關鍵詞： 一籃子貨幣制度；人民幣匯率制度；貿易平衡；最優(yōu)權重；進出口彈性

摘 要： 人民幣匯率制度直接影響著我國的對外貿易，因此，它一直是國內外實務界和研究者關注的重心。而以維持貿易項目平衡為政策目標構建人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重模型，可得到如下結論：（1）貨幣籃中各貨幣的最優(yōu)權重取決于我國與各貿易伙伴的進、出口額以及我國與相應貿易伙伴的進、出口彈性共四個變量；（2）在選定樣本期內，各種貨幣的最優(yōu)權重由高到低依次是港幣、美元、加拿大元、歐元、日元等；（3）在確定人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重時，除考慮我國與各經濟體的貿易比重外，還應充分考慮我國對各經濟體的進出口彈性。

中圖分類號： F822.1

文獻標志碼： A 文章編號： 1009－4474(2012)05－0001－07

一、引言 鑒于人民幣釘住美元匯率制度的諸多弊端〔1〕，2005年7月，我國宣布放棄人民幣釘住美元匯率制度，開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節(jié)、有管理的浮動匯率制度。美國次貸危機爆發(fā)后，人民幣匯率制度事實上自2008年8月至2010年9月已再次演變?yōu)槿嗣駧裴斪∶涝獏R率制度，而在2010年9月之后人民幣對美元匯率又開始小幅升值。對此，有研究者認為，在當今對外貿易多元化的背景下，我國應實行人民幣釘住一籃子貨幣匯率制度〔2〕。

在釘住一籃子貨幣匯率制度下，人民幣對貨幣籃中每一種貨幣（籃子貨幣）雙邊匯率的變動，經過權重化后傳導給人民幣對一籃子貨幣匯率的影響大大縮小了；加之貨幣籃中各種貨幣的雙邊匯率向上變動與向下變動可能會相互抵消，從而使人民幣對一籃子貨幣匯率相對穩(wěn)定。與釘住美元匯率制度相比，這不僅可以促進我國對外貿易和投資的發(fā)展，而且可以大大減輕我國央行干預外匯市場的壓力，增強貨幣政策的獨立性〔3〕。同時，與現行參考一籃子貨幣匯率制度相比，由于釘住一籃子貨幣匯率制度具有明確的匯率形成規(guī)則，可以消除國際上有關中國政府操縱人民幣匯率以牟取貿易利益的猜疑。

而在一籃子貨幣選定的情況下，只有合理地確定籃子貨幣最優(yōu)權重，才能準確地計算出在釘住一籃子貨幣匯率制度下人民幣對一籃子貨幣的匯率。因此，釘住一籃子貨幣匯率制度的核心內容是如何確定籃子貨幣的最優(yōu)權重〔4〕。本文擬結合我國實際構建人民幣釘住一籃子貨幣最優(yōu)權重模型，并據此計算出人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重，期望為金融決策部門制定人民幣匯率政策提供科學依據。

西南交通大學學報（社會科學版） 第13卷第5期

宿玉海 人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重——理論模型與經驗估計 二、最優(yōu)權重模型研究 釘住一籃子貨幣匯率制度中一籃子貨幣的構成以及最優(yōu)權重都是由特定的政策目標所決定的，因此，基于不同政策目標得到的一籃子貨幣構成以及最優(yōu)權重也是不同的〔5〕。20世紀90年代以來，我國對外貿易持續(xù)順差對促進我國經濟增長、增加外匯儲備、提高我國對外支付能力和抵御金融危機的能力等都發(fā)揮了重要的作用，但也惡化了經濟發(fā)展的外部環(huán)境〔6〕，加大了儲備資產管理的難度，影響了貨幣政策對宏觀調控的發(fā)揮空間。因此，保持貿易項目平衡并維持其穩(wěn)定對我國具有非常重要的現實意義。本文將維持貿易項目平衡作為確定人民幣釘住一籃子貨幣最優(yōu)權重的政策目標，并以此構建人民幣釘住一籃子貨幣最優(yōu)權重的數理模型。

假設我國有n個貿易伙伴國，與第i個貿易伙伴國的貿易差額為TBi（i=1，2，…，n），則我國與所有貿易伙伴國的貿易差額TB為：

TB=TB1+TB2+…+TBn-1+TB2。

令T＾B=T·BTB，T＾B1=T·B1TB1，T＾B2=T·B2TB2，…，T＾Bn-1=T·Bn-1TBn-1，T＾Bn=T·BnTBn（T·BiTBi表示我國與第i國的貿易差額TBi的變動率），則有，

T＾B=TB1TBT＾B1+TB2TBT＾B2+…

+TBn-1TBT＾Bn-1+TBnTBT＾Bn。

令EXi表示我國對第i國的出口額、IMi表示對其進口額，因此，

TBi=EXi-IMi。

（1）

由式（1）可得到，

TB ＾i=EXiTBiEX ＾i-IMiTBiIM ＾i。

所以有，

T＾B=TB1TBT＾B1+TB2TBT＾B2+…

+TBn-1TBT＾Bn-1+TBnTBT＾Bn

=TB1TBEX1TB1EX ＾1-IM1TB1IM ＾1

+TB2TBEX2TB2EX ＾2-IM2TB2IM ＾2+…

+TBn-1TBEXn-1TBn-1EX ＾n-1-IMn-1TBn-1IM ＾n-1

+TBnTBEXnTBnEX ＾n-IMnTBnIM ＾n

=1TB∑ni=1(EXiEX ＾i-IMiIM ＾i)。

假設EX ＾i=xiE ＾R/Si，IM ＾i=-miE ＾R/Si，其中，E ＾R/Si表示人民幣對第i國貨幣匯率的變動，xi表示我國對第i國的出口額對E ＾R/Si的彈性，-mi表示我國對第i國的進口額對E ＾R/Si的彈性。一般來說，由于本幣相對第i國貨幣匯率的貶值會增加本國對第i國的出口額、減少本國對第i國的進口額，因而本國對第i國的出口額對E ＾R/Si的彈性為正、本國對第i國的進口額對E ＾R/Si的彈性為負。進而可得到，

T＾B=1TB(x1EX1+m1IM1)E ＾R/S1

+1TB(x2EX ＾2+m2IM ＾2)E ＾R/S2+…

+1TB(xn-1EXn-1+mn-1IMn-1)E ＾R/Sn-1

+1TB(xnEXn+mnIMn)E ＾R/Sn

=1TB∑ni=1(xiEXi+miIMi)E ＾R/Si。

（2）

假設W1，W2，…，Wn-1，Wn分別表示一籃子貨幣中各種貨幣的權重，因此有W1+W2+…+Wn-1+Wn=1。在釘住一籃子貨幣匯率制度下，人民幣對貨幣籃子中某種貨幣的匯率變動是根據貨幣籃子中其他貨幣對該貨幣匯率的變動來調整的。所以有，

E ＾R/S1=W2E ＾S2/S1+W3E ＾S3/S1+…+Wn-1E ＾Sn-1/S1+WnE ＾Sn/S1

E ＾R/S2=W1E ＾S1/S2+W3E ＾S3/S2+…+Wn-1E ＾Sn-1/S2+WnE ＾Sn/S2

=-W1E ＾S2/S1+W3E ＾S3/S1+…+Wn-1E ＾Sn-1/S2+WnE ＾Sn/S2



E ＾R/Sn=W1E ＾S1/Sn+W2E ＾S2/Sn+…

+Wn-2E ＾Sn-2/Sn+Wn-1E ＾Sn-1/Sn

=-W1E ＾Sn/S1-W2E ＾Sn/S2-…

-Wn-2E ＾Sn/Sn-2-Wn-1E ＾Sn/Sn-1。

將E ＾R/S1、E ＾R/S2、…、E ＾R/Sn的表達式分別代入式（2），并經過等價變形和化簡，得到，

T＾B=1TB∑ni=2［Wi(x1EX1+m1IM1)

-W1(xiEXi+miIMi)］E ＾Si/S1T＾B

+1TB∑ni=3［Wi(x2EX2+m2IM2)

-W2(xiEXi+miIMi)］E ＾Si/S2

+1TB∑ni=4［Wi(x3EX3+m3IM3)

-W3(xiEXi+miIMi)］E ＾Si/S3



+1TB∑ni=n-1［Wi(xn-2EXn-2+mn-2IMn-2)

-Wn-2(xiEXi+miIMi)］E ＾Si/Sn-2

+1TB∑ni=n［Wi(xn-1EXn-1+mn-1IMn-1)

-Wn-1(xiEXi+miIMi)］E ＾Si/Sn-1

+1TB∑n-1j=1∑ni=2［Wi(xjEXj+mjIMj)

-Wj(xiEXi+miIMi)］E ＾Si/Sj。

選擇籃子貨幣最優(yōu)權重的目標是通過選擇權重W1，W2，…，Wn-1，Wn來使本國的n個貿易伙伴貨幣匯率之間的變動，即E ＾Si/S1(i=2，…，n)、E ＾Si/S2(i=3，…，n)、E ＾Si/S3(i=4，…，n)、…、E ＾Si/Sn-2(i=n-1，n)、E ＾Si/Sn-1(i=n)，對我國貿易差額的影響最小化，也就是使貿易差額的變動T＾B2最小化。由于設置權重的目標是使T＾B2最小化，因此可以根據T＾B的表達式求一階條件T＾B2W1=0，T＾B2W2=0，…，T＾B2Wn=0。在外生匯率變動無法預先知道的情況下，令各個外生匯率變動變量前的系數等于零，這時所求出的各種貨幣的權重可替代貨幣籃子中各種貨幣的最優(yōu)權重，并最終求出使T＾B最小化的貨幣籃子中各種貨幣的最優(yōu)權重，

Wi=xiEXi-(-mi)IMi∑ni=1［xiEXi-(-mi)IMi］， i=1，2，…，n。

（3）

可見，在維持貿易項目平衡這一政策目標下，最優(yōu)貨幣權重取決于我國對各個貿易伙伴的出口額EXi、進口額IMi、我國對各個貿易伙伴的出口額對其相應的匯率彈性xi、我國對各個貿易伙伴的進口額對其相應的匯率彈性-mi。

三、最優(yōu)權重的實證檢驗 根據前文推導出的最優(yōu)權重表達式，要計算釘住一籃子貨幣制度中每種貨幣的最優(yōu)權重，需要分別確定我國的進出口彈性，以及我國與貿易伙伴的進出口額。在此，本文將首先運用計量方法對最優(yōu)權重表達式（3）中涉及到的進出口彈性進行估計，然后再利用我國與各貿易伙伴的進出口額計算出人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重。

（一）人民幣釘住一籃子貨幣的幣種構成

在選擇人民幣釘住一籃子貨幣的幣種構成時，應主要考慮那些與我國有密切貿易往來的國家（地區(qū)）的貨幣。此外，我國利用外商直接投資已具相當規(guī)?！?〕，因此還要考慮FDI對籃子貨幣的影響。而且，一些國家（地區(qū)）占我國貿易額的比例盡管不大，但這些國家（地區(qū)）不僅擠占我國出口市場，也會與我國爭奪重要戰(zhàn)略資源的進口，因而，與我國構成貿易競爭關系的國家（地區(qū)）貨幣也應納入籃子貨幣中。綜合考慮進出口貿易額、FDI、第三方市場競爭等因素，人民幣釘住一籃子貨幣中應包括以下12個國家（地區(qū)）的貨幣，即美元、日元、歐元、韓元、港幣、英鎊、加拿大元、盧布、澳大利亞元、新加坡元、林吉特和泰銖。而根據IMF的統(tǒng)計資料Q1.1999—Q1.2010，美國、日本、歐元區(qū)、韓國、中國香港、英國、加拿大、俄羅斯、澳大利亞、新加坡、馬來西亞和泰國這12個國家（地區(qū)）與我國的進出口貿易總額占我國總進出口貿易額的比重超過了72%。需要指出的是，中國臺灣是大陸的前十大貿易伙伴之一，新臺幣應成為人民幣釘住一籃子貨幣的幣種構成之一。但是由于資料來源的限制，我們難以獲得中國臺灣與大陸進出口貿易狀況的月度和季度數據，因此，在本文的分析中我們未將中國臺灣納入研究對象。

（二）我國對各主要貿易伙伴進出口彈性的估計

區(qū)別于已有文獻普遍以某國（地區(qū)）對我國的進出口總額占所有貿易伙伴國（地區(qū)）對我國進出口總額的比重近似作為該國貨幣最優(yōu)權重的做法，為了獲得更準確的權重數值，本文首先運用Johansen協(xié)整檢驗和誤差糾正模型分別估計各貿易伙伴國（地區(qū)）的進出口彈性。

1.模型設定、數據選擇及說明

中國的出口是由外國（地區(qū)）居民的需求形成的，因而中國的出口額是外國（地區(qū)）國民收入的函數；實際匯率作為兩種貨幣的相對價格，是影響出口額的主要因素；匯率的波動同樣也是影響出口貿易的重要因素。由于中國存在大量的加工貿易（根據《中華人民共和國海關統(tǒng)計》，2007年和2008年我國加工貿易進出口額占總進出口額的比重分別為454%、411%，而根據最新統(tǒng)計資料，2010年1～8月我國加工貿易累計額占總進出口額的比重達到39%），那么進口的增加必然推動未來出口的增加（同時出口的增加也必然引致更多的進口需求），進口和出口之間存在相互影響，因而應把進口作為出口的解釋變量加入到行為方程中。綜上所述，對于中國的出口，建立如下計量模型：

EXt=β0+β1Y*t+β2RERt+β3vt+β4∑IMt+εt。

類似地，對于中國的進口，設定如下計量模型：

IMt=φ0+φ1Yt+φ2RERt+φ3vt+φ4∑EXt+μt。

其中，EXt、IMt分別表示t時期我國與某國（地區(qū)）的出口額和進口額；Y*t、Yt分別表示外國（地區(qū)）和我國的國民收入；RERi=ER/SiPi/P為實際匯率ER/Si，為人民幣相對于其他各國（地區(qū)）貨幣的名義匯率，Pi和P分別表示外國（地區(qū)）和我國的價格指數，由此，β2、φ2則分別表示我國對第i國（地區(qū)）的出口對于人民幣對第i國（地區(qū)）貨幣匯率變動的彈性，以及我國對第i國（地區(qū)）的進口對于人民幣對第i國（或地區(qū)）貨幣匯率變動的彈性；vt表示實際匯率的波動率；∑IMt、∑EXt分別表示t時期我國與所有國家（地區(qū)）的進口和出口總額。

本文以美國、日本、歐元區(qū)、韓國、中國香港、英國、加拿大、俄羅斯、澳大利亞、新加坡、馬來西亞和泰國共12個國家（地區(qū)）與我國的進出口貿易狀況為研究對象，利用Q1.1999—Q1.2010的季度數據分別估計這些國家（地區(qū)）與我國的進出口額對人民幣與相應12種貨幣（美元、日元、歐元、韓元、港幣、英鎊、加拿大元、盧布、澳大利亞元、新加坡元、林吉特和泰銖）匯率的進出口彈性。

其中，中國與12個國家（地區(qū)）的進口額（C.I.F價）、出口額（F.O.B價）以及中國的總進出口額均為以人民幣表示的實際變量。首先將以美元計價的上述變量按當期市場匯率折算成以人民幣計價，然后使用CPI指數對其進行處理以消除通脹因素；各國（地區(qū)）的國民收入用以2001年的不變價格衡量的實際GDP表示；人民幣與12種貨幣的名義匯率是利用各種貨幣與美元的匯率（取樣本期各季度市場匯率的平均值）套算而得；各國（地區(qū)）的物價指數用以2005年不變價格表示的CPI衡量。實際匯率的季度波動率計算過程如下：首先根據美元對人民幣和其他12種貨幣的月均匯率套算出人民幣對相應12種貨幣的交叉匯率，然后計算各月度交叉匯率（對數形式）的一階差分，最后以上述一階差分在各季度的標準差來衡量實際匯率的季度波動率。除實際匯率及其波動率外，其他數據均經過季節(jié)調整。最后分別對中國與各國（地區(qū)）的實際進出口額和進出口總額、中國以及各國（地區(qū)）的實際GDP、人民幣與其他12種貨幣的實際匯率取對數（除特別注明外，下文提到上述變量時均指其對數形式）。

中國與各國（地區(qū)）以美元計價的名義進、出口額數據來自于IMF網站的DOTS數據庫，以人民幣計價的實際進、出口額由作者計算所得；各國（地區(qū)）的GDP、美元對人民幣及其他12種貨幣的名義匯率均來自于IMF網站的IFS數據庫，人民幣對其他各貨幣的名義匯率（以外幣表示的人民幣價格）由作者經上述匯率套算得到；各國（地區(qū)）的CPI指數由我們根據IFS數據庫中的CPI變化率指標經計算而得。

2.單位根檢驗

本文采用ADF檢驗方法分別對包括中國在內的13個國家（地區(qū)）的實際出（進）口額、實際GDP、實際匯率、實際匯率的波動率、實際進（出）口總額的原始序列和其一階差分序列進行單位根檢驗①。結果發(fā)現，對各變量的原始序列而言，人民幣對盧布實際匯率的波動率在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，其他變量的水平形式在10%的顯著性水平下均存在一個單位根；但所有變量的一階差分形式在5%的顯著性水平下均是平穩(wěn)的，即為I（1）。由此判斷，我國與每個國家（地區(qū)）的進出口模型中分別涉及到的五個變量均具有相同的單整階數，并且這些變量之間可能存在協(xié)整關系。

3.協(xié)整檢驗和誤差糾正模型

上述單位根檢驗的結果顯示，所有變量均是一階差分平穩(wěn)的。在此基礎上，我們再運用Johansen協(xié)整檢驗方法對各變量是否存在協(xié)整關系進行檢驗。限于篇幅，在此我們僅給出中國對澳大利亞的出口計量模型的協(xié)整檢驗過程。

由于Johansen協(xié)整檢驗方法依賴于VAR模型中各變量之間動態(tài)結構提供的信息，因而在設定模型之前首先需要確定模型的最優(yōu)滯后階數。在中國對澳大利亞的出口計量模型中，由實際出口額、實際GDP、實際匯率、實際匯率波動率以及進口總額所構。

通過表1可以看出，按照LR統(tǒng)計量、FPE以及AIC標準，模型的最優(yōu)滯后階數都應該選擇為2，而按照SC和HQ值，模型的最優(yōu)滯后階數應為1。通過對2階滯后的模型進行結構穩(wěn)定性檢驗，發(fā)現模型是穩(wěn)定的；對其殘差進行LM檢驗，發(fā)現殘差序列之間不存在自相關，White異方差檢驗結果也顯示模型不存在異方差，因而所設模型能夠比較準確地刻畫各變量之間的關系，最終我們將模型的最優(yōu)滯后階數確定為2。

然后，我們選取觀測序列有線性確定性趨勢并且協(xié)整方程只有截據的方程形式，分別運用特征根跡檢驗和最大特征值檢驗兩種方法對各變量進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結果如表2所示。

由表2可以看出，跡檢驗和最大特征根檢驗均表明，在5%的顯著性水平下，上述五個變量之間存在唯一的協(xié)整關系。估計的調整系數向量和標準化的協(xié)整系數向量分別為：

α=(-0.27，-0.01，0.05，-0.2，-0.11)， β=(1，-4.95，0.58，5.08，-0.21)。

因而，中國對澳大利亞的實際出口額、澳大利亞的實際GDP、人民幣對澳元的實際匯率及其波動率、中國的進口總額這五個變量之間的長期關系方程如下（括號內為t值）：

EXt=18.91+4.95Y*t-0.58RERt-

［11.3850］ ［5.5731］

5.08vt+0.21∑IMt。

［6.5521］ ［-2.4823］

上述協(xié)整方程表明：中國對澳大利亞的實際出口額、澳大利亞的實際GDP、人民幣對澳元的實際匯率及其波動率、中國的進口總額五個變量之間存在一種長期穩(wěn)定關系。在這種長期均衡關系中，Y*、∑IMt的系數均為正，說明澳大利亞GDP和我國進口總額的增加確實能夠擴大我國對其出口額；vt的系數為負，說明兩國貨幣實際匯率波動性的增大會減少我國對其出口；而人民幣對澳元實際匯率的系數為負，說明實際匯率升值不利于我國的出口（根據前文的數據選擇及處理說明，本文以外幣表示單位人民幣的價格）。

上述協(xié)整方程只是反映了5個變量之間的長期均衡關系。但通過誤差修正模型（Error Correction Model，ECM），可以進一步了解這些變量之間的短期相互影響和協(xié)整經濟變量之間由非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)調整的動態(tài)過程。我們得到的ECM為（括號內為t值）：

ΔEXt=0.049-0.264ΔEXt-1+0.768ΔY*t-1

［-2.1361］ ［0.4775］

-0.118ΔRERt-1+0.66Δvt-1+0.125∑IMt-1

［-0.7225］ ［1.7471］ ［0.8777］

-0.273ecmt-1。

［-2.3241］

其中，ecmt-1表示協(xié)整方程的一階滯后殘差，即誤差糾正項，其系數度量了從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調整的速度。ECM回歸結果表明，我國對澳大利亞實際出口額的短期波動的其中一個原因，是經濟變量對長期均衡狀態(tài)的偏離（ecmt-1），但經濟系統(tǒng)會以-0273的速度向均衡狀態(tài)調整。

通過協(xié)整檢驗和誤差糾正模型，我們可以得出以下結論：從長期來看，中國對澳大利亞的實際出口額、澳大利亞的實際GDP、人民幣對澳元的實際匯率及其波動率、中國的實際進口總額之間存在一種均衡關系，人民幣對澳元實際匯率升值1%會引起中國對澳大利亞的實際出口額減少058%，即我國對澳大利亞的出口彈性為058。

類似地，采取同樣的方法和步驟，我們對其他23個計量模型分別進行估計，最后將各模型的最優(yōu)滯后階數、估計得到的進口彈性和出口彈性連同上述我國對澳大利亞的出口彈性值一并列入表3。

由表3所給出的估計結果可以看出：除韓國外，中國與其他國家（地區(qū)）的出口彈性均為負（以外幣表示單位人民幣的價格），這說明人民幣的實際匯率升值會減少中國對這些國家（地區(qū)）的實際出口額，反之則增加；而進口彈性均為正，則說明人民幣實際匯率升值會增加中國從這些國家（地區(qū)）的進口，反之則減少。

（三）人民幣釘住一籃子貨幣最優(yōu)權重的計算

與前文中估計進出口彈性所使用的樣本期一致，在此，我們利用Q1.1999—Q1.2010的累計實際進出口數據計算該時期人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重。表4給出了該時期我國與12個國家（地區(qū)）的進出口額。

數據由作者根據DOTS數據庫中各國（地區(qū)）與我國以美元計價的季度進出口額數據計算所得。

分別將表3中的進出口彈性估計值和表4中的進出口數據代入式（3），便可以得到人民幣釘住一籃子貨幣匯率制度下，Q1.1999—Q1.2010期間各種貨幣的最優(yōu)權重，計算結果見表5。

由表5可以看出，在人民幣釘住一籃子貨幣匯率制度下，樣本期內港幣在貨幣籃子中占的權重最高，為2602%；其次為美元、加拿大元、歐元、日元、林吉特、韓元、盧布、澳大利亞元、英鎊、泰銖和新加坡元，最優(yōu)權重分別為1874%、1595%、1578%、810%、409%、353%、306%、203%、148%、099%和026%。而根據表5同時給出的同期12個國家（地區(qū)）與我國的進出口額合計，計算得到的上述國家（地區(qū)）占我國的貿易比重，由高到低依次是中國香港（1649%）、加拿大（1309%）、日本（1234%）、歐元區(qū)（1219%）、澳大利亞（918%）、馬來西亞（893%）、韓國（723%）、泰國（635%）、英國（547%）、美國（464%）、新加坡（218%）和俄羅斯（193%）。這說明，前述的現有文獻將貿易比重作為該國貨幣最優(yōu)權重的做法是不準確的。在確定人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重時，除考慮貿易比重這一因素外，還應充分考慮我國對各國（地區(qū)）的進出口彈性。

四、結論 本文構建了一個以維持貿易項目平衡為政策目標的人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重模型。該模型表明，人民幣釘住一籃子貨幣的最優(yōu)權重取決于我國與各貿易伙伴的進、出口額以及我國與相應貿易伙伴的進、出口彈性共四個變量。

利用Q1.1999—Q1.2010的季度數據，運用Johansen協(xié)整檢驗和誤差糾正模型，本文分別考察了中國與美國、日本、歐元區(qū)、韓國、中國香港、英國、加拿大、俄羅斯、澳大利亞、新加坡、馬來西亞和泰國共12個國家（地區(qū)）的進出口彈性。在此基礎上運用同期中國與上述12個國家（地區(qū)）的進出口額數據，計算了人民幣釘住一籃子貨幣匯率制度下各種貨幣的最優(yōu)權重。研究結果發(fā)現，在選定的樣本期內，由12種貨幣組成的貨幣籃子中，各種貨幣的最優(yōu)權重由高到低依次是：港幣、美元、加拿大元、歐元、日元、林吉特、韓元、盧布、澳大利亞元、英鎊、泰銖和新加坡元。

注釋：

①限于篇幅，單位根檢驗結果未列出，備索。

參考文獻：

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（責任編輯：葉光雄）