趙先立

(中國人民銀行蘭州中心支行 金融研究處，甘肅 蘭州 730000)

一、引 言

自2005年起，中國在參考一籃子貨幣，有管理的浮動匯率制下不斷推進人民幣匯率形成機制改革，在經(jīng)濟向好預期和各方面因素的共同作用下，人民幣名義匯率和實際匯率均已升值超過30%。但事實上，人民幣仍主要參考美元進行浮動，并且形成機制較為僵化。為了進一步推動人民幣匯率的市場化，2012年中國人民銀行將人民幣匯率的日波動區(qū)間擴大至±1%，2014年3月進一步擴大至±2%。2015年8月，中國央行宣布做市商在每日銀行間外匯市場開盤前，參考上日銀行間外匯市場收盤匯率，綜合考慮外匯供求情況以及國際主要貨幣匯率變化，向中國外匯交易中心提供中間價報價。這些改革措施標志著央行增強人民幣匯率彈性和靈活性的決心，同時也可能加劇人民幣名義和實際匯率的波動性。國際經(jīng)濟學的理論認為，對一國內(nèi)外經(jīng)濟活動產(chǎn)生真實影響的是本幣的實際匯率 ，在當前經(jīng)濟全球化、金融一體化的發(fā)展趨勢下，在發(fā)達國家經(jīng)濟復蘇緩慢，新興市場國家經(jīng)濟增長乏力，全球金融市場動蕩，流動性泛濫與緊縮交替出現(xiàn)，以及我國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”的背景下，人民幣實際匯率波動的復雜性和不確定性會進一步增加。這可能通過不同傳導渠道對我國的經(jīng)常賬戶和資本金融賬戶產(chǎn)生影響，也可能對我國的宏觀經(jīng)濟金融造成沖擊。因此，本文的研究目的在于明確各影響因素對人民幣實際匯率波動的作用大小和方向，并主要探究人民幣匯率形成機制改革和國內(nèi)外流動性對人民幣實際匯率波動的影響，這對于我國經(jīng)濟穩(wěn)健發(fā)展具有重大意義且具有緊迫性。

二、人民幣實際匯率波動的相關(guān)研究綜述

大量的國內(nèi)外文獻表明，實際匯率無論在長期還是短期內(nèi)都存在一定的波動性。Rogoff(1996)對于購買力平價(PPP)理論進行了實證檢驗，結(jié)果顯示，短期PPP并不成立，而長期PPP是否成立則缺乏一致的結(jié)論，這說明，實際匯率并不是平穩(wěn)過程，名義匯率與相對價格的偏離也不僅僅是短期表現(xiàn)。Murray和Papell(2002)研究認為，即使長期PPP成立，向PPP收斂的速度也極緩慢，PPP偏離的半衰期約為3至5年甚至更久，因此實際匯率既存在短期的大幅波動也存在緩慢的長期均值自反現(xiàn)象。

均衡匯率的相關(guān)研究證明，人民幣實際匯率在長期偏離其均衡狀態(tài)。國外的代表研究有彼得森研究所自2008年起逐年使用FEER方法估計全球主要貨幣的均衡匯率，其2012年的報告指出隨著中國貿(mào)易順差的下降，人民幣近期的低估程度約為3%左右(Cline等，2012)。國內(nèi)研究有唐亞暉和陳守東(2010)、趙先立(2013)以及孫國峰和孫碧波(2013)等，這些研究認為人民幣呈現(xiàn)高估和低估并存的狀態(tài)，但已經(jīng)逐步趨向于均衡匯率水平。

對于人民幣實際匯率波動問題的研究核心是實際匯率由何種因素決定以及這些因素的影響程度。王澤填和姚洋(2009)構(gòu)建了包含農(nóng)業(yè)部門的三部門模型并進行了實證檢驗后發(fā)現(xiàn)，中國處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟特征是導致貿(mào)易部門生產(chǎn)率的提高對工資水平與非貿(mào)易品部門價格水平提升受到抑制的主要原因，這使得巴薩效應在中國的傳遞受到了阻礙。方福前和吳江(2009)比較研究了人民幣、日元和韓元在經(jīng)濟發(fā)展相似時期的實際匯率波動，實證結(jié)果表明貨幣沖擊對三種實際匯率都有重要影響，供給沖擊對人民幣和韓元實際匯率波動的影響大于對日元的影響，需求沖擊對人民幣匯率波動的影響最大。劉堯成(2010)將2005年第二次匯改之后的人民幣匯率分解為三部分：確定性趨勢、隨機性趨勢和周期趨勢，然后對技術(shù)供給沖擊和貨幣需求沖擊進行了模擬。沖擊對于人民幣匯率波動影響的擬合結(jié)果證實，供給沖擊相對于需求沖擊具有更優(yōu)的擬合程度和解釋力。

近期一些研究者從不同的視角推進了人民幣匯率波動的研究。徐建煒和楊盼盼(2011)對人民幣1997年1月至2010年9月的數(shù)據(jù)進行分解發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易品偏離一價定律對人民幣實際匯率波動的解釋力約為60%至80%，而BSH假說在解釋人民幣實際匯率的波動時僅占比不到40%，而劉達禹和劉金全(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，2012年之前，一價定律解釋了人民幣實際匯率波動的主導誘因，2012年之后，相對價格的解釋力更為顯著。高鐵梅等(2013)基于彈性價格貨幣模型，選取1995年至2012年6月的數(shù)據(jù)，使用線性回歸模型和EGARCH方法分別實證檢驗了央行干預對人民幣匯率波動的作用和市場信息沖擊影響人民幣匯率波動的非對稱性，研究發(fā)現(xiàn)，各因素對人民幣匯率波動的影響程度不同，總體而言，隨著人民幣市場化水平的提高，人民幣不會出現(xiàn)大幅升值超過預期的現(xiàn)象。范言慧(2015)在隨機一般均衡的非對稱框架下分析發(fā)現(xiàn)，新興市場國家貨幣匯率波動的方向取決于發(fā)達國家與其之間產(chǎn)出變動幅度之差，也與發(fā)達國家居民對財富和社會地位的重視程度有關(guān)。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理可知，上述研究使用不同的研究角度、模型和數(shù)據(jù)，所得出的結(jié)果也存在一定的差異，并且多數(shù)研究套用國外的一些方法和模型，但結(jié)合我國現(xiàn)實經(jīng)濟、金融發(fā)展特征的研究較少。因此，可以從以下方面進行改進和拓展：一是研究實際匯率波動應首先分析實際匯率的決定機制，經(jīng)典的理論模型大多假設(shè)市場為完全競爭且價格完全彈性，與現(xiàn)實存在較大脫離，難以清晰地揭示各類因素對實際匯率波動的影響；二是現(xiàn)有研究對人民幣實際匯率波動影響因素的涉及較為狹窄，多集中于技術(shù)沖擊和需求沖擊方面。事實上，人民幣匯率形成機制改革的推進以及近年來國內(nèi)、國外由于刺激經(jīng)濟而泛濫的貨幣流動性是否對人民幣實際匯率的波動造成重要影響，現(xiàn)有文獻并未進行深入研究。因此，本文試圖建立一個實際匯率決定的理論模型，將微觀主體跨期效用最大化，并將黏性價格下的宏觀經(jīng)濟均衡納入一個分析框架，由此得到實際匯率的決定因素，并結(jié)合國內(nèi)外經(jīng)濟、金融的現(xiàn)實背景進行擴展，引入國內(nèi)外相對流動性和人民幣匯率形成機制改革因素來研究人民幣實際匯率的波動。

三、實際匯率的決定——模型推導

假定世界經(jīng)濟由本國和外國共同構(gòu)成，兩國都是具有貿(mào)易部門與非貿(mào)易部門的兩部門經(jīng)濟，兩部門生產(chǎn)率存在差異，且兩者所生產(chǎn)的貿(mào)易品是互有差異性的非完全替代品。本國居民的正效用來自消費本國商品和進口品，負效用來自勞動的付出。則可以設(shè)定本國代表性居民在t時刻的效用函數(shù)為①：

(1)

在(1)式中，β為貼現(xiàn)因子，σ 為跨期消費的替代彈性，Ct為t期的總消費。 LT,t與LN,t各自代表本國居民在貿(mào)易品和非貿(mào)易品生產(chǎn)時的勞動付出。KT與KN分別為勞動付出LT,t與LN,t在居民總效用中的占比，μ為效應對勞動付出的彈性，有μ>1。根據(jù)對稱性，外國的居民與本國居民有著同樣的效用函數(shù)②③。我們將總消費Ct設(shè)定為包含貿(mào)易品和國內(nèi)非貿(mào)易品消費量CT,t與CN,t的函數(shù)，函數(shù)形式如下：

(2)

(3)

(4)

(5)

我們進一步假定本國貿(mào)易品與非貿(mào)易品的產(chǎn)出YT,t與YN,t都是勞動L的函數(shù)：

YT,t=AT,tLT,t

(6)

YN,t=AN,tLN,t

(7)

PtCt+Bt=(1+rt-1)Bt-1+PH,tAT,tLT,t+PN,tAN,tLN,t

(8)

在(8)式中，rt-1代表世界的實際利率水平。外國居民的約束條件和式(8)相似。建立拉格朗日函數(shù)，可以得到本國和外國最優(yōu)化一階條件如下：

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

本國在貿(mào)易品與非貿(mào)易生產(chǎn)的最優(yōu)勞動付出分別通過等式(11)和(13)表達，如果本國的總消費Ct增加，那么居民出于跨期效用最大化的目標，將會減少勞動付出，從而使本國貿(mào)易品和非貿(mào)易品的產(chǎn)出減少。等式(12)(14)分別為外國兩部門勞動付出最優(yōu)化形式。

假設(shè)在t=0的初始穩(wěn)態(tài)條件下，本國和外國居民所持有的外部資產(chǎn)現(xiàn)值都為0，則此時的宏觀均衡為:兩國居民對于貿(mào)易品的消費總量等于兩國貿(mào)易部門的產(chǎn)量之和。進一步假設(shè)本國和外國勞動力市場出清時兩國居民分別在兩部門所提供的勞動力為：

(15)

(16)

(17)

(18)

(15)至(18)式結(jié)合非貿(mào)易品供求相等(市場出清)，我們可以得到本國總收入與總消費相等時的均衡條件：

(19)

將等式(4)至(7)，(9)和(11)以及(13)和(19)進行對數(shù)線性化，并添加上標∧表示各經(jīng)濟要素在穩(wěn)態(tài)附近的百分比變動，則可得出本國非貿(mào)易品價格的變動：

(20)

(21)

將等式(21)兩側(cè)各項進行積分，即可得到：

(22)

在(22)式中， Γ為常數(shù)項。由式(22)可知，本國所持有的外部資產(chǎn)B/Y，本國貿(mào)易條件PH以及本國與外國的兩部門相對生產(chǎn)率是決定本幣實際匯率的主要因素。另外，為了防止出現(xiàn)變量選擇遺漏影響最終的研究結(jié)果準確性，考慮金融危機之后各國先后出臺不同規(guī)模的量化寬松政策，美國從2014年起逐步退出QE政策且于2015年進入加息周期，造成國際金融市場動蕩，2013年起中國的貨幣供應存量已經(jīng)超過100萬億，以及人民幣匯率形成機制的改革在不斷推進，這些都可能對人民幣實際匯率產(chǎn)生影響。因此，應擴展引入國內(nèi)外相對貨幣流動性和人民幣匯率形成機制改革這兩類控制因素，而人民幣匯率形成機制改革主要體現(xiàn)在匯率浮動彈性的變化方面。下面定性分析各因素對實際匯率的影響。

第一，本國持有的凈外部資產(chǎn)越多則對外償付能力越強，使本國出現(xiàn)較強的對外需求和較強的國際收支赤字承受力，這將可能造成實際匯率貶值；同時，持有凈外部資產(chǎn)所獲得的外部收益，會增加國際收支盈余而導致實際匯率升值；再者，根據(jù)本文理論模型中的消費者效用組成，凈外部資產(chǎn)增加可能使本國非貿(mào)易部門的勞動投入減少，從而減少本國非貿(mào)易品供給導致其價格上漲，可能導致實際匯率升值。現(xiàn)有相關(guān)研究表明，通常升值效應占主導地位，因此凈外部資產(chǎn)增加的總效應是實際匯率升值。第二，根據(jù)國際收支理論，本國貿(mào)易條件改善，則經(jīng)常賬戶順差增加，引發(fā)實際匯率升值，如果貿(mào)易條件惡化，實際匯率可能趨于貶值。第三，相對生產(chǎn)率進步對實際匯率的影響渠道遵循“巴拉薩—薩繆爾森”效應，本國的兩部門相對生產(chǎn)率進步快于外國，則本幣實際匯率將會升值。第四，本國貨幣流動性相對于外國的增加一方面會增加本國居民的消費需求，購買外國產(chǎn)品可能導致經(jīng)常賬戶盈余減少，另一方面貨幣供應量的增加會使實際利率降低，導致資本流出，因此其總效應是令實際匯率貶值。第五，本幣匯率形成機制改革即匯率浮動彈性增加對實際匯率的影響受到外匯市場對本國經(jīng)濟、國際收支前景的預期，如果預期向好，則彈性增加會加大由市場決定的實際匯率的升值幅度；反之，則可能加大實際匯率的貶值幅度。另外，如果實際匯率存在低估，更靈活的匯率形成機制會使實際匯率升值，向均衡匯率調(diào)整，反之則貶值。

綜上所述，則可以設(shè)定人民幣實際匯率波動的實證模型如下：

lnRERt=β0+β1NFAt+β2lnTOTt+β3TNTt+β4lnMRt+β5VE+εt

(23)

在(23)式中，NFA為本國持有的凈外部資產(chǎn)，TOT為貿(mào)易條件，TNT為國內(nèi)外兩部門相對生產(chǎn)率差異，MR為國內(nèi)外相對貨幣供應量，VE則代表匯率形成機制改革推進中人民幣名義匯率的波動率。

四、實證檢驗和分析

實證部分我們主要使用VAR模型進行人民幣實際匯率波動的實證檢驗和分析。VAR模型相較于其他方法的優(yōu)勢在于，無需對各變量之間的內(nèi)生或外生性做出區(qū)分，能夠比較直接地運用真實數(shù)據(jù)來刻畫不同變量間的動態(tài)關(guān)系，并且可以運用脈沖響應與方差分解來判斷某一因素的沖擊效應和貢獻程度。下面首先對各變量和相關(guān)數(shù)據(jù)的選取進行說明。

(一)變量、數(shù)據(jù)的選取和說明

考慮到各變量數(shù)據(jù)的可得性以及與我國經(jīng)濟發(fā)展、人民幣匯率形成機制改革的進程匹配，我們這里選取2005年7月至2017年12月為實證分析的樣本區(qū)間，共140個樣本數(shù)據(jù)。

為更全面、綜合地反映一國貨幣的實際對外價值和綜合競爭力，我們選擇人民幣實際有效匯率指數(shù)作為實際匯率的代理變量，月度數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫；使用間接標價法，數(shù)值增加代表升值。

凈外部資產(chǎn)NFA的季度數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，與理論模型保持一致，使用NFA與中國GDP之比作為凈外部資產(chǎn)的代理變量，月度數(shù)據(jù)由季度數(shù)據(jù)進行頻率轉(zhuǎn)換計算得到。

貿(mào)易條件TOT使用中國的出口商品價格指數(shù)與進口商品價格指數(shù)之比作為代理變量，來源于Wind數(shù)據(jù)庫的月度出口、進口價格指數(shù)。

國內(nèi)外相對貨幣供應量MR使用中美兩國的M2之比作為代理變量，為消除貨幣單位的影響，兩國的M2均以各自1992年的M2為基期數(shù)據(jù)，進行定基指數(shù)化處理計算，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

由于人民幣匯率形成機制改革主要體現(xiàn)在人民幣名義匯率浮動的靈活性方面，因此我們選取人民幣名義匯率的波動率VE代表匯改推進過程中的匯率浮動彈性，VE使用即期匯率與中間價匯率的偏離度作為代理變量，人民幣名義匯率和中間價匯率月度數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

在實證檢驗中，除VE本身為波動百分比并取絕對值外，我們對其余各變量均取自然對數(shù)，對各變量中季節(jié)性較強的時間序列數(shù)據(jù)采用了X-12季節(jié)調(diào)整法，計量工具使用Eviews9.0軟件。

(二)變量平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

在進行人民幣實際匯率波動的實證檢驗之前，必須要對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，我們這里選取ADF檢驗方法，檢驗結(jié)果如表1所示，各變量的數(shù)據(jù)均為一階單整I(1)過程，即原序列水平值為非平穩(wěn)，一階差分為平穩(wěn)序列。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗

注：△為一階差分形式；C、T、L分別代表檢驗包含常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)，N表示不含對應的項或無滯后階數(shù)，帶﹡號表示序列在5%的置信水平下平穩(wěn).

平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明6個變量都為一階單整序列，因此具備協(xié)整檢驗和VAR模型建立的前提條件。要建立VAR模型并檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系，首先必須確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，我們在這里綜合考慮對數(shù)似然值、AIC和SC信息準則，最終選定最優(yōu)滯后階數(shù)為2的VAR模型進行檢驗(見表2)。

表2 VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

注：檢驗在5%的顯著水平下.

進一步我們運用協(xié)整檢驗來判斷6個變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，需要進行Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果如表3所示，各變量之間不存在長期協(xié)整關(guān)系，因此，無法進行長期均衡關(guān)系的分析，必須建立VAR模型,通過脈沖響應函數(shù)和方差分解來分析各因素對人民幣實際匯率的短期影響和沖擊。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

(三)脈沖響應函數(shù)

由于所有的特征值均在單位圓內(nèi)(圖形略)，滿足穩(wěn)定性條件，因此可以使用脈沖響應函數(shù)(Impulse Response Function)來展示和分析人民幣實際匯率對各因素沖擊的動態(tài)反應。

圖1 人民幣REER對各因素沖擊的反應

圖1為VAR模型所生成的脈沖響應曲線，當人民幣REER受到1單位來自中國凈外部資產(chǎn)NFA的正向沖擊時，在前6期幾乎未出現(xiàn)變動，在第6期之后，人民幣REER出現(xiàn)較緩慢的升值，沖擊造成的總影響非常小，這表明以短期內(nèi)本國外部資產(chǎn)的累積(減少)來判斷實際匯率是否需要升值或貶值是不合理的，NFA變動存在滯后且較弱的效應。當人民幣REER受到1單位來自貿(mào)易條件TOT的正向沖擊時，在前2期出現(xiàn)非常大的正向變動并在第2期達到峰值，第2期之后波動幅度逐漸下降至平緩，說明貿(mào)易條件改善對人民幣實際匯率的影響是一定幅度的升值效應。當受到1單位來自相對生產(chǎn)率TNT的正向沖擊時，人民幣REER的正向變動幅度較平緩，總體出現(xiàn)較小幅度的升值，這可能是由于短期內(nèi)生產(chǎn)率難以發(fā)生大幅變動，生產(chǎn)率通過巴薩效應傳導至實際匯率更多地體現(xiàn)在中長期。當人民幣REER受到1單位來自相對貨幣供應量的沖擊時，在前10期人民幣REER出現(xiàn)小幅的負向波動，但第10期之后，負向波動幅度逐步擴大，沖擊造成的總體影響是出現(xiàn)一定幅度的貶值，說明在我國當前資本項目未實現(xiàn)可自由兌換的背景下，貨幣供應量相對外幣的不斷增長會導致國內(nèi)經(jīng)濟中的流動性無法向外“宣泄”，從而致使本幣的實際價值下降。當人民幣REER受到1單位來自人民幣名義匯率浮動彈性增大的沖擊時，在前8期人民幣REER的正向波動幅度較快速地擴大，第8期之后，正向波動幅度逐漸下降并趨于平緩，沖擊的總體影響是人民幣REER出現(xiàn)較大幅度的升值，但沖擊造成的超調(diào)影響會在一定程度上被修正，說明如果名義匯率波動過大會明顯體現(xiàn)在實際匯率的變動上。

總體而言，五類影響因素對人民幣REER的脈沖效應函數(shù)表明，人民幣REER向其均衡匯率水平的調(diào)整修復速度比較緩慢，這也反映了人民幣匯率形成機制仍未達到完善的市場化程度，自身調(diào)節(jié)能力較為不足，需要依靠貨幣當局進行相機調(diào)控這一實際情況。

(四)各因素對人民幣實際匯率沖擊的方差分解

通過方差分解，可以得到各類因素的沖擊對人民幣REER波動的貢獻百分比，從而可以進一步明確各類因素影響人民幣REER的重要性差異，分解結(jié)果如表4所示。

表4 人民幣實際匯率波動的方差分解

根據(jù)表4可以發(fā)現(xiàn)，不考慮人民幣REER對自身波動的解釋力，人民幣匯率形成機制改革的推進，即人民幣名義匯率浮動彈性VE的增加對人民幣REER的波動具有最強的解釋力，在預測期內(nèi)平均達到約17%。依據(jù)實際匯率的定義，其變動主要有兩條直接的渠道：一是本幣名義匯率的變動，二是國內(nèi)外相對價格水平的變動。人民幣名義匯率和REER共同的升值趨勢表明，人民幣名義匯率的浮動彈性的增加，會傳導至人民幣REER的波動。未來隨著人民幣匯率形成機制進一步改革，名義匯率彈性的逐步增加，人民幣REER將具有更大的自調(diào)節(jié)能力，使之向代表經(jīng)濟基本面的均衡匯率水平回歸，改變單邊升值的趨勢。

貿(mào)易條件TOT對人民幣REER波動有較強的解釋力，僅次于VE，平均達到約11.6%。這說明了中國貿(mào)易條件的改善，可以通過正向的收入效應(財富效應)，以及非貿(mào)易品與貿(mào)易品之間的替代效應，共同作用于人民幣REER，促使人民幣REER升值④。TOT對人民幣REER波動的解釋力隨預測期而增大也從另一層面表明了，隨著中國居民收入的逐年增長，消費收入彈性也在逐漸改變之前過于偏低的狀態(tài)，居民消費已經(jīng)由生活必需品轉(zhuǎn)向多元化的需求和消費。

國內(nèi)外流動性變量即相對貨幣供應量MR對人民幣REER的波動有一定的解釋力，平均約為9.8%。這一因素的影響力度不大的原因在于，雖然我國貨幣供應量目前已經(jīng)超過140萬億，這一需求因素應當通過對外國商品的消費需求使人民幣REER出現(xiàn)貶值，但另一方面，MR的增加也導致對國內(nèi)商品的需求增加，和國內(nèi)流動性擴張一起推高了中國的整體物價水平，根據(jù)實際匯率的定義，這會導致人民幣REER升值，加之后金融危機時期發(fā)達經(jīng)濟體先后出臺多輪量化寬松政策，造成國際流動性泛濫，其他主要國際貨幣相對于人民幣出現(xiàn)貶值(由于人民幣尚未國際化，資本賬戶也未完全開放)。在這些因素的共同作用下，MR對人民幣REER波動的影響和解釋力度被相反的效應所削弱。

國內(nèi)外兩部門相對生產(chǎn)率差異對人民幣REER的波動存在一定的解釋力，但其解釋力不大，平均約為7.7%。由于這一變量代表了中國經(jīng)濟高速增長過程中的巴拉薩—薩繆爾森效應，這一結(jié)果說明中國兩部門相對生產(chǎn)率的快速提高并不會導致人民幣REER快速升值，也不會導致以美國為首的發(fā)達經(jīng)濟體所宣稱的“人民幣被大幅低估”。事實上，B-S效應無法很好解釋人民幣實際匯率變動的原因在于兩點：其一是我國特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，導致勞動力無法暢通地自由流動，社會工資難以趨于一致水平，并且貿(mào)易部門生產(chǎn)率提高但農(nóng)村仍有大量廉價勞動力作為雇工需求的補充，導致工資無法快速上漲；其二是中國工資收入占GDP的比重非常低，工資占產(chǎn)品的生產(chǎn)成本也較低(姜波克，2011)。在上述兩點的共同作用下，B-S效應的最重要的渠道(貿(mào)易部門生產(chǎn)率提高→工資提高→國內(nèi)價格水平上升→本幣實際匯率升值或被低估)在中國無法有效和暢通的傳導。圖2和圖3說明，雖然分別代表我國貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的制造業(yè)相對于服務業(yè)的生產(chǎn)率(以相對人均GDP代表)基本處于上升趨勢，但制造業(yè)和服務業(yè)的平均工資說明，生產(chǎn)率增長較慢的服務業(yè)工資水平無論在絕對值還是提升速度上都快于制造業(yè)，這一現(xiàn)實違背了B-S效應的先決條件。但是，相對生產(chǎn)率差異對人民幣REER波動的解釋力隨預測期逐步增加也說明，隨著中國的人口紅利、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)趨于消失，B-S效應的傳導渠道會更加通暢，相對生產(chǎn)率提高會更清晰地反映在衡量一國真實競爭力的實際匯率上。

圖2 我國制造業(yè)和服務業(yè)平均工資(元) 數(shù)據(jù)來源：根據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》進行整理計算. 圖3 我國制造業(yè)和服務業(yè)相對人均GDP

凈外部資產(chǎn)NFA對人民幣REER波動的解釋力度較弱，平均約3.9%。這一實證結(jié)果有力地反駁了發(fā)達經(jīng)濟體指責中國“經(jīng)常賬戶持續(xù)順差導致人民幣被大幅低估”的言論。NFA解釋力較弱的原因在于，在當前經(jīng)濟全球化和國際新型分工下，發(fā)展中國家出口具有比較優(yōu)勢的貿(mào)易品，通過國際收支順差積累外匯儲備，發(fā)達國家(美國為代表)出口具有比較優(yōu)勢的金融產(chǎn)品，發(fā)展中國家以其外匯儲備為發(fā)達國家融資，支撐著發(fā)達國家的過度消費，這是世界經(jīng)濟發(fā)展到一定階段形成的“新均衡”。

五、結(jié)論和啟示

本文在一個微觀、宏觀一致的框架下建立了實際匯率決定的理論模型，確定了實際匯率的三類決定因素，在結(jié)合國際環(huán)境和中國現(xiàn)實條件的基礎(chǔ)上，擴展引入了代表國內(nèi)外流動性和匯率形成機制改革的兩類控制因素，選取2005年7月至2017年12月的數(shù)據(jù)，通過VAR模型進行了人民幣實際匯率波動的實證檢驗和分析，得到了以下幾點結(jié)論和啟示：

一是人民幣名義匯率的浮動彈性增加對人民幣REER的波動有最強的影響，說明我國的匯率形成機制改革卓有成效，在匯率彈性逐漸增大的同時，也使人民幣實際匯率可以根據(jù)經(jīng)濟基本面和市場供求進行調(diào)節(jié)。根據(jù)脈沖響應的分析，如果一次性將人民幣名義匯率的彈性區(qū)間大幅開放，則會導致人民幣實際匯率在短期內(nèi)出現(xiàn)較大幅度的波動，這和中國經(jīng)濟的預期前景有關(guān)(人民幣匯率2014之前的持續(xù)升值、2015～2016年的較大幅度貶值反映了預期)，但這種預期包含了投機的因素，因此人民幣如果過快開放彈性區(qū)間，將可能造成過度貶值甚至大幅失調(diào)的結(jié)果，這對于中國的經(jīng)濟、外貿(mào)以及世界經(jīng)濟的復蘇都不利。另一方面，脈沖響應分析說明，人民幣實際匯率在過度偏離均衡水平后擁有自動調(diào)節(jié)機制，其超調(diào)的波動幅度會逐步縮減。從上述兩點可以看出，人民幣堅持漸進匯率形成機制改革，漸進放開匯率浮動區(qū)間是非常符合我國現(xiàn)實的決策。中國目前還不具備實行完全浮動匯率制的條件，正如Mckinoon和Schnabl(2009)在其研究中所指出的：從經(jīng)濟學的角度出發(fā)，當公眾未擺脫對人民幣的慣性思維，無法理性看待人民幣的趨勢時，不宜過快放開匯率浮動彈性是可行之策。

二是貿(mào)易條件對人民幣實際匯率波動的影響說明，中國的消費結(jié)構(gòu)和消費彈性隨著國民收入水平的提高在逐漸變化，未來中國社會保障進一步完善，市場信息更加通暢，通過貿(mào)易條件變動可以更好地調(diào)節(jié)國際收支。相對貨幣供給量對人民幣實際匯率波動影響說明，貨幣供應量在中國作為貨幣政策的中介變量之一，由于利率尚未完全市場化、資本流動管制較嚴格，因此無法非常明顯地對人民幣實際匯率產(chǎn)生影響和調(diào)節(jié)。未來在我國金融市場化不斷推進的過程中，作為匯率形成機制改革的輔助，貨幣供應量可以作為調(diào)節(jié)人民幣實際匯率的手段之一。

三是國內(nèi)外兩部門相對生產(chǎn)率、凈外部資產(chǎn)對人民幣實際匯率波動的影響都說明了，依據(jù)經(jīng)濟理論的預測在多數(shù)情況下都與現(xiàn)實情況難以完美相符。由于經(jīng)濟理論往往建立在抽象的條件和假設(shè)下，因此，在考慮了例如中國的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、世界經(jīng)濟新型分工的現(xiàn)實之后，國際經(jīng)濟學的經(jīng)典理論在解釋中國的實際情況時表現(xiàn)難稱優(yōu)異。然而，我們也必須注意到，隨著中國市場化改革的深入，現(xiàn)實條件逐漸接近于經(jīng)典理論模型的假設(shè)，則這些理論在中國的解釋力應當會進一步增強。

總體而言，人民幣實際匯率作為反映中國商品真實競爭力、連接國內(nèi)外經(jīng)濟的紐帶，不應處于波動較大的狀態(tài)中，而應當保持相對穩(wěn)定，這有利于國內(nèi)外經(jīng)濟金融的健康發(fā)展。根據(jù)本文的研究，要充分發(fā)揮各影響因素對人民幣實際匯率的調(diào)節(jié)作用，使之不過分偏離其均衡水平，這就要求中國政府對國內(nèi)投資和出口商品結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化，積極引導和鼓勵本國企業(yè)開展對外直接投資，轉(zhuǎn)移國內(nèi)過剩產(chǎn)業(yè)，增加高技術(shù)和能源類產(chǎn)品進口，減輕中國國際收支失衡的程度，合理引導市場的預期，及時釋放人民幣匯率升值或貶值的壓力。另一方面，應加快推進外匯管理體制改革，推進國內(nèi)金融市場化程度，減少國內(nèi)流動性過剩所引發(fā)的不穩(wěn)定風險，使內(nèi)外金融政策可以更好地配合，調(diào)節(jié)并保持人民幣實際匯率不過度低估或高估。最后，應當大力促進第三產(chǎn)業(yè)(服務業(yè))的發(fā)展，從內(nèi)部經(jīng)濟結(jié)構(gòu)入手調(diào)節(jié)人民幣實際匯率，使之趨向于均衡水平。

注釋：

①根據(jù)購買力平價理論(PPP)成立的條件和結(jié)論，兩種貨幣之間的實際匯率應為固定不變值或均值回歸過程。事實上，大多數(shù)實證研究發(fā)現(xiàn)，PPP理論無論在短期還是長期都難以成立，現(xiàn)實中的實際匯率往往不穩(wěn)定且偏離其均衡水平。中國自改革開放以來已經(jīng)歷了三十多年的經(jīng)濟高速增長，巴拉薩—薩繆爾森(B-S)假說認為，一國經(jīng)濟高速增長過程中常常伴隨著實際匯率的升值和高估，但人民幣實際匯率的走勢顯然與B-S假說難以相符(盧鋒，2006).

②效用函數(shù)的設(shè)定參考Devereux(2006)的可分離效用函數(shù)形式.

③為表達清晰，不帶*號表示本國變量，帶*號表示外國相應變量.

④趙先立.跨期一般均衡下的人民幣實際匯率的決定和失調(diào)——1994年一季度至2012年二季度[J].金融理論與實踐2013,(3):74-82.