孫章杰，傅 強(qiáng)

（重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030）

1 模型設(shè)定

行為均衡匯率模型(BEER)的理論特點(diǎn)是區(qū)分了影響均衡匯率的長(zhǎng)期、中期和短期因素，并利用非抵補(bǔ)的利率平價(jià)把國(guó)內(nèi)外資本市場(chǎng)統(tǒng)一起來(lái)，通過(guò)協(xié)整理論建立經(jīng)濟(jì)的基本面因素、國(guó)家間的利差同均衡匯率的聯(lián)系，進(jìn)而研究均衡匯率的相關(guān)影響因素。行為均匯率模型(BEER)雖然沒(méi)有嚴(yán)密的經(jīng)濟(jì)理論作支撐，但是大量的經(jīng)驗(yàn)研究也給出了均衡匯率影響因素選擇范圍，目前廣泛應(yīng)用于發(fā)展中國(guó)家的匯率研究。

設(shè)Z1t和Z2t分別為在長(zhǎng)期內(nèi)和中期內(nèi)對(duì)實(shí)際匯率具有影響的基本經(jīng)濟(jì)要素，經(jīng)過(guò)整理，BEER的表達(dá)式：

其中：其中β1、β2和τ都是各簡(jiǎn)約式系數(shù)的向量，Tt是一組暫時(shí)的短期變量，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，即實(shí)際匯率可由基本經(jīng)濟(jì)要素、短期要素和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)解釋。

結(jié)合已有的研究成果和中國(guó)的實(shí)際情況，引進(jìn)匯率風(fēng)險(xiǎn)RIS變量，選取政府支出占GDP的比率GOVEXP、勞動(dòng)生產(chǎn)率PRO、開(kāi)放度OPEN、貿(mào)易條件TOT、M2、利差R和匯率風(fēng)險(xiǎn)RIS7個(gè)變量。

設(shè)定BEER的狀態(tài)空間模型：

量測(cè)方程：

LNREER=sv1LNGOVEXP+sv2LNPRO+sv3LNOPEN+sv4LNTOT+sv5LNM2+sv6R+sv7LNRIS+ut

狀態(tài)方程：svi,t=svi,t-i+εti，其中i=1,2,3,4,5,6,7.

2 模型估計(jì)、動(dòng)態(tài)因素分析及人民幣均衡匯率測(cè)算

2.1 數(shù)據(jù)采集

數(shù)據(jù)樣本2000年1季度到2012年1季度，數(shù)據(jù)來(lái)源國(guó)際貨幣基金組織（IFM）、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)、美聯(lián)儲(chǔ)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整。

人民幣實(shí)際有效匯率REER，選取國(guó)際貨幣基金組織（IFM）公布的人民幣實(shí)際有效匯率；政府支出占GDP的比率GOVEXP；勞動(dòng)生產(chǎn)率PRO，采用季度GDP/季度就業(yè)人數(shù)；開(kāi)放度OPEN，是進(jìn)出口貿(mào)易總值與季度的名義匯率乘積，除以季度GDP；貿(mào)易條件TOT一般指一國(guó)進(jìn)口商品價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口價(jià)格指數(shù)之比，由于中國(guó)缺少進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)，采用出口額與進(jìn)口額之比；貨幣供給M2一般會(huì)引起資本外流，會(huì)給本幣來(lái)帶貶值壓力；利差R，采用中美利差代表中國(guó)利率與世界利率差異，中國(guó)季度利率采用90天隔夜拆借率均值，美元季度利率用3個(gè)月政府債券市場(chǎng)利率替代；匯率風(fēng)險(xiǎn)RIS，由于人民幣名義匯率多數(shù)情況下是固定匯率，所以名義匯率體現(xiàn)不出匯率波動(dòng)，也即無(wú)法體現(xiàn)匯率風(fēng)險(xiǎn)，采用季度外匯儲(chǔ)備變動(dòng)替代匯率變動(dòng)。

2.2 模型估計(jì)

⑴協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，下表顯示原序列均在10%顯著水平下存在，一階差分后的序列1%顯示平穩(wěn)，序列均是一階單整I（1），采取JJ法檢驗(yàn)向量之間的協(xié)整關(guān)系，以下是經(jīng)過(guò)eviews6.0計(jì)量結(jié)果。

表1 JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看無(wú)論是跡統(tǒng)計(jì)量還是最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都說(shuō)明，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整方程

從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看無(wú)論是跡統(tǒng)計(jì)量還是最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都說(shuō)明，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

⑵BEER狀態(tài)空間方程的估計(jì)

計(jì)量結(jié)果：

表3 狀態(tài)空間模型估計(jì)結(jié)果

⑶基于狀態(tài)空間模型估計(jì)結(jié)果的解釋

估計(jì)的2000年第一季度到2012年第1季度均衡匯率因素時(shí)變系數(shù)圖，反映了中國(guó)2000年以來(lái)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化和對(duì)人民幣實(shí)際匯率的動(dòng)態(tài)影響。

圖1 狀態(tài)空間模型時(shí)變系數(shù)圖

①政府支出的影響：政府支出影響系數(shù)緩慢下降，其均值0.005，說(shuō)明總體來(lái)講政府支出占GDP的比率對(duì)人民幣產(chǎn)生升值壓力；但2009年第一季度以來(lái)均為負(fù)值，政府支出增加，會(huì)導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率貶值。

2000年第1季度到2002年第1季度，其系數(shù)迅速由正值變?yōu)樨?fù)值，2001年第三季度達(dá)到最低值-0.56，表明入世前政府消費(fèi)了較多的非貿(mào)易品。2002年第2季度到2008年第4季度期間一直為正值，2002年第2季度達(dá)到最大值0.42，此期間政府消費(fèi)的貿(mào)易品相對(duì)較多，近年來(lái)西方國(guó)家指責(zé)中國(guó)政府的采購(gòu)協(xié)議是站不住腳的。2009年第1季度起，連續(xù)9個(gè)季度其系數(shù)都是負(fù)值，表明為了擴(kuò)大內(nèi)需政府消費(fèi)了較多的非貿(mào)易品。

②B-S效應(yīng)有別于傳統(tǒng)的文獻(xiàn)：勞動(dòng)生產(chǎn)率影響系數(shù)均值為-0.24，即B-S效應(yīng)為負(fù)值，即勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高人民幣存在貶值壓力，說(shuō)明隨著中國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，工人工資并沒(méi)有得到相應(yīng)的調(diào)整。

2000年第1季度到2004年第2季度勞動(dòng)生產(chǎn)率影響系數(shù)均值-0.062，而從2004年第3季度迅速達(dá)到-0.104，表明雖然隨著入世中國(guó)的勞動(dòng)生產(chǎn)率提高而工資率提高卻相當(dāng)滯后。2005年第3季度進(jìn)一步達(dá)到-0.34，此后一直下降2009年第1季度到達(dá)峰值-0.44，2009年第2季度開(kāi)始隨有所回升，但基本都保持在-0.37左右。原因入世后大量的企業(yè)進(jìn)入中國(guó)，利用中國(guó)廉價(jià)勞動(dòng)力，雖然推動(dòng)中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步，但工資卻未隨著技術(shù)進(jìn)步同步上升。2008年的金融危機(jī)造成大量的工人失業(yè)，工資不可避免的下降。

③開(kāi)放度的影響符合理論預(yù)測(cè)：開(kāi)放度對(duì)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響符合經(jīng)典的理論解釋，其均值為-0.40，開(kāi)放度增加人民幣匯率有貶值傾向。

隨著入世談判的進(jìn)度和加入WTO，開(kāi)放度對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響迅速負(fù)向增大，2003年第4季度達(dá)到峰值-0.75，此后一直處于下降態(tài)勢(shì)但多數(shù)時(shí)間保持在-0.60左右，但2009年第2季度下降到-0.36，到2012年第1季一步一下降到-0.28，表明2008年的金融風(fēng)暴對(duì)中國(guó)的出口產(chǎn)生了較大消極影響。

④貿(mào)易條件的影響緩慢上升：貿(mào)易條件影響系數(shù)均值-0.048，說(shuō)明中國(guó)替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。

樣本期間內(nèi)貿(mào)易條件對(duì)人民幣匯率的影響同理論預(yù)測(cè)的一樣，隨著入世時(shí)間增加趨勢(shì)愈來(lái)愈明顯。2000年1季度到2009年1季度，從正值變?yōu)樨?fù)值的一個(gè)過(guò)程，其原因是隨著加入WTO，開(kāi)放度的增加進(jìn)口增加，貿(mào)易條件有所惡化。2008年4季度達(dá)到峰值-0.20，2009年2季度開(kāi)始有所改善，并且優(yōu)勢(shì)迅速增加，2009年4季度達(dá)到0.33的峰值，反映了近年來(lái)隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力增強(qiáng)，國(guó)內(nèi)企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)上的定價(jià)能力大幅度上升，匯率傳到能力增強(qiáng)。

⑤M2影響不同于理論預(yù)期：貨幣量的投放對(duì)人民幣實(shí)際匯率影響系數(shù)均值為0.50，即貨幣的投放，給人民幣實(shí)際匯率帶來(lái)了升值壓力。

現(xiàn)有的文獻(xiàn)對(duì)人民實(shí)際匯率的研究基本上都是M2與匯率負(fù)相關(guān)，即貨幣的增發(fā)給人民幣帶來(lái)貶值壓力，應(yīng)該說(shuō)他們的研究存在一定爭(zhēng)議，從實(shí)際匯率定義看出：

其中：E—間接標(biāo)價(jià)法名義匯率，Pd、Pf—分別表示國(guó)內(nèi)、外價(jià)格水平。

經(jīng)典理論隨著M2資本外逃引起E下降（即本幣貶值），但此時(shí)由于Pd、Pf應(yīng)該基本不變的，此時(shí)必然會(huì)帶來(lái)本幣貶值，但是在中國(guó)資本管制的情況下，M2可能帶來(lái)升值壓力。由于在中國(guó)是固定匯率，即E基本不變，M2會(huì)帶來(lái)Pd↑，Pf不變，此時(shí)REER↑,也即人民幣實(shí)際匯率是升值的。

⑥利差的影響近年來(lái)符合利率平價(jià)：利率差異給人民幣實(shí)際匯率帶來(lái)貶值壓力，其均值為-0.0108。

2005年第2季度之前的利差與人民幣匯率的關(guān)系不符合利率平價(jià)理論，并且影響系數(shù)也較小，反映了中國(guó)資本管制和利率管制事實(shí)。2005年第3季度以來(lái)利差和人民幣匯率的關(guān)系符合利率平價(jià)理論，并且影響系數(shù)明顯增大，說(shuō)明隨著資本市場(chǎng)的改革，中國(guó)資本管制效率在下降。

⑦匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)人民幣匯率影響：匯率風(fēng)險(xiǎn)均值系數(shù)0.0063，給人民幣帶來(lái)升值壓力，說(shuō)明2000年以來(lái)由于市場(chǎng)的對(duì)人民幣的升值預(yù)期，人民幣一直處于升值通道之中。

2005年第1季度之前的匯率風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)人民幣匯率負(fù)向影響，也即匯率波動(dòng)引起了人民幣匯率貶值。2005年第2季度之后的匯率風(fēng)險(xiǎn)與人民幣實(shí)際匯率正向關(guān)系，尤其是2005年7月匯率改革前后，大量的資本賭人民幣升值，也表明市場(chǎng)對(duì)人民幣有較強(qiáng)的升值預(yù)期，造成了部分熱錢流入。

2.3 人民幣均衡匯率錯(cuò)位水平測(cè)算

采用通常H-P法得到各經(jīng)濟(jì)因素長(zhǎng)期趨勢(shì)值，將各因素的長(zhǎng)期因素值代入卡爾曼濾波估計(jì)的時(shí)變系數(shù)，計(jì)算出人民幣均衡匯率，根據(jù)下列公式計(jì)算出人民匯率失調(diào)程度。

圖2 人民幣均衡匯率失調(diào)圖

說(shuō)明：1.圖a包括所有變量人民幣均衡匯率失衡圖。2.圖b去除RIS變量人民幣均衡匯率失衡圖。

⑴從估算的結(jié)果來(lái)看，人民幣匯率不存在較大的低估，失衡幅度在3%以內(nèi)。2000年第1季度到2001年第2季度人民幣存在一定程度高估，其主要原因應(yīng)該是1997年?yáng)|南亞經(jīng)濟(jì)危機(jī)，人民幣堅(jiān)持不貶值和此期間美元走強(qiáng)，由于人民幣是盯住美元而造成人民幣對(duì)其他貨幣升值結(jié)果。2001年第3季度到2012年第1季度（除2009年第1、2、3季度外）人民幣均衡匯率存在一定程度低估，從各因素分析的結(jié)果來(lái)看，其主要是對(duì)外開(kāi)放的增大和貿(mào)易條件的惡化。

⑵把匯率風(fēng)險(xiǎn)變量看成時(shí)間變量，圖（2）—b去除RIS變量后的人民幣均衡失衡與不去除任何變量結(jié)果相比差異不大。主要差異是去除RIS變量后，2009年第1季度～2010年第4季度人民幣均衡匯率失衡方向不一致，當(dāng)前匯率失調(diào)是低估，需要升值；而經(jīng)濟(jì)的基本因素存在一定高估，需要貶值，表明匯率風(fēng)險(xiǎn)在給人民幣帶來(lái)升值壓力，其原因主要是世界經(jīng)濟(jì)的不景氣和中國(guó)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)勁增長(zhǎng)差異，存在較強(qiáng)的升值預(yù)期。

⑶2010年第4季度到2012年第1季度，無(wú)論是否去除RIS變量都存在一定的低估，表明隨著美國(guó)債務(wù)危機(jī)、歐洲債務(wù)危機(jī)的蔓延和人民幣名義匯率已升值30%，人民幣市場(chǎng)存在貶值預(yù)期，但長(zhǎng)期因素存在升值壓力，也即人民幣存在長(zhǎng)期升值的趨勢(shì)不可逆轉(zhuǎn)。

3 結(jié)論

本研究運(yùn)用BEER的狀態(tài)空間模型，利用卡爾曼濾波估計(jì)了2000年第1季度～2012第1季度人民幣均衡匯率影響因素時(shí)變系數(shù)，并進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，研究表明：

⑴狀態(tài)空間模型估計(jì)的時(shí)變系數(shù)，動(dòng)態(tài)的反映了中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化；2000年第1季度～2011年第1季度人民幣均衡匯率偏差均在3%以內(nèi)，不存在較大的偏差。人民幣存在長(zhǎng)期升值趨勢(shì)，但是短期資本的流入使人民幣的高估。

⑵B-S、M2效應(yīng)不同于理論預(yù)期：B-S效應(yīng)為負(fù)值，說(shuō)明隨著中國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，工人工資并沒(méi)有得到相應(yīng)的調(diào)整；M2響系數(shù)均值為0.50，即貨幣供給量人民幣實(shí)際匯率帶來(lái)了升值壓力，表明固定匯率和資本管制，M2會(huì)給中國(guó)的通貨膨脹壓力。

⑶匯率風(fēng)險(xiǎn)給人民幣帶來(lái)升值壓力，顯示市場(chǎng)存在較強(qiáng)的升值預(yù)，使人民幣處于升值通道之中。開(kāi)放度、R對(duì)人民幣匯率的影響符合理論預(yù)測(cè)。

結(jié)論有較強(qiáng)的政策含義：人民幣匯率改革繼續(xù)按照“漸進(jìn)、有效、可控”原則進(jìn)行，不必受西方國(guó)家不負(fù)責(zé)任的行為影響；但是人民幣升值的長(zhǎng)期趨勢(shì)是經(jīng)濟(jì)因素的內(nèi)在需求，人民幣匯率改革應(yīng)采取積極主動(dòng)的態(tài)勢(shì)，同時(shí)注意熱錢流入帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。要逐步放松資本管制、改革資本項(xiàng)目，減少通脹壓力；積極調(diào)整收入分配，相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，工資率有較大的提升空間；從各影響因素的影響因子的絕對(duì)值看，人民幣匯率的調(diào)整要關(guān)注外匯占款和貿(mào)易順差影響。

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