人民幣均衡匯率和匯率失調
——基于貨幣分析模型

趙先立

(中國人民銀行蘭州中心支行，甘肅 蘭州 730000)

2008年次貸危機之后，美國經濟不振并且失業率處于高位，歐元區深陷歐債危機的泥潭，同時以我國為代表的新興經濟體增長穩定，我國外匯儲備在2012年初突破3.3萬億美元的歷史高點，以美國為首的發達國家指責“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上針對人民幣的《2011年貨幣匯率監督改革法案》。2011年7月20日IMF所發布的聲明稱，IMF的24位執行董事達成一致，就中期而言，強勢人民幣是提振內需、重新平衡經濟的一個重要組成部分，因此IMF向中國施加壓力，要求中國放開人民匯率浮動區間的關注，允許人民幣進一步大幅升值。[2]事實上，自2005年第二次匯改至今，人民幣名義匯率和人民幣實際有效匯率均大幅升值，并且目前已突破1美元兌換6.3人民幣的關口。2011年第4季度開始香港市場無本金遠期交割(NDF)出現雙向波動，另外，2011年中國經常賬戶余額占GDP的比重已經低至2.8%，這些事實可能意味著人民幣匯率已非常接近均衡水平。[3]因此，在人民幣保持漸進升值、彈性區間不斷擴大、國外輿論持續施壓以及國內外經濟前景不明朗的現實背景下，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實意義。

一、國內外研究現狀

國外指責人民幣“匯率操縱或低估”的依據主要來自于一些研究者關于人民幣均衡匯率水平和失調的研究。多數國外研究認為人民幣匯率存在大幅低估， Subramanian(2010)選取了WDI原始數據、依據城鄉偏差對中國GDP調整后的數據和PWT的數據，運用擴展的PPP方法(即B-S模型)檢驗發現，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增長率的合意升值幅度和現實升值幅度大致相同，所以當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常賬戶余額是順差占GDP的比重應在3%左右，根據這一標準和IMF的預測值進行對比得出人民幣實際有效匯率2009被低估的幅度為30%，但如果將IMF預測的經常項目盈余占GDP的比重下調，則2009年人民幣實際有效匯率低估約9%。

從已有文獻來看，國內與國外研究的結論存在非常大的分歧，王澤填、姚洋(2008)使用擴展購買力平價方法對184個國家及地區1974-2007年的年度面板數據進行估算，[4]他們在實際匯率決定模型中引入了衡量經濟轉型對人均生產率影響的交叉項即農村人口比重，并檢驗了實證結果對樣本和解釋變量改變的敏感性，發現結果的穩健性較高。估算結果顯示，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整方法對人民幣匯率的長期決定因素和失調問題進行了實證研究，[5]研究發現人民幣匯率的失調程度近年來逐步減弱，但在2008年出現了一定程度的高估。秦朵、何新華(2010)設定了兩個均衡匯率模型，分別使用面板回歸和分國別協整檢驗的方法對這兩個模型進行了實證分析，[6]結果證明，之前的文獻大多高估了人民幣失調的程度，樣本國選取在評價人民幣是否失調時有很大的重要性，人民幣對美元和歐元存在一定的低估，但人民幣實際有效匯率并未低估。張志柏(2012)使用非平穩面板回歸分析了人民幣和其他五種貨幣的實際有效匯率失調，[7]研究結果表明人民幣在2009至2010年出現低估，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低估并非個例。

從現有關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、數據、基期的不同選取會令結果有較大的差異。[8]總體而言，國外的研究基本認為2008年之前人民幣存在大幅低估，國內研究則認為低估程度有限，但在2008年之后，國內外研究者對于人民幣匯率是否需要進一步大幅升值卻存在很大的爭議。因此，需要使用新方法、新數據來研究人民幣匯率的均衡水平。[9]文章試圖運用貨幣分析框架建立人民幣匯率決定的理論模型，并在此基礎上使用1994年1季度至2012年2季度的數據進行實證分析。

二、均衡匯率決定的理論模型

(一)假設條件

假定世界上存在兩個國家，本國和外國，本幣與外幣資產用于國際金融市場交易的部分可以完全替代，商品市場和證券市場可以較為靈活地進行調整，并達到出清的狀態。兩國的商品可以在國際市場上進行交易，兩國的商品存在跨國套購機制。

(二)基本模型

在一國實際貨幣需求相對穩定的狀態下(根據對稱性，外國與本國有著類似的經濟表達式，變量加右上標“﹡”代表外國變量)，可以表示為利率r、國民收入y以及物價水平P的穩定函數，令Md和Ms分別代表本國的貨幣需求，即為：

Md=K(y,r)P

(1)

則貨幣市場的均衡條件可以表示為：

Ms=K(y,r)P

(2)

當由于Ms、y、r的變動而造成貨幣市場失衡的時候，會導致兩國的商品價格發生變動，在商品市場可以調整、價格可以較為快速的達到出清價格的情況下，兩國的價格水平取決于各自的貨幣供給和貨幣需求，則本國和外國的價格水平可以分別表示為：

(3)

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

P=SP*

(4)

其中，S為直接標價法的名義匯率，則由(3)式和(4)式可以得到：

(5)

根據上述傳導過程，國際商品套購機制就通過商品市場的價格水平將匯率與兩國貨幣市場的供給和需求存量聯系在一起。均衡匯率則正是使兩國公眾的合意貨幣需求與貨幣市場的相對供給存量恰好相等時的匯率水平。

(5)式中的K、K*又可以表示為國民收入y和利率r的函數，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，代表了兩國的經濟習慣，為外生變量，不輕易發生變動，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，均衡匯率由相對貨幣供給量、相對國民收入以及相對利率三類因素決定，由于k、α、β都為外生固定變量，則將(7)式兩邊進行對數線性化可以得到均衡匯率的線性實證模型：

(8)

(8)式中，a1、a2和a3分別為各因素對實際匯率影響的彈性系數，為隨機誤差項。

三、實證檢驗

在實證模型(8)式的基礎上，可以對人民幣均衡匯率水平進行實證估算，首先對于各變量數據的選取進行說明。

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際比價，我們這里選取人民幣對美元的實際匯率RER作為代理變量，實際匯率可以反映人民幣的真實對外價值和競爭力，由公式RER=SP*/P計算可得到中美實際匯率(RER、S在這里均使用直接標價法，數值下降代表升值)。[10]事實上，美國作為“人民幣操縱論，大幅低估論”的積極鼓吹國，測算中美雙邊均衡匯率具有重要的代表意義。中美兩國的環比CPI都根據中經網統計數據庫的月度指標換算為季度指標，并調整為1985年為基期的定基數據。

(一)變量的平穩性檢驗

在驗證人民幣實際匯率和各解釋變量間的長期協整關系之前，首先要對各解釋變量依次進行ADF檢驗，結果表明，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序列，如表1所示。

表1 各變量的平穩性檢驗結果

注：?表示變量的一階差分，C、T分別代表檢驗方程中含常數項和趨勢項，P為滯后階數，0代表不含對應項，*表示通過顯著水平為1%的檢驗

(二)協整檢驗和分析

根據平穩性檢驗可知，各變量之間可能存在協整關系。文章使用Johansen方法進行協整檢驗，Johansen方法是基于VAR(向量自回歸)模型的協整檢驗，可以有效地避免由于變量之間存在內生性問題而帶來的估計失準。這里從4階滯后開始，逐步調整至1階，依據AIC赤池信息準則與SC施瓦茨信息準則可以選定協整檢驗的最優滯后階數為2。進行協整檢驗后發現，基于1994Q1～2012Q2季度數據的與各解釋變量之間存在著長期均衡關系，如表2所示。

表2 協整關系檢驗結果

注：**表示在5%的水平下顯著

要進一步得到lnRER、lnMR、lnyR、lnrR4個變量之間的協整方程，檢驗協整方程中各變量的系數是否在統計意義上顯著，并對各系數進行分析。由于只需要各變量對于人民幣實際匯率的影響系數，因此可以得到標準化后的協整關系，如表3所示。

表3 標準化的協整關系

根據表3可知，人民幣實際匯率與各變量之間的協整方程為：

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

(9)

t值： (9.909) (-5.199) (-3.199)

標準差： (0.2997) (0.1071) (0.1753)

如(9)式所示，協整方程中各解釋變量的系數均為顯著，表明模型擬合度較好。lnMR的彈性系數約為0.4316，即我國相對于美國的貨幣供給量每提高1%，會引起人民幣實際匯率貶值約0.4316%(人民幣實際匯率為直接標價法)，這一結果是由于本國居民所持有貨幣余額的提升會刺激總需求，使國民對進口商品的消費需求增加，這可能使國際收支惡化，從而需要實際匯率貶值以恢復國際收支均衡。lnyR的彈性系數約為-1.0503，表明美國相對于我國的國民收入每提高1%將帶動人民幣實際匯率升值1.0503%，這說明美國國民收入的提高會增加對我國商品的消費需求，導致我國出口增加，國際收支出現順差，引起實際匯率的升值，這一變量的系數也反映了美國以消費為主導的經濟結構對人民幣實際匯率的影響。lnrR的彈性系數約為-0.09232，表明我國相對于美國的利率水平每上升1%，會令人民幣實際匯率升值約0.09232%，這是由于國內外正的利差會導致國際資本流入國內市場進行套利，從而推高本國的實際匯率水平，這一系數較小的原因可能是我國利率市場化改革尚未完成，對于資本賬戶仍有著相對嚴格的管制，因此利率連接國內外的傳導機制無法有效發揮，lnrR的彈性系數則會出現一定程度的削弱。

四、人民幣均衡匯率、匯率失調的測算和分析

將各解釋變量的現時(短期)值、長期可持續值(采取HP濾波獲得)代入協整方程(9)，并經過去對數化計算可分別得到人民幣對美元的短期均衡匯率CRER和長期均衡匯率LRER，如表4所示。RER、CRER和LRER在樣本期內都具有明顯的升值趨勢，短期均衡匯率CRER波動性較大，這可能是由于短期擾動或周期性因素而造成的不平穩，相比之下長期均衡匯率LRER的曲線更穩定平滑，這體現了各解釋變量的長期可持續水平對人民幣均衡匯率的影響。對人民幣實際匯率的長期失調進行分析如圖1所示。經測算人民幣實際匯率在樣本期內偏離均衡水平的情況可分為以下八個時期。

表4 人民幣事實的實際匯率和短期的、長期的均衡匯率

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 人民幣實際匯率的長期失調程度(在0%軸之上為高估)

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

通過上述對人民幣實際匯率長期失調的階段性特征和幅度大小的分析可以發現，人民幣對美元實際匯率在樣本期內不存在大幅失調，人民幣實際匯率圍繞長期均衡水平上下波動，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，人民幣實際匯率的失調程度較之前的時期大為減輕，這說明我國增加匯率彈性的匯率形成機制改革卓有成效，人民幣實際匯率已具有一定的自我調節能力。

五、結論

根據資產市場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貨幣供給量、相對國民收入和相對利率水平共同決定，這三者的變動引起了匯率的波動?；诶碚撃Ｐ蛯?994年1季度至2012年2季度的人民幣均衡匯率和匯率失調幅度進行了測算，得出以下結論：

1)人民幣實際匯率在樣本期低估與高估交替出現，2008年之前低估的時期較多，2008年之后持續小幅高估的時期較多?？傮w來說，人民幣實際匯率圍繞長期均衡匯率水平上下波動，不存在嚴重失調。并且，從近年來的表現可知，人民幣匯率具有一定的自發調節機制，在樣本期并未顯著的偏離均衡水平。因此，以美國為首的發達國家指責“人民幣匯率大幅低估”是沒有事實根據的言論。

2)根據實證研究的結果，兩國相對國民收入對人民幣實際匯率的影響程度最大，體現了美國對于我國出口商品巨大的需求量是引起我國順差進而推動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為主導的經濟結構和我國儲蓄率較高共同造成的結果，在一定程度上說明我國經濟對于外需的依賴。從另一層面來看，這一變量對人民幣實際匯率的影響程度也暗示了隨著我國經濟的不斷增長中國國民收入也必然隨之提高，從而可以拉動消費和對外國商品的需求，逐步緩解國際收支失衡和人民幣升值的壓力。

3)中美相對利率水平對于人民幣實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，利率無法有效發揮連接和調節內外經濟的作用，國際金融市場的資本和貨幣配置作用沒有很好的經由利率這一傳導渠道得到發揮，因此我國應繼續深化金融體制的改革，推進利率市場化，逐步放松資本項目的嚴格管制。

4)中美相對貨幣供給量對于人民幣實際匯率的影響程度說明，貨幣政策可以成為調節人民幣匯率的工具之一，并且為了促進宏觀經濟四大目標的實現，應配合其他政策，逐步提升居民收入，擴大內需，減少中國貿易順差規模使國際收支向均衡水平調整。加快推進外匯管理體制改革，使我國貨幣政策的作用機制能更好的發揮，同時堅持人民幣匯率政策作為國家主權的獨立性，自主設定人民幣匯率形成機制的改革路徑，自主把握是否干預人民幣和人民幣波動的方向、幅度和節奏。

[1] Cheung，Y.W.,M.D.Chinn and E.Fujii.Measuring Renminbi Misalignment：Where Do We Stand?[R].HKIMR Working Paper，2010.

[2] Cline，W and J.Williamson.Notes on Equilibrium Exchange Rate：January 2010[R].Peterson Institute for International Economics，2010.

[3] Subramanian，A.New PPP—Based Estimates of Renminbi Undervaluation and Policy Implications[R].Peterson Institute for International Economics，2010.

[4] 王澤填，姚洋.人民幣均衡匯率估計[J].金融研究，2008，(12).

[5] 黃昌利.人民幣實際有效匯率的長期決定:1994～2009[J].金融研究，2010，(6).

[6] 秦朵，何新華.人民幣失衡的測度:指標定義、計算方法及經驗分析[J].世界經濟，2010，(7).

[7] 張志柏.人民幣匯率失調實證分析[J].經濟科學，2012，(2).

[8] 王義中.人民幣內外均衡匯率：1982—2010年[J].數量經濟技術經濟研究，2009，(5).

[9] 盧鋒.人民幣實際匯率之謎(1979—2005)——基于事實比較和文獻述評的觀察[J].經濟學，2006，(3).

[10] 孫彥廷.人民幣長期均衡匯率的實證研究[J].對外經濟貿易大學學報，2011，(1).