實際匯率的變動趨勢分析

摘要：人民幣匯率問題一直是學術界重視的一個問題。特別是在金融危機以來，我國的經濟增長仍然保持著較高的速度，越來越多的發達國家開始指責人民幣存在低估問題，人民幣升值的壓力受到了嚴重的挑戰。文章利用簡化巴拉薩—薩繆爾森效應和利率平價假說來研究實際匯率的變動趨勢，試圖尋找到人民幣匯率是否低估的證據。我們利用協整VAR模型的MA表示形式，對中、美兩國2000年1月至2010年9月的數據進行了分析。實證結果表明，人民幣實際匯率的變動趨勢來源于美國利率的累積沖擊，我國利率的累積沖擊，以及調整的實際匯率的累積沖擊。其中，調整的實際匯率的累積沖擊影響最大。

關鍵詞：實際匯率；簡化巴拉薩—薩繆爾森效應；利率平價；協整VAR的MA模型

一、 引言

2005年7月21日起，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。幾年來，人民幣匯率形成機制改革有序推進，取得了預期的效果，發揮了積極的作用。從匯率改革至今，人民幣匯率逐漸升值，已經由匯改前的8.27元兌一美元升值到現在已經突破了6.60元兌換一美元的關口。目前，人民幣匯率是否會繼續升值已經成為了國內外學者討論的焦點。

Faria和Leon-Ledesma（2000）用相對平均產出和相對邊際產出與實際匯率的關系來替代傳統的巴拉薩—薩繆爾森效應，得出了巴拉薩—薩繆爾森效應不成立的結論。高海紅（2003）采用1980年~2000年七國集團的數據，運用“邊限檢驗”法對簡化的巴拉薩—薩繆爾森效應進行了檢驗，結果發現，英國、德國、日本和加拿大四國存在長期關系。而意大利和法國的實際匯率與經濟增長之間是否存在長期關系則依賴于回歸式中趨勢項的設定。Canzoneri et al.（1999）對該理論的前提假設進行了檢驗，結果認為在長期相對價格能夠反映相對勞動生產率。但是Strauss（1998）卻得出了相反的結論。

我國對利率平價假說的檢驗起步較晚。黃小蓉、李娥（2009）從利率平價理論的角度研究了利率和匯率的聯動效應。文章指出，由于中國現實條件諸多對利率平價的不利因素，匯率和利率的聯動效應也受到影響。范立夫、周繼燕（2010）把資產價格套利因素引入到利率平價模型中，對利率平價理論的套利方式進行修正和擴展，認為該擴展模型可以為中國金融體制的改革提供依據，還能夠為貨幣政策的制定提出一定的政策指導。

本文試圖利用協整VAR模型MA表示形式，聯合巴拉薩—薩繆爾森效應和利率平價理論來研究實際匯率的變動問題。協整VAR模型是由Johansen（1988）以及Johansen和Juselius（1990）提出的，該模型的MA表示是由Juselius（2006）總結出來的。

二、 簡化巴拉薩—薩繆爾森效應效應和利率平價理論

我們主要采用Faria和Leon-Ledesma（2000）的簡化巴拉薩—薩繆爾森效應理論，來對人民幣實際匯率進行實證分析和檢驗。Faria和Leon-Ledesma（2000）他們假設存在兩個國家，在不變的技術規模收益下用勞動力生產可貿易品和不可貿易品。根據假設條件，勞動力在一國內部可以自由流動，所以可貿易和不可貿易部門的名義工資相等，且等于商品價格乘以邊際收益：

PTf′（LT）=w=PNg′（LN），PT*F′（L*T）=w=P*NG′（L*N）（1）

將價格水平表示為非貿易和貿易部門價格的幾何加權平均：

在技術規模收益不變的假設下，邊際生產率等于平均生產率，簡化的巴拉薩-薩繆爾森效應可以表示為：

公式（6）表示實際匯率可以表示為相對人均產出的函數。兩國人均產出差異的變動將直接影響實際匯率的水平。

利率平價假說則分析了匯率與利率之間的關系。拋補利率平價可以表示為：

?籽t=i-i*（5）

其中，?籽t表示即期匯率與遠期匯率之間的升（貼）水率為?籽，i為利率，i*為外國利率。它的經濟含義是：匯率的遠期升貼水率等于兩國利率之差。如果本國利率高于外國利率，則意味著本幣將在遠期貶值；反之，則本幣在遠期升值。兩國利率之間的差異通過匯率的變動來消除，從而達到金融市場的平衡狀態。

三、 人民幣實際匯率的變動趨勢分析

本文利用協整VAR模型來研究實際匯率問題，所以需要首先創建VAR模型。根據上述理論和2001年~2010年9月的中美兩國的月度數據，我們建立向量Xt=（?駐Pt，?駐Pt*，it，it*，rert，syt）′，其中?駐Pt和?駐Pt*CPI分別為兩國CPI計算的通貨膨脹率，it和it*為兩國的利率水平。rert為實際利率，計算公式如下：

rert=lnSt+lnP*t-lnPt（6）

其中，St為中美兩國的即期匯率，P*t和Pt分別為兩國的GDP平減指數。

syt中美實際人均產出的差異，用yt和y*t分別表示中美的實際人均產出，則計算公式如下：

sy=y*-y（7）

1. 協整VAR模型形式的確立和協整關系個數的確定。通過無約束的VAR模型，我們將向量自回歸模型的滯后階數確定為k=2，并引入常數項C作為模型的確定性成分。對初步回歸后殘差中出現的離群值設定虛擬變量，用以化解它們對正態性分布的影響。具體做法是將|?著t/?滓e|的殘差定義為離群值，然后在對應的時點上設定虛擬變量。按照這個標準，我們找到了13個離群值，他們所在的時間點分別為：2001年1月，2002年1月，2005年2月和7月，2006年9月，2007年9月，2008年2月、10月和11月，2009年1月和4月，2010年1月。由于本文中各變量的差分后的均值為零，我們可以確定常數項只進入協整關系，不進入各變量的差分方程。至此，我們完成了無約束VAR模型的確立。

我們接下來利用特征跡檢驗來確定協整關系的個數。該檢驗的統計量為：

該統計量的原假設是至少存在p-r個單位根。表1是特征根跡檢驗的結果，其中，?姿i為特征根，?子（p-r）為特征根跡檢驗的統計量，C0.95為顯著性水平為5%的臨界值，最后一列表示?子（p-r）的P值。根據特征跡檢驗結果我們可以把協整關系的個數確定為r=3。

2. 變動趨勢和權重矩陣的確定。在確定了模型協整關系的個數以后，我們就可以對協整VAR的移動平均表示形式進行估計了。

其中，?琢′⊥為模型系統的p-r個變動趨勢，?茁⊥為變動趨勢的權重矩陣。在我們的研究系統中，C、?琢′⊥和?茁⊥矩陣的秩均為p-r=3。為了估計矩陣?琢′⊥和?茁⊥，需要先識別?琢和?茁。

首先，我們通過對三個協整關系施加約束來對 進行識別。我們施加的約束如下：

利用極大似然估計，我們可以得到各個長期關系?茁i的估計值。通過LR統計量，我們可以檢驗約束條件是否成立。表2是長期關系的估計值和LR檢驗的P值。從表2中我們可以看出，三個長期關系通過了各自的平穩性檢驗。也就是說，我們施加的約束是成立的。

從該約束條件我們還可以看出，在r=3的情況下，美國的通貨膨脹率?駐Pt*是平穩序列，所以該序列不存在趨勢變動成分，在趨勢變動的權重矩陣中，?茁⊥對應于?駐Pt*的行向量應為零向量。

確定了約束的協整關系后，我們需要進一步確定系數調整矩陣?琢。為了確定?琢，我們對各變量的弱外生性進行檢驗。一個變量對系統中所有協整關系的調整系數均為零，那么該變量即為弱外生變量。我們利用似然比檢驗來確定各個變量的弱外生性。結果如表3所示。

似然比檢驗服從卡方分布，自由度為?自=rm=3，其中r為協整關系個數，m為檢驗的弱外生變量個數。表3的結果顯示，中美兩國的利率是弱外生變量，這說明系統中其他變量的長期關系受到兩國利率的影響，但是兩國利率的長期關系不受系統其它變量的影響。由于it和it*的弱外生性，系數調整矩陣?琢對應于這兩個變量的行向量為零，由此我們可以確定?琢⊥具有兩個單位向量，并且單位1所在的位置分別對應于我國利率變量和美國利率變量。

由以上的分析我們確定了變動趨勢?琢⊥中的兩個單位向量和權重矩陣?茁⊥對應于?駐Pt*的零向量。下面，我們利用計量軟件Cats來對?琢⊥和?茁⊥進行估計。表4即為估計結果。

從表4中，我們可以從?琢⊥的估計值得出三個變動趨勢（Driving Trends），將他們記為DT1、DT2和DT3：

這三個變動趨勢分別為經過兩國通貨膨脹率和人均產出差異調整的實際匯率的累積沖擊，美國利率的累積沖擊，我國利率的累積沖擊。由權重矩陣?茁⊥的估計，我們可以得到上述三個變動趨勢在各個變量回歸中的系數。其中，美國通貨膨脹率?駐Pt*的變動趨勢的回歸系數為零。

四、 基本結論

本文利用2000年1月至2010年9月的樣本數據，運用協整向量自回歸模型在簡化的巴拉薩—薩繆爾森效應和利率平價家說框架下分析了實際匯率的變動趨勢。通過實證檢驗和分析我們可以得出以下結論：

首先，人民幣實際匯率的增長動力主要來自于三個變動趨勢的影響，即：美國利率的累積沖擊，我國利率的累積沖擊，和經過兩國通貨膨脹率和人均產出差異調整的實際匯率的累積沖擊。

其次，從這三個變動趨勢的影響程度來看，人民幣實際匯率的增長趨勢主要受到調整實際匯率的累積沖擊的影響，其次受到兩國利率的累積沖擊影響。

再次，美國的通貨膨脹率是平穩序列，因此不存在增長動力。除此外，三個變動趨勢對系統中的其他變量都產生不同的影響。我國通貨膨脹率的增長動力主要來自調整實際匯率的累積沖擊；我國利率的增長動力受三個變動趨勢的影響強度接近；美國利率和兩國相對人均產出的增長都主要受調整的實際匯率影響。

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基金項目：國家社科基金重大項目“‘十二五’期間我國經濟周期波動態勢與宏觀經濟調控模式研究”(批準號10ZD006)；國家自然科學基金項目“非線性隨機波動模型估計方法及應用研究”(批準號70971055)；吉林大學科學前沿與交叉學科創新項目“后金融危機時期我國經濟周期波動態勢與宏觀調控模式研究”(2010JC026)資助。

作者簡介：劉金全，經濟學博士，教育部長江學者特聘教授，吉林大學商學院院長、教授、博士生導師；馬亞男，吉林大學商學院數量經濟學專業博士生。

收稿日期：2011-01-18。