人民幣實際均衡匯率模型的構建

肖揚

（湖南科技學院 經濟與管理學院，長沙 410151）

1 均衡匯率理論的比較分析

均衡匯率理論的核心是分析基本經濟因素變化對均衡匯率的影響，并利用它們之間存在的系統(tǒng)聯(lián)系來估計均衡匯率?；诓煌难芯拷嵌群脱芯糠椒ǎ壳按罅渴褂玫闹饕形宸N研究均衡匯率的理論方法，分別為購買力平價理論（縮寫為PPP）、基本要素均衡匯率理論（Fundamental Equilibrium Exchange Rates，縮寫為FEER）、行為均衡匯率理論（縮寫為BEER）、自然均衡匯率理論（縮寫為NATREX）、均衡實際匯率理論（縮寫為ERER）等。

購買力平價理論易于理解，具備簡單性、易操作性。但購買力平價的市場基礎是 “一價定律”，而在現(xiàn)實中，“一價定律”是很難成立的。該理論的假設條件在現(xiàn)實中也是難以實現(xiàn)的。所以基于此方法進行的實證分析的準確性也是值得商榷的。由于購買力平價理論的研究較早，具有深厚的規(guī)范和實證基礎，故在均衡匯率的初步判斷中仍具有重要價值。

基本要素均衡匯率理淪的優(yōu)點為抽象掉短期和周期性因素的影響，集中分析基本經濟因素，揭示了均衡匯率的本質，并通過集中分析經常賬戶，提供一種簡明和系統(tǒng)的均衡匯率分析方法。但局限性也在所難免。FEER模型所估計出來的匯率水平有移動變化特征，僅僅分析了流量均衡而忽略了存量均衡。另外，F(xiàn)EER模型所測算的均衡匯率是在理想的經濟條件下得到的結果，帶有規(guī)范性要求。并且在實際的數(shù)據(jù)處理過程中，如何去除短期的和周期性的因素還是一個有待進一步解決的問題。

行為均衡匯率理論考慮的影響因素更為廣泛，考慮更全面。而且只涉及單一方程簡約型模型的估計，所以具有較強的可操作性。同時得到了實證研究較好的支持，這是其他的均衡匯率方法所難以匹敵的。但BEER方法的不足之處是它沒有直接地考慮內外部均衡問題。由于BEER方法包括了實際有效匯率行為的直接的經濟計量分析，提供了較好的計算方法和解釋性例子，具有較好的解釋力。

自然均衡匯率理論是一個實證概念，它是在現(xiàn)有的經濟政策基礎上尋求由實際基本經濟因素決定的均衡匯率，而不涉及社會福利問題。另外，它具備考慮存量均衡條件所要求的特征，這是FEER模型所沒有做到的。從實證結果看，NATREX模型具有較好的解釋力。但NATREX模型是根據(jù)經濟發(fā)展的趨勢人為設計的，在現(xiàn)實中幾乎不可能實現(xiàn)，模型本身也永遠不能觀察到，而只能觀察到朝著移動均衡水平NATREX調整的現(xiàn)實的實際匯率。

均衡實際匯率理論即ERER模型充分考慮了發(fā)展中國家轉型經濟的特點，比較適用于對發(fā)展中國家均衡匯率的測度和現(xiàn)行匯率評價。但該模型在現(xiàn)實中的適用性也受到了一定的限制。ERER模型是建立在宏觀經濟體內外部同時均衡的條件下，所以宏觀經濟理論本身對現(xiàn)實經濟是否能有很好的解釋，能否得到實證支持將對模型的建立有很大的影響。首先，由于宏觀經濟理論的不斷發(fā)展，所建立的均衡方程也各不相同，從而得到的影響均衡匯率的基本因素也就大有差別。同時，反映發(fā)展中國家轉型經濟特點的某些經濟變量在回歸結果中可能會不顯著。另外，模型中的一些變量的現(xiàn)實取值無法直接得到，必須在實證過程中進行修正，用其他變量代替。由模型得出的均衡實際匯率也無法直接觀察，如何測度其精確性還值得進一步研究。

由于我國是一個發(fā)展中國家，較符合ERER法的模型創(chuàng)建條件，所以本文將在Edwards、Elbadawi模型的基礎上，采用ERER方法對我國近年來的人民幣匯率進行均衡估計，并將具體介紹原始的Edwards、Elbadawi模型。

2 模型的構建

2.1 人民幣均衡實際匯率模型

本文以Elbadawi的發(fā)展中國家均衡實際匯率模型為基礎，建立人民幣均衡實際匯率模型。通過構建非貿易品需求和非貿易品供給函數(shù)，并根據(jù)發(fā)展中國家的特點給出外生變量和政策變量，通過非貿易品市場出清的條件方程，求解非貿易品市場均衡時的實際匯率水平。

假定國內貿易品價格PX和PM分別由國際市場以外幣表示的出口價格PX*和PM*進口價格決定，即：

PX和PM分別是出口品國內價格和進口品國內價格，E為直接標價法下的名義匯率，tX為出口凈稅率，tM為進口凈稅率。

國內支出由私人部門的國內總支出和政府部門支出兩部分構成，則非貿易品總需求函數(shù)可以表示為：

其中，Dn為非貿易品總需求，dnp為私人部門非貿易支出占私人部門總支出的比重，由PX、PM、PN內生決定，PN為非貿易品價格，A為國內總支出，Yg為政府總支出，(A-Yg)為私人部門總支出，Yng為政府非貿易品支出。

非貿易品總供給函數(shù)可表示為：

其中，Sn為非貿易品總供給，sn為非貿易品產出占總產出的比例，是PXPMPN三個變量的函數(shù)，Y是國內總產出。

非貿易品市場實現(xiàn)均衡的條件是Sn=Dn，即：

將實際匯率定義為內部實際匯率，則有：

即內部實際匯率等于本國貿易品價格與非貿易品價格之比，表示內部實際匯率，為進口品價格的幾何平均加權系數(shù)。

根據(jù)方程（1）～（5），可以求出使非貿易品市場實現(xiàn)均衡的實際均衡匯率：

其中，TOT為貿易條件，表示出口價格與進口價格之比。如果將tX,tM以及配額和外匯管制等因素統(tǒng)一定義為貿易開放度，并將方程取對數(shù)形式，有：

國內總支出A是內生變量，將其進一步表示為：

其中NKI表示可持續(xù)的凈資本流入（或可持續(xù)的經常項目差額），r*為國際利率，σ是非貿易品支出占總支出的比重，Elnet+1是在時間t預期t+1時的實際匯率。

方程（8）的線性形式為：

模型選取變量沒有考慮國內外的利率差是由于我國對資本的國際流動實行嚴格的管制，利率的調整不會引起大量外流，影響僅僅在短期存在，對于中長期均衡匯率沒有很大的影響，而且實證分析中難以找到國際利率的合適指標，故在方程（9）中省略國際利率，將其代入方程（7），得到實際匯率決定的動態(tài)方程：

當方程右邊的變量具有可持續(xù)性時，對應的實際匯率就是均衡實際匯率。利用遞推方法可求出均衡實際匯率。均衡實際匯率可以分為兩種，即短期實際均衡匯率和長期均衡實際匯率。

2.2 數(shù)據(jù)說明

本文運用協(xié)整理論來判斷人民幣匯率與其決定因素之間的長期穩(wěn)定關系。使用Eviews5.0進行計量分析。由于數(shù)據(jù)波動太大，為消除異方差，使單位無量綱化，將所有數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，分別命名為LNREER、LOPEN、LTOT、LNFA、LPRCD、LGEXP。由于數(shù)據(jù)采用的是季度數(shù)據(jù)，存在季節(jié)效應，使用X11進行季節(jié)調整。經濟時間序列一般都是非平穩(wěn)的時間序列，做協(xié)整分析要求時間序列必須是平穩(wěn)的，對不平穩(wěn)的時間序列作回歸會產生錯誤的推論，引致“偽回歸”。所以我們首先要進行單位根檢驗，將所有的序列平穩(wěn)化。

本文在借鑒國內外的成果上，以Elbadawi的發(fā)展中國家均衡實際匯率模型為基礎，選取了如下6個變量用于實證模型。

①貿易條件TOT。鑒于進出口價格指數(shù)的可得性，本文使用收入貿易條件，收入貿易條件可以近似地轉化為出口總額與進口總額之比，取自然對數(shù)進入模型，數(shù)據(jù)來自IFS；

②開放度OPEN。采用IFS出口額和進口額按照當時的名義雙邊匯率折算為人民幣計價，然后除以GDP得到開放度指標，美元兌人民幣匯率來自IFS，GDP來自WIND數(shù)據(jù)庫；

③凈對外資產NFA。數(shù)據(jù)來自IFS，凈對外資產通過匯率換算成人民幣計價后除以GDP；

④政府支出GEXP。政府支出月度數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫，轉換為季度數(shù)據(jù)以后除以GDP；

⑤相對勞動生產率PRCD。使用中國人均GDP占美國人均GDP的百分比作為替代變量，GDP除以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口代表人均GDP，城鎮(zhèn)單位就業(yè)人口來自WIND，美國的人均GDP以GDP除以當季的就業(yè)人口數(shù)代替，數(shù)據(jù)來自IFS。

⑥人民幣實際有效匯率REER，本文選取人民幣實際有效匯率指數(shù)，為間接標價法。數(shù)據(jù)來源于IFS。

圖1給出了上述5個變量及人民幣實際有效匯率的時間序列圖形，所有的數(shù)據(jù)都取對數(shù)形式，在變量前加“L”表示，5個解釋變量使用X11進行季節(jié)調整，在序列后面加“SA”表示。樣本區(qū)間為1994年第1季度至2007年第3季度。實際有效匯率使用的是有效匯率指數(shù)，因此季節(jié)效應不明顯，不作季節(jié)效應調整。貿易條件TOT季節(jié)調整后的序列圖與未季節(jié)調整的序列圖相差不大，且季節(jié)相應不太明顯，和其他圖形也不一樣。這是因為我們使用的是收入貿易條件（收入貿易條件可以近似地轉化為出口總額與進口總額之比）。這樣始終體現(xiàn)的是進出口關系，原本擔心出現(xiàn)季節(jié)效應（明顯的鋸齒狀），從數(shù)據(jù)的實際看，季節(jié)效應不明顯，不作季節(jié)效應調整。

根據(jù)行為均衡實際匯率模型，在確定了決定均衡實際匯率的基本要素變量之后，可以運用協(xié)整分析來求解人民幣均衡實際匯率。首先，對所有變量進行單位根檢驗，確定其單整階數(shù)；然后運用Johansen協(xié)整檢驗判斷變量之間的協(xié)整關系；最后計算基本要素變量的長期均衡值，進而求解人民幣均衡實際匯率及其失調情況。

2.3 單位根檢驗

圖1 人民幣實際有效匯率及基本面變量的時間序列圖

運用增廣的迪基—富勒（ADF）檢驗各時間序列及其一階差分是否平穩(wěn)。ADF檢驗方程為：

其中△為一階滯后算子。檢驗方程有三種形式，即可在上式中包含常數(shù)項c或趨勢項。滯后階數(shù)經試驗選取使得AIC和SC值達到最小的上述方程中的p值。原假設為時間序列存在一個單位根。若ADF值大于臨界值，則接受原假設，意味著時間序列存在單位根。若拒絕原假設，意味著原序列平穩(wěn)。在檢驗形式的選擇上，采用王少平（2003）介紹的經驗做法：首先考察數(shù)據(jù)圖形，如果數(shù)據(jù)呈現(xiàn)無規(guī)則上升、下降并反復這一狀況，說明數(shù)據(jù)主要由隨機趨勢支配，檢驗不帶有趨勢項和不帶有常數(shù)項形式；如果數(shù)據(jù)呈現(xiàn)明顯的隨時間遞增（減）的趨勢且趨勢并不太陡，說明支配數(shù)據(jù)的既有隨機趨勢，也有確定趨勢，檢驗不帶有趨勢項帶有常數(shù)項形式；如果數(shù)據(jù)呈現(xiàn)隨時間快速增（減）的趨勢，說明確定性趨勢中的時間趨勢占絕對支配地位，檢驗帶有趨勢項和常數(shù)項形式。然后進一步檢驗趨勢項或常數(shù)項的顯著性，以確定最后的檢驗形式。

利用Eviews5.0對人民幣實際有效匯率和經過季節(jié)調整的基本要素變量進行ADF檢驗。檢驗結果如表1，其中D（.）表示差分。結果表明上述所有變量是一階單整序列，符合協(xié)整要求，可以進行協(xié)整分析。

2.4 Johansen協(xié)整檢驗

研究一組非平穩(wěn)時間序列時，一般要檢驗它們是否具有協(xié)整關系，以進一步確認各變量之間的長期均衡關系。協(xié)整方法包括EG兩步法和Johansen在1998年提出的一種以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數(shù)的方法，稱為Johansen協(xié)整檢驗。前者適用于兩個變量之間的協(xié)整檢驗，而本文研究的是多變量協(xié)整，所以我們使用檢驗Johansen協(xié)整。和單變量時間序列一樣，多變量協(xié)整檢驗也可以包含截距項和趨勢項。本文采用默認選項，即觀測序列有線性確定趨勢項并且協(xié)整方程只有截距項。協(xié)整檢驗的滯后區(qū)間是指回歸中的一階差分的滯后項，本文根據(jù)LR原則確定滯后階數(shù)為4。協(xié)整結果見表2、表3。

表1 單位根檢驗

表2 Johansen協(xié)整檢驗 （Trace）

估計結果顯示，跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量的檢驗都拒絕了沒有協(xié)整方程的假設，說明實際有效匯率、貿易條件、對外開放度、政府支出、凈對外資產、相對勞動生產率確實存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗（Maximum Eigenvalue）

2.5 人民幣實際均衡匯率對數(shù)線性模型

表4顯示了VAR模型的整體檢驗結果。圖3顯示了VAR模型的AR根模的倒數(shù)都小于1，位于單位圓中。對模型的殘差檢驗發(fā)現(xiàn)它已經是平穩(wěn)序列，并且具有零均值回復現(xiàn)象，證明協(xié)整關系是穩(wěn)定的。

將LNREER寫成因變量，其他變量為自變量，經標準化后的協(xié)整方程為：

現(xiàn)在我們來分析協(xié)整方程（12）的經濟含義。方程左邊是建立在基本經濟要素基礎上的人民幣均衡匯率，基本經濟要素對人民幣匯率的影響方向與我們的定性分析是基本一致的。貿易條件改善，對貿易項目產生收入效應和替代效應，收入效應使貿易項目改善，替代效應使貿易項目惡化，一般來說，收入效應大于替代效應，貿易條件改善導致均衡實際匯率升值，貿易條件與均衡實際匯率同向變化，對具有轉型經濟特點的中國來說，貿易條件變化帶來的收入效應要大于替代效應。對外開放度增加，國際收支惡化，要求均衡實際匯率貶值以維持外部均衡，對外開放度與均衡實際匯率是反向變化，開放度對人民幣匯率的影響為負，和我們的預期一致。對發(fā)展中國家來說，對外貿易開放程度擴大，經常項目收支惡化，要求均衡匯率貶值來維持外部均衡。相對勞動生產率提高，會產生收入效應和供給效應，收入效應使本國貿易項目惡化，供給效應會提高本國的供給能力和對本國進口的競爭力，促進本國出口和抑制本國進口，一般來說，收入效應小于供給效應，導致本國貿易項目改善，要求均衡實際匯率升值維持外部均衡。經濟增長率增加導致均衡匯率貶值，說明我國的技術進步主要發(fā)生在非貿易品部門，這個結論與愛德華茲（1989）對發(fā)展中國家的研究結論是一致的。對外凈資產的增加，本幣升值，反之貶值。政府支出與匯率的變動是一致的，政府支出增加，導致非貿易品價格上升，均衡實際匯率升值，政府支出與均衡實際匯率是同向變化。

表4 VAR模型整體檢驗結果

表5 經過標準化后的協(xié)整系數(shù)

從彈性系數(shù)上來分析，貿易條件改善一個百分點會引起均衡有效匯率0.34個百分點的變化，即升值0.34個百分點。對外開放度對人民幣均衡匯率的彈性系數(shù)為0.20。勞動生產率對均衡匯率的彈性系數(shù)為-0.18，即勞動生產率增加一個百分點，均衡匯率將貶值0.18個百分點。對外凈資產率上升一個百分點，均衡有效匯率升值0.13個百分點。政府支出引致匯率的波動為0.33個百分點。

3 結論

上面的實證檢驗結果顯示，我們選取的基本變量都很好地解釋了人民幣匯率值，說明實際有效匯率、貿易條件、對外開放度、政府支出、凈對外資產、相對勞動生產率確實存在長期穩(wěn)定的均衡關系。協(xié)整分析表明，對外貿易狀況（貿易條件和對外開放度）、技術進步（相對勞動生產率）和對外凈資產是人民幣均衡實際匯率的長期決定因素。基本經濟要素對人民幣匯率的影響方向與我們的定性分析是基本一致的：貿易條件改善，導致均衡實際匯率升值；對外開放度增加，國際收支惡化，要求均衡實際匯率貶值以維持外部均衡，對外開放度與均衡實際匯率是反向變化，開放度對人民幣匯率的影響為負；經濟增長率增加導致均衡匯率貶值，說明我國的技術進步主要發(fā)生在非貿易品部門，對外凈資產的增加，本幣升值，反之貶值；政府支出與匯率的變動是一致的，政府支出增加，導致非貿易品價格上升，均衡實際匯率升值，政府支出與均衡實際匯率是同向變化。

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