吳 駿， 楊 俊， 陸海丹

（1.合肥工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230009；2.合肥工業(yè)大學(xué) 知識(shí)經(jīng)濟(jì)與企業(yè)管理創(chuàng)新研究中心，安徽 合肥 230009）

0 引 言

人民幣匯率的走勢(shì)一直是世人關(guān)注的焦點(diǎn)，自2005年以來(lái)，海外學(xué)者的研究成果基本上都認(rèn)為人民幣被低估，應(yīng)該升值。例如文獻(xiàn)［1］指出隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇勢(shì)頭的進(jìn)一步加快，人民幣升值將會(huì)加速；文獻(xiàn)［2］基于一個(gè)簡(jiǎn)單的理論匯率模型，演示了中國(guó)在開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)條件下，放松管制、減少銀行的不良資、發(fā)行更多的外匯貸款等策略可以減緩人民幣升值壓力，但人民幣升值的趨勢(shì)不可避免；文獻(xiàn)［3］采用行為均衡匯率模型和Johansen協(xié)整分析，得出人民幣匯率圍繞其長(zhǎng)期均衡匯率在窄幅內(nèi)波動(dòng)的結(jié)論，這意味著人民幣并沒(méi)有一貫被低估；文獻(xiàn)［4］運(yùn)用2006年的《世界發(fā)展指標(biāo)》數(shù)據(jù)（其中購(gòu)買力平價(jià)數(shù)據(jù)是以1993年為基年）估算人民幣被大幅度低估了，但運(yùn)用2008年的《世界發(fā)展指標(biāo)》數(shù)據(jù)（其中購(gòu)買力平價(jià)數(shù)據(jù)是以2005年為基年）估算，發(fā)現(xiàn)人民幣只被低估了10%。

國(guó)內(nèi)學(xué)者意見(jiàn)不統(tǒng)一，但大多數(shù)學(xué)者也都認(rèn)為人民幣被低估，應(yīng)該升值。文獻(xiàn)［5］采用平滑轉(zhuǎn)移自回歸模型（STAR）對(duì)中國(guó)實(shí)際匯率進(jìn)行分析和預(yù)測(cè)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，中國(guó)實(shí)際匯率走勢(shì)是非線性的并體現(xiàn)了非對(duì)稱性?；诖四Ｐ偷贸龅膮R率預(yù)測(cè)顯示，2008年人民幣還將繼續(xù)升值，名義匯率年底預(yù)期將達(dá)到＄1＝￥6.69，年升值幅度為9.1%，升值幅度主要依賴于中美兩國(guó)物價(jià)指數(shù)變化的情況。文獻(xiàn)［6］認(rèn)為長(zhǎng)期看來(lái)，人民幣將升值到更高的水平，因國(guó)際收支平衡是央行的宏觀調(diào)控目標(biāo)之一，央行將在合適的時(shí)候?qū)R率主動(dòng)變化速度與國(guó)際收支平衡進(jìn)行掛鉤，而現(xiàn)在中國(guó)在國(guó)際收支中處于明顯的順差地位，因此，人民幣在長(zhǎng)期仍然有較大的升值空間；文獻(xiàn)［7］運(yùn)用動(dòng)態(tài)購(gòu)買力平價(jià)理論和由《世界發(fā)展指標(biāo)》所提供的2003、2004年度世界各國(guó)橫截面數(shù)據(jù)分析并預(yù)測(cè)，2006—2010年間人民幣實(shí)際匯率將年平均升值6%，而累計(jì)升值25%；文獻(xiàn)［8］應(yīng)用LM結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)等變結(jié)構(gòu)協(xié)整方法，分析認(rèn)為人民幣匯率走勢(shì)符合購(gòu)買力平價(jià)理論，即升值將是人民幣實(shí)際匯率的長(zhǎng)期趨勢(shì)；文獻(xiàn)［9］選擇了三變量模型，運(yùn)用1997年1月—2005年7月間人民幣匯率及中美兩國(guó)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)（PPI）的數(shù)據(jù)展開(kāi)實(shí)證研究，研究表明購(gòu)買力平價(jià)理論預(yù)測(cè)力仍在，人民幣匯率正在向其購(gòu)買力回歸，也即升值將是人民幣實(shí)際匯率長(zhǎng)期趨勢(shì)；文獻(xiàn)［10］認(rèn)為，人民幣是否低估嚴(yán)重地依賴人民幣貨幣購(gòu)買力數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，在對(duì)各種數(shù)據(jù)集進(jìn)行分析后指出，人民幣兌美元在2009年只是低估了不足8%；文獻(xiàn)［11－12］分析并比較了國(guó)際比較項(xiàng)目組（ICP）以1993年和2005年為基準(zhǔn)年的2005年世界各國(guó)的貨幣購(gòu)買力和匯率橫截面數(shù)據(jù)，并運(yùn)用動(dòng)態(tài)購(gòu)買力平價(jià)理論分析指出：雖然兩者在預(yù)測(cè)人民幣實(shí)際均衡匯率升值幅度上存在差異，但在預(yù)測(cè)人民幣實(shí)際匯率走勢(shì)方面兩者結(jié)論是一致的，即升值將是人民幣匯率的長(zhǎng)期趨勢(shì)。

本文認(rèn)為，由于中國(guó)官方尚未全面參于國(guó)際比較項(xiàng)目活動(dòng)，目前由種種方法估計(jì)出來(lái)的人民幣貨幣購(gòu)買力數(shù)據(jù)缺乏科學(xué)性，所以具體的人民幣匯率低估度幅度是很難求出的。本文研究同已有研究成果不同之處在于，不是計(jì)算人民幣匯率低估度幅度，而是從貿(mào)易賬戶平衡角度構(gòu)建模型，采用《世界表6.3》所提的2001—2007年世界各國(guó)（地區(qū)）匯率和購(gòu)買力數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型分析人民幣兌美元的實(shí)際匯率長(zhǎng)期走勢(shì)和預(yù)測(cè)人民幣兌美元的實(shí)際均衡匯率升值幅度。采用面板數(shù)據(jù)模型分析與僅用單個(gè)年份數(shù)據(jù)分析相比，具有很多優(yōu)點(diǎn)，它可以克服由于少數(shù)樣本數(shù)據(jù)的缺陷（例如人民幣購(gòu)買力數(shù)據(jù)不準(zhǔn)確）而導(dǎo)致的結(jié)果失真。

1 模型構(gòu)建

本文從貿(mào)易賬戶平衡角度構(gòu)建模型，如果沒(méi)有關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘，且運(yùn)輸、保險(xiǎn)等一切費(fèi)用為0，則可貿(mào)易品價(jià)格在世界各地都將一樣。由于關(guān)稅常常是按價(jià)征收，運(yùn)輸費(fèi)用也常常與裝運(yùn)商品的價(jià)值相關(guān)，保險(xiǎn)費(fèi)與價(jià)格之間也存在一定的固定比例，所以可以認(rèn)為整個(gè)可貿(mào)易品的交易成本與交易商品價(jià)格是成正比例關(guān)系。

設(shè)P為中國(guó)的一般物價(jià)水平；PT為中國(guó)的可貿(mào)易品價(jià)格；PN為中國(guó)的不可貿(mào)易品價(jià)格；α為不可貿(mào)易品在中國(guó)消費(fèi)中所占比重；P＊為美國(guó)的一般物價(jià)水平；P＊T為美國(guó)可貿(mào)易品價(jià)格；P＊N為美國(guó)不可貿(mào)易品價(jià)格；β為不可貿(mào)易品在美國(guó)消費(fèi)中所占比重。要求貿(mào)易賬戶達(dá)到平衡，也即要求在加入交易成本后中國(guó)的可貿(mào)易品價(jià)格與美國(guó)可貿(mào)易品價(jià)格相等，即

其中，H為中美貿(mào)易行為中單位商品交易成本，是一個(gè)與時(shí)間t相關(guān)的可變因子；S為名義匯率。在本文中變量S、P、H、P＊、PN、PT、等都與時(shí)間t有關(guān)，為了書(shū)寫方便將t省略。將中國(guó)和美國(guó)一般物價(jià)水平分別分解為：

人民幣對(duì)美元的購(gòu)買力平價(jià)可以分解為（1美元折合人民幣數(shù)）：

可解出人民幣對(duì)美元的名義均衡匯率S為：

其中，P／P＊為購(gòu)買力平價(jià)因子；1＋β（－1）為外生變量，由美國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)所決定，可設(shè)為常數(shù)，令M＝H［1＋β（－1）］。

為了進(jìn)行數(shù)據(jù)比較，定義一個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）在某年份的相對(duì)價(jià)格水平K為（K與時(shí)間t有關(guān)，為了書(shū)寫方便將t省略）：

由相對(duì)價(jià)格水平定義（5）式可見(jiàn)，在匯率不變的條件下，中國(guó)相對(duì)價(jià)格水平（K）減少意味著中國(guó)的貨幣購(gòu)買力減少；中國(guó)的K值增加，意味著中國(guó)的貨幣購(gòu)買力增加。

實(shí)際匯率（本文均指人民幣兌美元的外部實(shí)際匯率，直接標(biāo)價(jià)法）是指名義匯率經(jīng)過(guò)價(jià)格調(diào)整后，在兩國(guó)的商品交換中實(shí)際表現(xiàn)出來(lái)的價(jià)格比例，即實(shí)際匯率q＝S（P＊／P）。由（5）式可知：

即人民幣實(shí)際匯率走勢(shì)與相對(duì)價(jià)格水平走勢(shì)相同。將（4）式代入（6）式可得人民幣的相對(duì)價(jià)格水平K值為：

由于不可貿(mào)易品價(jià)格與可貿(mào)易品價(jià)格之比（PN／PT）值大小和不可貿(mào)易品在中國(guó)消費(fèi)中所占的比重（α）都與中國(guó)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（AGDP，按PPP法計(jì)算）存在較強(qiáng)的正比例關(guān)系，所以可以設(shè)定：

其中，g為一常數(shù)；AGDP為國(guó)內(nèi)人均生產(chǎn)總值。（8）式代入（7）式可得：K（1＋gAGDP）＝M，再取對(duì)數(shù)得：ln K＝c－ln（1＋gAGDP），其中c、b為待定系數(shù)。為了便于以后的模型分析，將此式進(jìn)一步簡(jiǎn)化為：

2 《世界表6.3》的介紹

在20世紀(jì)60年代，聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)委員會(huì)確定了一項(xiàng)名為國(guó)際比較項(xiàng)目（International Comparison Program，簡(jiǎn)稱ICP）的統(tǒng)計(jì)活動(dòng)，ICP以購(gòu)買力平價(jià)（Purchasing Power Parity，簡(jiǎn)稱PPP）作為貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)，對(duì)GDP及其居民消費(fèi)、政府消費(fèi)、資本形成和價(jià)格指標(biāo)等進(jìn)行重新估計(jì)和國(guó)際比較。

國(guó)際比較項(xiàng)目組在1968—2002年期間完成了7個(gè)階段的比較報(bào)告，參加國(guó)（或地區(qū)）也由最初的10個(gè)增加到117個(gè)。2003—2006年ICP開(kāi)始了以2005年為基準(zhǔn)年的第8個(gè)階段的比較研究，參加國(guó)家（或地區(qū)）近150個(gè)。中國(guó)首次以11個(gè)城市參加2005年ICP項(xiàng)目的調(diào)查活動(dòng)，世界銀行根據(jù)11個(gè)城市資料及其相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)推算全國(guó)平均價(jià)格水平和148項(xiàng)GDP支出基本分類數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上測(cè)算中國(guó)的購(gòu)買力平價(jià)（PPP）數(shù)據(jù)。世界銀行在2008年2月底公布了包括中國(guó)在內(nèi)的146個(gè)國(guó)家和地區(qū)2005年ICP項(xiàng)目初步報(bào)告。

美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)（AEA）杰出院士Alan Heston與AEA的特聘研究員Robert Summers合作共同完成了關(guān)于在一個(gè)連續(xù)的時(shí)間段內(nèi)比較世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量和價(jià)格指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)，即《賓大世界表》（Penn World Table），簡(jiǎn)稱《世界表》（PWT）。PWT的6.3版本是根據(jù)ICP最新數(shù)據(jù)（以2005年為基準(zhǔn)年份，但并沒(méi)有完全接受ICP最新數(shù)據(jù)）結(jié)合世界各國(guó)最新公布和修正的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，采用前后推算辦法，得出了188個(gè)國(guó)家在1950—2007年中所有年份的匯率和購(gòu)買力數(shù)據(jù)，本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自PWT6.3。

3 樣本數(shù)據(jù)篩選和分析

根據(jù) PWT6.3，利用（5）式計(jì)算出 2001—2007年世界各國(guó)（地區(qū)）相對(duì)于美國(guó)的相對(duì)價(jià)格水平，由于研究對(duì)象是人民幣匯率，所以需要選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和國(guó)情都和中國(guó)相近的國(guó)家（地區(qū)）。樣本篩選以2007年的188個(gè)國(guó)家樣本為基礎(chǔ)，原則是：①刪除按匯率法計(jì)算的2005年GDP總值小于500億美元的樣本國(guó)家；② 刪除所有撒哈拉以南非洲國(guó)家；③刪除2005年人均GDP大于2萬(wàn)美元（按匯率法計(jì)算）國(guó)家（地區(qū)）樣本；④ 再刪除相對(duì)價(jià)格水平在某個(gè)年份異常的國(guó)家，這些國(guó)家分別是烏克蘭、阿根廷，哈薩克斯坦（這些國(guó)家在當(dāng)年都處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，經(jīng)濟(jì)和匯率都很不穩(wěn)定，這些國(guó)家的相對(duì)價(jià)格水平出現(xiàn)時(shí)大時(shí)小的不規(guī)則的變化）。

最后運(yùn)用余下的29個(gè)國(guó)家（地區(qū)）數(shù)據(jù)做出樣本的散點(diǎn)圖，如圖1所示，橫軸代表以PPP法計(jì)算的人均GDP。

從圖1各年份的橫截面數(shù)據(jù)看，人均收入越高的國(guó)家其K值越小，并且K值存在明顯趨近于1的趨勢(shì)，即長(zhǎng)期均衡匯率線（即圖1中畫(huà)出的回歸曲線）存在向購(gòu)買力回歸的趨勢(shì)。因此，對(duì)一個(gè)中低收入國(guó)家而言，若經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，人均GDP增加，則該國(guó)的短期均衡匯率將逐步趨向于貨幣的購(gòu)買力，這即是動(dòng)態(tài)購(gòu)買力平價(jià)理論含義［11］。

根據(jù)圖1和（9）式可以認(rèn)為，人均GDP與相對(duì)價(jià)格水平K值之間一定存在某種因果關(guān)系。

圖1 2001—2007年篩選后的29個(gè)國(guó)家（地區(qū)）相對(duì)價(jià)格水平樣本圖

4 面板數(shù)據(jù)模型建立與分析

下面以人均GDP（PPP法）為主要解釋變量，以圖1中7個(gè)年份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，分析人民幣實(shí)際匯率長(zhǎng)期走勢(shì)。

首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根和平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在滿足平穩(wěn)性的條件下進(jìn)行模型設(shè)定檢驗(yàn)，判斷應(yīng)該采用固定系數(shù)模型、變截距或者是變系數(shù)模型，然后對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，最后進(jìn)行面板回歸結(jié)論分析。

4.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

現(xiàn)有的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法大體上可分為2類：一類是原假設(shè)為存在面板單位根；另一類是原假設(shè)為不存在面板單位根。前者有Levin，Lin ＆Chu檢驗(yàn)（簡(jiǎn)稱LLC檢驗(yàn)）、Im，Pesaran and Shin檢驗(yàn)（簡(jiǎn)稱IPS檢驗(yàn)）、ADF－Fisher卡方檢驗(yàn)以及PP－Fisher卡方檢驗(yàn)，后者主要是指Hadri－Z檢驗(yàn)。

本文中使用的是第1類方法，即原假設(shè)存在面板單位根。對(duì)ln AGDPit和ln Kit（i＝1，2，…，29；t＝2001，2002，…，2007）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果含有單位根的原假設(shè)被拒絕掉，那么就認(rèn)為它就是一個(gè)平穩(wěn)過(guò)程，長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)趨于收斂到一個(gè)穩(wěn)態(tài)值。應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews6.0可得出檢驗(yàn)結(jié)果，見(jiàn)表1所列。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可見(jiàn)，ln AGDPit和ln Kit原序列都存在單位根，而它們的一階差分都不存在單位根，即一階差分是平穩(wěn)序列，所以ln AGDPit和ln Kit是一階單整序列，又由于前文已分析指出AGDPit和Kit一定存在因果關(guān)系，所以運(yùn)用AGDPit和Kit2個(gè)變量作回歸分析不會(huì)產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題。

4.2 模型設(shè)定檢驗(yàn)

4.2.1 參數(shù)αi和βi檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)模型一般表達(dá)式為：

建立面板數(shù)據(jù)模型需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膮?shù)αi和βi是否對(duì)所有個(gè)體樣本點(diǎn)和時(shí)間都是常數(shù)，經(jīng)常使用協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下2個(gè)假設(shè)：

協(xié)方差檢驗(yàn)主要是通過(guò)構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量的方法，對(duì)2001—2007年世界30個(gè)國(guó)家和地區(qū)的人均 GDP（AGDP）和 相 對(duì) 價(jià) 格 水 平（K），用Eviews6.0軟件進(jìn)行協(xié)方差分析，檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量。檢驗(yàn)結(jié)果表明，接受假設(shè)H1，應(yīng)采用變截距模型，模型公式為（10）式。

4.2.2 Hausman檢驗(yàn)

Hausman統(tǒng)計(jì)量可以檢驗(yàn)是應(yīng)該建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型還是個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型，Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)與備選假設(shè)如下。

H0：個(gè)體效應(yīng)與解釋變量無(wú)關(guān)（個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型）；

H1：個(gè)體效應(yīng)與解釋變量相關(guān)（個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型）。

Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果在計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews6.0中通過(guò)輸入數(shù)據(jù)可以直接得出檢驗(yàn)結(jié)果。

本文通過(guò)Hausman檢驗(yàn)在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中進(jìn)行選擇，利用Eviews6.0得出Hausman檢驗(yàn)回歸結(jié)果，見(jiàn)表2所列。

表2 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表2中的結(jié)果，Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值是0.88775，相對(duì)應(yīng)的概率是0.03461，說(shuō)明檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型原假設(shè)，應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型更合理。引入虛擬變量Di：

個(gè)體固定效應(yīng)變截距模型也可以表示為：

其中，αi為隨機(jī)變量，描述不同個(gè)體建立的模型間的差異；i＝1，2，…，N；t＝1，2，…，T。

αi是不可觀測(cè)的，且與可觀測(cè)的解釋變量xit的變化相聯(lián)系。

5 模型計(jì)算與結(jié)論

綜上分析，運(yùn)用圖1中2001—2007年篩選后的29個(gè)國(guó)家（地區(qū)）相對(duì)價(jià)格水平樣本，建立個(gè)體固定效應(yīng)變截距模型，由（9）式得出的個(gè)體固定效應(yīng)變截距模型為：

其中，i＝1，2，…，29；t＝2001，…，2007；αi為隨機(jī)變量，反映29個(gè)國(guó)家或地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異；β為參數(shù)。

利用Eviews6.0對(duì)（11）式進(jìn)行分析得出如下結(jié)果：

（12）式中括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。從（12）式中可以看出：模型擬合程度達(dá)到93%，這種高擬合度表明經(jīng)濟(jì)全球化正在使相同發(fā)展水平國(guó)家的相對(duì)價(jià)格水平趨同，統(tǒng)計(jì)量F說(shuō)明方程擬合較為顯著，從參數(shù)的t檢驗(yàn)值來(lái)看，也都表明了參數(shù)估計(jì)是顯著的，并且結(jié)合圖1來(lái)看，系數(shù)符號(hào)也是正確的。從（12）式中可以得出中國(guó)的個(gè)體固定效應(yīng)變截距模型為：

（13）式兩邊微分可得：

（14）式左邊是相對(duì)價(jià)格水平變化率（也是實(shí)際匯率的變化率），（14）式右邊最后一個(gè)因子是人均GDP變化率。從（14）式可以得出，若中國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率比其他發(fā)展中國(guó)家人均GDP增長(zhǎng)率每高1%，人民幣實(shí)際均衡匯率將減少0.51×1%＝0.51%，也即人民幣實(shí)際長(zhǎng)期均衡匯率升值0.51%。

從1994—2010年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率同其他發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差異分析，可以認(rèn)為從2010年后10a內(nèi)，中國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率將會(huì)比其他發(fā)展中國(guó)家人均GDP增長(zhǎng)率平均水平高4%，由（14）式可得：由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，升值將是人民幣實(shí)際匯率的長(zhǎng)期趨勢(shì)，人民幣實(shí)際均衡匯率平均每年將升值2.04%。

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