吳 駿， 楊 俊， 陸海丹

（1.合肥工業(yè)大學 管理學院，安徽 合肥 230009；2.合肥工業(yè)大學 知識經(jīng)濟與企業(yè)管理創(chuàng)新研究中心，安徽 合肥 230009）

0 引 言

人民幣匯率的走勢一直是世人關注的焦點，自2005年以來，海外學者的研究成果基本上都認為人民幣被低估，應該升值。例如文獻［1］指出隨著中國經(jīng)濟復蘇勢頭的進一步加快，人民幣升值將會加速；文獻［2］基于一個簡單的理論匯率模型，演示了中國在開放型經(jīng)濟條件下，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不可避免；文獻［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期均衡匯率在窄幅內(nèi)波動的結論，這意味著人民幣并沒有一貫被低估；文獻［4］運用2006年的《世界發(fā)展指標》數(shù)據(jù)（其中購買力平價數(shù)據(jù)是以1993年為基年）估算人民幣被大幅度低估了，但運用2008年的《世界發(fā)展指標》數(shù)據(jù)（其中購買力平價數(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%。

國內(nèi)學者意見不統(tǒng)一，但大多數(shù)學者也都認為人民幣被低估，應該升值。文獻［5］采用平滑轉移自回歸模型（STAR）對中國實際匯率進行分析和預測，檢驗結果表明，中國實際匯率走勢是非線性的并體現(xiàn)了非對稱性?；诖四Ｐ偷贸龅膮R率預測顯示，2008年人民幣還將繼續(xù)升值，名義匯率年底預期將達到＄1＝￥6.69，年升值幅度為9.1%，升值幅度主要依賴于中美兩國物價指數(shù)變化的情況。文獻［6］認為長期看來，人民幣將升值到更高的水平，因國際收支平衡是央行的宏觀調(diào)控目標之一，央行將在合適的時候?qū)R率主動變化速度與國際收支平衡進行掛鉤，而現(xiàn)在中國在國際收支中處于明顯的順差地位，因此，人民幣在長期仍然有較大的升值空間；文獻［7］運用動態(tài)購買力平價理論和由《世界發(fā)展指標》所提供的2003、2004年度世界各國橫截面數(shù)據(jù)分析并預測，2006—2010年間人民幣實際匯率將年平均升值6%，而累計升值25%；文獻［8］應用LM結構突變檢驗等變結構協(xié)整方法，分析認為人民幣匯率走勢符合購買力平價理論，即升值將是人民幣實際匯率的長期趨勢；文獻［9］選擇了三變量模型，運用1997年1月—2005年7月間人民幣匯率及中美兩國生產(chǎn)者價格指數(shù)（PPI）的數(shù)據(jù)展開實證研究，研究表明購買力平價理論預測力仍在，人民幣匯率正在向其購買力回歸，也即升值將是人民幣實際匯率長期趨勢；文獻［10］認為，人民幣是否低估嚴重地依賴人民幣貨幣購買力數(shù)據(jù)的準確性，在對各種數(shù)據(jù)集進行分析后指出，人民幣兌美元在2009年只是低估了不足8%；文獻［11－12］分析并比較了國際比較項目組（ICP）以1993年和2005年為基準年的2005年世界各國的貨幣購買力和匯率橫截面數(shù)據(jù)，并運用動態(tài)購買力平價理論分析指出：雖然兩者在預測人民幣實際均衡匯率升值幅度上存在差異，但在預測人民幣實際匯率走勢方面兩者結論是一致的，即升值將是人民幣匯率的長期趨勢。

本文認為，由于中國官方尚未全面參于國際比較項目活動，目前由種種方法估計出來的人民幣貨幣購買力數(shù)據(jù)缺乏科學性，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，不是計算人民幣匯率低估度幅度，而是從貿(mào)易賬戶平衡角度構建模型，采用《世界表6.3》所提的2001—2007年世界各國（地區(qū)）匯率和購買力數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型分析人民幣兌美元的實際匯率長期走勢和預測人民幣兌美元的實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年份數(shù)據(jù)分析相比，具有很多優(yōu)點，它可以克服由于少數(shù)樣本數(shù)據(jù)的缺陷（例如人民幣購買力數(shù)據(jù)不準確）而導致的結果失真。

1 模型構建

本文從貿(mào)易賬戶平衡角度構建模型，如果沒有關稅和非關稅壁壘，且運輸、保險等一切費用為0，則可貿(mào)易品價格在世界各地都將一樣。由于關稅常常是按價征收，運輸費用也常常與裝運商品的價值相關，保險費與價格之間也存在一定的固定比例，所以可以認為整個可貿(mào)易品的交易成本與交易商品價格是成正比例關系。

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

其中，H為中美貿(mào)易行為中單位商品交易成本，是一個與時間t相關的可變因子；S為名義匯率。在本文中變量S、P、H、P＊、PN、PT、等都與時間t有關，為了書寫方便將t省略。將中國和美國一般物價水平分別分解為：

人民幣對美元的購買力平價可以分解為（1美元折合人民幣數(shù)）：

可解出人民幣對美元的名義均衡匯率S為：

其中，P／P＊為購買力平價因子；1＋β（－1）為外生變量，由美國經(jīng)濟數(shù)據(jù)所決定，可設為常數(shù)，令M＝H［1＋β（－1）］。

為了進行數(shù)據(jù)比較，定義一個國家（或地區(qū)）在某年份的相對價格水平K為（K與時間t有關，為了書寫方便將t省略）：

由相對價格水平定義（5）式可見，在匯率不變的條件下，中國相對價格水平（K）減少意味著中國的貨幣購買力減少；中國的K值增加，意味著中國的貨幣購買力增加。

實際匯率（本文均指人民幣兌美元的外部實際匯率，直接標價法）是指名義匯率經(jīng)過價格調(diào)整后，在兩國的商品交換中實際表現(xiàn)出來的價格比例，即實際匯率q＝S（P＊／P）。由（5）式可知：

即人民幣實際匯率走勢與相對價格水平走勢相同。將（4）式代入（6）式可得人民幣的相對價格水平K值為：

由于不可貿(mào)易品價格與可貿(mào)易品價格之比（PN／PT）值大小和不可貿(mào)易品在中國消費中所占的比重（α）都與中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（AGDP，按PPP法計算）存在較強的正比例關系，所以可以設定：

其中，g為一常數(shù)；AGDP為國內(nèi)人均生產(chǎn)總值。（8）式代入（7）式可得：K（1＋gAGDP）＝M，再取對數(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，將此式進一步簡化為：

2 《世界表6.3》的介紹

在20世紀60年代，聯(lián)合國統(tǒng)計委員會確定了一項名為國際比較項目（International Comparison Program，簡稱ICP）的統(tǒng)計活動，ICP以購買力平價（Purchasing Power Parity，簡稱PPP）作為貨幣轉換系數(shù)，對GDP及其居民消費、政府消費、資本形成和價格指標等進行重新估計和國際比較。

國際比較項目組在1968—2002年期間完成了7個階段的比較報告，參加國（或地區(qū)）也由最初的10個增加到117個。2003—2006年ICP開始了以2005年為基準年的第8個階段的比較研究，參加國家（或地區(qū)）近150個。中國首次以11個城市參加2005年ICP項目的調(diào)查活動，世界銀行根據(jù)11個城市資料及其相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)推算全國平均價格水平和148項GDP支出基本分類數(shù)據(jù)，在此基礎上測算中國的購買力平價（PPP）數(shù)據(jù)。世界銀行在2008年2月底公布了包括中國在內(nèi)的146個國家和地區(qū)2005年ICP項目初步報告。

美國經(jīng)濟學會（AEA）杰出院士Alan Heston與AEA的特聘研究員Robert Summers合作共同完成了關于在一個連續(xù)的時間段內(nèi)比較世界各國的經(jīng)濟總量和價格指標的統(tǒng)計，即《賓大世界表》（Penn World Table），簡稱《世界表》（PWT）。PWT的6.3版本是根據(jù)ICP最新數(shù)據(jù)（以2005年為基準年份，但并沒有完全接受ICP最新數(shù)據(jù)）結合世界各國最新公布和修正的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，采用前后推算辦法，得出了188個國家在1950—2007年中所有年份的匯率和購買力數(shù)據(jù)，本文所使用的數(shù)據(jù)來自PWT6.3。

3 樣本數(shù)據(jù)篩選和分析

根據(jù) PWT6.3，利用（5）式計算出 2001—2007年世界各國（地區(qū)）相對于美國的相對價格水平，由于研究對象是人民幣匯率，所以需要選擇經(jīng)濟發(fā)展水平和國情都和中國相近的國家（地區(qū)）。樣本篩選以2007年的188個國家樣本為基礎，原則是：①刪除按匯率法計算的2005年GDP總值小于500億美元的樣本國家；② 刪除所有撒哈拉以南非洲國家；③刪除2005年人均GDP大于2萬美元（按匯率法計算）國家（地區(qū)）樣本；④ 再刪除相對價格水平在某個年份異常的國家，這些國家分別是烏克蘭、阿根廷，哈薩克斯坦（這些國家在當年都處在經(jīng)濟轉型期，經(jīng)濟和匯率都很不穩(wěn)定，這些國家的相對價格水平出現(xiàn)時大時小的不規(guī)則的變化）。

最后運用余下的29個國家（地區(qū)）數(shù)據(jù)做出樣本的散點圖，如圖1所示，橫軸代表以PPP法計算的人均GDP。

從圖1各年份的橫截面數(shù)據(jù)看，人均收入越高的國家其K值越小，并且K值存在明顯趨近于1的趨勢，即長期均衡匯率線（即圖1中畫出的回歸曲線）存在向購買力回歸的趨勢。因此，對一個中低收入國家而言，若經(jīng)濟快速增長，人均GDP增加，則該國的短期均衡匯率將逐步趨向于貨幣的購買力，這即是動態(tài)購買力平價理論含義［11］。

根據(jù)圖1和（9）式可以認為，人均GDP與相對價格水平K值之間一定存在某種因果關系。

圖1 2001—2007年篩選后的29個國家（地區(qū)）相對價格水平樣本圖

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個年份的面板數(shù)據(jù)進行建模，分析人民幣實際匯率長期走勢。

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

4.1 平穩(wěn)性檢驗

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

本文中使用的是第1類方法，即原假設存在面板單位根。對ln AGDPit和ln Kit（i＝1，2，…，29；t＝2001，2002，…，2007）進行單位根檢驗，如果含有單位根的原假設被拒絕掉，那么就認為它就是一個平穩(wěn)過程，長期來看會趨于收斂到一個穩(wěn)態(tài)值。應用計量經(jīng)濟軟件Eviews6.0可得出檢驗結果，見表1所列。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果

從表1可見，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一定存在因果關系，所以運用AGDPit和Kit2個變量作回歸分析不會產(chǎn)生偽回歸問題。

4.2 模型設定檢驗

4.2.1 參數(shù)αi和βi檢驗

面板數(shù)據(jù)模型一般表達式為：

建立面板數(shù)據(jù)模型需要檢驗模型的參數(shù)αi和βi是否對所有個體樣本點和時間都是常數(shù)，經(jīng)常使用協(xié)方差分析檢驗，主要檢驗如下2個假設：

協(xié)方差檢驗主要是通過構造F統(tǒng)計量的方法，對2001—2007年世界30個國家和地區(qū)的人均 GDP（AGDP）和 相 對 價 格 水 平（K），用Eviews6.0軟件進行協(xié)方差分析，檢驗F統(tǒng)計量。檢驗結果表明，接受假設H1，應采用變截距模型，模型公式為（10）式。

4.2.2 Hausman檢驗

Hausman統(tǒng)計量可以檢驗是應該建立個體隨機效應回歸模型還是個體固定效應回歸模型，Hausman檢驗的原假設與備選假設如下。

H0：個體效應與解釋變量無關（個體隨機效應回歸模型）；

H1：個體效應與解釋變量相關（個體固定效應回歸模型）。

Hausman檢驗統(tǒng)計量的結果在計量經(jīng)濟軟件Eviews6.0中通過輸入數(shù)據(jù)可以直接得出檢驗結果。

本文通過Hausman檢驗在固定效應模型和隨機效應模型中進行選擇，利用Eviews6.0得出Hausman檢驗回歸結果，見表2所列。

表2 Hausman檢驗結果

根據(jù)表2中的結果，Hausman檢驗統(tǒng)計量的值是0.88775，相對應的概率是0.03461，說明檢驗結果拒絕了隨機效應模型原假設，應該建立個體固定效應模型更合理。引入虛擬變量Di：

個體固定效應變截距模型也可以表示為：

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

αi是不可觀測的，且與可觀測的解釋變量xit的變化相聯(lián)系。

5 模型計算與結論

綜上分析，運用圖1中2001—2007年篩選后的29個國家（地區(qū)）相對價格水平樣本，建立個體固定效應變截距模型，由（9）式得出的個體固定效應變截距模型為：

其中，i＝1，2，…，29；t＝2001，…，2007；αi為隨機變量，反映29個國家或地區(qū)間的經(jīng)濟結構差異；β為參數(shù)。

利用Eviews6.0對（11）式進行分析得出如下結果：

（12）式中括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。從（12）式中可以看出：模型擬合程度達到93%，這種高擬合度表明經(jīng)濟全球化正在使相同發(fā)展水平國家的相對價格水平趨同，統(tǒng)計量F說明方程擬合較為顯著，從參數(shù)的t檢驗值來看，也都表明了參數(shù)估計是顯著的，并且結合圖1來看，系數(shù)符號也是正確的。從（12）式中可以得出中國的個體固定效應變截距模型為：

（13）式兩邊微分可得：

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

從1994—2010年中國經(jīng)濟增長率同其他發(fā)展中國家經(jīng)濟增長率的差異分析，可以認為從2010年后10a內(nèi)，中國人均GDP增長率將會比其他發(fā)展中國家人均GDP增長率平均水平高4%，由（14）式可得：由于中國經(jīng)濟快速增長，升值將是人民幣實際匯率的長期趨勢，人民幣實際均衡匯率平均每年將升值2.04%。

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