黃均華

（廈門大學(xué)，福建廈門361005）

一、引 言

匯率是開放經(jīng)濟(jì)的核心經(jīng)濟(jì)變量。作為經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易大國(guó)，人民幣匯率決定問題一直是學(xué)術(shù)界的研究熱點(diǎn)。自2005年7月“匯改”以來，人民幣兌美元名義匯率的升值幅度達(dá)到26%。與人民幣升值相伴隨，我國(guó)工資、物價(jià)以及房?jī)r(jià)持續(xù)上漲，出現(xiàn)“對(duì)外升值，對(duì)內(nèi)貶值”這種看似矛盾的現(xiàn)象，而這實(shí)際上反映了人民幣實(shí)際匯率處于不斷升值的狀態(tài)。因此，研究實(shí)際匯率的長(zhǎng)期決定機(jī)制對(duì)于理解名義匯率和價(jià)格水平的變化有著非常重要的意義。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響因素做了很多有益探討。不過，相當(dāng)一部分學(xué)者對(duì)人民幣實(shí)際匯率的研究都是基于“巴拉薩－薩繆爾森假說”。該假說強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步或勞動(dòng)生產(chǎn)率發(fā)展在實(shí)際匯率決定中的重要作用，揭示了實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)在聯(lián)系，為高速增長(zhǎng)國(guó)家的實(shí)際匯率長(zhǎng)期走勢(shì)提供了重要的分析方法。 盧鋒（2006）、姚洋（2009）、黃昌利（2010）等多位學(xué)者對(duì)人民幣實(shí)際匯率的研究支持“巴拉薩－薩繆爾森假說”。除了與技術(shù)進(jìn)步有關(guān)的勞動(dòng)生產(chǎn)率外，實(shí)際匯率的影響因素還有很多，包括貿(mào)易條件、國(guó)際收支狀況、政府支出水平、貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)開放度、對(duì)外凈資產(chǎn)規(guī)模、匯率制度、資本勞動(dòng)比率、國(guó)際原油價(jià)格等。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，國(guó)內(nèi)大多數(shù)學(xué)者局限于在對(duì)人民幣實(shí)際匯率問題進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)引入上述變量，而較少用理論模型揭示這些變量對(duì)實(shí)際匯率的影響機(jī)制。好的理論模型能以簡(jiǎn)潔的數(shù)學(xué)推導(dǎo)揭示復(fù)雜經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象背后的規(guī)律，因此值得推廣和運(yùn)用。

受益于多年國(guó)際收支“雙順差”，2014年我國(guó)外匯儲(chǔ)備與對(duì)外凈資產(chǎn)規(guī)模分別達(dá)到4萬億美元和2萬億美元。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)國(guó)際收支“雙順差”對(duì)實(shí)際匯率（進(jìn)而名義匯率）的影響做了大量探討，但在運(yùn)用理論模型進(jìn)行分析方面卻不夠充分。本文運(yùn)用“巴拉薩－薩繆爾森假說”以及Lane and Milesi－Ferretti （2004）的“（支出）轉(zhuǎn)移問題”（transfer problem）的框架對(duì)人民幣實(shí)際匯率的決定問題進(jìn)行研究。

二、模型設(shè)定

（一）實(shí)際匯率決定的巴拉薩－薩繆爾森假說（簡(jiǎn)稱B－S）

巴拉薩－薩繆爾森假說認(rèn)為，社會(huì)經(jīng)濟(jì)由可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品兩部門構(gòu)成。實(shí)際匯率定義為q＝eP＊／P，e表示名義匯率（單位外幣的本幣價(jià)格），和分別表示外國(guó)總體價(jià)格水平與本國(guó)總體價(jià)格水平。 δ和1－δ分別是可貿(mào)易品部門與不可貿(mào)易品部門的規(guī)模。通常情況下，貿(mào)易品部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率比不可貿(mào)易部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率提高更快（即l˙T＞l˙NT）?？少Q(mào)易品部門的工資水平由勞動(dòng)生產(chǎn)率決定。對(duì)于不可貿(mào)易品部門而言，由于其部門勞動(dòng)生產(chǎn)率提高相對(duì)較慢，只有通過其部門產(chǎn)品或服務(wù)的價(jià)格水平以更高的速度上漲才能保證兩部門勞動(dòng)者的工資收入相等，這會(huì)推動(dòng)整體價(jià)格水平上升。當(dāng)本國(guó)總體價(jià)格水平比外國(guó)總體價(jià)格水平上升更快時(shí)，即出現(xiàn)實(shí)際匯率升值。巴拉薩－薩繆爾森假說的表達(dá)式如下：

上式表示，如果本國(guó)可貿(mào)易品部門的相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的發(fā)展速度（即l˙T－l˙NT）高于外國(guó)可貿(mào)易品部門的相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的發(fā)展速度（即），則本幣實(shí)際匯率q有升值趨勢(shì)（即）。不可貿(mào)易品部門所占規(guī)模（1－δ）越大，勞動(dòng)生產(chǎn)率提高對(duì)總體價(jià)格水平進(jìn)而實(shí)際匯率的影響越大。

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有“農(nóng)業(yè)比重不斷下降、工業(yè)比重先上升后穩(wěn)定再逐步下降、服務(wù)業(yè)比重平穩(wěn)上升”的變化規(guī)律。服務(wù)業(yè)（不可貿(mào)易品部門）的規(guī)模不斷擴(kuò)大有兩方面原因。一方面，科技發(fā)展帶來農(nóng)業(yè)、工業(yè)（都是可貿(mào)易品部門）的勞動(dòng)生產(chǎn)率迅速提高，這會(huì)釋放出越來越多的勞動(dòng)力向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移。另一方面，相對(duì)于農(nóng)業(yè)、工業(yè)的可貿(mào)易品，社會(huì)對(duì)教育、醫(yī)療保健、金融、旅游等服務(wù)業(yè)的需求具有更高的收入彈性，隨著國(guó)民收入水平的提高，對(duì)服務(wù)業(yè)的需求增長(zhǎng)得更快。在西方發(fā)達(dá)國(guó)家，服務(wù)業(yè)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重在70%以上。而在我國(guó)，服務(wù)業(yè)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值僅為45%左右，仍有很大的發(fā)展?jié)摿涂臻g。

我國(guó)既是經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的追趕型國(guó)家，又處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、服務(wù)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的階段。根據(jù)B－S假說，從長(zhǎng)期看，人民幣實(shí)際匯率具有升值趨勢(shì)。

（二）實(shí)際匯率決定的（支出）轉(zhuǎn)移問題

下面通過建立小國(guó)開放經(jīng)濟(jì)模型來說明對(duì)外凈資產(chǎn)、貿(mào)易條件等如何影響不可貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格以及實(shí)際匯率。為簡(jiǎn)單起見，將進(jìn)口品作為計(jì)價(jià)物，價(jià)格定為1，該經(jīng)濟(jì)體的出口品不需要?jiǎng)趧?dòng)投入進(jìn)行生產(chǎn)，其產(chǎn)量等于自然稟賦，價(jià)格由世界市場(chǎng)外生給定為PTx?？梢?，PTx即是該國(guó)的價(jià)格貿(mào)易條件，即出口品價(jià)格與進(jìn)口品價(jià)格之比值。勞動(dòng)力資源只參與不可貿(mào)易品的生產(chǎn)。該經(jīng)濟(jì)體只消費(fèi)不可貿(mào)易品以及進(jìn)口品，而自然稟賦全部用于出口。

代表性個(gè)體j從消費(fèi)中獲得正效用，從勞動(dòng)中獲得負(fù)效應(yīng)。效用函數(shù)Vj表達(dá)式如下：

β∈（0，1），且 σ，κ＞0，lNTt是從事不可貿(mào)易品生產(chǎn)的勞動(dòng)量。 Ct是對(duì)可貿(mào)易品（進(jìn)口品）消費(fèi)量和不可貿(mào)易品消費(fèi)量的加權(quán)之和：

θ是可貿(mào)易品消費(fèi)對(duì)不可貿(mào)易品消費(fèi)的替代彈性。

預(yù)算約束函數(shù)如下：

Bt表示國(guó)際實(shí)物債券的數(shù)量，也表示對(duì)外凈資產(chǎn)；r是外生給定的實(shí)際收益率；wt是工資率；Pt是價(jià)格總水平，由進(jìn)口品的價(jià)格（等于1）和不可貿(mào)易品的價(jià)格 PNT，t構(gòu)成，

實(shí)際匯率RERt定義為本國(guó)價(jià)格總水平與外國(guó)價(jià)格總水平之比，

不可貿(mào)易品的產(chǎn)量是勞動(dòng)投入量的線性函數(shù)，

于是，在競(jìng)爭(zhēng)性條件下，不可貿(mào)易品的名義價(jià)格剛好等于工資水平，

為了簡(jiǎn)便，假設(shè) β（1＋r）＝1，從而排除了穩(wěn)態(tài)時(shí)的借貸意愿。

為了實(shí)現(xiàn)預(yù)算約束條件下的效用最大化，最優(yōu)消費(fèi)與勞動(dòng)投入量必須滿足以下三個(gè)方程：

方程（8）是決定最優(yōu)消費(fèi)水平動(dòng)態(tài)變化的歐拉方程。消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)相對(duì)價(jià)格的依賴是多恩布什（1983）首先強(qiáng)調(diào)的基于消費(fèi)的實(shí)際利率效應(yīng)。如果總體價(jià)格水平相對(duì)于進(jìn)口品價(jià)格水平的當(dāng)期取值比將來取值更低，由于基于消費(fèi)的實(shí)際利率更低，這會(huì)鼓勵(lì)當(dāng)期消費(fèi)更多。同時(shí)，這也會(huì)鼓勵(lì)不可貿(mào)易品消費(fèi)對(duì)進(jìn)口品消費(fèi)的替代。如果跨期替代彈性系數(shù)σ大于不可貿(mào)易品與進(jìn)口品之間的同期替代彈性θ，則前一種效應(yīng)強(qiáng)于后一種效應(yīng)；反之，則后一種效應(yīng)強(qiáng)于前一種效應(yīng)。

方程（9）聯(lián)系了可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品最優(yōu)消費(fèi)量的關(guān)系，替代彈性由參數(shù)θ表示。如果相對(duì)價(jià)格為1，則不可貿(mào)易品的相對(duì)消費(fèi)量隨參數(shù)γ的增大而減少。

方程（10）給出了不可貿(mào)易品的最優(yōu)供給量：總體消費(fèi)水平Ct越大，不可貿(mào)易品的產(chǎn)量水平越低，因?yàn)閭€(gè)體在增加進(jìn)口品消費(fèi)量的同時(shí)增加了閑暇，從而減少了勞動(dòng)供應(yīng)量并引起不可貿(mào)易品產(chǎn)量的降低。

穩(wěn)態(tài)是所有變量都為常數(shù)的狀態(tài)。將出口品的自然稟賦標(biāo)準(zhǔn)化為一單位，穩(wěn)態(tài)時(shí)，不可貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格PNT，t等于1，對(duì)外凈資產(chǎn)等于零。同時(shí)，假定貿(mào)易條件等于1（即）。在這一對(duì)稱性均衡中，可求出不可貿(mào)易品與可貿(mào)易品穩(wěn)態(tài)時(shí)的產(chǎn)量和消費(fèi)量：

根據(jù)（11）式，若勞動(dòng)的邊際負(fù)效用系數(shù)κ越小，或者消費(fèi)結(jié)構(gòu)中不可貿(mào)易品消費(fèi)的權(quán)重1－γ越高，則不可貿(mào)易品的產(chǎn)量越高。根據(jù)（12）式，消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，可貿(mào)易品的出口量（等于自然稟賦YT）決定了進(jìn)口量。

接著，在穩(wěn)態(tài)點(diǎn)作線性展開，可求出對(duì)外凈資產(chǎn)B、出口品產(chǎn)量YT及貿(mào)易條件的變化對(duì)進(jìn)口品消費(fèi)量的影響：

波浪號(hào)表示各變量相對(duì)于穩(wěn)態(tài)值的百分比變化率。 通過將方程 （8）－（10）在由（11）（12）式定義的穩(wěn)態(tài)點(diǎn)作線性展開，可求出不可貿(mào)易品產(chǎn)量及消費(fèi)量的變化方程，

結(jié)合（13）（14）（15）式，得到不可貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格的表達(dá)式，

取對(duì)數(shù)后，

Ω 是常數(shù)，

不可貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格PNT是對(duì)外凈資產(chǎn)B、出口品產(chǎn)量YT以及貿(mào)易條件的增函數(shù)。

進(jìn)一步，實(shí)際匯率偏離穩(wěn)態(tài)的變化率

（18）式取對(duì)數(shù)后，得到

其中，β1，β2，β3＞0

本模型的核心思想如下：對(duì)外凈資產(chǎn)B增加、出口品自然稟賦YT增加或者貿(mào)易條件改善都意味著國(guó)民財(cái)富增加。由于財(cái)富效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)主體有擴(kuò)大消費(fèi)水平，減少勞動(dòng)投入的傾向（因?yàn)閯趧?dòng)投入帶來負(fù)效應(yīng)）。由于經(jīng)濟(jì)主體只消費(fèi)進(jìn)口品和不可貿(mào)易品，進(jìn)口品價(jià)格始終假定為1，勞動(dòng)投入都用于生產(chǎn)不可貿(mào)易品，勞動(dòng)工資等于不可貿(mào)易品的價(jià)格，因此，只有當(dāng)不可貿(mào)易品的價(jià)格（從而勞動(dòng)工資）上漲才能保證經(jīng)濟(jì)主體不僅不降低勞動(dòng)投入，而且還增加勞動(dòng)投入。通過增加勞動(dòng)投入從而不可貿(mào)易品的產(chǎn)量，使經(jīng)濟(jì)主體由于財(cái)富增加而擴(kuò)大消費(fèi)水平的目標(biāo)得到實(shí)現(xiàn)。最后，不可貿(mào)易品價(jià)格上漲推動(dòng)整體價(jià)格水平上漲，實(shí)際匯率出現(xiàn)升值。

以上兩個(gè)模型有共同點(diǎn)：都強(qiáng)調(diào)不可貿(mào)易品的價(jià)格上漲直接推動(dòng)實(shí)際匯率升值，而不可貿(mào)易品價(jià)格上漲都是為了提高勞動(dòng)者的工資收入，只是切入點(diǎn)不同。前一個(gè)模型突出兩部門勞動(dòng)生產(chǎn)率發(fā)展速度不一致但兩部門工資需要“看齊”。后一個(gè)模型突出勞動(dòng)者由于財(cái)富增加有降低勞動(dòng)投入的傾向 （把閑暇、娛樂看得更重要），提高工資是為了激勵(lì)勞動(dòng)投入。

三、人民幣實(shí)際有效匯率決定機(jī)制的實(shí)證研究

根據(jù)前面理論，選擇人民幣實(shí)際有效匯率（REER）作為被解釋變量，選擇我國(guó)人均GDP與美國(guó)人均GDP之比值（YD）、貿(mào)易條件（TT）和對(duì)外凈資產(chǎn)占GDP之比值（NFA）作為解釋變量。REER的數(shù)據(jù)取自IFS，YD和TT的原始數(shù)據(jù)取自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，NFA的原始數(shù)據(jù)取自Lane，P．，and G．M．Milesi－Ferretti（2014）。 其中，YD 用于反映“B－S 假說”中勞動(dòng)生產(chǎn)率發(fā)展速度在國(guó)內(nèi)外的差異（即），貿(mào)易條件（TT）的計(jì)算公式如下：

圖1 人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)

圖2 我國(guó)人均GDP與美國(guó)人均GDP之比值

圖3 我國(guó)貿(mào)易條件指數(shù)

圖4 我國(guó)對(duì)外凈資產(chǎn)與GDP之比值

根據(jù)圖1至圖4，四個(gè)變量的變化特征大體如下：1980—1994年間，我國(guó)人均GDP與美國(guó)人均GDP之比值（YD）基本不變，勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)較緩慢；大多數(shù)年份我國(guó)處于債務(wù)國(guó)地位；貿(mào)易條件先惡化后有所改善；人民幣實(shí)際有效匯率大幅貶值。1995—2013年間，我國(guó)人均GDP與美國(guó)人均GDP的比值持續(xù)顯著上升；我國(guó)對(duì)外凈資產(chǎn)與GDP之比值也持續(xù)顯著上升，2000年后我國(guó)處于債權(quán)國(guó)地位；貿(mào)易條件在1998年后持續(xù)惡化。人民幣實(shí)際有效匯率在2005年之前先升后降，總體水平有一定提高。2005年后人民幣實(shí)際有效匯率處于持續(xù)顯著的上升通道。因此，直觀地看，人民幣實(shí)際匯率的變化過程與理論解釋比較一致。

由于四個(gè)變量的數(shù)據(jù)數(shù)目有限，故采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的實(shí)證方法。檢驗(yàn)結(jié)果及協(xié)整方程如下：

表1 四個(gè)變量之間的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

1980—2013年協(xié)整方程：

1980—2013年協(xié)整方程：

1980—1994年協(xié)整方程：

1980—1994年協(xié)整方程：

1995—2013年協(xié)整方程：

1995—2013年協(xié)整方程：

根據(jù)全樣本（1980—2013 年）協(xié)整方程（（1）（2）式），貿(mào)易條件（TT 及 LOG（TT））的系數(shù)取值及符號(hào)既與理論相符，又與數(shù)據(jù)的總體走勢(shì)相符。貿(mào)易條件在1980—1994年間先惡化后改善，在1995—2013年間則持續(xù)惡化，這可能與

1995—2013年協(xié)整方程：我國(guó)處于國(guó)際分工的低端，出口以勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主、附加值很低有關(guān)。根據(jù)理論分析，貿(mào)易條件惡化產(chǎn)生實(shí)際匯率貶值的效應(yīng)。因此，人民幣實(shí)際匯率在1995—2013年間的取值遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于1980—1994年間的取值，這可以從貿(mào)易條件總體惡化得到一定解釋。（貿(mào)易條件惡化影響匯率的例子：2014年石油價(jià)格暴跌，而石油出口占俄羅斯出口總收入的三分之二，這是“盧布危機(jī)”的重要原因。）

我國(guó)人均GDP與美國(guó)人均GDP之比值 （YD及LOG （YD））在子樣本（1995—2013 年）協(xié)整方程（（5）（7）式）的系數(shù)取值與符號(hào)既與理論相符，又與數(shù)據(jù)的走勢(shì)相符，反映了“B－S假說”有很好的說服力。而在子樣本（1980—1994年）的協(xié)整方程中，YD及LOG（YD）的系數(shù)符號(hào)與理論不符，原因是1980—1994年間，這一變量取值基本不變，而人民幣實(shí)際匯率在這一時(shí)期大幅度貶值（有效匯率指數(shù)由1980年的267下降到1994年的70）。另外，經(jīng)濟(jì)理論所揭示的經(jīng)濟(jì)規(guī)律要充分表現(xiàn)出來需要比較長(zhǎng)時(shí)間，而實(shí)證數(shù)據(jù)數(shù)量有限，造成變量的系數(shù)符號(hào)與理論不相符。

在六個(gè)協(xié)整方程（（1）—（6）式）中，對(duì)外凈資產(chǎn)（NFA）的系數(shù)始終為正，這既與理論相符，又與數(shù)據(jù)的走勢(shì)相符。從政策方面看，由于外匯曾經(jīng)是長(zhǎng)期稀缺的資源，而且我國(guó)在1986—2000年間基本處于債務(wù)國(guó)地位，在這個(gè)背景下，通過在80、90年代對(duì)人民幣匯率多次實(shí)施大幅度貶值以達(dá)到增加出口創(chuàng)匯、促進(jìn)就業(yè)的目的。在1980—1994年這段時(shí)期，人民幣實(shí)際匯率的大幅下降與名義匯率的大幅貶值高度相關(guān)。隨著2000年后國(guó)際收支多年出現(xiàn)“雙順差”，從2005年開始，人民幣實(shí)際匯率隨著名義匯率的升值而持續(xù)升值。因此，我國(guó)對(duì)外凈資產(chǎn)的變化對(duì)人民幣實(shí)際匯率的變化具有較好的解釋作用。

四、人民幣均衡匯率水平分析

前面通過兩個(gè)理論模型及實(shí)證研究了人民幣實(shí)際匯率的決定機(jī)制，卻沒有分析人民幣匯率（包括名義及實(shí)際匯率）是否偏離了均衡匯率水平。為了回答這個(gè)問題，本文參考Frankel Jeffrey（2006）的思路，首先從世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫收集了兩個(gè)數(shù)據(jù)GNI1和GNI2。GNI1表示2013年世界各國(guó)經(jīng)過購買力平價(jià)（PPP）調(diào)整的人均國(guó)民收入水平；GNI2則表示2013年世界各國(guó)以現(xiàn)行匯率計(jì)算得到的人均國(guó)民收入水平。令Y1＝GNI2／GNI1，Y1表示現(xiàn)行匯率占購買力平價(jià)匯率的比重，Y1≠1時(shí)現(xiàn)行匯率偏離購買力平價(jià)匯率，這種偏離可用巴拉薩－薩繆爾森假說進(jìn)行說明。于是，將Y1對(duì)GNI2進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如下：

GNI2的單位是一千美元。可以看出，人均收入水平的提高對(duì)總體物價(jià)水平具有非常顯著的推動(dòng)作用。當(dāng)人均收入水平較低時(shí)（比如，低于5000美元），名義匯率均衡值應(yīng)為購買力平價(jià)匯率水平的47%左右。隨著人均收入水平的提高，名義匯率與購買力平價(jià)匯率比值的均衡值也應(yīng)當(dāng)不斷提高。人均收入每提高1000美元，Y1提高1．2%。

再來看我國(guó)1990—2013年間的情況。我國(guó)以現(xiàn)行匯率表示的人均國(guó)民收入由1990年的330美元提高至2013年的6560美元，以購買力平價(jià)匯率表示的人均國(guó)民收入由1990年的970美元上升至2013年的11850美元。根據(jù)回歸結(jié)果，應(yīng)相應(yīng)地由1990年的0．474上升至2013年的0．549。實(shí)際情況是：2005年之前低于0．35，2013年達(dá)到0．55。因此，人民幣在2005年之前存在較大幅度低估。2005年后，人民幣不斷“對(duì)外升值，對(duì)內(nèi)貶值”（即實(shí)際匯率升值），匯率逐步趨向均衡水平，到了2013年，基本達(dá)到了均衡。

五、結(jié) 論

以上理論與實(shí)證研究表明，勞動(dòng)生產(chǎn)率、對(duì)外凈資產(chǎn)的規(guī)模以及貿(mào)易條件都是人民幣實(shí)際匯率的重要影響因素。

1980—1994年間人民幣實(shí)際匯率大幅貶值的直接原因是我國(guó)在80、90年代對(duì)人民幣名義匯率多次實(shí)施大幅度貶值；而根本原因是該時(shí)期我國(guó)多年處于債務(wù)國(guó)地位，勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)比較緩慢以及貿(mào)易條件的不利變化。1995—2013年間人民幣實(shí)際匯率經(jīng)歷了“前期波動(dòng)、后期持續(xù)升值”的過程。從直接原因看，由于名義匯率釘住美元，1995—2004年間人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)主要受美元實(shí)際匯率走勢(shì)的影響。2005—2013年人民幣實(shí)際匯率持續(xù)升值與名義匯率的持續(xù)升值和通貨膨脹有關(guān)。從根本原因看，人民幣實(shí)際匯率在1995—2013年間總體上升趨勢(shì)是由我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率持續(xù)提高、對(duì)外凈資產(chǎn)迅速積累所決定的。貿(mào)易條件長(zhǎng)期惡化的趨勢(shì)對(duì)人民幣實(shí)際匯率也有影響。以上結(jié)果反映了“巴拉薩－薩繆爾森假說”以及“（支出）轉(zhuǎn)移問題”對(duì)人民幣實(shí)際匯率的長(zhǎng)期變化有較好的解釋作用。

最后，經(jīng)過“匯改”以來多年名義匯率升值以及整體物價(jià)上漲，人民幣實(shí)際匯率由低估逐步趨向均衡水平。

［1］盧鋒，劉鎏．我國(guó)兩部門勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)及國(guó)際比較（1978—2005）——巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)與人民幣實(shí)際匯率關(guān)系的重新考察［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2007，（1）：357－380．

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