的變量具有可持續(xù)性時(shí)，對(duì)應(yīng)的實(shí)際匯率就是均衡實(shí)際匯率。利用遞推方法可求出均衡實(shí)際匯率。均衡實(shí)際匯率可以分為兩種，即短期實(shí)際均衡匯率和長(zhǎng)期均衡實(shí)際匯率。

2.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文運(yùn)用協(xié)整理論來(lái)判斷人民幣匯率與其決定因素之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。使用Eviews5.0進(jìn)行計(jì)量分析。由于數(shù)據(jù)波動(dòng)太大，為消除異方差，使單位無(wú)量綱化，將所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，分別命名為L(zhǎng)NREER、LOPEN、LTOT、LNFA、LPRCD、LGEXP。由于數(shù)據(jù)采用的是季度數(shù)據(jù)，存在季節(jié)效應(yīng)，使用X11進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列一般都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，做協(xié)整分析要求時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，對(duì)不平穩(wěn)的時(shí)間序列作回歸會(huì)產(chǎn)生錯(cuò)誤的推論，引致“偽回歸”。所以我們首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，將所有的序列平穩(wěn)化。

本文在借鑒國(guó)內(nèi)外的成果上，以Elbadawi的發(fā)展中國(guó)家均衡實(shí)際匯率模型為基礎(chǔ)，選取了如下6個(gè)變量用于實(shí)證模型。

①貿(mào)易條件TOT。鑒于進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)的可得性，本文使用收入貿(mào)易條件，收入貿(mào)易條件可以近似地轉(zhuǎn)化為出口總額與進(jìn)口總額之比，取自然對(duì)數(shù)進(jìn)入模型，數(shù)據(jù)來(lái)自IFS；

②開(kāi)放度OPEN。采用IFS出口額和進(jìn)口額按照當(dāng)時(shí)的名義雙邊匯率折算為人民幣計(jì)價(jià)，然后除以GDP得到開(kāi)放度指標(biāo)，美元兌人民幣匯率來(lái)自IFS，GDP來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)；

③凈對(duì)外資產(chǎn)NFA。數(shù)據(jù)來(lái)自IFS，凈對(duì)外資產(chǎn)通過(guò)匯率換算成人民幣計(jì)價(jià)后除以GDP；

④政府支出GEXP。政府支出月度數(shù)據(jù)來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)以后除以GDP；

⑤相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率PRCD。使用中國(guó)人均GDP占美國(guó)人均GDP的百分比作為替代變量，GDP除以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口代表人均GDP，城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口來(lái)自WIND，美國(guó)的人均GDP以GDP除以當(dāng)季的就業(yè)人口數(shù)代替，數(shù)據(jù)來(lái)自IFS。

⑥人民幣實(shí)際有效匯率REER，本文選取人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)，為間接標(biāo)價(jià)法。數(shù)據(jù)來(lái)源于IFS。

圖1給出了上述5個(gè)變量及人民幣實(shí)際有效匯率的時(shí)間序列圖形，所有的數(shù)據(jù)都取對(duì)數(shù)形式，在變量前加“L”表示，5個(gè)解釋變量使用X11進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，在序列后面加“SA”表示。樣本區(qū)間為1994年第1季度至2007年第3季度。實(shí)際有效匯率使用的是有效匯率指數(shù)，因此季節(jié)效應(yīng)不明顯，不作季節(jié)效應(yīng)調(diào)整。貿(mào)易條件TOT季節(jié)調(diào)整后的序列圖與未季節(jié)調(diào)整的序列圖相差不大，且季節(jié)相應(yīng)不太明顯，和其他圖形也不一樣。這是因?yàn)槲覀兪褂玫氖鞘杖胭Q(mào)易條件（收入貿(mào)易條件可以近似地轉(zhuǎn)化為出口總額與進(jìn)口總額之比）。這樣始終體現(xiàn)的是進(jìn)出口關(guān)系，原本擔(dān)心出現(xiàn)季節(jié)效應(yīng)（明顯的鋸齒狀），從數(shù)據(jù)的實(shí)際看，季節(jié)效應(yīng)不明顯，不作季節(jié)效應(yīng)調(diào)整。

根據(jù)行為均衡實(shí)際匯率模型，在確定了決定均衡實(shí)際匯率的基本要素變量之后，可以運(yùn)用協(xié)整分析來(lái)求解人民幣均衡實(shí)際匯率。首先，對(duì)所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確定其單整階數(shù)；然后運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)判斷變量之間的協(xié)整關(guān)系；最后計(jì)算基本要素變量的長(zhǎng)期均衡值，進(jìn)而求解人民幣均衡實(shí)際匯率及其失調(diào)情況。

2.3 單位根檢驗(yàn)

圖1 人民幣實(shí)際有效匯率及基本面變量的時(shí)間序列圖

運(yùn)用增廣的迪基—富勒（ADF）檢驗(yàn)各時(shí)間序列及其一階差分是否平穩(wěn)。ADF檢驗(yàn)方程為：

其中△為一階滯后算子。檢驗(yàn)方程有三種形式，即可在上式中包含常數(shù)項(xiàng)c或趨勢(shì)項(xiàng)。滯后階數(shù)經(jīng)試驗(yàn)選取使得AIC和SC值達(dá)到最小的上述方程中的p值。原假設(shè)為時(shí)間序列存在一個(gè)單位根。若ADF值大于臨界值，則接受原假設(shè)，意味著時(shí)間序列存在單位根。若拒絕原假設(shè)，意味著原序列平穩(wěn)。在檢驗(yàn)形式的選擇上，采用王少平（2003）介紹的經(jīng)驗(yàn)做法：首先考察數(shù)據(jù)圖形，如果數(shù)據(jù)呈現(xiàn)無(wú)規(guī)則上升、下降并反復(fù)這一狀況，說(shuō)明數(shù)據(jù)主要由隨機(jī)趨勢(shì)支配，檢驗(yàn)不帶有趨勢(shì)項(xiàng)和不帶有常數(shù)項(xiàng)形式；如果數(shù)據(jù)呈現(xiàn)明顯的隨時(shí)間遞增（減）的趨勢(shì)且趨勢(shì)并不太陡，說(shuō)明支配數(shù)據(jù)的既有隨機(jī)趨勢(shì)，也有確定趨勢(shì)，檢驗(yàn)不帶有趨勢(shì)項(xiàng)帶有常數(shù)項(xiàng)形式；如果數(shù)據(jù)呈現(xiàn)隨時(shí)間快速增（減）的趨勢(shì)，說(shuō)明確定性趨勢(shì)中的時(shí)間趨勢(shì)占絕對(duì)支配地位，檢驗(yàn)帶有趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)形式。然后進(jìn)一步檢驗(yàn)趨勢(shì)項(xiàng)或常數(shù)項(xiàng)的顯著性，以確定最后的檢驗(yàn)形式。

利用Eviews5.0對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率和經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整的基本要素變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1，其中D（.）表示差分。結(jié)果表明上述所有變量是一階單整序列，符合協(xié)整要求，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

2.4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

研究一組非平穩(wěn)時(shí)間序列時(shí)，一般要檢驗(yàn)它們是否具有協(xié)整關(guān)系，以進(jìn)一步確認(rèn)各變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整方法包括EG兩步法和Johansen在1998年提出的一種以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，稱為Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。前者適用于兩個(gè)變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)，而本文研究的是多變量協(xié)整，所以我們使用檢驗(yàn)Johansen協(xié)整。和單變量時(shí)間序列一樣，多變量協(xié)整檢驗(yàn)也可以包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。本文采用默認(rèn)選項(xiàng)，即觀測(cè)序列有線性確定趨勢(shì)項(xiàng)并且協(xié)整方程只有截距項(xiàng)。協(xié)整檢驗(yàn)的滯后區(qū)間是指回歸中的一階差分的滯后項(xiàng)，本文根據(jù)LR原則確定滯后階數(shù)為4。協(xié)整結(jié)果見(jiàn)表2、表3。

表1 單位根檢驗(yàn)

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn) （Trace）

估計(jì)結(jié)果顯示，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)都拒絕了沒(méi)有協(xié)整方程的假設(shè)，說(shuō)明實(shí)際有效匯率、貿(mào)易條件、對(duì)外開(kāi)放度、政府支出、凈對(duì)外資產(chǎn)、相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)（Maximum Eigenvalue）

2.5 人民幣實(shí)際均衡匯率對(duì)數(shù)線性模型

表4顯示了VAR模型的整體檢驗(yàn)結(jié)果。圖3顯示了VAR模型的AR根模的倒數(shù)都小于1，位于單位圓中。對(duì)模型的殘差檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)它已經(jīng)是平穩(wěn)序列，并且具有零均值回復(fù)現(xiàn)象，證明協(xié)整關(guān)系是穩(wěn)定的。

將LNREER寫(xiě)成因變量，其他變量為自變量，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程為：

現(xiàn)在我們來(lái)分析協(xié)整方程（12）的經(jīng)濟(jì)含義。方程左邊是建立在基本經(jīng)濟(jì)要素基礎(chǔ)上的人民幣均衡匯率，基本經(jīng)濟(jì)要素對(duì)人民幣匯率的影響方向與我們的定性分析是基本一致的。貿(mào)易條件改善，對(duì)貿(mào)易項(xiàng)目產(chǎn)生收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，收入效應(yīng)使貿(mào)易項(xiàng)目改善，替代效應(yīng)使貿(mào)易項(xiàng)目惡化，一般來(lái)說(shuō)，收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，貿(mào)易條件改善導(dǎo)致均衡實(shí)際匯率升值，貿(mào)易條件與均衡實(shí)際匯率同向變化，對(duì)具有轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)的中國(guó)來(lái)說(shuō)，貿(mào)易條件變化帶來(lái)的收入效應(yīng)要大于替代效應(yīng)。對(duì)外開(kāi)放度增加，國(guó)際收支惡化，要求均衡實(shí)際匯率貶值以維持外部均衡，對(duì)外開(kāi)放度與均衡實(shí)際匯率是反向變化，開(kāi)放度對(duì)人民幣匯率的影響為負(fù)，和我們的預(yù)期一致。對(duì)發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō)，對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度擴(kuò)大，經(jīng)常項(xiàng)目收支惡化，要求均衡匯率貶值來(lái)維持外部均衡。相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高，會(huì)產(chǎn)生收入效應(yīng)和供給效應(yīng)，收入效應(yīng)使本國(guó)貿(mào)易項(xiàng)目惡化，供給效應(yīng)會(huì)提高本國(guó)的供給能力和對(duì)本國(guó)進(jìn)口的競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)本國(guó)出口和抑制本國(guó)進(jìn)口，一般來(lái)說(shuō)，收入效應(yīng)小于供給效應(yīng)，導(dǎo)致本國(guó)貿(mào)易項(xiàng)目改善，要求均衡實(shí)際匯率升值維持外部均衡。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率增加導(dǎo)致均衡匯率貶值，說(shuō)明我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步主要發(fā)生在非貿(mào)易品部門(mén)，這個(gè)結(jié)論與愛(ài)德華茲（1989）對(duì)發(fā)展中國(guó)家的研究結(jié)論是一致的。對(duì)外凈資產(chǎn)的增加，本幣升值，反之貶值。政府支出與匯率的變動(dòng)是一致的，政府支出增加，導(dǎo)致非貿(mào)易品價(jià)格上升，均衡實(shí)際匯率升值，政府支出與均衡實(shí)際匯率是同向變化。

表4 VAR模型整體檢驗(yàn)結(jié)果

表5 經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整系數(shù)

從彈性系數(shù)上來(lái)分析，貿(mào)易條件改善一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)引起均衡有效匯率0.34個(gè)百分點(diǎn)的變化，即升值0.34個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)外開(kāi)放度對(duì)人民幣均衡匯率的彈性系數(shù)為0.20。勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)均衡匯率的彈性系數(shù)為-0.18，即勞動(dòng)生產(chǎn)率增加一個(gè)百分點(diǎn)，均衡匯率將貶值0.18個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)外凈資產(chǎn)率上升一個(gè)百分點(diǎn)，均衡有效匯率升值0.13個(gè)百分點(diǎn)。政府支出引致匯率的波動(dòng)為0.33個(gè)百分點(diǎn)。

3 結(jié)論

上面的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，我們選取的基本變量都很好地解釋了人民幣匯率值，說(shuō)明實(shí)際有效匯率、貿(mào)易條件、對(duì)外開(kāi)放度、政府支出、凈對(duì)外資產(chǎn)、相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整分析表明，對(duì)外貿(mào)易狀況（貿(mào)易條件和對(duì)外開(kāi)放度）、技術(shù)進(jìn)步（相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率）和對(duì)外凈資產(chǎn)是人民幣均衡實(shí)際匯率的長(zhǎng)期決定因素?；窘?jīng)濟(jì)要素對(duì)人民幣匯率的影響方向與我們的定性分析是基本一致的：貿(mào)易條件改善，導(dǎo)致均衡實(shí)際匯率升值；對(duì)外開(kāi)放度增加，國(guó)際收支惡化，要求均衡實(shí)際匯率貶值以維持外部均衡，對(duì)外開(kāi)放度與均衡實(shí)際匯率是反向變化，開(kāi)放度對(duì)人民幣匯率的影響為負(fù)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率增加導(dǎo)致均衡匯率貶值，說(shuō)明我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步主要發(fā)生在非貿(mào)易品部門(mén)，對(duì)外凈資產(chǎn)的增加，本幣升值，反之貶值；政府支出與匯率的變動(dòng)是一致的，政府支出增加，導(dǎo)致非貿(mào)易品價(jià)格上升，均衡實(shí)際匯率升值，政府支出與均衡實(shí)際匯率是同向變化。

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