趙先立

(中國(guó)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(guó)在參考一籃子貨幣、有管理的浮動(dòng)匯率制下不斷推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革。在經(jīng)濟(jì)向好預(yù)期和各方面因素的共同作用下，人民幣的名義匯率和實(shí)際匯率均已升值超過(guò)30%。但事實(shí)上，人民幣匯率仍主要參考美元浮動(dòng)，并且匯率形成機(jī)制較為僵化。為了進(jìn)一步推動(dòng)人民幣匯率的市場(chǎng)化，2012年中國(guó)人民銀行將人民幣匯率的日波動(dòng)區(qū)間擴(kuò)大至±1%；2014年3月進(jìn)一步擴(kuò)大至±2%；2015年8月中國(guó)人民銀行宣布做市商在每日銀行間外匯市場(chǎng)開(kāi)盤(pán)前，以前一日外匯市場(chǎng)的匯率收盤(pán)價(jià)為參考，結(jié)合外匯供求和世界主要貨幣匯率波動(dòng)情況對(duì)中國(guó)外匯交易中心進(jìn)行中間價(jià)報(bào)價(jià)。這些改革措施標(biāo)志著央行增強(qiáng)人民幣匯率彈性和靈活性的決心，但同時(shí)也可能加劇人民幣名義匯率和實(shí)際匯率的波動(dòng)性。國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，對(duì)一國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生真實(shí)影響的是本幣的實(shí)際匯率*根據(jù)購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)理論(PPP)成立的條件和結(jié)論，兩種貨幣之間的實(shí)際匯率應(yīng)為固定不變值或均值回歸過(guò)程。事實(shí)上，大多數(shù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，PPP理論無(wú)論在短期還是長(zhǎng)期都難以成立，現(xiàn)實(shí)中的實(shí)際匯率往往不穩(wěn)定且偏離其均衡水平。中國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)已經(jīng)歷了30多年的經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，巴拉薩-薩繆爾森假說(shuō)(Balassa-Samuelson Hypothesis，BSH)認(rèn)為，一國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)進(jìn)程中常常伴隨著實(shí)際匯率的升值和高估，但人民幣實(shí)際匯率的走勢(shì)顯然與B-S假說(shuō)難以相符。參見(jiàn)：盧鋒，韓曉亞.長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)成長(zhǎng)與實(shí)際匯率演變[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006(7)：4-14.，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化、金融一體化的發(fā)展趨勢(shì)下，在發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢、新興市場(chǎng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力、全球金融市場(chǎng)動(dòng)蕩、流動(dòng)性泛濫與緊縮交替出現(xiàn)，以及我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”的背景下，人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的復(fù)雜性和不確定性將進(jìn)一步增加，而且可能通過(guò)不同傳導(dǎo)渠道對(duì)我國(guó)的經(jīng)常賬戶(hù)和資本金融賬戶(hù)產(chǎn)生影響，也可能對(duì)我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)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(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的作用大小和方向，并主要探究人民幣匯率形成機(jī)制改革和國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響。這對(duì)于我國(guó)的內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展具有較好的現(xiàn)實(shí)價(jià)值和參考意義。

二、實(shí)際匯率波動(dòng)研究述評(píng)

大量的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)表明，實(shí)際匯率無(wú)論是在長(zhǎng)期還是短期內(nèi)都存在一定的波動(dòng)性。Rogoff對(duì)于購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)(PPP)理論進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，短期PPP并不成立，而長(zhǎng)期PPP是否成立則缺乏一致的結(jié)論，這說(shuō)明，實(shí)際匯率并不是平穩(wěn)過(guò)程，名義匯率與相對(duì)價(jià)格的偏離也不僅僅是短期表現(xiàn)。[1]647-668Murray和Papell研究認(rèn)為，即使長(zhǎng)期PPP成立，向PPP收斂的速度也極緩慢，PPP偏離的半衰期約為3～5年甚至更久，因此實(shí)際匯率既存在短期的大幅波動(dòng)也存在緩慢的長(zhǎng)期均值自反現(xiàn)象。[2]

均衡匯率的相關(guān)研究證明，人民幣實(shí)際匯率長(zhǎng)期偏離其均衡狀態(tài)。國(guó)外的代表性研究是，彼得森研究所自2008年起逐年使用FEER方法估計(jì)全球主要貨幣的均衡匯率，該研究所在2012年的報(bào)告中指出，隨著中國(guó)貿(mào)易順暢的下降，人民幣近期的低估程度約為3%左右。[3]國(guó)內(nèi)相關(guān)研究的學(xué)者有唐亞暉、陳守東、趙先立、孫國(guó)峰和孫碧波等，這些研究認(rèn)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。[4-6]

對(duì)于人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)問(wèn)題，其研究核心是實(shí)際匯率由何種因素決定以及這些因素的影響程度。王澤填和姚洋構(gòu)建了包含農(nóng)業(yè)部門(mén)的三部門(mén)模型，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，中國(guó)處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟(jì)特征是導(dǎo)致貿(mào)易部門(mén)生產(chǎn)率提高對(duì)工資水平與非貿(mào)易部門(mén)價(jià)格水平的提升作用受到抑制的主要原因，這使得巴薩效應(yīng)在中國(guó)的傳遞效應(yīng)受到了阻礙。[7]方福前和吳江對(duì)人民幣、日元和韓元在共同經(jīng)歷經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)時(shí)期的實(shí)際匯率波動(dòng)進(jìn)行了對(duì)比分析，研究發(fā)現(xiàn)來(lái)自貨幣的名義沖擊較大程度上影響了三種貨幣的實(shí)際匯率變動(dòng)，供給沖擊對(duì)日元波動(dòng)的作用小于其他兩種貨幣，人民幣匯率波動(dòng)主要來(lái)自于需求沖擊的作用。[8]劉堯成將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(shì)、隨機(jī)性趨勢(shì)和周期趨勢(shì)，然后對(duì)技術(shù)供給沖擊和貨幣需求沖擊進(jìn)行了模擬，沖擊對(duì)于人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)影響的擬合結(jié)果證實(shí)，供給沖擊相對(duì)于需求沖擊具有更優(yōu)的擬合程度和解釋力。[9]

近期一些研究者從不同的視角推進(jìn)人民幣匯率波動(dòng)的研究。徐建煒和楊盼盼分解研究人民幣實(shí)際匯率1997—2010年的月度數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)原因的60%～80%來(lái)源于可貿(mào)易品對(duì)一價(jià)定律的偏離，而B(niǎo)SH假說(shuō)在解釋人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)時(shí)占僅比不到40%。[10]劉達(dá)禹和劉金全研究發(fā)現(xiàn)，2012年之前，一價(jià)定律解釋了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的主導(dǎo)誘因；2012年之后，相對(duì)價(jià)格的解釋力更為顯著。[11]高鐵梅等基于彈性?xún)r(jià)格貨幣模型，選取1995年至2012年6月的人民幣匯率數(shù)據(jù)，使用線性回歸模型和EGARCH方法分別實(shí)證檢驗(yàn)了央行干預(yù)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的作用和市場(chǎng)信息沖擊影響人民幣匯率波動(dòng)的非對(duì)稱(chēng)性，研究發(fā)現(xiàn)各因素對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響程度不同?？傮w而言，隨著人民幣市場(chǎng)化水平的提高，人民幣不會(huì)出現(xiàn)大幅升值超過(guò)預(yù)期的現(xiàn)象。[12]范言慧在隨機(jī)一般均衡的非對(duì)稱(chēng)框架下分析發(fā)現(xiàn)，新興市場(chǎng)國(guó)家貨幣匯率波動(dòng)的方向取決于發(fā)達(dá)國(guó)家與其之間產(chǎn)出變動(dòng)幅度之差，也與發(fā)達(dá)國(guó)家居民對(duì)財(cái)富和社會(huì)地位的重視程度有關(guān)。[13]

對(duì)相關(guān)研究進(jìn)行梳理可知，研究的方法、視角、數(shù)據(jù)等不同，得到的結(jié)論會(huì)存在較大的差異，現(xiàn)有研究對(duì)于人民幣匯率波動(dòng)的影響因素并未達(dá)成共識(shí)，并且多數(shù)研究直接選取國(guó)外文獻(xiàn)的模型進(jìn)行實(shí)證研究，沒(méi)有結(jié)合中國(guó)的基本經(jīng)濟(jì)金融特征?；谶@些未涉及之處，本文從下述層面進(jìn)行拓展與改進(jìn)：首先，實(shí)際匯率的決定機(jī)制是研究該領(lǐng)域的難點(diǎn)也是爭(zhēng)議的重點(diǎn)，經(jīng)典的理論模型大多假設(shè)市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)且價(jià)格完全彈性，與現(xiàn)實(shí)存在較大脫離，可能無(wú)法準(zhǔn)確反映實(shí)際匯率波動(dòng)來(lái)源于何種因素以及各類(lèi)因素的作用力度；其次，大多數(shù)研究對(duì)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(shí)上，人民幣匯率形成機(jī)制改革的推進(jìn)以及近年來(lái)國(guó)內(nèi)外由于刺激經(jīng)濟(jì)而泛濫的貨幣流動(dòng)性是否對(duì)人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)造成重要影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)并未進(jìn)行深入研究。因此，本文試圖建立實(shí)際匯率決定的理論模型，將微觀主體跨期效用最大化、以及粘性?xún)r(jià)格下的宏觀經(jīng)濟(jì)均衡納入一個(gè)分析框架，由此得到實(shí)際匯率的決定因素，并結(jié)合國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)、金融的現(xiàn)實(shí)背景進(jìn)行擴(kuò)展，引入國(guó)內(nèi)外相對(duì)流動(dòng)性和人民幣匯率形成機(jī)制改革因素來(lái)研究人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)。

三、實(shí)際匯率的決定——模型構(gòu)建

假設(shè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)由本國(guó)和外國(guó)共同構(gòu)成，兩國(guó)都具有貿(mào)易與非貿(mào)易兩部門(mén)經(jīng)濟(jì)，兩部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率存在差異，且兩國(guó)所生產(chǎn)的貿(mào)易品是互有差異性的非完全替代品。對(duì)本國(guó)商品和進(jìn)口品的消費(fèi)導(dǎo)致本國(guó)居民效用增加，而負(fù)效用來(lái)自于勞動(dòng)的付出，則可以設(shè)定本國(guó)代表性居民在t時(shí)刻的效用函數(shù)為*效用函數(shù)的設(shè)定參考Devereux的可分離效用函數(shù)形式。參見(jiàn)：DEVEREUX M B，ENGEL C.Expenditure switching versus real exchange rate stabilization：competing objectives for exchange rate policy[J].Journal of Monetary Economics，2007(8)：2346-2374.：

(1)

在(1)式中，β是貼現(xiàn)因子，σ是跨期消費(fèi)的替代彈性，Ct是t期消費(fèi)的加總,LT，t和LN，t分別是本國(guó)居民在進(jìn)行貿(mào)易品、非貿(mào)易品生產(chǎn)時(shí)所花費(fèi)的勞動(dòng)，KT與KN分別是生產(chǎn)所花費(fèi)勞動(dòng)LT,t和LN,t占總效用的比重，μ是花費(fèi)勞動(dòng)對(duì)總效用的彈性(μ>1)。由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)包含本國(guó)和外國(guó)，對(duì)稱(chēng)性原則下兩國(guó)居民的效用函數(shù)一致。*為表達(dá)清晰，不帶*號(hào)表示本國(guó)變量，帶*號(hào)表示外國(guó)相應(yīng)變量。本文假設(shè)總消費(fèi)量Ct由本國(guó)居民對(duì)貿(mào)易品的消費(fèi)量CT,t及其對(duì)本國(guó)非貿(mào)易品消費(fèi)量CN,t共同組成，函數(shù)形式如下：

(2)

在(2)式中，γ與1-γ分別為CT,t與CN,t占消費(fèi)總量的比重，θ為兩種商品的消費(fèi)替代彈性，則本國(guó)居民對(duì)于貿(mào)易品的消費(fèi)量CT,t可表述為(3)式：

(3)

(4)

(5)

PH,t和PN,t分別表示本國(guó)貿(mào)易品、非貿(mào)易品與外國(guó)貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格，其中PH,t可作為本國(guó)的貿(mào)易條件。

本國(guó)貿(mào)易品、非貿(mào)易品的產(chǎn)出YT,t與YN,t可進(jìn)一步假設(shè)為勞動(dòng)L的函數(shù)：

YT,t=AT,tLT,t

(6)

YN,t=AN,tLN,t

(7)

在(6)和(7)式中，AT,t和AN,t分別表示本國(guó)貿(mào)易部門(mén)、非貿(mào)易部門(mén)的勞動(dòng)生產(chǎn)率。本國(guó)t期末擁有的外國(guó)資產(chǎn)余額可表示為Bt，那么可以由(8)式來(lái)描述本國(guó)居民的跨期預(yù)算約束條件：

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

(8)

在(8)式中，rt-1代表兩國(guó)共同的實(shí)際利率。通過(guò)拉格朗日函數(shù)的構(gòu)建，可以得到本國(guó)和外國(guó)的消費(fèi)最優(yōu)化一階條件如下*由對(duì)稱(chēng)性原則，本國(guó)函數(shù)表達(dá)式和外國(guó)函數(shù)表達(dá)式的形式完全一致，帶*號(hào)表示外國(guó)相應(yīng)變量。：

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

(11)和(13)式分別表示本國(guó)在貿(mào)易品和非貿(mào)易生產(chǎn)時(shí)的最優(yōu)勞動(dòng)花費(fèi)，當(dāng)本國(guó)總消費(fèi)Ct出現(xiàn)增長(zhǎng)時(shí)，此時(shí)居民將削減勞動(dòng)時(shí)間以實(shí)現(xiàn)跨期效用最大化目標(biāo)，這會(huì)減少本國(guó)貿(mào)易品和非貿(mào)易的產(chǎn)出。

將t=0作為初始穩(wěn)態(tài)條件，此時(shí)本國(guó)居民和外國(guó)居民所持有外部資產(chǎn)的現(xiàn)值均等于0，則此時(shí)的宏觀均衡為，兩國(guó)居民對(duì)于貿(mào)易品的消費(fèi)總量等于兩國(guó)貿(mào)易部門(mén)的產(chǎn)量之和。進(jìn)一步假設(shè)本國(guó)和外國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)出清時(shí)兩國(guó)居民在兩部門(mén)所提供的勞動(dòng)力分別為：

(15)

(16)

(17)

(18)

(15)至(18)式結(jié)合非貿(mào)易品供求相等(市場(chǎng)出清)，可以得到本國(guó)總收入與總消費(fèi)相等時(shí)的均衡條件：

(19)

將等式(4)至(7)，(9)和(11)以及(13)和(19)分別對(duì)數(shù)線性化，符號(hào)∧代表了各變量偏離穩(wěn)態(tài)的百分比變動(dòng)，那么本國(guó)非貿(mào)易品的價(jià)格變化可表示如下：

(20)

(21)

將等式(21)兩側(cè)各項(xiàng)進(jìn)行積分，即可得到：

(22)

在式(22)中，本國(guó)所持有的外部資產(chǎn)B/Y、國(guó)內(nèi)外兩部門(mén)相對(duì)生產(chǎn)率和本國(guó)貿(mào)易條件PH是本幣實(shí)際匯率的三類(lèi)主要影響因素，Γ是常數(shù)項(xiàng)。另外，為了防止出現(xiàn)變量選擇遺漏導(dǎo)致影響最終研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，考慮到金融危機(jī)之后各國(guó)先后出臺(tái)不同規(guī)模的量化寬松政策、美國(guó)2014年起逐步退出QE政策且于2015年進(jìn)入加息周期而造成國(guó)際金融市場(chǎng)的動(dòng)蕩，以及2013年起中國(guó)的貨幣供應(yīng)存量已經(jīng)超過(guò)100萬(wàn)億元、人民幣匯率形成機(jī)制的改革在不斷推進(jìn)，這些因素都可能對(duì)人民幣實(shí)際匯率產(chǎn)生影響，因此應(yīng)擴(kuò)展引入國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣流動(dòng)性和人民幣匯率形成機(jī)制改革這兩類(lèi)控制因素。而人民幣匯率形成機(jī)制改革主要體現(xiàn)在匯率浮動(dòng)彈性的變化方面，下面定性分析各因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響。

第一，本國(guó)持有的凈外部資產(chǎn)越多則對(duì)外償付能力越強(qiáng)，同時(shí)本國(guó)對(duì)外國(guó)商品需求將增加，并且國(guó)際收支赤字的承受力也將提高，這可能會(huì)在一定程度上導(dǎo)致實(shí)際匯率出現(xiàn)貶值的趨勢(shì)；另外，外部收益的獲取將會(huì)增加國(guó)際收支盈余而導(dǎo)致實(shí)際匯率升值；再者，根據(jù)本文理論模型中的消費(fèi)者效用組成，凈外部資產(chǎn)增加可能削減勞動(dòng)付出，導(dǎo)致本國(guó)非貿(mào)易品產(chǎn)出下降，而非貿(mào)易品供求關(guān)系緊張又導(dǎo)致其價(jià)格上漲，最終使實(shí)際匯率升值。本文依據(jù)現(xiàn)有多數(shù)相關(guān)研究的結(jié)論，預(yù)期凈外部資產(chǎn)增加的總效應(yīng)是實(shí)際匯率升值。第二，國(guó)際貿(mào)易學(xué)理論表明：本國(guó)貿(mào)易條件改善，則經(jīng)常賬戶(hù)順差增加，引發(fā)實(shí)際匯率升值；如果貿(mào)易條件惡化，實(shí)際匯率可能趨于貶值。第三，相對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)步對(duì)實(shí)際匯率的影響渠道遵循“巴拉薩-薩繆爾森”效應(yīng)，即本國(guó)的兩部門(mén)相對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)步快于外國(guó)，則本幣實(shí)際匯率將會(huì)升值。第四，若本國(guó)的貨幣流動(dòng)性相對(duì)于外國(guó)的增加，一方面會(huì)增加本國(guó)居民的消費(fèi)需求，購(gòu)買(mǎi)外國(guó)產(chǎn)品可能導(dǎo)致經(jīng)常賬戶(hù)盈余減少；另一方面本國(guó)貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使實(shí)際利率降低，導(dǎo)致資本流出，因此其總效應(yīng)是令實(shí)際匯率貶值。第五，本幣匯率形成機(jī)制改革(即匯率浮動(dòng)彈性增加)對(duì)實(shí)際匯率的影響與外匯市場(chǎng)對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)、國(guó)際收支前景的預(yù)期有關(guān)，如果預(yù)期向好，則彈性增加會(huì)加大由市場(chǎng)決定的實(shí)際匯率的升值幅度，反之，則可能加大實(shí)際匯率的貶值幅度。另外，如果實(shí)際匯率存在低估，更靈活的匯率形成機(jī)制會(huì)使實(shí)際匯率升值向均衡匯率調(diào)整，反之則貶值。

綜上所述，本文可以設(shè)定人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證模型如下：

1nRERt=β0+β1NFAt+β21nTOTt+β31nTNTt+β41nMRt+β5VE+εt

(23)

在(23)式中，NFA為本國(guó)持有的凈外部資產(chǎn)，TOT為貿(mào)易條件，TNT為國(guó)內(nèi)外兩部門(mén)相對(duì)生產(chǎn)率差異，MR為國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣供應(yīng)量，VE則代表匯率形成機(jī)制改革推進(jìn)中人民幣名義匯率的波動(dòng)率。

四、實(shí)證檢驗(yàn)和分析

實(shí)證部分主要使用VAR模型進(jìn)行人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)和分析。VAR模型相較于其他方法的優(yōu)勢(shì)在于，無(wú)需對(duì)各變量之間的內(nèi)生性或外生性作出區(qū)分，能夠比較直接地運(yùn)用真實(shí)數(shù)據(jù)來(lái)刻畫(huà)不同變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并且可以運(yùn)用脈沖響應(yīng)與方差分解來(lái)判斷某一因素的沖擊效應(yīng)和貢獻(xiàn)程度。

(一)變量、數(shù)據(jù)的選取和說(shuō)明

考慮到各變量數(shù)據(jù)的可得性以及與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民幣匯率形成機(jī)制改革的進(jìn)程匹配，本文選取2005年7月至2017年12月為實(shí)證分析的樣本區(qū)間，共140個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

為更全面、綜合地反映一國(guó)貨幣的實(shí)際對(duì)外價(jià)值和綜合競(jìng)爭(zhēng)力，本文選擇人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)REER作為實(shí)際匯率的代理變量，實(shí)際匯率月度數(shù)據(jù)來(lái)自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，匯率采用間接標(biāo)價(jià)法，匯率數(shù)值增加代表升值。

凈外部資產(chǎn)NFA的季度數(shù)據(jù)來(lái)自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，與理論模型保持一致，使用NFA與中國(guó)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(jìn)行頻率轉(zhuǎn)換計(jì)算得到。

貿(mào)易條件TOT使用中國(guó)的出口商品價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口商品價(jià)格指數(shù)之比作為代理變量，來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)的月度出口、進(jìn)口價(jià)格指數(shù)。

國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR使用中美兩國(guó)的M2之比作為代理變量。為消除貨幣單位的影響，兩國(guó)的M2均以各自1992年的M2為基期數(shù)據(jù)，進(jìn)行定基指數(shù)化處理計(jì)算，數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

由于人民幣形成機(jī)制改革主要體現(xiàn)在人民幣名義匯率浮動(dòng)的靈活性方面，因此，本文選取人民幣名義匯率的波動(dòng)率VE代表匯改推進(jìn)過(guò)程中的匯率浮動(dòng)彈性，VE使用即期匯率與中間價(jià)匯率的偏離度作為代理變量，人民幣名義匯率和中間價(jià)匯率的月度數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

在實(shí)證檢驗(yàn)中，除VE本身為波動(dòng)百分比并取絕對(duì)值外，本文對(duì)其余各變量均取自然對(duì)數(shù)，對(duì)各變量中季節(jié)性較強(qiáng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)采用了X-12季節(jié)調(diào)整法，計(jì)量工具使用Eviews9.0軟件。

(二)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

在進(jìn)行人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)之前，必須要對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文選取ADF檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：△為一階差分形式，C、T、L分別代表檢驗(yàn)包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，N表示不含對(duì)應(yīng)的項(xiàng)或無(wú)滯后階數(shù)，帶*號(hào)表示序列在5%的置信水平下平穩(wěn)。

表2 VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

注：檢驗(yàn)在5%的顯著水平下。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，6個(gè)變量均為一階單整I(1)過(guò)程，即原序列水平值為非平穩(wěn)，一階差分為平穩(wěn)序列，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并進(jìn)一步建立VAR模型。VAR模型和協(xié)整檢驗(yàn)的第一步是確定最優(yōu)滯后階，本文通過(guò)三類(lèi)信息準(zhǔn)則，最終選定最優(yōu)滯后階數(shù)為2的VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)(見(jiàn)表2)。

下面通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)(見(jiàn)表3)來(lái)判斷各變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。觀察表3可知，各變量之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，因此，無(wú)法進(jìn)行長(zhǎng)期均衡關(guān)系的分析，必須建立VAR模型通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)分析各因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率的短期影響和沖擊。

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)

觀察圖1可知，各特征根模均位于單位圓內(nèi)，表明VAR模型是穩(wěn)定的。進(jìn)一步可通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖來(lái)展示和分析人民幣實(shí)際匯率對(duì)各因素沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。

圖2為VAR模型所生成的脈沖響應(yīng)曲線。當(dāng)人民幣REER受到1個(gè)單位來(lái)自于中國(guó)凈外部資產(chǎn)NFA的正向沖擊時(shí)，在前6期幾乎未出現(xiàn)變動(dòng)，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(guó)外部資產(chǎn)的累積(減少)來(lái)判斷實(shí)際匯率是否需要升值或貶值是不合理的，NFA變動(dòng)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響存在滯后且較弱的效應(yīng)。當(dāng)人民幣REER受到1個(gè)單位來(lái)自于貿(mào)易條件TOT的正向沖擊時(shí)，在前2期出現(xiàn)非常大的正向變動(dòng)并在

圖1 VAR模型的穩(wěn)定性特征根模

第2期達(dá)到峰值，第2期之后波動(dòng)幅度逐漸下降至平緩，說(shuō)明貿(mào)易條件改善對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響是一定幅度的升值效應(yīng)。當(dāng)受到1個(gè)單位來(lái)自于相對(duì)生產(chǎn)率TNT的正向沖擊時(shí)，人民幣REER的正向變動(dòng)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(dòng)，生產(chǎn)率通過(guò)巴薩效應(yīng)傳導(dǎo)至實(shí)際匯率更多地體現(xiàn)在中長(zhǎng)期。當(dāng)人民幣REER受到1個(gè)單位來(lái)自于相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR的沖擊時(shí)，在前10期人民幣REER出現(xiàn)小幅的負(fù)向波動(dòng)，但第10期之后，負(fù)向波動(dòng)幅度逐步擴(kuò)大，沖擊造成的總體影響是出現(xiàn)一定幅度的貶值，說(shuō)明在我國(guó)當(dāng)前資本項(xiàng)目未實(shí)現(xiàn)可自由兌換的背景下，相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR的不斷增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)中的流動(dòng)性無(wú)法向外“宣泄”，從而致使本幣的實(shí)際價(jià)值下降。當(dāng)人民幣REER受到1個(gè)單位來(lái)自于人民幣名義匯率浮動(dòng)彈性增大的沖擊時(shí)，在前8期人民幣REER的正向波動(dòng)幅度較快速地?cái)U(kuò)大，第8期之后，正向波動(dòng)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(huì)在一定程度上被修正，說(shuō)明如果名義匯率波動(dòng)過(guò)大會(huì)明顯體現(xiàn)在實(shí)際匯率的變動(dòng)上。

圖2 人民幣REER對(duì)各因素沖擊的反應(yīng)

總體而言，五類(lèi)影響因素對(duì)人民幣REER的脈沖效應(yīng)函數(shù)表明，人民幣REER向其均衡匯率水平的調(diào)整修復(fù)速度比較緩慢，這也反映了人民幣匯率形成機(jī)制仍未達(dá)到完善的市場(chǎng)化程度、自身調(diào)節(jié)能力較為不足、需要依靠貨幣當(dāng)局進(jìn)行相機(jī)調(diào)控這一實(shí)際情況。

(四)各因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率沖擊的方差分解

通過(guò)方差分解，可以得到各類(lèi)因素的沖擊對(duì)人民幣REER波動(dòng)的貢獻(xiàn)百分比，從而可以進(jìn)一步明確各類(lèi)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(shí)際匯率波動(dòng)的方差分解

根據(jù)表4可以發(fā)現(xiàn)，不考慮人民幣REER對(duì)自身波動(dòng)的解釋力，人民幣匯率形成機(jī)制改革的推進(jìn)即人民幣名義匯率浮動(dòng)彈性VE的增加，對(duì)人民幣REER的波動(dòng)具有最強(qiáng)的解釋力，在預(yù)測(cè)期內(nèi)平均約為17%。依據(jù)實(shí)際匯率的定義，其變動(dòng)主要有兩條直接的渠道：一是本幣名義匯率的變動(dòng)，二是國(guó)內(nèi)外相對(duì)價(jià)格水平的變動(dòng)。人民幣名義匯率和REER共同的升值趨勢(shì)表明，人民幣名義匯率浮動(dòng)彈性的增加，會(huì)傳導(dǎo)至人民幣REER的波動(dòng)。未來(lái)隨著人民幣匯率形成機(jī)制的進(jìn)一步改革和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(jì)基本面的均衡匯率水平回歸，改變單邊升值的趨勢(shì)。

貿(mào)易條件TOT對(duì)人民幣REER波動(dòng)有較強(qiáng)的解釋力，僅次于VE，平均約為11.6%。這說(shuō)明了中國(guó)貿(mào)易條件的改善，可以通過(guò)正向的收入效應(yīng)(財(cái)富效應(yīng))，以及非貿(mào)易品與貿(mào)易品之間的替代效應(yīng)，共同作用于人民幣REER，促使人民幣REER升值。TOT對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力隨預(yù)測(cè)期的延長(zhǎng)而增大也從另一層面表明，隨著中國(guó)居民收入的逐年增長(zhǎng)，消費(fèi)收入彈性也在逐漸改變之前過(guò)于偏低的狀態(tài)，居民消費(fèi)已經(jīng)由生活必需品轉(zhuǎn)向多元化的需求和消費(fèi)。

國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR對(duì)人民幣REER的波動(dòng)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(guó)貨幣供應(yīng)量目前已經(jīng)超過(guò)140萬(wàn)億元，這一需求因素應(yīng)當(dāng)通過(guò)本國(guó)居民對(duì)外國(guó)商品的消費(fèi)需求使人民幣REER出現(xiàn)貶值，但MR的增加也導(dǎo)致對(duì)國(guó)內(nèi)商品的需求增加，并與國(guó)內(nèi)流動(dòng)性擴(kuò)張一起推高了中國(guó)的整體物價(jià)水平。根據(jù)實(shí)際匯率的定義，這會(huì)導(dǎo)致人民幣REER升值，加之后金融危機(jī)時(shí)期發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體先后出臺(tái)多輪量化寬松政策，造成國(guó)際流動(dòng)性泛濫，其他主要國(guó)際貨幣相對(duì)于人民幣出現(xiàn)貶值(由于人民幣尚未國(guó)際化，資本賬戶(hù)也未完全開(kāi)放)。在這些因素的共同作用下，MR對(duì)人民幣REER波動(dòng)的影響和解釋力度被相反的效應(yīng)所削弱。

國(guó)內(nèi)外兩部門(mén)相對(duì)生產(chǎn)率差異對(duì)人民幣REER的波動(dòng)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(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)過(guò)程中的巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果說(shuō)明中國(guó)兩部門(mén)相對(duì)生產(chǎn)率的快速提高，并不會(huì)導(dǎo)致人民幣REER快速升值，也不會(huì)導(dǎo)致以美國(guó)為首的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體所宣稱(chēng)的“人民幣被大幅低估”。事實(shí)上，B-S效應(yīng)無(wú)法很好解釋人民幣實(shí)際

圖3 1994—2014年我國(guó)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的平均工資

圖4 1994—2014年我國(guó)制造業(yè)與服務(wù)業(yè)相對(duì)人均GDP

匯率變動(dòng)的原因在于兩點(diǎn)：其一是我國(guó)特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致勞動(dòng)力無(wú)法暢通地自由流動(dòng)，社會(huì)工資難以趨于一致水平，雖然貿(mào)易部門(mén)生產(chǎn)率提高，但農(nóng)村仍有大量廉價(jià)勞動(dòng)力作為雇工需求的補(bǔ)充，導(dǎo)致工資無(wú)法快速上漲；其二是中國(guó)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。在上述兩點(diǎn)的共同作用下，B-S效應(yīng)的最重要的渠道：貿(mào)易部門(mén)生產(chǎn)率提高→工資提高→國(guó)內(nèi)價(jià)格水平上升→本幣實(shí)際匯率升值或被低估，在中國(guó)無(wú)法有效和暢通地傳導(dǎo)。圖3和圖4表明，雖然分別代表我國(guó)貿(mào)易部門(mén)和非貿(mào)易部門(mén)的制造業(yè)相對(duì)于服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率(以制造業(yè)和服務(wù)業(yè)相對(duì)人均GDP代表)基本處于上升趨勢(shì)，但制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的平均工資說(shuō)明，生產(chǎn)率增長(zhǎng)較慢的服務(wù)業(yè)工資水平無(wú)論在絕對(duì)值還是提升速度上都快于制造業(yè)，這一現(xiàn)實(shí)違背了B-S效應(yīng)的先決條件。相對(duì)生產(chǎn)率差異對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力隨預(yù)測(cè)期的延長(zhǎng)而逐步增加的現(xiàn)象也說(shuō)明，隨著中國(guó)的人口紅利、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)趨于消失，B-S效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道會(huì)更加通暢，相對(duì)生產(chǎn)率的提高會(huì)逐漸更清晰地反映在衡量一國(guó)真實(shí)競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)際匯率上。

凈外部資產(chǎn)NFA對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力度較弱，平均約3.9%。這一實(shí)證結(jié)果有力地反駁了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體指責(zé)中國(guó)“經(jīng)常賬戶(hù)持續(xù)順差導(dǎo)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(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化和國(guó)際新型分工下，發(fā)展中國(guó)家出口其比較優(yōu)勢(shì)的貿(mào)易品，通過(guò)國(guó)際收支順差積累外匯儲(chǔ)備，發(fā)達(dá)國(guó)家(以美國(guó)為代表)出口其比較優(yōu)勢(shì)的金融產(chǎn)品，發(fā)展中國(guó)家以其外匯儲(chǔ)備為發(fā)達(dá)國(guó)家融資，支撐著發(fā)達(dá)國(guó)家的過(guò)度消費(fèi)，這是世界經(jīng)濟(jì)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(gè)微觀、宏觀一致的框架下建立了實(shí)際匯率決定的理論模型，確定了實(shí)際匯率的三類(lèi)決定因素，在結(jié)合國(guó)際環(huán)境和中國(guó)現(xiàn)實(shí)條件的基礎(chǔ)上，擴(kuò)展引入了代表國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性和匯率形成機(jī)制改革的兩類(lèi)控制因素，選取2005年7月至2017年12月的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)VAR模型進(jìn)行了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)和分析，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論和啟示：

第一，人民幣名義匯率的浮動(dòng)彈性增加對(duì)人民幣REER的波動(dòng)有最強(qiáng)的影響，這說(shuō)明我國(guó)的匯率形成機(jī)制改革卓有成效，在匯率彈性逐漸增大的同時(shí)，人民幣實(shí)際匯率可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)基本面和市場(chǎng)供求進(jìn)行調(diào)節(jié)。根據(jù)脈沖響應(yīng)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(kāi)放，則會(huì)導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率在短期內(nèi)出現(xiàn)較大幅度的波動(dòng)，這和中國(guó)經(jīng)濟(jì)的預(yù)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(yù)期)，但這種預(yù)期包含了投機(jī)的因素，因此，如果過(guò)快開(kāi)放彈性區(qū)間，將可能造成人民幣過(guò)度貶值甚至大幅失調(diào)的結(jié)果，這對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇都是不利的。另一方面，脈沖響應(yīng)分析說(shuō)明，人民幣實(shí)際匯率在過(guò)度偏離均衡水平后擁有自動(dòng)調(diào)節(jié)機(jī)制，其超調(diào)的波動(dòng)幅度會(huì)逐步縮減。從上述兩點(diǎn)可以看出，堅(jiān)持漸進(jìn)匯率形成機(jī)制改革，漸進(jìn)放開(kāi)人民幣匯率浮動(dòng)區(qū)間是非常符合我國(guó)現(xiàn)實(shí)的決策。中國(guó)目前還不具備實(shí)行完全浮動(dòng)匯率制的條件，正如Mckinoon和Schnabl在其研究中所指出的，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度出發(fā)，當(dāng)公眾未擺脫對(duì)人民幣的慣性思維、無(wú)法理性看待人民幣的變動(dòng)趨勢(shì)時(shí)，不宜過(guò)快放開(kāi)匯率浮動(dòng)彈性是可行之策。[14]

第二，貿(mào)易條件對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響說(shuō)明，中國(guó)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)彈性隨著國(guó)民收入水平的提高在逐漸變化，未來(lái)中國(guó)社會(huì)保障進(jìn)一步完善，市場(chǎng)信息更加通暢，通過(guò)貿(mào)易條件變動(dòng)可以更好地調(diào)節(jié)國(guó)際收支。相對(duì)貨幣供給量對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響說(shuō)明，貨幣供應(yīng)量在中國(guó)是貨幣政策的中介變量之一，未來(lái)將在我國(guó)金融市場(chǎng)化不斷推進(jìn)的過(guò)程中作為匯率形成機(jī)制改革的輔助變量，因此，貨幣供應(yīng)量可以成為調(diào)節(jié)人民幣實(shí)際匯率的手段之一。

第三，國(guó)內(nèi)外兩部門(mén)相對(duì)生產(chǎn)率、凈外部資產(chǎn)對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響都說(shuō)明，依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)測(cè)在多數(shù)情況下都與現(xiàn)實(shí)情況難以完美相符，這是由于經(jīng)濟(jì)理論往往建立在抽象的條件和假設(shè)之下，因此，在考慮了諸如中國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、世界經(jīng)濟(jì)新型分工的現(xiàn)實(shí)之后，國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論在解釋中國(guó)的實(shí)際情況時(shí)的表現(xiàn)難稱(chēng)優(yōu)異。然而也必須注意到，隨著中國(guó)市場(chǎng)化改革的深入，現(xiàn)實(shí)條件逐漸接近于經(jīng)典理論模型的假設(shè)，這些經(jīng)濟(jì)理論在中國(guó)的解釋力應(yīng)當(dāng)會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)。

第四，在當(dāng)前錯(cuò)綜復(fù)雜的國(guó)際經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境和貿(mào)易沖突可能進(jìn)一步加深的不利背景下，人民幣實(shí)際匯率作為反映中國(guó)商品真實(shí)競(jìng)爭(zhēng)力、聯(lián)接國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的紐帶，不應(yīng)處于波動(dòng)較大的狀態(tài)中而應(yīng)當(dāng)保持相對(duì)穩(wěn)定，才有利于國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)金融的健康發(fā)展。根據(jù)本文的研究，中國(guó)政府要充分發(fā)揮各影響因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率的調(diào)節(jié)作用，使之不過(guò)分偏離其均衡水平。一方面，應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)投資和出口商品結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化，積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)本國(guó)企業(yè)開(kāi)展對(duì)外直接投資，轉(zhuǎn)移國(guó)內(nèi)過(guò)剩產(chǎn)業(yè)，增加高技術(shù)和能源類(lèi)產(chǎn)品進(jìn)口，減輕中國(guó)國(guó)際收支失衡的積累，合理引導(dǎo)市場(chǎng)的預(yù)期，及時(shí)釋放人民幣匯率升值或貶值的壓力；另一方面，應(yīng)加快推進(jìn)外匯管理體制改革，推進(jìn)中國(guó)金融市場(chǎng)化程度，減少?lài)?guó)內(nèi)流動(dòng)性過(guò)剩所引發(fā)的不穩(wěn)定風(fēng)險(xiǎn)，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(shí)際匯率不過(guò)度低估或高估；最后，應(yīng)當(dāng)大力促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)(服務(wù)業(yè))的發(fā)展，從內(nèi)部經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)入手調(diào)節(jié)人民幣實(shí)際匯率，使之趨向于均衡水平。

參考文獻(xiàn)：

[1] ROGOFF K.The purchasing power parity puzzle[J].Journal of Economic Literature，1996(2).

[2] MURRAY C J，PAPELL D H.The purchasing power parity persistence paradigm[J].Journal of International Economics，2002(1)：1-19.

[3] CLINE P B，WILLIAMSON J.Estimates of fund equilibrium exchange rates[R].Washington，DC：Peterson Institute for International Economics，2012.

[4] 唐亞暉，陳守東.基于BEER模型的人民幣均衡匯率與匯率失調(diào)的測(cè)算：1994Q1～2009Q4[J].國(guó)際金融研究，2010(12)：29-37.

[5] 趙先立.人民幣實(shí)際匯率決定與失調(diào)的新視角——基于NOEM框架[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2013(1)：60-70.

[6] 孫國(guó)峰，孫碧波.人民幣均衡匯率測(cè)算：基于DSGE模型的實(shí)證研究[J].金融研究，2013(8)：70-83.

[7] 王澤填，姚洋.結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與巴拉薩——薩繆爾森效應(yīng)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2009(4):38-49.

[8] 方福前，吳江.三類(lèi)沖擊與人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)——與日元、韓元比較[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009(12)：38-44.

[9] 劉堯成.供求沖擊與人民幣匯率的波動(dòng)：基于DSGE兩國(guó)模型的模擬分析[J].南方經(jīng)濟(jì)，2010(9)：29-39.

[10] 徐建煒，楊盼盼.理解中國(guó)的實(shí)際匯率:一價(jià)定律偏離還是相對(duì)價(jià)格變動(dòng)?[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011(7)：78-90.

[11] 劉達(dá)禹，劉金全.人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)與中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整——一價(jià)定律偏離還是相對(duì)價(jià)格波動(dòng)[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2015(5)：154-165.

[12] 高鐵梅，楊程，谷宇.央行干預(yù)視角下人民幣匯率波動(dòng)的影響因素研究——基于中美兩國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2013(2)：45-53.

[13] 范言慧.外國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、資本流動(dòng)與匯率調(diào)整[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2015(2)：45-59.

[14] MCKINNON R，SCHNABL G.China’s financial conundrum and global imbalances[J].China Economist，2009(4)：65-77.