陳奉先

（1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京100070；2.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融風(fēng)險(xiǎn)研究院，北京100070）

一、引 言

匯率制度的設(shè)計(jì)和選擇是一國對外經(jīng)濟(jì)政策的核心，對大型經(jīng)濟(jì)體而言更是如此。而在實(shí)踐中，貨幣當(dāng)局經(jīng)常存在“言行不一”的現(xiàn)象：在宣稱實(shí)行固定匯率制的經(jīng)濟(jì)體中，只有6個(gè)堅(jiān)持固定匯率制達(dá)兩年以上（Obstfeld和Rogoff，1995）；宣稱實(shí)行浮動匯率制的經(jīng)濟(jì)體因“害怕浮動”而經(jīng)常大幅干預(yù)匯率，因此事實(shí)上實(shí)行的是固定匯率制或“軟盯住”的匯率制（Calvo和Reinhart，2002）；而宣稱實(shí)行中間匯率制的經(jīng)濟(jì)體通常不公開籃子貨幣的幣種及權(quán)重，從而很難證實(shí)其是否言行一致（Frankel等，2000）。鑒于此，很多學(xué)者質(zhì)疑中國在2005年“匯改”之后實(shí)行的匯率制度是否真正屬于“以市場供求為基礎(chǔ)、參照一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制”。他們利用不同的方法和數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證考察，但所得結(jié)果并不一致，甚至大相徑庭。即使是證實(shí)了中國實(shí)行的是參照一籃子貨幣的匯率制度，也常出現(xiàn)一些令人匪夷所思的結(jié)果，如貨幣籃子中部分貨幣的權(quán)重為負(fù)，而另一些貨幣的權(quán)重甚至大于1。本文認(rèn)為，產(chǎn)生這些問題的原因不僅是技術(shù)上的，更是分析框架上的。在尚未明確中國貨幣當(dāng)局對于匯率的行事規(guī)則之前就測算匯率籃子中的幣種權(quán)重，很可能導(dǎo)致模型設(shè)定上的誤差。同時(shí)，以往的很多研究都是靜態(tài)考察中國的匯率制度，而匯率制度是不斷演進(jìn)的，貨幣當(dāng)局可能在某些時(shí)候?qū)R率制度進(jìn)行“秘而不宣”的調(diào)整。因此，靜態(tài)分析甚至局部動態(tài)分析的結(jié)果很難反映匯率制度演進(jìn)的全貌。為此，本文在構(gòu)建一個(gè)廣義的匯率制度識別框架的基礎(chǔ)上，利用參數(shù)動態(tài)估計(jì)方法，從人民幣匯率籃子中的幣種構(gòu)成與權(quán)重變化、匯率制度彈性變化以及爬行速度三個(gè)角度考察了人民幣匯率制度的動態(tài)演進(jìn)過程。

二、文獻(xiàn)回顧

2005年以后，中國貨幣當(dāng)局采用的是何種匯率制度呢？針對這一問題，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度進(jìn)行了考證。但由于分析框架、技術(shù)手段以及數(shù)據(jù)區(qū)間、頻率存在差異，所得結(jié)論不盡一致，甚至針鋒相對。研究結(jié)論可分為以下三類：

（1）肯定說。相關(guān)研究指出，中國匯率制度從盯住美元向參照一籃子貨幣的管理浮動匯率制度轉(zhuǎn)變。Frankel和Wei（2008）創(chuàng)造性地引入了外匯市場壓力指標(biāo)來反映匯率制度的靈活性。他們發(fā)現(xiàn)，截至2007年，人民幣匯率籃子中美元的權(quán)重逐漸下降至0.5-0.6，而歐元的權(quán)重高達(dá)0.39。由此，他們認(rèn)為人民幣匯率已不是盯住美元而是參照一籃子貨幣的匯率。丁劍平和楊飛（2007）指出，人民幣匯率在“匯改”后參照美元的權(quán)重顯著下降，而韓元、新臺幣、港幣和林吉特的聯(lián)合權(quán)重快速增大，這不僅反映在這些貨幣匯率波動的聯(lián)動性上，而且反映在匯率波動的方差上，甚至在波動持續(xù)性方面也日益趨同。Sun（2010）利用Frankel和Wei（2007）的模型對2005年7月21日至2010年3月3日的日頻匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率籃子中美元的權(quán)重降至88%，而日元、英鎊和新加坡元都占據(jù)了一席之地。由此，他認(rèn)為人民幣已不再硬盯住美元。

（2）否定說。Shah等（2006）、Eichengreen（2006）對“匯改”初期人民幣匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)美元的權(quán)重始終在90%以上，并沒有呈現(xiàn)下降的趨勢，而且籃子中其他貨幣的權(quán)重不顯著。由于匯率變化中普遍存在“積聚”（Cluster）問題，簡單的回歸可能無法得到模型的有效估計(jì)。Funke和Gronwald（2008）使用條件均值GARCH模型對中國匯率籃子進(jìn)行了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)2005年7月26日至2008年6月3日，美元的占比仍高達(dá)89%以上，人民幣匯率盯?。瘏⒄找换@子貨幣的證據(jù)較薄弱。Moosa等（2009）構(gòu)建了一個(gè)匯率制度識別模型，并運(yùn)用完全修正最小二乘方法，對2005年7月21日至2007年5月24日的匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析。他們發(fā)現(xiàn)，盡管嚴(yán)格盯住美元的匯率制度已經(jīng)被拋棄，但沒有證據(jù)表明中國政府已經(jīng)實(shí)行參照一籃子貨幣的匯率制度，而是實(shí)行一種類似于“相機(jī)爬行盯住美元”的匯率制度。Fidrmuc（2010）則運(yùn)用變系數(shù)方法，使用2005年11月3日至2009年1月29日的數(shù)據(jù)，估計(jì)了Frankel和Wei（2007，2008）的模型。他沒有發(fā)現(xiàn)貨幣籃子中除美元以外的其他幣種的權(quán)重上升，認(rèn)為樣本期內(nèi)人民幣仍是盯住美元的。

（3）未定說。Ogawa和Sakane（2006）利用2005年1月3日至2006年1月25日的數(shù)據(jù)，對Frankel和Wei（1994）的匯率分析模型進(jìn)行了估計(jì)。他們指出，樣本期內(nèi)中國政府對匯率政策進(jìn)行了顯著的小幅調(diào)整，但這種變動太小，尚不足以說明已實(shí)行參照一籃子貨幣的匯率制度。Fang等（2012）使用2005年2月至2011年7月的數(shù)據(jù)，運(yùn)用貝葉斯方法對Frankel和Wei（2007）的模型進(jìn)行了時(shí)變系數(shù)估計(jì)。他們發(fā)現(xiàn)貨幣籃子中美元的權(quán)重顯著下降，但沒有證據(jù)表明其他貨幣的權(quán)重在系統(tǒng)地可察覺地上升。

與以往的研究不同，本文的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在：第一，利用匯率籃子中的幣種及權(quán)重、匯率制度彈性和爬行速度三個(gè)指標(biāo)構(gòu)建了廣義的匯率制度識別模型；第二，由于貨幣當(dāng)局可能對匯率制度進(jìn)行“秘而不宣”的調(diào)整，本文采用動態(tài)估計(jì)的方法捕捉了其總體變動特征；第三，為了保證回歸結(jié)果具有經(jīng)濟(jì)意義，本文在估計(jì)幣種權(quán)重時(shí)施加了非負(fù)和加總為1的外部約束。

三、匯率制度識別的理論框架與模型設(shè)計(jì)

（一）理論框架

中國現(xiàn)行匯率制度的官方正式表述為“以市場供求為基礎(chǔ)、參照一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制”。其中“調(diào)節(jié)”和“管理”的基礎(chǔ)是什么？這一基礎(chǔ)可以用BBC來表示，即貨幣籃子（Basket）、波動區(qū)間（Band）和爬行速度（Crawling），這三個(gè)維度的不同組合構(gòu)成了不同的匯率制度。

首先，“一籃子貨幣”是指人民幣不再單一盯住美元，而是以一籃子貨幣為基礎(chǔ)確定匯率水平。“一籃子貨幣”涉及兩個(gè)關(guān)鍵問題：幣種選擇與權(quán)重設(shè)置。一國匯率籃子中幣種的選擇在理論上應(yīng)綜合考慮該國的對外貿(mào)易幣種結(jié)構(gòu)、外債幣種結(jié)構(gòu)和外匯儲備幣種結(jié)構(gòu)，而現(xiàn)實(shí)中鮮有貨幣當(dāng)局公布籃子貨幣幣種。周小川（2005）指出，“籃子貨幣的確定是以對外貿(mào)易權(quán)重為主的，目前，美國、歐元區(qū)、日本、韓國等是中國最主要的貿(mào)易伙伴，相應(yīng)地，美元、歐元、日元、韓元等也自然會成為主要的籃子貨幣”，“由于新加坡、英國、馬來西亞、俄羅斯、澳大利亞、泰國、加拿大等國與中國的貿(mào)易比重也較大，它們的貨幣對人民幣匯率也是很重要的”。由此可知，“匯改”之初人民幣匯率籃子中應(yīng)包括以上11種貨幣，但不排除貨幣當(dāng)局之后根據(jù)形勢調(diào)整籃子貨幣幣種構(gòu)成的可能。

其次，“波動區(qū)間”是指匯率變動的幅度。在波動區(qū)間內(nèi)，匯率由市場供求決定，一旦逾越這一區(qū)間，貨幣當(dāng)局會立即干預(yù)以穩(wěn)定匯率。一般來說，波動區(qū)間越寬，貨幣當(dāng)局干預(yù)的程度越小，匯率就越富有彈性，其形成機(jī)制就越接近浮動匯率制。擴(kuò)大波動區(qū)間有助于增強(qiáng)匯率彈性以吸收非對稱沖擊，甚至可以給予貨幣政策一定的獨(dú)立自主性。在操作上，貨幣當(dāng)局在每天交易前設(shè)定基準(zhǔn)匯率中間價(jià)，并以此為中心設(shè)定波動范圍。人民幣對美元匯率的波動區(qū)間在2007年5月21日由原來的±0.3%擴(kuò)大到±0.5%，2012年4月16日擴(kuò)大到±1%，2014年3月17日進(jìn)一步擴(kuò)大到±2%。

最后，“爬行速度”是指官方根據(jù)不同經(jīng)濟(jì)情況調(diào)整人民幣對一籃子貨幣的匯率水平。這樣做既可以消除人民幣與籃子貨幣的通貨膨脹差異所導(dǎo)致的匯率偏離，對像中國這樣的新興經(jīng)濟(jì)體而言，也能吸收巴拉薩-薩繆爾森生產(chǎn)率偏差的影響以實(shí)現(xiàn)匯率均衡。

（二）模型設(shè)計(jì)

延續(xù)Moosa等（2009）的思路，本文將廣義的匯率識別模型設(shè)定為：

其中，Et表示t時(shí)期東道國的匯率，E＊it表示籃子貨幣的匯率。α表示東道國匯率的爬行速度，即東道國貨幣相對于一籃子貨幣的升貶值幅度。βi表示東道國貨幣籃子中各國貨幣的權(quán)重，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。由模型設(shè)定可知：

為了有效識別匯率制度，須使用平穩(wěn)的時(shí)間序列，為此通常對匯率數(shù)據(jù)取差分，ΔEt＝logEt-logEt-1。同時(shí)，考慮到貨幣當(dāng)局可能“秘而不宣”地調(diào)整貨幣籃子和爬行速度，使用靜態(tài)估計(jì)方法無法捕捉到貨幣當(dāng)局行為的影響，因此有必要采用動態(tài)估計(jì)方法。由此，式（1）轉(zhuǎn)換為：

其中，α（t）和βi（t）表示時(shí)變的回歸系數(shù)，其他變量的含義同前。

中國官方宣稱匯率“參照”而“盯住”一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)整，這就賦予貨幣當(dāng)局匯率管理的彈性，這種彈性體現(xiàn)在匯率的波動區(qū)間（幅度）上。那么，如何有效刻畫匯率彈性呢？現(xiàn)實(shí)中通常使用匯率制度彈性（ERFI）來表示。劉曉輝等（2009）將匯率制度彈性定義為當(dāng)一國面臨外匯市場壓力時(shí)，本幣匯率變化所吸收的那部分外匯市場壓力。他構(gòu)建的實(shí)際匯率制度彈性指數(shù)為：

其中，ΔE、δΔE和δΔR分別表示匯率變化率、匯率變化率的標(biāo)準(zhǔn)差和外匯儲備變化率的標(biāo)準(zhǔn)差。EMPrmb①Girton和Roper（1977）最早提出并界定了EMP指標(biāo)，此后諸多學(xué)者如Eichengreen等（1996）、Kaminsky等（1998）、Stavarek（2007）以及Aizenman等（2010）從不同維度對EMP 指標(biāo)進(jìn)行了拓展，集大成者見 Weymark（1995，1997a，1997b，1998，1999）。表示外匯市場壓力，可表示為：

將式（4）引入式（3）可得：

式（6）即為本文使用的匯率制度識別模型的一般形式。匯率制度類型的識別條件見表1?？梢园l(fā)現(xiàn)，如果實(shí)行的是嚴(yán)格的固定匯率制或爬行盯住匯率制，則式（6）的R2應(yīng)為1；而如果實(shí)行的是完全浮動的匯率制，則R2應(yīng)近乎為0；在其他匯率制度下，R2應(yīng)介于0和1之間。

表1 匯率制度類型與識別條件

四、中國匯率制度的實(shí)證考察

（一）估計(jì)方法

變系數(shù)模型式（6）是本文的核心估計(jì)方程，根據(jù)參數(shù)α（t）、βi（t）和γ（t）的估計(jì)值可以判斷中國匯率制度的類型。變系數(shù)模型最早由Hastie和Tibshiranic（1993）提出，它的一般形式為：

其中，Yt為被解釋變量，Xl（t）為解釋變量，βl（t）＝（β1（t）…βp（t））′為參數(shù)向量，εt是均值為0的隨機(jī)過程。如果X1（t）≡1，則模型中包含變截距項(xiàng)。式（6）實(shí)際上是變系數(shù)模型的特殊形式。

模型中βl（t）的估計(jì)方法有很多，包括核估計(jì)、局部多項(xiàng)式估計(jì)和光滑樣條估計(jì)。B樣條估計(jì)在觀測數(shù)據(jù)較少時(shí)不需要合并數(shù)據(jù)，具有較好的適應(yīng)性。本文使用B樣條方法來估計(jì)參數(shù)βl（t）。①具體推導(dǎo)過程見羅玉波（2011）。假設(shè)一個(gè)變系數(shù)函數(shù)βl（t）（l＝1，2，…，p）可以由如下的樣條函數(shù)近似表示：

其中，對于每個(gè)l，βlk（t）（k＝1，2，…，kl）是區(qū)間T上固定階數(shù)和節(jié)點(diǎn)序列的樣條函數(shù)線性空間Gl的基。根據(jù)式（6）和式（8），我們可以進(jìn)一步得到：

假設(shè)有觀測數(shù)據(jù)｛（Yij，X1（tij），X2（tij），…，Xp（tij），tij）：i＝1，2，…，n；j＝1，2，…，ni｝，其中n表示個(gè)體數(shù)，ni表示第i個(gè)個(gè)體的觀測數(shù)。在給定kl的情況下，記γl＝

本文通過求解以下的絕對值損失最小化問題來得到γ：

其中，γ滿足以下約束條件：

其中，I是由1組成的長度為p的向量，本文取ωi＝1。在約束條件式（11）下求解式（10）的最小化問題可得其中則β（t）的樣條估計(jì)為，其中

（二）變量與數(shù)據(jù)

本文所用匯率數(shù)據(jù)來自IFS，樣本區(qū)間為2000年1月至2013年8月。關(guān)于匯率的計(jì)價(jià)貨幣問題，不同學(xué)者的選擇有所不同。Frankel和 Wei（1995）、Frankel（2009）以及Frankel和Xie（2010）選擇特別提款權(quán)SDR來計(jì)價(jià)；Frankel和 Wei（1994，2007）、Ohno（1999）、Eichengreen（2006）以及 Funke和 Gronwald（2008）選擇瑞士法郎來計(jì)價(jià)；Bénassy-Quéré（1999）和Yamazaki（2006）甚至分別選擇美元和加元來計(jì)價(jià)。本文傾向于使用SDR，因?yàn)樵撝笜?biāo)可能是貨幣當(dāng)局干預(yù)外匯市場的重要參照。官方在干預(yù)外匯市場之前須評估本國匯率的偏離程度，其依據(jù)不太可能是本幣相對于單一主要貨幣的匯率，而可能是本幣相對于一籃子重要貨幣如SDR的匯率。

由表2中p統(tǒng)計(jì)值可知，各變量均服從正態(tài)分布。為了消除時(shí)間序列潛在的異方差現(xiàn)象，本文對RMB、USD等12種貨幣序列分別取自然對數(shù)，其一階差分表示匯率的變化率。變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 單位根檢驗(yàn)

（三）估計(jì)結(jié)果

本文首先對式（6）分階段進(jìn)行線性估計(jì)，以考察中國匯率制度的階段特征。中國在2005年7月實(shí)施的“匯改”是人民幣匯率制度變遷中的重要事件，此后全球金融危機(jī)對中國匯率制度可能產(chǎn)生了某種擾動，從而匯率制度可能呈現(xiàn)不同的階段變化。為了把握不同階段匯率制度的特征，本文以2005年7月和2008年8月為界進(jìn)行了分階段回歸，結(jié)果見表4。

表4 回歸結(jié)果

續(xù)表4 回歸結(jié)果

全樣本的回歸結(jié)果顯示，人民幣匯率變動重要的參照是美元，美元匯率的變動總體上能夠解釋人民幣匯率91.32%的變動。截距項(xiàng)C為正說明人民幣處于貶值狀態(tài)，為0說明人民幣幣值穩(wěn)定，為負(fù)則說明人民幣處于升值狀態(tài)。ERFI越大說明人民幣匯率制度越富有彈性。檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了H1，說明2000-2013年人民幣總體上處于升值（截距項(xiàng)為負(fù)）狀態(tài)。檢驗(yàn)結(jié)果也拒絕了H2，說明人民幣整體上并不是盯住美元的，人民幣匯率籃子中除美元以外，還有其他貨幣影響人民幣匯率走勢。檢驗(yàn)結(jié)果還拒絕了H3，說明人民幣匯率制度整體上具有一定的彈性。

第Ⅰ階段的回歸結(jié)果顯示，該時(shí)期人民幣匯率99.91%的波動可由美元匯率波動所解釋，說明人民幣極可能是盯住美元的。馬來西亞林吉特的系數(shù)顯著，且達(dá)到0.09%。在亞洲金融危機(jī)后，馬來西亞政府將林吉特對美元匯率長期固定在1∶3.8的水平上，直到中國人民銀行宣布“匯改”當(dāng)日，馬來西亞政府才宣布放棄盯住美元的匯率制度。由于在此期間馬來西亞實(shí)行的是盯住美元的固定匯率制，其系數(shù)也可以歸結(jié)到美元權(quán)重上，因此美元的權(quán)重為100%。另外，檢驗(yàn)結(jié)果沒有拒絕H1、H2和H3。假設(shè)H1未被拒絕說明在此期間人民幣幣值整體上是穩(wěn)定的，假設(shè)H2未被拒絕說明美元在人民幣匯率籃子中的權(quán)重為100%，假設(shè)H3未被拒絕則說明在此期間人民幣匯率制度是缺乏彈性的。據(jù)此，我們認(rèn)為2000年1月至2005年7月，我國實(shí)行的是單一盯住美元的固定匯率制。

第Ⅱ階段的回歸結(jié)果表明，中國在2005年7月開始實(shí)施人民幣匯率制度改革，放棄了單一盯住美元的固定匯率制，這主要是因?yàn)椋旱谝?，美元在人民幣匯率籃子中的權(quán)重由此前的100%下降至84.48%，余下的權(quán)重分配給日元、澳元、林吉特和新加坡元，盡管這些貨幣的權(quán)重在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，但不排除它們在2005年7月至2008年8月的某些時(shí)期有著突出的表現(xiàn)；第二，截距項(xiàng)C顯著為負(fù)，假設(shè)H1被拒絕，說明該時(shí)期人民幣相對于貨幣籃子在升值；第三，假設(shè)H2被拒絕，說明美元在人民幣匯率籃子中的權(quán)重顯著不為100%；第四，假設(shè)H3也被拒絕，說明在此期間人民幣匯率制度具有一定的彈性?？傮w而言，中國在這一階段已經(jīng)實(shí)行參照一籃子貨幣的浮動匯率制，但貨幣籃子中的幣種結(jié)構(gòu)并不穩(wěn)定。

第Ⅲ階段的回歸結(jié)果表明，該時(shí)期人民幣匯率籃子中美元的權(quán)重由此前的84.48%上升到96.33%，美元對人民幣匯率走勢的影響增大；歐元首次在人民幣匯率籃子中發(fā)揮顯著作用，平均權(quán)重為2.81%；盧布和林吉特也影響人民幣匯率走勢，但影響程度相對于美元和歐元都較弱。從截距項(xiàng)來看，這一階段人民幣仍處于升值通道中，但升值幅度較前期已經(jīng)大幅降低。反映匯率制度彈性的ERFI系數(shù)在這一階段大幅減小且不再顯著，假設(shè)H3也未通過檢驗(yàn)，說明現(xiàn)階段人民幣匯率制度彈性相對于第Ⅱ階段已經(jīng)明顯降低。假設(shè)H1和假設(shè)H2仍被拒絕，說明盡管人民幣匯率籃子中美元的權(quán)重相對于上一階段有所上升，但人民幣仍是參照一籃子貨幣而不是單一盯住美元的。

一國貨幣籃子中的幣種權(quán)重β、人民幣的爬行速度α和匯率制度彈性γ都可能是變化的，因此須動態(tài)考察這三個(gè)因素的演變情況，以揭示中國貨幣當(dāng)局調(diào)整貨幣籃子時(shí)的行為特征。本文使用式（7）-式（11）的估計(jì)方法重新估計(jì)了式（6），人民幣爬行速度α、貨幣籃子中的幣種權(quán)重β和匯率制度彈性γ的動態(tài)變化情況見圖1。

圖1 時(shí)變參數(shù)α（t）、γ（t）和βi（t）估計(jì)結(jié)果

從圖1中可以看出，人民幣爬行速度α（t）在2005年7月前一直為0，之后始終為負(fù)，表明人民幣在“匯改”后處于升值通道中。但人民幣升值并不是單調(diào)變化的，而是呈現(xiàn)V形變化：在2005年8月至2009年3月，α（t）持續(xù)下降，最低達(dá)到-0.4%，說明人民幣一直在升值且速度加快；在2009年4月以后，人民幣仍在升值，但升值速度不斷下降。2005-2009年人民幣持續(xù)升值可以解釋為：此前人民幣升值壓力的緩慢釋放以及隨后的次貸危機(jī)、歐債危機(jī)和美國量化寬松政策使國際資本涌入中國，推動了人民幣升值；2009年9月，中國的外部均衡被全球金融動蕩所打破，出口出現(xiàn)下滑、FDI流入放緩，而且西方發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體逐漸復(fù)蘇，資本從中國流出，從而人民幣升值的速度不斷降低。從匯率制度彈性來看，2005年7月前γ（t）基本上為0，隨后整體上呈現(xiàn)Λ形變化。在2005年8月至2010年7月，γ（t）輾轉(zhuǎn)上升至0.03，隨后匯率制度彈性不斷降低，到2012年11月降至0左右，2013年3月又反彈至0.017。從貨幣籃子中的幣種權(quán)重來看，美元權(quán)重從2005年7月之前的100%降至2007年9月的85.6%，之后幾經(jīng)波折，到2013年8月又反彈至96%。美元仍是影響人民幣匯率走勢最重要的幣種，權(quán)重平均為93.17%。其他貨幣在人民幣匯率籃子中的權(quán)重呈現(xiàn)以下變化：歐元和日元自2010年異軍突起，呈現(xiàn)上升態(tài)勢，在人民幣匯率籃子中分別占3.5%和1.1%，其影響持續(xù)約48個(gè)月；加元（2005年8月-2006年10月，2007年6月-2008年1月）、新加坡元（2008年7月-2012年4月）、泰銖（2007年4月-2008年6月，2009年2-2011年7月）和林吉特（2005年10月-2010年1月）在2005-2011年的權(quán)重平均約為2.82%，其影響持續(xù)約43個(gè)月，但2012年后這些貨幣的影響銷聲匿跡；韓元、英鎊、澳元和盧布只在個(gè)別月份對人民幣匯率產(chǎn)生影響，且其權(quán)重平均在0.1%以下。

（四）進(jìn)一步考察

貨幣當(dāng)局在制定和執(zhí)行政策過程中常出現(xiàn)“言行不一”的問題。從表4和圖1中可以看出，人民幣匯率籃子中11種貨幣的權(quán)重并不是一成不變的，那么貨幣當(dāng)局調(diào)整籃子貨幣是否有規(guī)則可循？如果有，規(guī)則背后的原因又是什么？上文使用變系數(shù)方法來估計(jì)匯率制度識別模型式（6）存在一個(gè)不足，即SAS系統(tǒng)在參數(shù)估計(jì)過程中不能自動剔除不顯著的變量。如果施加自動剔除不顯著變量的約束，分析結(jié)果不僅更具解釋力，而且能夠捕捉到貨幣當(dāng)局的行為路徑。圖2給出了施加剔除不顯著變量約束后α（t）和γ（t）的估計(jì)結(jié)果。

圖2 施加約束后的α（t）和γ（t）估計(jì)結(jié)果

從α（t）的估計(jì)結(jié)果來看，2005年8月以前人民幣幣值穩(wěn)定，α（t）近乎為0。此后，α（t）整體上小于0，呈現(xiàn)V形變化，說明人民幣處于升值通道中。其中，2005年8月至2009年3月人民幣升值速度不斷加快，在2009年3月最高達(dá)到0.43%，此后升值速度逐漸放緩，在2012年11月僅為0.16%。盡管施加了剔除不顯著變量的約束，但α（t）的估計(jì)結(jié)果與圖1中的結(jié)果并不存在顯著差異，這也驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

從γ（t）的估計(jì)結(jié)果來看，2005年8月以前γ（t）基本上為0，說明人民幣匯率制度缺乏彈性。此后，γ（t）輾轉(zhuǎn)上升至2008年8月的3%，達(dá)到歷史峰值，說明在此期間人民幣匯率制度彈性不斷上升。之后，γ（t）不斷下降，在2012年4月最低為0.4%，到2013年又上升至1.9%。2008年8月之后人民幣匯率制度彈性下降，可能是因?yàn)樨泿女?dāng)局為避免人民幣對主要貨幣進(jìn)一步升值而在外匯市場中干預(yù)匯率波動。圖2中γ（t）的估計(jì)結(jié)果與圖1中的結(jié)果也不存在顯著差異。

假設(shè)H1、H2和H3的動態(tài)檢驗(yàn)結(jié)果見圖3。從中可以看出：（1）在2005年9月至2006年4月以及2006年6月以后，假設(shè)H1檢驗(yàn)的p值始終小于10%甚至1%，我們可以拒絕H1，說明人民幣幣值在2005年9月以后并不是固定不變的。（2）2006年3月以后，假設(shè)H2檢驗(yàn)的p值一直小于10%，說明在此期間人民幣匯率籃子中美元的權(quán)重不為1，也驗(yàn)證了人民幣匯率是參照一籃子貨幣調(diào)整的。（3）在2005年10月至2006年12月以及2007年9月至2009年1月，假設(shè)H3檢驗(yàn)的p值也小于10%，說明在此期間人民幣匯率制度是富有彈性的。而此后，人民幣匯率制度彈性為0的假設(shè)未通過檢驗(yàn)，說明人民幣匯率制度彈性大幅下降。

圖3 H1、H2和 H3動態(tài)檢驗(yàn)

圖4給出了施加剔除不顯著變量的約束后人民幣匯率籃子中幣種權(quán)重βi（t）的估計(jì)結(jié)果，βi（t）呈現(xiàn)分化趨勢：（1）在2005年7月“匯改”后，人民幣匯率籃子中發(fā)揮比較重要作用的貨幣主要有美元、歐元、日元、新加坡元、林吉特和盧布，其他貨幣的影響微乎其微。美元始終占據(jù)主導(dǎo)地位，在2005年8月之后，美元在貨幣籃子中的權(quán)重平均達(dá)到93%，即使在2009年1月，其權(quán)重仍達(dá)到86%。（2）除美元以外，發(fā)揮重要作用的貨幣呈現(xiàn)階段性特征。林吉特在2005年9月至2009年1月以及2010年7月至2010年4月發(fā)揮重要作用，其權(quán)重在2008年9月最大，為9%；日元則在2007年12月至2008年7月持續(xù)發(fā)揮作用，其權(quán)重的最大值為2008年4月的3.9%；盧布僅在2009年1月至6月發(fā)揮作用，但其影響較大，權(quán)重在2009年2月最大，為12.4%；新加坡元在2010年5月至9月以及2011年9月至2012年6月比較連續(xù)地發(fā)揮作用，其權(quán)重在2011年3月最大，達(dá)到11.3%；歐元在2010年9月至2011年9月以及2012年7月至2013年8月兩個(gè)階段發(fā)揮作用，其權(quán)重在2013年8月最大，達(dá)到8.8%。（3）2005年7月至2007年，人民幣匯率籃子中發(fā)揮作用的貨幣組合是“美元＋林吉特”，2008年發(fā)揮作用的是“美元＋林吉特＋日元”，2009年以后陸續(xù)發(fā)揮作用的幣種組合分別是“美元＋盧布”（2009年1月-2009年6月）、“美元＋林吉特”（2009年7月-2010年4月）、“美元＋新加坡元”（2010年5月-2010年9月，2011年9月-2012年6月）、“美元＋歐元”（2010年10月-2011年8月，2012年7月-2013年8月）。

圖4 施加約束后βi（t）估計(jì)結(jié)果

上述分析表明，官方的匯率籃子并不是一成不變而是適時(shí)調(diào)整的。從圖4中可以看出，2007年之后人民幣匯率籃子中通常是“美元＋x”的組合模式。這種行為特征背后的經(jīng)濟(jì)動因是什么？貨幣x的選擇依據(jù)是什么？本文認(rèn)為，關(guān)于人民幣匯率籃子中的幣種選擇，除了要考慮貿(mào)易和資本流動因素外，還要考慮人民幣匯率穩(wěn)定的動因。在短期內(nèi)，貿(mào)易和資本流動因素不會大幅變動，而貨幣匯率的大幅漲跌會影響人民幣匯率穩(wěn)定。維持人民幣匯率穩(wěn)定是貨幣當(dāng)局的重要政策目標(biāo)之一。如何實(shí)現(xiàn)匯率穩(wěn)定呢？我們可以將人民幣匯率籃子視為一種資產(chǎn)組合，為了實(shí)現(xiàn)人民幣匯率穩(wěn)定，無疑需要籃子中各種貨幣組合的標(biāo)準(zhǔn)差σp最?。ɑ蜉^小）。

為了驗(yàn)證上述推斷，本文建立了以下二元離散選擇模型：

其中，choiceit為虛擬變量，表示貨幣組合模式的選擇。在施加剔除不顯著變量的約束后對式（6）進(jìn)行估計(jì)，當(dāng)人民幣匯率籃子在t時(shí)期為“美元＋x”的組合時(shí)，如果x為貨幣i，則choiceit取1，否則取0。standevit表示t時(shí)期“美元＋x”組合的標(biāo)準(zhǔn)差；①“美元＋x”組合標(biāo)準(zhǔn)差standevit的計(jì)算公式為其中ωus表示t時(shí)期美元的平均權(quán)重，ωx表示t時(shí)期貨幣x的平均權(quán)重，σus表示t時(shí)期美元匯率（用SDR來表示并取對數(shù)）的標(biāo)準(zhǔn)差，σx表示t時(shí)期貨幣x匯率的標(biāo)準(zhǔn)差，ρus，x表示美元與貨幣x匯率的相關(guān)系數(shù)。orderit表示t時(shí)期“美元＋x”組合按照標(biāo)準(zhǔn)差的排序，標(biāo)準(zhǔn)差越大，則排序中orderit的數(shù)值越大。本文通過估計(jì)上述兩個(gè)模型來考察貨幣組合的標(biāo)準(zhǔn)差或其排序?qū)ω泿女?dāng)局選擇籃子貨幣的影響，估計(jì)結(jié)果見表5。

表5 Probit模型估計(jì)結(jié)果

表5的結(jié)果顯示，式（12）中standev的系數(shù)顯著為負(fù)，說明貨幣組合的標(biāo)準(zhǔn)差越大，它被貨幣當(dāng)局選為籃子貨幣的概率就越低。式（13）中order的系數(shù)也顯著為負(fù)，說明貨幣籃子標(biāo)準(zhǔn)差的排序越高，它被貨幣當(dāng)局選為貨幣籃子的概率就越低?？梢?，貨幣當(dāng)局選取籃子貨幣的重要依據(jù)是籃子貨幣組合的標(biāo)準(zhǔn)差盡可能小，以確保人民幣匯率穩(wěn)定。理論上，貨幣當(dāng)局應(yīng)選取與美元的相關(guān)性較低甚至是負(fù)相關(guān)的幣種來構(gòu)建穩(wěn)定的貨幣籃子。而在現(xiàn)實(shí)中，隨著幣種數(shù)量的增加，貨幣籃子的標(biāo)準(zhǔn)差下降速度減慢，管理難度增加，而且除美元以外的其他幣種之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性，因此中國貨幣當(dāng)局選擇了“美元＋x”的組合。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證上述結(jié)果的可靠性，本文做了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）上文所用匯率數(shù)據(jù)均為時(shí)期均值數(shù)據(jù)（periodaverage），我們還使用期末數(shù)據(jù)（periodend）重新進(jìn)行了分析；（2）上文說明了使用SDR作為貨幣計(jì)價(jià)基礎(chǔ)的原因，我們進(jìn)一步使用瑞士法郎SFr作為計(jì)價(jià)貨幣進(jìn)行了分析。無論使用期末數(shù)據(jù)還是以SFr作為計(jì)價(jià)貨幣，上文的研究結(jié)論不變。①受篇幅限制，文中未報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，如有需要可向作者索取。

五、結(jié)論與討論

本文的研究結(jié)果表明，2005年7月之前中國實(shí)行的是嚴(yán)格盯住美元的固定匯率制，之后實(shí)行的則是參照一籃子貨幣的管理浮動匯率制，即BBC體制。比較有意思的是，人民幣匯率籃子中的幣種通常是“美元＋x”的組合。Probit估計(jì)結(jié)果表明，貨幣當(dāng)局選取籃子貨幣的重要原則是，貨幣x能夠最大程度地降低籃子貨幣組合的標(biāo)準(zhǔn)差以確保人民幣匯率穩(wěn)定。同時(shí)，本文還發(fā)現(xiàn)“匯改”后人民幣匯率制度彈性逐漸提高，但以2010年7月為界呈現(xiàn)先增大后減小的Λ形變化趨勢，說明人民幣匯率制度彈性正在走低。有證據(jù)表明，在美國次貸危機(jī)、歐債危機(jī)以及全球金融動蕩的影響下，中國貨幣當(dāng)局出于穩(wěn)定匯率和出口的目的，加大了對外匯市場的干預(yù)。盡管人民幣匯率波動區(qū)間不斷增大，但匯率制度彈性仍在走低。

增強(qiáng)匯率制度彈性不僅有助于提升出口企業(yè)控制風(fēng)險(xiǎn)和成本的能力，而且有助于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提高貨幣政策獨(dú)立性。本文認(rèn)為應(yīng)從宏觀層面的政策調(diào)整、中觀層面的市場建設(shè)和微觀層面的運(yùn)行機(jī)制優(yōu)化三個(gè)方面入手，提高人民幣匯率制度彈性，深化人民幣匯率制度市場化改革。在宏觀層面，選擇適合于中國實(shí)情并服務(wù)于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的匯率制度，運(yùn)用宏觀經(jīng)濟(jì)平衡法來測定中國內(nèi)外均衡條件下的人民幣匯率水平，為匯率政策調(diào)整提供參考。在中觀層面，加強(qiáng)外匯市場的制度建設(shè)。在已推出做市商制度和詢價(jià)交易的背景下，研究進(jìn)一步增強(qiáng)我國外匯市場匯率價(jià)格發(fā)現(xiàn)、形成和調(diào)整能力的措施。具體來說，應(yīng)逐漸減少銀行結(jié)售匯制的強(qiáng)制性和銀行間外匯市場的封閉性，擴(kuò)大外貿(mào)企業(yè)的自主權(quán)，促進(jìn)外匯市場參與主體的多元化；同時(shí)，鼓勵銀行為外貿(mào)企業(yè)和居民個(gè)人提供更加豐富的外匯投資產(chǎn)品。在微觀層面，深入落實(shí)“貨幣籃子、波動區(qū)間和爬行速度（即BBC）”匯率制度，確定貨幣籃子中的最優(yōu)幣種結(jié)構(gòu)、最優(yōu)波動區(qū)間和最優(yōu)爬行速度。匯率形成機(jī)制三個(gè)層面的改革相互關(guān)聯(lián)。提高結(jié)售匯環(huán)節(jié)和交易環(huán)節(jié)的市場化程度，并配合人民幣匯率波動區(qū)間的擴(kuò)展，人民幣匯率形成機(jī)制的市場化程度便會有一個(gè)明顯的提高。

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