趙先立

(中國人民銀行蘭州中心支行，甘肅 蘭州 730000)

2008年次貸危機(jī)之后，美國經(jīng)濟(jì)不振并且失業(yè)率處于高位，歐元區(qū)深陷歐債危機(jī)的泥潭，同時(shí)以我國為代表的新興經(jīng)濟(jì)體增長(zhǎng)穩(wěn)定，我國外匯儲(chǔ)備在2012年初突破3.3萬億美元的歷史高點(diǎn)，以美國為首的發(fā)達(dá)國家指責(zé)“人民幣匯率大幅低估”的呼聲又再度高漲。[1]2011年10月11日，美國參議院投票通過了事實(shí)上針對(duì)人民幣的《2011年貨幣匯率監(jiān)督改革法案》。2011年7月20日IMF所發(fā)布的聲明稱，IMF的24位執(zhí)行董事達(dá)成一致，就中期而言，強(qiáng)勢(shì)人民幣是提振內(nèi)需、重新平衡經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要組成部分，因此IMF向中國施加壓力，要求中國放開人民匯率浮動(dòng)區(qū)間的關(guān)注，允許人民幣進(jìn)一步大幅升值。[2]事實(shí)上，自2005年第二次匯改至今，人民幣名義匯率和人民幣實(shí)際有效匯率均大幅升值，并且目前已突破1美元兌換6.3人民幣的關(guān)口。2011年第4季度開始香港市場(chǎng)無本金遠(yuǎn)期交割(NDF)出現(xiàn)雙向波動(dòng)，另外，2011年中國經(jīng)常賬戶余額占GDP的比重已經(jīng)低至2.8%，這些事實(shí)可能意味著人民幣匯率已非常接近均衡水平。[3]因此，在人民幣保持漸進(jìn)升值、彈性區(qū)間不斷擴(kuò)大、國外輿論持續(xù)施壓以及國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)前景不明朗的現(xiàn)實(shí)背景下，研究人民幣匯率的均衡水平的決定并判斷人民幣匯率是否處于合理水平就具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

國外指責(zé)人民幣“匯率操縱或低估”的依據(jù)主要來自于一些研究者關(guān)于人民幣均衡匯率水平和失調(diào)的研究。多數(shù)國外研究認(rèn)為人民幣匯率存在大幅低估， Subramanian(2010)選取了WDI原始數(shù)據(jù)、依據(jù)城鄉(xiāng)偏差對(duì)中國GDP調(diào)整后的數(shù)據(jù)和PWT的數(shù)據(jù)，運(yùn)用擴(kuò)展的PPP方法(即B-S模型)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，人民幣在2005年低估約30%，并且人民幣2005年以來人民幣參考GDP增長(zhǎng)率的合意升值幅度和現(xiàn)實(shí)升值幅度大致相同，所以當(dāng)前人民幣低估程度與2005年相比并未改變，仍為30%。Cline和Williamson(2010)使用基本均衡匯率(FEER)模型估算得出中國合理的經(jīng)常賬戶余額是順差占GDP的比重應(yīng)在3%左右，根據(jù)這一標(biāo)準(zhǔn)和IMF的預(yù)測(cè)值進(jìn)行對(duì)比得出人民幣實(shí)際有效匯率2009被低估的幅度為30%，但如果將IMF預(yù)測(cè)的經(jīng)常項(xiàng)目盈余占GDP的比重下調(diào)，則2009年人民幣實(shí)際有效匯率低估約9%。

從已有文獻(xiàn)來看，國內(nèi)與國外研究的結(jié)論存在非常大的分歧，王澤填、姚洋(2008)使用擴(kuò)展購買力平價(jià)方法對(duì)184個(gè)國家及地區(qū)1974-2007年的年度面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估算，[4]他們?cè)趯?shí)際匯率決定模型中引入了衡量經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型對(duì)人均生產(chǎn)率影響的交叉項(xiàng)即農(nóng)村人口比重，并檢驗(yàn)了實(shí)證結(jié)果對(duì)樣本和解釋變量改變的敏感性，發(fā)現(xiàn)結(jié)果的穩(wěn)健性較高。估算結(jié)果顯示，人民幣自1985年之后一直被低估，2005-2007年人民幣被低估的幅度分別為23%、20%和16%。黃昌利(2010)基于行為均衡匯率和協(xié)整方法對(duì)人民幣匯率的長(zhǎng)期決定因素和失調(diào)問題進(jìn)行了實(shí)證研究，[5]研究發(fā)現(xiàn)人民幣匯率的失調(diào)程度近年來逐步減弱，但在2008年出現(xiàn)了一定程度的高估。秦朵、何新華(2010)設(shè)定了兩個(gè)均衡匯率模型，分別使用面板回歸和分國別協(xié)整檢驗(yàn)的方法對(duì)這兩個(gè)模型進(jìn)行了實(shí)證分析，[6]結(jié)果證明，之前的文獻(xiàn)大多高估了人民幣失調(diào)的程度，樣本國選取在評(píng)價(jià)人民幣是否失調(diào)時(shí)有很大的重要性，人民幣對(duì)美元和歐元存在一定的低估，但人民幣實(shí)際有效匯率并未低估。張志柏(2012)使用非平穩(wěn)面板回歸分析了人民幣和其他五種貨幣的實(shí)際有效匯率失調(diào)，[7]研究結(jié)果表明人民幣在2009至2010年出現(xiàn)低估，其他貨幣如美元、日元在1980至2010年間也存在交替的高估和低估，因此人民幣某些年份出現(xiàn)低估并非個(gè)例。

從現(xiàn)有關(guān)于人民幣均衡匯率的研究中可以看出，這些研究所使用的都是有代表性的均衡匯率模型，變量、數(shù)據(jù)、基期的不同選取會(huì)令結(jié)果有較大的差異。[8]總體而言，國外的研究基本認(rèn)為2008年之前人民幣存在大幅低估，國內(nèi)研究則認(rèn)為低估程度有限，但在2008年之后，國內(nèi)外研究者對(duì)于人民幣匯率是否需要進(jìn)一步大幅升值卻存在很大的爭(zhēng)議。因此，需要使用新方法、新數(shù)據(jù)來研究人民幣匯率的均衡水平。[9]文章試圖運(yùn)用貨幣分析框架建立人民幣匯率決定的理論模型，并在此基礎(chǔ)上使用1994年1季度至2012年2季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、均衡匯率決定的理論模型

(一)假設(shè)條件

假定世界上存在兩個(gè)國家，本國和外國，本幣與外幣資產(chǎn)用于國際金融市場(chǎng)交易的部分可以完全替代，商品市場(chǎng)和證券市場(chǎng)可以較為靈活地進(jìn)行調(diào)整，并達(dá)到出清的狀態(tài)。兩國的商品可以在國際市場(chǎng)上進(jìn)行交易，兩國的商品存在跨國套購機(jī)制。

(二)基本模型

在一國實(shí)際貨幣需求相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)下(根據(jù)對(duì)稱性，外國與本國有著類似的經(jīng)濟(jì)表達(dá)式，變量加右上標(biāo)“﹡”代表外國變量)，可以表示為利率r、國民收入y以及物價(jià)水平P的穩(wěn)定函數(shù)，令Md和Ms分別代表本國的貨幣需求，即為：

Md=K(y,r)P

(1)

則貨幣市場(chǎng)的均衡條件可以表示為：

Ms=K(y,r)P

(2)

當(dāng)由于Ms、y、r的變動(dòng)而造成貨幣市場(chǎng)失衡的時(shí)候，會(huì)導(dǎo)致兩國的商品價(jià)格發(fā)生變動(dòng)，在商品市場(chǎng)可以調(diào)整、價(jià)格可以較為快速的達(dá)到出清價(jià)格的情況下，兩國的價(jià)格水平取決于各自的貨幣供給和貨幣需求，則本國和外國的價(jià)格水平可以分別表示為：

(3)

由于兩國的貿(mào)易商品具有完全替代性，在商品的套購活動(dòng)中一價(jià)定律(LOOP)成立，則可以推出兩國商品在國內(nèi)外的價(jià)格用同一種貨幣來表示是一致的：

P=SP*

(4)

其中，S為直接標(biāo)價(jià)法的名義匯率，則由(3)式和(4)式可以得到：

(5)

根據(jù)上述傳導(dǎo)過程，國際商品套購機(jī)制就通過商品市場(chǎng)的價(jià)格水平將匯率與兩國貨幣市場(chǎng)的供給和需求存量聯(lián)系在一起。均衡匯率則正是使兩國公眾的合意貨幣需求與貨幣市場(chǎng)的相對(duì)供給存量恰好相等時(shí)的匯率水平。

(5)式中的K、K*又可以表示為國民收入y和利率r的函數(shù)，即為：

K=kyαr-β,K=k*(y*)α(r*)-β

(6)

在(6)式中，k、α、β分別代表以貨幣形式持有收入的比例、貨幣需求的收入彈性和利率彈性，代表了兩國的經(jīng)濟(jì)習(xí)慣，為外生變量，不輕易發(fā)生變動(dòng)，這里假定兩國的α和β相同。將(6)式代入(5)式后可以得到：

(7)

則(7)式即為貨幣分析法下的均衡匯率e決定模型。模型顯示，均衡匯率由相對(duì)貨幣供給量、相對(duì)國民收入以及相對(duì)利率三類因素決定，由于k、α、β都為外生固定變量，則將(7)式兩邊進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化可以得到均衡匯率的線性實(shí)證模型：

(8)

(8)式中，a1、a2和a3分別為各因素對(duì)實(shí)際匯率影響的彈性系數(shù)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

在實(shí)證模型(8)式的基礎(chǔ)上，可以對(duì)人民幣均衡匯率水平進(jìn)行實(shí)證估算，首先對(duì)于各變量數(shù)據(jù)的選取進(jìn)行說明。

由于理論模型分析中決定的均衡匯率代表了兩國貨幣的實(shí)際比價(jià)，我們這里選取人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率RER作為代理變量，實(shí)際匯率可以反映人民幣的真實(shí)對(duì)外價(jià)值和競(jìng)爭(zhēng)力，由公式RER=SP*/P計(jì)算可得到中美實(shí)際匯率(RER、S在這里均使用直接標(biāo)價(jià)法，數(shù)值下降代表升值)。[10]事實(shí)上，美國作為“人民幣操縱論，大幅低估論”的積極鼓吹國，測(cè)算中美雙邊均衡匯率具有重要的代表意義。中美兩國的環(huán)比CPI都根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫的月度指標(biāo)換算為季度指標(biāo)，并調(diào)整為1985年為基期的定基數(shù)據(jù)。

(一)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在驗(yàn)證人民幣實(shí)際匯率和各解釋變量間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系之前，首先要對(duì)各解釋變量依次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，各變量都存在單位根，且各變量均在1%的顯著水平上為一階單整I(1)序列，即水平序列的一階差分為平穩(wěn)序列，如表1所示。

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：?表示變量的一階差分，C、T分別代表檢驗(yàn)方程中含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，P為滯后階數(shù)，0代表不含對(duì)應(yīng)項(xiàng)，*表示通過顯著水平為1%的檢驗(yàn)

(二)協(xié)整檢驗(yàn)和分析

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，各變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。文章使用Johansen方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，Johansen方法是基于VAR(向量自回歸)模型的協(xié)整檢驗(yàn)，可以有效地避免由于變量之間存在內(nèi)生性問題而帶來的估計(jì)失準(zhǔn)。這里從4階滯后開始，逐步調(diào)整至1階，依據(jù)AIC赤池信息準(zhǔn)則與SC施瓦茨信息準(zhǔn)則可以選定協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，基于1994Q1～2012Q2季度數(shù)據(jù)的與各解釋變量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，如表2所示。

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示在5%的水平下顯著

要進(jìn)一步得到lnRER、lnMR、lnyR、lnrR4個(gè)變量之間的協(xié)整方程，檢驗(yàn)協(xié)整方程中各變量的系數(shù)是否在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，并對(duì)各系數(shù)進(jìn)行分析。由于只需要各變量對(duì)于人民幣實(shí)際匯率的影響系數(shù)，因此可以得到標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整關(guān)系，如表3所示。

表3 標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系

根據(jù)表3可知，人民幣實(shí)際匯率與各變量之間的協(xié)整方程為：

lnRER=0.3869+0.4316lnMR-1.0503lnyR-0.09232lnrR

(9)

t值： (9.909) (-5.199) (-3.199)

標(biāo)準(zhǔn)差： (0.2997) (0.1071) (0.1753)

如(9)式所示，協(xié)整方程中各解釋變量的系數(shù)均為顯著，表明模型擬合度較好。lnMR的彈性系數(shù)約為0.4316，即我國相對(duì)于美國的貨幣供給量每提高1%，會(huì)引起人民幣實(shí)際匯率貶值約0.4316%(人民幣實(shí)際匯率為直接標(biāo)價(jià)法)，這一結(jié)果是由于本國居民所持有貨幣余額的提升會(huì)刺激總需求，使國民對(duì)進(jìn)口商品的消費(fèi)需求增加，這可能使國際收支惡化，從而需要實(shí)際匯率貶值以恢復(fù)國際收支均衡。lnyR的彈性系數(shù)約為-1.0503，表明美國相對(duì)于我國的國民收入每提高1%將帶動(dòng)人民幣實(shí)際匯率升值1.0503%，這說明美國國民收入的提高會(huì)增加對(duì)我國商品的消費(fèi)需求，導(dǎo)致我國出口增加，國際收支出現(xiàn)順差，引起實(shí)際匯率的升值，這一變量的系數(shù)也反映了美國以消費(fèi)為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響。lnrR的彈性系數(shù)約為-0.09232，表明我國相對(duì)于美國的利率水平每上升1%，會(huì)令人民幣實(shí)際匯率升值約0.09232%，這是由于國內(nèi)外正的利差會(huì)導(dǎo)致國際資本流入國內(nèi)市場(chǎng)進(jìn)行套利，從而推高本國的實(shí)際匯率水平，這一系數(shù)較小的原因可能是我國利率市場(chǎng)化改革尚未完成，對(duì)于資本賬戶仍有著相對(duì)嚴(yán)格的管制，因此利率連接國內(nèi)外的傳導(dǎo)機(jī)制無法有效發(fā)揮，lnrR的彈性系數(shù)則會(huì)出現(xiàn)一定程度的削弱。

四、人民幣均衡匯率、匯率失調(diào)的測(cè)算和分析

將各解釋變量的現(xiàn)時(shí)(短期)值、長(zhǎng)期可持續(xù)值(采取HP濾波獲得)代入?yún)f(xié)整方程(9)，并經(jīng)過去對(duì)數(shù)化計(jì)算可分別得到人民幣對(duì)美元的短期均衡匯率CRER和長(zhǎng)期均衡匯率LRER，如表4所示。RER、CRER和LRER在樣本期內(nèi)都具有明顯的升值趨勢(shì)，短期均衡匯率CRER波動(dòng)性較大，這可能是由于短期擾動(dòng)或周期性因素而造成的不平穩(wěn)，相比之下長(zhǎng)期均衡匯率LRER的曲線更穩(wěn)定平滑，這體現(xiàn)了各解釋變量的長(zhǎng)期可持續(xù)水平對(duì)人民幣均衡匯率的影響。對(duì)人民幣實(shí)際匯率的長(zhǎng)期失調(diào)進(jìn)行分析如圖1所示。經(jīng)測(cè)算人民幣實(shí)際匯率在樣本期內(nèi)偏離均衡水平的情況可分為以下八個(gè)時(shí)期。

表4 人民幣事實(shí)的實(shí)際匯率和短期的、長(zhǎng)期的均衡匯率

Q419996．9649936．769576．91226Q120095．9979856．0544986．168755Q120006．9723866．9469516．937759Q220096．0595545．9801586．148033Q220006．9506187．0147896．957253Q320096．1217036．0151316．158317Q320006．9301127．0738016．942044Q420096．0492185．8833726．076046Q420006．9347566．9335536．957735Q120105．9694026．075545．987973Q120016．9508386．9469846．963949Q220105．9057756．032965．922624Q220016．9708756．8846316．972764Q320105．7623195．8547635．772315Q320016．9794826．9208847．073267Q420105．6963345．6527625．70764Q420017．0019496．8828547．037101Q120115．5960815．7697435．647002Q120026．984736．956627．046911Q220115．5011265．6514875．558994Q220027．0047357．0354457．077842Q320115．4548615．4333045．499906Q320027．4587357．0845037．51978Q420115．3566325．3052735．433599Q420027．4223617．0200667．451331Q120125．2820985．3210925．344885Q120037．3584627．1743137．22793Q220125．2375155．2144755．280341

圖1 人民幣實(shí)際匯率的長(zhǎng)期失調(diào)程度(在0%軸之上為高估)

第一個(gè)時(shí)期：1994年一季度到1995年四季度，人民幣實(shí)際匯率處于低估狀態(tài)，但低估程度不斷減弱；第二個(gè)時(shí)期：1996年一季度到1998年四季度，人民幣實(shí)際匯率出現(xiàn)高估狀態(tài)，高估的程度在1996年Q3達(dá)到峰值，隨后逐步減弱；第三個(gè)時(shí)期：1999年一季度到2000年二季度，人民幣實(shí)際匯率轉(zhuǎn)為低估狀態(tài)，但低估程度總體而言比較輕微，這期間每個(gè)季度的失調(diào)絕對(duì)值都低于1%；第四個(gè)時(shí)期：2000年三季度到2002年二季度，人民幣實(shí)際匯率再次處于高估狀態(tài)，但這一時(shí)期的高估程度較輕；第五個(gè)時(shí)期：2002年三季度到2008年一季度，人民幣實(shí)際匯率處于低估的時(shí)間跨度長(zhǎng)達(dá)近六年，低估程度在2004年三季度達(dá)到最大值-8.66%，隨后逐漸減弱直至低估消除；第六個(gè)時(shí)期：2008年二季度到2009年二季度，人民幣實(shí)際匯率處于高估狀態(tài)，各季度的平均高估程度接近4%；第七個(gè)時(shí)期：2009年三季度到2010年二季度，這一時(shí)期人民幣實(shí)際匯率僅僅表現(xiàn)出非常輕微的低估狀態(tài)；第八個(gè)時(shí)期：2010年三季度到2012年二季度，人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率再次處于高估狀態(tài)，在2012年一季度高估程度達(dá)到這一時(shí)期內(nèi)的最高值1.37%，但2012年二季度之后人民幣高估的幅度已經(jīng)有了較明顯的減小。

通過上述對(duì)人民幣實(shí)際匯率長(zhǎng)期失調(diào)的階段性特征和幅度大小的分析可以發(fā)現(xiàn)，人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率在樣本期內(nèi)不存在大幅失調(diào)，人民幣實(shí)際匯率圍繞長(zhǎng)期均衡水平上下波動(dòng)，低估幅度最大不超過11%，高估幅度不超過7%，并且從2005年第二次匯改之后，人民幣實(shí)際匯率的失調(diào)程度較之前的時(shí)期大為減輕，這說明我國增加匯率彈性的匯率形成機(jī)制改革卓有成效，人民幣實(shí)際匯率已具有一定的自我調(diào)節(jié)能力。

五、結(jié)論

根據(jù)資產(chǎn)市場(chǎng)理論中的貨幣分析框架建立了均衡匯率的決定模型，從理論模型可知，均衡匯率由兩國相對(duì)貨幣供給量、相對(duì)國民收入和相對(duì)利率水平共同決定，這三者的變動(dòng)引起了匯率的波動(dòng)?；诶碚撃Ｐ蛯?duì)1994年1季度至2012年2季度的人民幣均衡匯率和匯率失調(diào)幅度進(jìn)行了測(cè)算，得出以下結(jié)論：

1)人民幣實(shí)際匯率在樣本期低估與高估交替出現(xiàn)，2008年之前低估的時(shí)期較多，2008年之后持續(xù)小幅高估的時(shí)期較多?？傮w來說，人民幣實(shí)際匯率圍繞長(zhǎng)期均衡匯率水平上下波動(dòng)，不存在嚴(yán)重失調(diào)。并且，從近年來的表現(xiàn)可知，人民幣匯率具有一定的自發(fā)調(diào)節(jié)機(jī)制，在樣本期并未顯著的偏離均衡水平。因此，以美國為首的發(fā)達(dá)國家指責(zé)“人民幣匯率大幅低估”是沒有事實(shí)根據(jù)的言論。

2)根據(jù)實(shí)證研究的結(jié)果，兩國相對(duì)國民收入對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響程度最大，體現(xiàn)了美國對(duì)于我國出口商品巨大的需求量是引起我國順差進(jìn)而推動(dòng)人民幣匯率升值的重要力量，這一升值壓力是由于美國以消費(fèi)為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和我國儲(chǔ)蓄率較高共同造成的結(jié)果，在一定程度上說明我國經(jīng)濟(jì)對(duì)于外需的依賴。從另一層面來看，這一變量對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響程度也暗示了隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)中國國民收入也必然隨之提高，從而可以拉動(dòng)消費(fèi)和對(duì)外國商品的需求，逐步緩解國際收支失衡和人民幣升值的壓力。

3)中美相對(duì)利率水平對(duì)于人民幣實(shí)際匯率的影響程度較小說明，我國的金融自由化程度仍然不高，利率無法有效發(fā)揮連接和調(diào)節(jié)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的作用，國際金融市場(chǎng)的資本和貨幣配置作用沒有很好的經(jīng)由利率這一傳導(dǎo)渠道得到發(fā)揮，因此我國應(yīng)繼續(xù)深化金融體制的改革，推進(jìn)利率市場(chǎng)化，逐步放松資本項(xiàng)目的嚴(yán)格管制。

4)中美相對(duì)貨幣供給量對(duì)于人民幣實(shí)際匯率的影響程度說明，貨幣政策可以成為調(diào)節(jié)人民幣匯率的工具之一，并且為了促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)四大目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，應(yīng)配合其他政策，逐步提升居民收入，擴(kuò)大內(nèi)需，減少中國貿(mào)易順差規(guī)模使國際收支向均衡水平調(diào)整。加快推進(jìn)外匯管理體制改革，使我國貨幣政策的作用機(jī)制能更好的發(fā)揮，同時(shí)堅(jiān)持人民幣匯率政策作為國家主權(quán)的獨(dú)立性，自主設(shè)定人民幣匯率形成機(jī)制的改革路徑，自主把握是否干預(yù)人民幣和人民幣波動(dòng)的方向、幅度和節(jié)奏。

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