人民幣長期均衡匯率影響因素的實證分析

北京交通大學經濟管理學院 王藝瑋

在本世紀初期，我國的金融市場就受到國際很大的壓制，一些西方國家及地區(qū)，特別是美國與日本開始實施各種政策來控制人民幣的匯率上調，為人民幣的升值造成了很大的阻礙；到了2003年的時候，這一局面出現了扭轉，人民幣的升值問題在全球范圍內的熱度持續(xù)上升，關于人民幣升值的呼聲持續(xù)高漲，這個時期的人民幣所面對的是不同于以往的升值負擔；到了2005年中旬的時候，人民幣匯率的新政策頒布實施，從那個時候起，人民幣兌美元的兌換匯率持續(xù)的走高，特別是國際金融危機的爆發(fā)，全世界都受到金融危機的困擾，經濟發(fā)展一度停滯，這一時期人民幣的升值高達前所未有的21%。

不過這一情況到了2008年的中旬，增長趨勢開始停止，根據IMF 均衡匯率的算法，能夠得出人民幣在現實中的匯率正在慢慢因為美元的影響持續(xù)下降，當前有關人民幣的匯率問題逐漸的成為國際所關注的熱點問題，引起了全世界廣泛的關注，導致了我國和國際貿易合作對象之間的摩擦。

當前，人民幣匯率問題已變成國際社會普遍關注的熱點問題。一方面，美國等主要貿易國家要求人民幣升值，而另一方面，我國的經濟增長仍不穩(wěn)固，匯率形成機制還不夠成熟。如何選擇匯率政策的調整方向，如何客觀看待當前人民幣匯率水平，成為中國貨幣當局需要面對的重要問題。

1 文獻回顧

John Williamson(1983)在歷史上第一次提到了能夠應用在實證分析中的基礎經濟因素均等實際匯率相關理論(FEER)；Stein(1994)系統(tǒng)地提出了自然均衡實際匯率理論；Ronald MacDonald(1998)提出了行為均衡實際匯率理論(BEER)。

Sebastian Edwards(1989)成為首位提出有關發(fā)展中國家均衡實際匯率理論(ERER)的學者，更加全面的結合了發(fā)展中國家的特征，將發(fā)展中國家的宏觀經濟特征增設到這一理論中；Elbadawi(1994)在原有的Edwards理論前提下做出了進一步的研究，將理論進一步地完善改進，并完成了科學理論與實證更加良好的綜合；Montile(1999)又在理論的基礎上，規(guī)劃出帶有微觀經濟基礎性質的長遠均衡實際匯率的決策模型。

李祺(2006)在Edwards均衡匯率模型的基礎上，利用協整分析等現代計量分析方法對人民幣均衡匯率進行實證研究。文章對人民幣官方名義匯率變動對人民幣實際有效匯率的短期影響進行了研究，并就中國外匯儲備狀況對人民幣均衡實際有效匯率的影響進行了研究；羅翔(2006)利用最小二乘法(OLS)、單位根檢驗和群體單位根檢驗等研究方法對人民幣的購買力評價做了實證研究。

2 研究方法

首先，對每一個序列都實施平穩(wěn)性的檢驗工作，也就是單位根檢驗。假如有某一時間序列自身的平均值或者是自協方差函數不是一成不變的，而是在時間的影響下逐漸發(fā)生變化的，這種情況下就認為它屬于非平穩(wěn)時間序列。如果直接性的開展回歸工作，那么就會導致虛假回歸問題的出現。本文所選擇的是ADF檢驗方法。

其次，對所有變量間實施協整檢驗工作。開展協整檢驗工作的時候，可以通過兩種渠道來實現，即EG兩步法以及極大似然的檢驗法。在本文中涉及的全部數據都是年度統(tǒng)計數據，這些數據的樣本數量不多，因此選擇的是Engle—Granger的兩步法進行檢驗。

第三，對存在協整關系的被解釋變量和解釋變量進行回歸分析，采用最小二乘法建立各變量之間的回歸方程。

第四，協整檢驗證實每一變量間所具有的長久的相對較穩(wěn)的均衡狀態(tài)，在短時間內變量從非均衡轉化為均衡的整個活動，能夠選擇運用誤差修正模型來進行說明，在回歸方程的基礎上建立誤差修正模型。

3 研究數據的選取和處理

3.1 研究變量的選擇

因為全世界每一個國家經濟發(fā)展情況不同，同時還受到通貨膨脹率變化情況的影響，所以，在這種形勢下要建立完善的綜合評價體系，以更加清晰的顯示出某一種貨幣的變化發(fā)展趨勢，比如它的波動情況，還有它在國際貿易間所具備的競爭水平等，所以本文選擇的是由IMF所頒布的人民幣實際有效匯率(REER)，并將這一匯率設定為被解釋的研究變量。

在對人民幣進行長期均衡匯率計算的時候，最為重要的一點就是要找到其相對的根本經濟因素變量，不僅要滿足理論自身的需求，同時還應該保證相對的數據能夠被估測出來。本文全面地考慮了發(fā)展中國家在均衡匯率問題上的實證研究結果，融入了和發(fā)展中國家均衡匯率相關的很多根本經濟因素，也考慮了模型的需要和相關數據的可獲得性，選取了與人民幣匯率存在協整關系的五項指標：勞動生產率、開放度、實際貨幣供應水平、外匯儲備、貿易條件。

3.2 研究變量的樣本選取和處理

根據本文所有的理論分析以及便于實證的需求，同時也考量了數據可獲取問題的影響因素，因此，選擇了1982～2012年31年間的數據。本研究的原始數據來源于IMF官方網站、《中國統(tǒng)計年鑒》(2009-2012)、中國金融網，其他相關數據來自東方財富網。

為了使原始數據符合實證協整檢驗的要求，對原始數據進行對數處理。分別表示為：LLP(勞動生產率的對數)、LOPEN(開放度的對數)、LM(實際貨幣供應水平)、LFORE(外匯儲備)、LTOT(貿易條件)。

4 數據的計量分析

4.1 單位根檢驗

按照協整的相關概念，如果說有某兩個時間序列，且它們彼此屬于協整的關系，那么它們就一定是在同階單整的范圍內。所以，假如想要針對的數據實施協整檢驗工作的話，就一定要先針對時間序列來實施完成單整檢驗工作。

ADF檢驗方法可運用在變量時間序列屬于高階自回歸的情況下，因此，本文選擇的是ADF的單整檢驗。選擇Eviews軟件得到了數據處理完成之后對變量進行ADF檢驗的最終結果(見表1)。

通過表1可知，各變量在差分前的ADF值大于其1%的臨界值，故變量時間序列不是平穩(wěn)序列，但經過一階差分后，各變量的ADF值都小于其1%的臨界值，可接受其為平穩(wěn)序列，符合協整檢驗的要求。

4.2 協整性檢驗

本文涉及的全部數據都是年度統(tǒng)計數據，這些數據的樣本數量不多，因此選擇的是Engle—Granger的兩步法進行檢驗。

第一步，先通過統(tǒng)計軟件來實現變量的OLS回歸，建立線性回歸方程：

回歸結果中，R2結果表示各解釋變量對被解釋變量的解釋程度達82.79%，擬合較好；DW檢驗值為1.0672，排除了模型的自相關問題。

為了避免偽回歸，對回歸方程的殘差項 進行ADF檢驗以確定其是否平穩(wěn)，結果為殘差項的ADF檢驗值為-2.8055，小于1%顯著水平的臨界值-2.6453，即回歸方程的殘差項 在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的，則該方程不是偽回歸。

殘差ADF檢驗結果如表2所示。

表2 殘差的ADF檢驗

由表2可以看出，1982～2012年，LREER與LLP、LOPEN、LM、LFORE、LTOT之間存在長期(指數據覆蓋時期)穩(wěn)定(1,1)的協整關系。

4.3 ECM誤差修正模型

協整檢驗證實了LREER與各影響因素之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，短期內變量由非均衡到均衡的調整過程可以通過引入誤差修正模型來說明。

建立ECM模型如下：

對殘差進行平穩(wěn)性檢驗，如表3所示。

表3 殘差的ADF檢驗

由表3可知，經過修復后，殘差為平穩(wěn)序列、不自相關的I(0)序列。

5 結論及政策建議

5.1 主要結論

(1)均衡匯率模型表明，勞動生產率(LP)、外匯儲備(FORE)的增加帶動人民幣升值，而開放度(OPEN)的提高、實際貨幣供應水平(M)的上升、貿易條件(TOT)的改善將帶動人民幣均衡匯率貶值。

(2)人民幣匯率失調程度波動性較大，匯率失調水平有進一步加劇趨勢。2002年下半年以來，勞動生產率大幅提高、經濟持續(xù)快速增長等因素推動人民幣不斷升值，而且有進一步加劇的趨勢。

5.2 政策建議

第一，建立更加透明的與一籃子貨幣掛鉤的機制，增加匯率波動彈性區(qū)間。我國應回歸與一籃子貨幣掛鉤的匯率制度，增加匯率波動的彈性區(qū)間，同時使人民幣兌換美元的匯率由美元與籃子中的其他重要貨幣之間的交叉匯率來確定，保證人民幣兌美元匯率的靈活性。

第二，加快人民幣的區(qū)域化和國際化步伐，推進人民幣參與國際結算。人民幣在周邊國家的流通是人民幣國際化的起點，隨著中國經濟的持續(xù)增長和對外開放的逐步擴大，其國際影響也會逐漸顯現。所以，應高度重視人民幣國際化進程，增強人民幣國際貨幣職能，提高我國貨幣政策的自主性和靈活性，降低持有大量外匯儲備的成本和風險，以維護人民幣匯率的穩(wěn)定。

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