摘 要 本文基于行為均衡理論模型，采用2005年1月至2013年12月的時(shí)序數(shù)據(jù)樣本，運(yùn)用向量自回歸模型和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)人民幣均衡匯率的基本經(jīng)濟(jì)影響因素進(jìn)行分析，并對(duì)人民幣實(shí)際匯率的錯(cuò)位程度進(jìn)行估算。分析結(jié)果表明，貿(mào)易條件的改善、工業(yè)增加值的提高和政府支出的增加會(huì)促使人民幣升值，而廣義貨幣供給量的增加會(huì)導(dǎo)致人民幣貶值；而人民幣實(shí)際匯率被高估的時(shí)期有：2006年3月到2008年6月、2009年9月到2011年12月和2012年9月到2013年3月。

關(guān)鍵詞 BEER模型 實(shí)際有效匯率 匯率錯(cuò)位

一、引言

2005年7月21日，人民幣對(duì)美元匯率一次性升值2%以后，不再單一盯住美元，開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。但從2005年啟動(dòng)人民幣匯率改革以來(lái)，人民幣在不到10年時(shí)間里持續(xù)升值，對(duì)美元匯率接連跨越“8時(shí)代”“7時(shí)代”，去年年末，人民幣“破六”預(yù)期越來(lái)越強(qiáng)烈。然而，今年2月以來(lái)，人民幣即期匯率忽然毫無(wú)預(yù)期發(fā)生暴跌，讓市場(chǎng)參與者感到極不適應(yīng)。國(guó)家外匯管理局公開(kāi)表示，人民幣此次對(duì)美元急速貶值“屬于正常波動(dòng)，不必過(guò)分解讀”；而瑞穗證券亞洲公司董事總經(jīng)理沈建光也表示：“此次人民幣連續(xù)貶值，將只是未來(lái)人民幣‘過(guò)山車時(shí)代’的一個(gè)開(kāi)始而已，隨著央行擴(kuò)大人民幣波動(dòng)空間，人民幣貶值、升值的反復(fù)變化將越來(lái)越常見(jiàn)，人們將逐漸適應(yīng)人民幣國(guó)際化中更加自由的匯率變化?！笨梢灶A(yù)見(jiàn)，央行在未來(lái)將極有可能放松匯率管制，并利用此次匯率雙向波動(dòng)的時(shí)機(jī)，推進(jìn)匯率市場(chǎng)化改革，進(jìn)一步擴(kuò)大匯率波動(dòng)允許的范圍。那么，我們應(yīng)選取怎樣的均衡匯率作為未來(lái)匯率波動(dòng)的基準(zhǔn)匯率？匯率波動(dòng)區(qū)間應(yīng)設(shè)定為多少？以及從2005年至今的人民幣實(shí)際均衡匯率水平為多少？人民幣匯率是否錯(cuò)位？錯(cuò)位程度如何？本文將就以上幾個(gè)問(wèn)題進(jìn)行討論。

二、文獻(xiàn)綜述

均衡匯率是指在國(guó)際收支平衡和充分就業(yè)情況下內(nèi)外部同時(shí)均衡時(shí)的匯率。均衡匯率與實(shí)際匯率和名義匯率不同，不能通過(guò)觀察得到，就目前而言，主要有以下幾種計(jì)算均衡匯率的理論：

購(gòu)買力平價(jià)理論（PPP） 購(gòu)買力平價(jià)理論認(rèn)為本國(guó)貨幣與外國(guó)貨幣相交換，就等于本國(guó)與外國(guó)購(gòu)買力的交換。由于購(gòu)買力實(shí)際上是一般物價(jià)水平的倒數(shù)，因此兩國(guó)之間的貨幣匯率可由兩國(guó)物價(jià)水平之比表示。盡管PPP理論計(jì)算簡(jiǎn)便，但缺陷頗多，其假設(shè)商品能被自由交易且忽視了服務(wù)，數(shù)據(jù)較為不真實(shí)。

基本要素均衡匯率模型（FEER） FEER方法是以Williamson為突出代表的一類方法，其將重心放在宏觀平衡上，通過(guò)要求實(shí)質(zhì)匯率與宏觀平衡相一致來(lái)確定實(shí)質(zhì)匯率應(yīng)達(dá)到的水平。這里，宏觀平衡是指經(jīng)濟(jì)處于充分就業(yè)和低通貨膨脹（內(nèi)部平衡）以及經(jīng)常項(xiàng)目反映了可持續(xù)的凈資本流動(dòng)（外部均衡）的一種理想狀況。FEER方法抽象掉短期的周期性因素和暫時(shí)性因素，揭示了均衡匯率變化的本質(zhì)。這種方法的缺陷在于可操作性差，且假定的理想條件永遠(yuǎn)不可能達(dá)到。

行為均衡理論（BEER） BEER方法是由Peter B.Clark和Ronald MacDonald（1998）等人在有關(guān)文獻(xiàn)中提出并應(yīng)用，它主要是針對(duì)基本要素均衡匯率模型（FEER）沒(méi)有體現(xiàn)影響匯率實(shí)際行為的變量效應(yīng)的不足而提出來(lái)的。該簡(jiǎn)約模型的核心是將現(xiàn)實(shí)的實(shí)際有效匯率解釋為具有長(zhǎng)期持續(xù)效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)基本因素向量、中期影響實(shí)際匯率的經(jīng)濟(jì)基本因素向量、短期影響實(shí)際匯率的暫時(shí)性因素向量和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的函數(shù)。可見(jiàn)，BEER方法既可用于測(cè)算均衡匯率，又可以原則上用于解釋現(xiàn)實(shí)匯率的周期性變動(dòng)，其相較FEER可操作性強(qiáng)且較適用于研究發(fā)展中國(guó)家的匯率失調(diào)問(wèn)題。

自然均衡匯率理論（NATREX） NATREX方法是由Jerome L.Stein于1994年提出的。其基本含義是：在不考慮周期性因素、投機(jī)資本流動(dòng)和國(guó)際儲(chǔ)備變動(dòng)的情況下，由實(shí)際基本經(jīng)濟(jì)因素決定的能夠使國(guó)際收支實(shí)現(xiàn)均衡的中期的實(shí)際均衡匯率。

均衡實(shí)際匯率理論（ERER） ERER方法最早是由Sebastian Edwards于1989年提出來(lái)的，后來(lái)經(jīng)其（1994）本人和Ibrahim A Elbadawi（1992）等人的修正和擴(kuò)展而逐步得到完善。按照Edwards（1989）的定義，ERER是非貿(mào)易品和貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格，假如其他相關(guān)變量（如稅收、國(guó)際貿(mào)易條件、資本流動(dòng)和技術(shù)等）的值可持續(xù)，那么將會(huì)實(shí)現(xiàn)內(nèi)外部同時(shí)均衡。

國(guó)內(nèi)有關(guān)人民幣均衡匯率理論的研究主要是借鑒西方均衡匯率理論，然后根據(jù)我國(guó)實(shí)際情況，通過(guò)選擇不同的解釋變量對(duì)原有模型加以改進(jìn)。歸納起來(lái)可分為兩類：（1）根據(jù)Clark和MacDonald （1998）的BEER理論來(lái)研究人民幣均衡匯率；（2）根據(jù)Edwards（1989）和Elbadawi（1994） 的ERER理論來(lái)研究人民幣均衡匯率。其中，冉茂盛等（2005）運(yùn)用BEER模型對(duì)人民幣均衡實(shí)際匯率和人民幣匯率失調(diào)程度進(jìn)行了實(shí)證研究，樣本區(qū)間為1994年1季度～2004年1季度；施建淮、余海豐（2005）運(yùn)用BEER模型對(duì)人民幣均衡實(shí)質(zhì)匯率和匯率失調(diào)程度進(jìn)行了實(shí)證研究，樣本區(qū)間為1991年1季度到2004年3季度；王?。?006）運(yùn)用BEER模型，采用1984年1季度～2005年4季度的季度數(shù)據(jù)對(duì)人民幣均衡匯率進(jìn)行了實(shí)證研究；胡再勇（2008）基于ERER模型運(yùn)用計(jì)量方法實(shí)證分析了1960～2005年期間人民幣實(shí)際有效匯率，度量了人民幣匯率的錯(cuò)位程度；陳云等（2009）基于BEER理論，運(yùn)用邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法，測(cè)算了1997.1～2007.12期間人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率均衡水平和錯(cuò)位程度，得出人民幣內(nèi)向?qū)嶋H匯率在大部分時(shí)間里錯(cuò)位，不過(guò)總體而言錯(cuò)位并不嚴(yán)重的結(jié)論；賀剛（2012）運(yùn)用三種不同的檢驗(yàn)手段對(duì)人民幣匯率失調(diào)幅度進(jìn)行了測(cè)算與判斷。

歸納上述文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)目前國(guó)內(nèi)學(xué)者在這方面的研究還存在以下不足：因素變量的選取過(guò)于主觀，幾乎是根據(jù)已有文獻(xiàn)進(jìn)行選擇；其樣本數(shù)據(jù)多采用季度數(shù)據(jù)，樣本量較小，分析結(jié)果不太精確。本文將就以上兩個(gè)方面進(jìn)行改進(jìn)，采用月度數(shù)據(jù)，并運(yùn)用Hsiao的程序來(lái)選擇因素變量，對(duì)2005年匯改后至今的人民幣均衡匯率以及人民幣匯率錯(cuò)位程度進(jìn)行測(cè)算，最后對(duì)匯率目標(biāo)區(qū)的設(shè)立做簡(jiǎn)要的介紹。

三、研究理論模型與變量選擇

（一）理論模型和潛在基本變量選取

由于BEER法只涉及到單一方程簡(jiǎn)約型（reduced form）模型的估計(jì)，較之其它幾類均衡匯率方法具有可操作性強(qiáng)的優(yōu)點(diǎn)，本文選取BEER模型作為理論基礎(chǔ)，并結(jié)合ERER模型的思想，在變量的選擇上進(jìn)行參考。

BEER方法通過(guò)估計(jì)一個(gè)解釋實(shí)際匯率行為的簡(jiǎn)約型方程來(lái)確定均衡匯率水平和匯率失調(diào)程度，這種簡(jiǎn)約型方程的線性形式可表述如下：

qt=€%ZZt+€%[Tt+€%^t

其中Zt代表中長(zhǎng)期內(nèi)影響匯率的基本經(jīng)濟(jì)因素向量；Tt代表短期或臨時(shí)因素組成的向量；€%^t為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

由MacDonald（1998）的定義，均衡匯率是利用基本經(jīng)濟(jì)因素的現(xiàn)期值計(jì)算出來(lái)的，即均衡匯率表示為：

q't=€%ZZt

實(shí)際匯率與當(dāng)前均衡匯率之間的差定義為當(dāng)前匯率失調(diào)（current Misalignment），表示為：

cmt=qt-q't

又由于基本經(jīng)濟(jì)因素的當(dāng)前值本身也可能偏離其長(zhǎng)期均衡水平，則定義長(zhǎng)期均衡匯率為：

q*t=€%ZZt，其中Z*t為基本經(jīng)濟(jì)因素的長(zhǎng)期均衡值向量

則將實(shí)際匯率與長(zhǎng)期均衡匯率之間的差定義為長(zhǎng)期失調(diào)：

pmt=qt-q*t

BEER模型中基本經(jīng)濟(jì)因素的選取具有一定的主觀性，主要考慮到數(shù)據(jù)的可得性和我國(guó)的具體國(guó)情，結(jié)合ERER模型的理論，現(xiàn)選取潛在基本經(jīng)濟(jì)因素為貿(mào)易條件（TOT）用出口額與進(jìn)口額之比來(lái)衡量、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度（OPEN）用人民幣計(jì)價(jià)的進(jìn)出口總額占GDP的比重來(lái)衡量、工業(yè)增加值（PROD）用全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量、廣義貨幣供應(yīng)量（M2）用其增長(zhǎng)率來(lái)衡量、政府支出（GOV）用政府支出占GDP的比重來(lái)衡量和投資率（I）用固定資產(chǎn)投資總額占GDP的比重來(lái)衡量。以上變量數(shù)據(jù)均可從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上獲得，選取樣本區(qū)間為2005年至2013年月度數(shù)據(jù)。

由于雙邊匯率的特點(diǎn)是其隨著盯住匯率的變動(dòng)而變動(dòng)，例如，當(dāng)人民幣相對(duì)于美元升值，而當(dāng)美元相對(duì)于其他貨幣貶值時(shí)，測(cè)算人民幣對(duì)美元的雙邊實(shí)際匯率是升值的，但是人民幣實(shí)際上可能并沒(méi)有升值，甚至?xí)霈F(xiàn)貶值。所以，隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)的日趨多元化，人們已經(jīng)很難依據(jù)雙邊匯率來(lái)準(zhǔn)確描述一個(gè)國(guó)家匯率。因此，本文選用實(shí)際有效匯率（REER）來(lái)代表實(shí)際均衡匯率。實(shí)際有效匯率是剔除了國(guó)內(nèi)外價(jià)格水平變動(dòng)對(duì)購(gòu)買力的影響后得到的實(shí)際匯率指數(shù)，它反映一國(guó)相對(duì)于其貿(mào)易伙伴國(guó)和競(jìng)爭(zhēng)國(guó)的競(jìng)爭(zhēng)力。實(shí)際有效匯率的具體公式為：

其中p和pi分別表示本國(guó)和第i國(guó)報(bào)告期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，NERi表示本國(guó)與i國(guó)報(bào)告期的雙邊名義匯率，wi表示表示i國(guó)的競(jìng)爭(zhēng)力權(quán)重，一般用本國(guó)與i國(guó)的貿(mào)易量占本國(guó)總貿(mào)易量的比例來(lái)替代。國(guó)際貨幣基金組織測(cè)定并公布了我國(guó)自1980年以來(lái)的幾何加權(quán)平均的實(shí)際有效匯率REER，在IFS（International Financial Statistics）上我們可以得到2005年以來(lái)的人民幣名義及實(shí)際有效匯率指數(shù)。

綜上所述，基本理論模型可以表示為：

REER=f（TOT，OPEN，PROD，M2，GOV，I）

（二）基于Hsiao程序選擇變量

Hsiao（1981）的程序是以Granger的因果概念和Akaike的最終預(yù)測(cè)誤差（FPE）標(biāo)準(zhǔn)為基礎(chǔ)的。該程序是一個(gè)多元分步選擇過(guò)程，它可以同時(shí)決定有關(guān)解釋變量和他們的最優(yōu)滯后期。其思想如下：

首先，將所有非平穩(wěn)時(shí)間序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)時(shí)間序列，即進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)：

其次，應(yīng)用最小化FPE準(zhǔn)則，決定因變量（Y）自身的最優(yōu)滯后期。FPE準(zhǔn)則為：

其中，T為樣本長(zhǎng)度，RSS表示殘差平方和，m為自回歸方程的滯后期。使FPE（m）最小化的M*即為因變量自身的最優(yōu)滯后期。

然后，視M*為已知，用因變量自身的最優(yōu)之后變量加上其他一個(gè)解釋變量進(jìn)行二元回歸。對(duì)潛在解釋變量集中的每一個(gè)變量均重復(fù)這一步驟，并計(jì)算：

其中，n為解釋變量滯后期，對(duì)于任一解釋變量都有N*使其最小，若EPE（M*，N*）>FPE（M*），則認(rèn)為該潛在基本經(jīng)濟(jì)變量未在Granger因果關(guān)系的意義上影響被解釋變量，所有不顯著的變量均應(yīng)從模型中刪除。使FPE（M*，N*）最小的即為這一步最優(yōu)選擇。

最后，在之前的基礎(chǔ)上進(jìn)行三元回歸，仍采用FPE判斷規(guī)則，選取第三個(gè)解釋變量。依此類推，直到所有解釋變量要么被包含在模型中，要么被剔除。

Hsiao的程序從滯后因變量開(kāi)始，依次對(duì)每個(gè)潛在解釋變量進(jìn)行因果關(guān)系分析。每個(gè)潛在的解釋變量進(jìn)入模型的次序依賴于FPE標(biāo)準(zhǔn)，因果關(guān)系強(qiáng)的變量先進(jìn)入。Hsiao的程序具有很強(qiáng)的實(shí)用性，為變量的選擇提供了較好的依據(jù)。

對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，為了考察變量間的彈性關(guān)系并盡可能消除異方差性，所有變量均以自然對(duì)數(shù)形式進(jìn)入計(jì)量方程。則對(duì)整理得到的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1：

表1 各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果表

注：本文采用Eviews6.0進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。D表示一階差分，檢驗(yàn)類型C、T、L分別表示截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后項(xiàng)，N表示不含截距項(xiàng)或滯后項(xiàng)；滯后項(xiàng)的選擇依據(jù)為Akaike準(zhǔn)則。

由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，潛在基本經(jīng)濟(jì)因素變量在1%的顯著水平下均是一階單整，即為I（1）。根據(jù)上述Hsiao程序，用LREER及各解釋變量的平穩(wěn)形式進(jìn)行分步格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，則篩選出的最優(yōu)解釋變量及其最優(yōu)滯后期如表2：

表2 Hsiao程序篩選變量結(jié)果表

注：LOPEN和LI在變量最終選擇過(guò)程中被篩除，未列入表中

根據(jù)Hsiao的程序篩選結(jié)果，基本理論模型可表示為：

LREER=f（LTOT，LM2，LGOV，LPROD）

三、檢驗(yàn)和估計(jì)

1987年Engle和Granger提出了協(xié)整理論及其方法，為探求非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的關(guān)系提供了另一種途徑。雖然一些經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)序列，但它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合即被稱為協(xié)整方程且表示為變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。為判別實(shí)際有效匯率與四個(gè)基本經(jīng)濟(jì)變量之間有沒(méi)有長(zhǎng)期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，本文采用了Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，運(yùn)用Eviews6.0實(shí)施具體操作。具體步驟如下：

第一步，建立以[LREER，LTOT，LM2，LGOV，LPROD]為變量組合的五維VAR向量自回歸模型，并確定VAR模型滯后階期k。滯后期的選擇關(guān)系到模型建立的精確度和參數(shù)估計(jì)量的有效性，表3給出了各種VAR模型滯后期選擇準(zhǔn)則的選擇結(jié)果：

表3 基于各種準(zhǔn)則的VAR模型滯后期選擇結(jié)果表

注：（1）*表示根據(jù)準(zhǔn)則所選定的滯后階數(shù)；（2）LR是連續(xù)的、修正的LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（每個(gè)檢驗(yàn)在5%水平）；（3）FPE是最終預(yù)測(cè)準(zhǔn)則；（4）AIC指Akaike信息準(zhǔn)則；（5）SC指Schwarz信息準(zhǔn)則；（6）HQ是Hannan-Quinn信息準(zhǔn)則。

由表中結(jié)果可知，VAR模型的最佳滯后期為1。

第二步，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

根據(jù)確定的最佳滯后期，重新建立VAR模型，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)VAR模型整體的平穩(wěn)性，得到特征根均在單位圓內(nèi)的結(jié)果，即模型平穩(wěn)。然后進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4：

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

注：該方程的對(duì)數(shù)似然比為712.7371，括號(hào)中的數(shù)表示為標(biāo)準(zhǔn)差。

由標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程系數(shù)表可得實(shí)際有效匯率與四個(gè)基本經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系為：

LREER=-1.0025LTOT-0.2361LPROD+0.0838LM2-0.4410LGOV

所有變量均對(duì)實(shí)際有效匯率有顯著影響，模型估計(jì)有效。由方程分析可得：貿(mào)易條件（TOT）的改善會(huì)對(duì)人民幣升值有一定的促進(jìn)作用，貿(mào)易條件的改善主要產(chǎn)生兩個(gè)效應(yīng)：一是“收入效應(yīng)”，出口品價(jià)格的相對(duì)上升意味著實(shí)際收入的增加，從而更多地需求非貿(mào)易品；另一個(gè)是“替代效應(yīng)”，進(jìn)口品價(jià)格的相對(duì)下降，會(huì)增加對(duì)進(jìn)口品的需求。此處替代效應(yīng)占主導(dǎo)地位，促使國(guó)內(nèi)價(jià)格的下降，貿(mào)易條件每改善1%，人民幣實(shí)際有效匯率下降1.0025%。工業(yè)增加值（PROD）即全要素勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高也會(huì)促使人民幣升值，工業(yè)增加值每增加1%，人民幣實(shí)際有效匯率提高0.2361%。而廣義貨幣供給量（M2）增加值的增加，會(huì)導(dǎo)致人民幣貶值，央行發(fā)行的貨幣越多，通貨越嚴(yán)重，人民幣貶值越嚴(yán)重，本文分析所得M2每增加1%，人民幣實(shí)際有效匯率提升0.0838%。同時(shí)，由于政府支出中非貿(mào)易品比重較大，使得政府支出增加人民幣升值，具體而言，政府支出每增加1%，人民幣實(shí)際有效匯率會(huì)下降0.4410%。

我們進(jìn)一步通過(guò)方差分解來(lái)了解各種變量沖擊在解釋匯率變動(dòng)中的重要程度。方差分解結(jié)果如圖1：

圖1 方差分解圖

具體數(shù)值如表6。由表6分析可知：對(duì)于人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)，工業(yè)增加值、廣義貨幣供給量和政府支出的解釋力隨著時(shí)間逐步增強(qiáng)，貿(mào)易條件的解釋力先增后減。總的來(lái)說(shuō)，工業(yè)增加值和貿(mào)易條件對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)有比較大的解釋力。通過(guò)圖1也可以看出這一點(diǎn)。

表6 方差分解數(shù)值表

四、人民幣匯率錯(cuò)位估計(jì)

根據(jù)上文的協(xié)整方程可知，通過(guò)代入TOT、PROD、M2和GOV的當(dāng)期值，可以計(jì)算得出人民幣均衡實(shí)際有效匯率的當(dāng)期值。本文通過(guò)H-P濾波法，來(lái)探求人民幣匯率的錯(cuò)位程度。H-P濾波法是由Hodrick和Prescott于1980年提出來(lái)的，其理論基礎(chǔ)是時(shí)間序列的譜分析方法，即把時(shí)間序列看作是不同頻率成分的疊加。時(shí)間序列的High-Pass濾波就是要在所有的不同頻率的成分中，分離出頻率較高的成分，去掉頻率較低的成分，也即去掉長(zhǎng)期趨勢(shì)項(xiàng)，而對(duì)短期的隨機(jī)波動(dòng)項(xiàng)進(jìn)行度量。具體的計(jì)算公式如下：

若MISALIGNMENT>0，則表示人民幣實(shí)際匯率的現(xiàn)實(shí)值大于均衡值，即實(shí)際匯率被低估；相反，實(shí)際匯率高估。計(jì)算結(jié)果如圖2：

圖2 人民幣實(shí)際匯率失調(diào)程度圖

由圖2可知：人民幣實(shí)際匯率被高估的時(shí)期有：2006年3月到2008年6月、2009年9月到2011年12月、2012年9月到2013年3月；其余時(shí)期人民幣均被低估。雖然2005年匯率形成機(jī)制改革后人民幣對(duì)美元名義匯率下降，由于美國(guó)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)相較于國(guó)內(nèi)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上升更快，人民幣匯率實(shí)際上上升更多，這使得2005年元月起到2006年3月人民幣實(shí)際匯率基本上處于低估狀態(tài)。2006年3月之后，人民幣升值速度加快，人民幣實(shí)際匯率較之于均衡匯率水平下降更多，從而表現(xiàn)為人民幣實(shí)際匯率被高估；同時(shí)，2008年世界金融危機(jī)以后，為刺激出口增長(zhǎng)，美國(guó)開(kāi)始采取量化寬松政策，從而導(dǎo)致貨幣市場(chǎng)美元供應(yīng)量激增，美元貶值，使人民幣明顯被高估。自2010年以后，我國(guó)加快推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革，增加人民幣彈性，維護(hù)金融市場(chǎng)運(yùn)行平穩(wěn)，使得人民幣實(shí)際匯率與均衡匯率之間雖有偏差，但均不大，基本處于正常的波動(dòng)區(qū)間內(nèi)。

五、匯率目標(biāo)區(qū)的設(shè)定

匯率目標(biāo)區(qū)在理論上最早是由John.Williamson提出的，Paul Krugman于1991年提出了標(biāo)準(zhǔn)目標(biāo)區(qū)的嚴(yán)格模型，揭示了在目標(biāo)區(qū)管理體制下匯率同基本經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系。本文對(duì)于匯率目標(biāo)區(qū)的理論不做過(guò)多的解釋，主要討論其設(shè)定的優(yōu)勢(shì)和必要性。

匯率目標(biāo)區(qū)制度與固定匯率制度或浮動(dòng)范圍很小的匯率制度相比，在很大程度上可以增強(qiáng)貨幣政策的獨(dú)立性、靈活性。 一是實(shí)行匯率目標(biāo)區(qū)制度后，匯率自由浮動(dòng)就有一定的余地，央行也就有了相機(jī)干預(yù)的自主權(quán)，在它認(rèn)為無(wú)干預(yù)必要時(shí)就不采取類似購(gòu)入外匯、拋出本幣一類的行為，這樣就不會(huì)為維持一個(gè)“內(nèi)在固定”的匯率水平而被動(dòng)的增加貨幣投放。即使進(jìn)行強(qiáng)力干預(yù)時(shí)，由于匯率政策的有效性，貨幣總量也不會(huì)發(fā)生太大的波動(dòng)。二是目標(biāo)區(qū)匯率靈活性和穩(wěn)定性兼顧的特點(diǎn)使匯率政策能夠有效的調(diào)節(jié)國(guó)際收支，實(shí)現(xiàn)外部平衡，而匯率政策效率的提高有利于貨幣政策有效達(dá)到宏觀經(jīng)濟(jì)內(nèi)部平衡目標(biāo)，不必過(guò)多受制于外部因素。總之，匯率目標(biāo)區(qū)制度一方面可以使匯率保持相對(duì)穩(wěn)定，另一方面又使經(jīng)濟(jì)政策具有一定的靈活性。

我國(guó)目前采用的匯率決定機(jī)制是2005年匯改后的參考一籃子貨幣調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，但浮動(dòng)區(qū)間并不大。最新的匯率政策表示，自2014年3月17日起，銀行間即期外匯市場(chǎng)人民幣兌換美元交易價(jià)浮動(dòng)幅度由1%擴(kuò)大至2%，即每日銀行間即期外匯市場(chǎng)人民幣兌美元的交易價(jià)可在中國(guó)外匯交易中心對(duì)外公布的當(dāng)日人民幣兌美元中間價(jià)上下2%的幅度內(nèi)浮動(dòng)。這是自2005年7月人民幣匯率制度改革以來(lái)，人民幣兌美元匯率浮動(dòng)幅度的第三次擴(kuò)大。此前，2007年5月21日人民幣匯率浮動(dòng)幅度由0.3%擴(kuò)大至0.5%，2012年4月14日又由0.5%擴(kuò)大至1%。中國(guó)人民銀行此舉明顯是為了完善人民幣匯率市場(chǎng)化形成機(jī)制，增強(qiáng)人民幣匯率雙向浮動(dòng)彈性。

盡管我國(guó)目前進(jìn)一步擴(kuò)大了匯率浮動(dòng)區(qū)間，但相比于發(fā)達(dá)國(guó)家和新興市場(chǎng)國(guó)家，人民幣匯率無(wú)論是浮動(dòng)幅度還是實(shí)際波動(dòng)都是比較小的。從全球范圍看，美、歐、日等主要發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的貨幣匯率是自由浮動(dòng)的，其他實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制度的國(guó)家，其貨幣匯率的浮動(dòng)幅度也比人民幣大得多。本文認(rèn)為：我國(guó)屬于對(duì)外開(kāi)放度較高，對(duì)外貿(mào)易依存度也較大的發(fā)展中國(guó)家，采取匯率目標(biāo)區(qū)制度是可取的，或者說(shuō)是可以作為未來(lái)進(jìn)一步推進(jìn)匯率市場(chǎng)化的目標(biāo)。央行可根據(jù)實(shí)際情況確定均衡匯率水平（根據(jù)上文的研究，以實(shí)際有效匯率作為均衡匯率是可取的），并設(shè)定目標(biāo)波動(dòng)區(qū)域（一般為6%），在匯率接近臨界值時(shí)才進(jìn)行干預(yù)，這樣可以在很大程度上促進(jìn)匯率市場(chǎng)化的形成，增加貨幣政策的靈活性，同時(shí)保證匯率的整體穩(wěn)定性，減少操控成本。

當(dāng)然，匯率的市場(chǎng)化進(jìn)程不是一蹴而就的，我國(guó)目前仍然存在很多不穩(wěn)定因素，國(guó)企外匯風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)不強(qiáng)、民營(yíng)中小企業(yè)抗擊外匯風(fēng)險(xiǎn)能力較弱，長(zhǎng)期的國(guó)際收支雙順差也是其他國(guó)家攻擊人民幣匯率的主要依據(jù)。若要完善匯率制度，需要一個(gè)漸進(jìn)的努力過(guò)程，在增強(qiáng)國(guó)力的同時(shí)，逐步放寬對(duì)匯率的管制，最終完善人民幣匯率市場(chǎng)化形成機(jī)制。

六、總結(jié)

本文運(yùn)用了均衡匯率模型，選擇實(shí)際有效匯率作為均衡匯率，研究了其內(nèi)在解釋因素和人民幣實(shí)際匯率的錯(cuò)位程度，得到如下結(jié)論：

對(duì)實(shí)際有效匯率有影響的基本經(jīng)濟(jì)變量為：貿(mào)易條件（TOT）、工業(yè)增加值（PROD）、廣義貨幣供應(yīng)量（M2）和政府支出（GOV），貿(mào)易條件的改善、全要素勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高和政府支出的增加會(huì)對(duì)人民幣升值有一定的促進(jìn)作用，而廣義貨幣供給量的增加，會(huì)導(dǎo)致人民幣貶值。對(duì)于人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)，工業(yè)增加值、廣義貨幣供給量和政府支出的解釋力隨著時(shí)間逐步增強(qiáng)，而貿(mào)易條件的解釋力先增后減。

對(duì)于人民幣實(shí)際匯率的錯(cuò)位估計(jì)，得到在2006年3月到2008年6月、2009年9月到2011年12月、2012年9月到2013年3月期間人民幣實(shí)際匯率被高估，其余時(shí)期人民幣均被低估的結(jié)論。

最后，根據(jù)我國(guó)目前的國(guó)情，本文認(rèn)為央行可逐步實(shí)施匯率目標(biāo)區(qū)機(jī)制，促進(jìn)匯率市場(chǎng)化，提高貨幣政策的靈活性。