人民幣均衡匯率探究范文

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摘要：

隨著人民幣加入SDR和匯改的深入推進(jìn)，人民幣匯率逐漸成為各國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)者的研究熱點(diǎn)。本文基于BEER模型，選取了1995-2014年相關(guān)的年度數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究，分析各個(gè)變量對(duì)人民幣均衡匯率的影響程度，測(cè)算人民幣匯率失調(diào)程度，探索均衡匯率決定的內(nèi)在機(jī)制。

關(guān)鍵詞：

人民幣均衡匯率；匯率失調(diào)；BEER模型

2015年8月11日，央行《中國(guó)人民銀行關(guān)于完善人民幣兌美元匯率中間價(jià)報(bào)價(jià)的聲明》后，人民幣兌美元隨即創(chuàng)下匯改20年以來(lái)最大單日跌幅1.8%。2015年12月1日，IMF(國(guó)際貨幣基金組織)正式宣布，人民幣加入SDR(特別提款權(quán))。隨著匯改的深入推進(jìn)，人民幣的走向越來(lái)越成為世界關(guān)注的焦點(diǎn)，人民幣匯率是處均衡水平，還是被高估或低估？國(guó)內(nèi)外大量的學(xué)者研究表明，長(zhǎng)期的匯率失調(diào)會(huì)影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展，可能會(huì)導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)的嚴(yán)重不均衡。匯率失調(diào)是指在現(xiàn)實(shí)中的實(shí)際匯率水平和均衡匯率水平形成的持續(xù)偏差。因而，人民幣均衡匯率的計(jì)算和評(píng)估非常關(guān)鍵。均衡匯率是指宏觀經(jīng)濟(jì)內(nèi)部均衡與外部均衡一致時(shí)的匯率。Williamson（1994）認(rèn)為，內(nèi)部均衡是指充分就業(yè)和低通脹率，外部均衡則是指經(jīng)常賬戶(hù)余額與基礎(chǔ)資本流動(dòng)規(guī)模之間的平衡。均衡匯率是一個(gè)理論上的匯率，并不能夠從實(shí)際經(jīng)濟(jì)生活中直接觀察得來(lái)，它需要經(jīng)過(guò)相關(guān)的計(jì)量模型估算得到。Clark和MacDonald(1998)提出行為均衡匯率理論（BEER），他們根據(jù)實(shí)際有效匯率與相關(guān)的基本經(jīng)濟(jì)因素之間的行為關(guān)系構(gòu)建出簡(jiǎn)約的模型，通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法建立方程關(guān)系，得到均衡匯率的估值。BEER模型不以宏觀經(jīng)濟(jì)的均衡作為條件，相對(duì)而言具有更好的可操作性。從變量的選擇上來(lái)看，BEER對(duì)基本經(jīng)濟(jì)因素的選擇比較合理，它同時(shí)考慮了短期、中期和長(zhǎng)期的基本經(jīng)濟(jì)因素，對(duì)于分析匯率波動(dòng)具有現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文選擇BEER模型作為研究方法。

一、變量選取

Clark和MacDonald（1999）提出了衡量均衡匯率的簡(jiǎn)單方程：BEER=f。在上述方程中，r、r*分別代表本國(guó)和他國(guó)的真實(shí)利率，gdebt、gdebt*代表的是本國(guó)與他國(guó)的政府債務(wù)，tot是貿(mào)易條件，tnt是國(guó)內(nèi)非貿(mào)易品與貿(mào)易品價(jià)格之比，nfa是國(guó)外凈資產(chǎn)。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)模型變量的選擇上，一般基于Clark和MacDonald所提出的模型，并結(jié)合中國(guó)實(shí)際情況來(lái)決定。例如，張曉樸（2000）選取了三個(gè)變量：貿(mào)易條件、開(kāi)放度和政府支出占GDP的比重；孫奕（2010）選取了三個(gè)變量：廣義貨幣供應(yīng)量、貿(mào)易條件和外匯儲(chǔ)備。本文在參考國(guó)內(nèi)外研究者文獻(xiàn)和綜合考慮變量數(shù)據(jù)的可獲得性，確定BEER模型的經(jīng)濟(jì)變量為：廣義貨幣供應(yīng)量（M2）、開(kāi)放度（OPEN）和貿(mào)易條件（TOT）。本文選取的樣本區(qū)間為1995年至2014年年度數(shù)據(jù)，REER為人民幣實(shí)際有效匯率，數(shù)據(jù)取自WorldBankDatabase，M2數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局,OPEN則以中國(guó)進(jìn)出口總額占GDP的比重作為衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)選自中國(guó)統(tǒng)計(jì)局，TOT是出口單位價(jià)值指數(shù)和進(jìn)口單位價(jià)值指數(shù)之比，數(shù)據(jù)來(lái)源于WorldBankDatabase。綜上所述，可以構(gòu)建人民幣行為均衡匯率模型：BEER=f（OPEN，M2，TOT）。

二、人民幣均衡匯率及其錯(cuò)位程度

為避免可能產(chǎn)生的異方差性，本文對(duì)所取變量數(shù)據(jù)作對(duì)數(shù)化處理，分別表示為L(zhǎng)NREER，LNM2，LNOPEN，LNTOT。

（一）單位根檢驗(yàn)為避免“偽回歸”，首先對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性作檢驗(yàn)。本文用EVIEWS8對(duì)所有變量進(jìn)行了ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有變量在二階平穩(wěn)。

（二）協(xié)整分析本文采用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。第一步，用OLS得出回歸方程，同時(shí)得到殘差序列；第二步，用ADF方法檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，若殘差序列平穩(wěn)，則存在協(xié)整關(guān)系。本文用EVIEWS8對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行了OLS回歸，結(jié)果如圖2所示。上述結(jié)果表明，R2約為0.95，模型擬合度好。LNM2、LNOPEN、LNTOT的P值均小于0.05，可以判定變量系數(shù)具有顯著性。隨后對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如圖2所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差序列在1%顯著水平平穩(wěn)，LNREER和LNM2、LNOPEN、LNTOT之間存在協(xié)整關(guān)系，可以構(gòu)建均衡匯率方程如下：LNREER=1.016768+0.166786LNM2-0.313173LNOPEN+0.265269LNTOT從以上結(jié)果可以觀察到，貨幣供應(yīng)量對(duì)人民幣匯率的影響方向一致，如果貨幣供應(yīng)量提高1%，人民幣匯率提高0.166786%。一般情況下，在貨幣自由兌換的條件下，貨幣供應(yīng)量的過(guò)度擴(kuò)張會(huì)傳導(dǎo)至外匯市場(chǎng)，導(dǎo)致貨幣供過(guò)于求，貨幣貶值，反之貨幣升值，但是人民幣在過(guò)去二十年里并不是完全可自由兌換的貨幣，貨幣發(fā)行量對(duì)外匯的傳導(dǎo)機(jī)制并不健全。有關(guān)數(shù)據(jù)表明2014年我國(guó)的貨幣發(fā)行量高達(dá)1228374.81億元，相比1995年的60750.5億元，提高了1167624億元。根據(jù)巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)，貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，平均工資升高，匯率會(huì)隨之提高。我國(guó)是發(fā)展中國(guó)家，如果以GDP作為發(fā)展指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展在過(guò)去20年里保持平均9%以上的增長(zhǎng)速度。隨著貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人民幣匯率不斷升高，實(shí)證結(jié)果表明巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)適用于中國(guó)經(jīng)濟(jì)。貿(mào)易條件對(duì)人民幣匯率的影響方向也一致，如果貿(mào)易條件提高1%，人民幣匯率將提高0.265269%。貿(mào)易條件是出口單位價(jià)值指數(shù)與進(jìn)口單位價(jià)值指數(shù)的比率。如果貿(mào)易條件得到改善，那么以國(guó)單位出口商品換取的國(guó)外進(jìn)口商品數(shù)量將會(huì)更多，意味著該國(guó)從國(guó)際貿(mào)易中可以獲取更多的利益，經(jīng)常賬戶(hù)的收支狀況也會(huì)得到相應(yīng)改善，從而推動(dòng)匯率的升高；反之貿(mào)易條件如果惡化，將導(dǎo)致匯率的降低。實(shí)證分析結(jié)果表明，貿(mào)易條件的改善有利于人民幣升值。貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)人民幣匯率的影響方向則相反，若貿(mào)易開(kāi)放度提高1%，則人民幣匯率降低0.313173%。通常情況下，貿(mào)易開(kāi)放度和匯率的變化方向是相反的。在貿(mào)易自由化的背景下，發(fā)展中國(guó)家為了促進(jìn)出口，會(huì)通過(guò)貨幣貶值來(lái)實(shí)現(xiàn)外部均衡，關(guān)稅的取消或降低也可能引起匯率的下行，而貿(mào)易限制則可能導(dǎo)致國(guó)內(nèi)價(jià)格和匯率的上行。我國(guó)對(duì)貿(mào)易自由化的實(shí)施是漸進(jìn)式的，實(shí)證分析結(jié)果與理論基本一致。

（三）失調(diào)程度測(cè)算1.長(zhǎng)期均衡匯率和長(zhǎng)期匯率失調(diào)程度為了估算長(zhǎng)期均衡匯率的失調(diào)程度，采用HP濾波法剔除周期性因素，提取LNM2，LNOPEN,LNTOT的長(zhǎng)期均衡值，將長(zhǎng)期均衡值再代入以上方程中，并通過(guò)EXCEL將自然對(duì)數(shù)反算為自然數(shù)，可以得到長(zhǎng)期均衡匯率水平BEER（per)。長(zhǎng)期均衡匯率水平與實(shí)際有效匯率(REER)的差值則為長(zhǎng)期均衡匯率失調(diào)程度（tm-RMB），公式如下：長(zhǎng)期均衡匯率失調(diào)程度如圖3所示。2.結(jié)果分析觀察圖3，可以看到，人民幣匯率經(jīng)歷了從低估到高估循環(huán)往復(fù)的6個(gè)階段。第一階段：1995-1996年，人民幣低估程度在1995年達(dá)到最低值9.75%，1996年回落至1.75%。這主要是因?yàn)?994年1月1日人民幣匯率并軌以后，我國(guó)實(shí)施以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度，人民幣匯率經(jīng)歷了大幅度的貶值，使這一階段人民幣實(shí)際有效匯率被低估。第二階段：1997-2002年，人民幣實(shí)際有效匯率處于高估狀態(tài)，在1998年達(dá)到最高值9.61%。這主要是因?yàn)?998年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，造成了亞洲許多國(guó)家經(jīng)濟(jì)受到重創(chuàng)，也間接導(dǎo)致了世界經(jīng)濟(jì)的萎靡。而當(dāng)時(shí)的中國(guó)成功實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的“軟著陸”，人民幣堅(jiān)持不貶值；另一方面經(jīng)濟(jì)的不景氣導(dǎo)致了中國(guó)的出口增長(zhǎng)率第一次出現(xiàn)下降，國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求嚴(yán)重萎縮，當(dāng)年的CPI指數(shù)呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)狀態(tài)。這兩個(gè)因素的同時(shí)出現(xiàn)導(dǎo)致了1998年的人民幣實(shí)際有效匯率相對(duì)均衡匯率有所高估。1999-2000年，這一時(shí)期，東南亞各國(guó)從經(jīng)濟(jì)危機(jī)中逐漸恢復(fù)，這個(gè)時(shí)期的人民幣實(shí)際有效匯率的高估程度有所回落。2001年，人民幣高估水平又升至7.01%，這一時(shí)期我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐漸走出通貨緊縮，呈現(xiàn)止跌回升的形勢(shì)，物價(jià)水平回升。在此期間，美元的強(qiáng)勁走勢(shì)也帶動(dòng)了人民幣升值。此外，中國(guó)于2001年加入WTO，中國(guó)對(duì)外開(kāi)放的進(jìn)程加快，貿(mào)易自由化程度上升，從上述實(shí)證結(jié)果中可以看到，作為發(fā)展中國(guó)家，貿(mào)易自由化程度的上升會(huì)使均衡匯率水平下降。綜合以上因素，使這一時(shí)期人民幣實(shí)際有效匯率被高估。第三階段：2003-2007年，人民幣偏離均衡匯率，最大低估程度為6.99%。2003年，由于財(cái)政赤字和貿(mào)易赤字的影響，美國(guó)開(kāi)始實(shí)行“弱勢(shì)美元政策”，而當(dāng)時(shí)我國(guó)采用的是釘住美元的匯率政策，人民幣隨之貶值。2005年我國(guó)推進(jìn)匯率改革，人民幣不再盯住單一美元，而實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣進(jìn)行有調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，此后，從圖5中可以看出，自2005年起，人民幣匯率的失調(diào)程度有所降低。第四階段：2008-2009年，人民幣失調(diào)程度趨于平緩，人民幣實(shí)際有效匯率在這兩年間平均高估約為1.90%。這主要是由于2008年9月雷曼公司宣布破產(chǎn)，次貸危機(jī)引發(fā)了全球性的金融海嘯，從而導(dǎo)致美元大幅貶值，經(jīng)濟(jì)危機(jī)波及中國(guó)，使得這一階段人民幣實(shí)際有效匯率相對(duì)均衡匯率有所高估。第五階段：2010—2011年，人民幣平均低估水平約為1.25%。這一方面是由于2010年后我國(guó)通貨緊縮，總體價(jià)格水平的下降；同時(shí)2010年6月央行宣布進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革，增強(qiáng)人民幣匯率彈性，這使得人民幣實(shí)際有效匯率雖然低于均衡匯率，但基本比較接近。第六階段：2012-2014年，人民幣幣值處于高估狀態(tài)，平均高估水平約為2.7%。這是由于自2012年起，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度放慢，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的圖3長(zhǎng)期均衡匯率失調(diào)程度需求都成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨的新挑戰(zhàn)，而同時(shí)中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)后仍保持著每年7%以上的GDP增長(zhǎng)率，以及我國(guó)持有的大量的貿(mào)易盈余，這都使外界保持對(duì)人民幣升值的預(yù)期。

三、結(jié)語(yǔ)

本文采用BEER模型探索了1995-2005年我國(guó)的均衡匯率水平和匯率失調(diào)程度，通過(guò)相關(guān)的實(shí)證分析和檢驗(yàn)得出貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)人民幣均衡匯率的影響最大，其次是貿(mào)易條件和貨幣發(fā)行量。貨幣發(fā)行量、貿(mào)易條件的改善和人民幣均衡匯率呈同方向變化，貿(mào)易開(kāi)放度則和人民幣均衡匯率呈反向變化。1995年以來(lái)，人民幣匯率失調(diào)程度經(jīng)歷了3低3高的階段更迭，最嚴(yán)重的低估發(fā)生在1995年為9.75%，最嚴(yán)重的高估發(fā)生在1998年為9.61%，但從總的趨勢(shì)來(lái)看，隨著匯率機(jī)制改革的深入，人民幣匯率失調(diào)程度趨于平緩，人民幣實(shí)際有效匯率正逐步向均衡匯率靠攏。本文認(rèn)為，隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度的逐漸完善、貿(mào)易自由化和匯率機(jī)制改革的推進(jìn),應(yīng)加強(qiáng)對(duì)人民幣均衡匯率的相關(guān)研究，進(jìn)一步探索BEER模型,使國(guó)內(nèi)學(xué)者在對(duì)變量的選取上逐步達(dá)成共識(shí)，同時(shí)不斷嘗試和改進(jìn)實(shí)證研究方法,更有效地評(píng)估人民幣匯率失調(diào)程度。：

作者：蔡吟茜 單位：溫州職業(yè)技術(shù)學(xué)院財(cái)會(huì)系