論人民幣匯率的雙重均衡

1、論人民幣匯率的雙重均衡該文發(fā)表于治理世界2005年第5期陳志昂 陳志昂，1953年，男，教授，浙江工商大學(xué)金融學(xué)院院長。通信地址：杭州市教工路149號浙江工商大學(xué)金融學(xué)院， 電話：057188841858， Email: zachen；王義中，1979年，浙江工商大學(xué)研究生。 王義中(浙江工商大學(xué)金融學(xué)院 310035)摘要：本文試圖在理論和實證上證明，進展中國家的匯率實際上存在著雙重均衡，即實際匯率與名義均衡匯率的均衡，實際匯率對購買力平價低估基礎(chǔ)上與其他進展中國家的競爭性均衡，從長期看，實際匯率與名義均衡匯率的均衡，是以對長期購買力平價的低估為基礎(chǔ)的。為此，我們在

2、理論上提出了進展中國家基于金融脆弱性的低匯率、高儲備假講，建立了非合作博弈模型，講明匯率低估政策的博弈會產(chǎn)生系統(tǒng)性的低估效應(yīng)，在實證上證明了東亞8個經(jīng)濟體的長期購買力平價成立，東亞要緊經(jīng)濟體的貨幣在東亞金融危機后均出現(xiàn)對長期購買力平價的低估。我們認為，保持人民幣匯率的雙重均衡政策，對穩(wěn)定我國和全球經(jīng)濟具有重要意義。關(guān)鍵詞：實際匯率，均衡匯率，購買力平價，東亞Abstract: This paper tries to explore the double equilibriums of exchange rates in developing countries, namely the equi

3、librium between real exchange rates and norminal equilibrium exchange rates, and the camparative equilibrium between developing countries on the basis of undervaluation to the purchasing power parity. We set a hypothesis of currency undervaluation and high reserve policy on the basis of financial fr

4、agibility for developing countries, and construct a game model to explain systematic undervaluation in developing countries. Through empirical investigation we find that the 8 East Asian currencies is undervaluated to the PPP. Our results suggest that our country should take the double equilibrium e

5、xchange rates policies.Key Words: Real Exchange rates, Equilibrium Rates, Purchase Power Parity, East Asian一、引言在人民幣匯率水平的實證研究中，一直存在著兩種互相矛盾的現(xiàn)象：一是在名義均衡匯率的研究上，許多研究（張曉樸，1999；Zhang，2001；劉莉亞和任若恩，2002；林伯祥，2003） 均認為，改革開放后盡管出現(xiàn)過人民幣實際匯率對均衡匯率的低估，但總體看，人民幣實際有效匯率總是趨近于均衡匯率，不存在嚴峻的低估；而在購買力平價的研究上，幾乎一致認為實際匯率存在低估（易綱，1997

6、；楊帆，1999；ICP，2003；Preeg,2003；陳志昂，2004），區(qū)不要緊在于低估程度的高低 ICP（世界銀行國際比較項目）對1985-2001PPP的研究認為，人民幣匯率低估23%。Preeg則認為低估程度高達40%；依照我們對1990-2002相對購買力平價的研究，一般購買力平價的低估程度為18%，貿(mào)易品的低估程度為26%。關(guān)于這兩種互相矛盾的結(jié)論，一種解釋認為購買力平價是條件決定的，一價定律難以實現(xiàn)。在資本流淌條件下，匯率并不僅僅是兩國商品的轉(zhuǎn)換比例，而是宏觀經(jīng)濟均衡狀況的反映。Wiliamson（1994）認為名義均衡匯率其應(yīng)是能在中期內(nèi)（1-3年）保持經(jīng)常帳戶均衡，并與實

7、際匯率相一致的匯率，是非條件決定的，因而均衡匯率更能反映實際匯率的偏離度；另一種看法認為，盡管大量的文獻均證明購買力平價不宜作為可能均衡匯率水平的依據(jù)，但理論界至今還不能提出替代購買力平價的長期均衡匯率決定理論。特不從進展中國家的角度看，由于其資本流淌的規(guī)模相對較少，貿(mào)易是國際經(jīng)濟的聯(lián)系要緊渠道，購買力平價應(yīng)該更適合評估其長期均衡均衡水平。Mckinnon（1997）堅持認為購買力平價，特不是貿(mào)易平價，應(yīng)成為估算長期均衡匯率的基礎(chǔ)。大量的實證研究證明了進展中國家長期購買力平價是成立的。Mcnown 和Wallance（1989）用20世紀(jì)70年代和80年代的消費者與批發(fā)價格數(shù)據(jù)，對美元實際匯率

8、進行單位根檢驗，并使用Engle-Granger兩步協(xié)整檢驗方法。檢驗結(jié)果表明購買力平價在阿根廷、巴西和智利等這些進展中國家成立。Phylaktis和 Kassimatis（1994）研究了太平洋地區(qū)的一些國家的購買力平價，結(jié)果證明購買力平價在這些國家是成立的。Furman and Stiglitz (1998)可能危機前韓元低估-5%，泰銖高估11%，菲比索高估高達37%。Holmes（2001）使用1973-1997年的季度數(shù)據(jù)并運用Johansen最大似然可能方法檢驗進展中國家的購買力平價，其檢驗結(jié)果同樣支持長期購買力平價成立。假如長期購買力平價成立，就必須解釋實際匯率對名義均衡匯率和購

9、買力平價的不一致性。本文試圖在理論和實證上證明，進展中國家的匯率實際上存在著雙重均衡，即實際匯率與名義均衡匯率的均衡，實際匯率對購買力平價低估基礎(chǔ)上與其他進展中國家的競爭性均衡，從長期看，實際匯率與名義均衡匯率的均衡，是以對長期購買力平價的低估為基礎(chǔ)的。為此，我們在理論上提出了進展中國家基于金融脆弱性的低匯率、高儲備假講，認為這是在全球化條件下，進展中國家保持宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定和金融安全，促進經(jīng)濟增長的重要政策；同時，通過建立非合作博弈模型，講明匯率低估政策的博弈會產(chǎn)生系統(tǒng)性的低估效應(yīng)，其可能是福利增進型，也可能是福利減少型的；在第四部分，我們證明了東亞8個經(jīng)濟體的長期購買力平價成立，東亞要緊經(jīng)濟體

10、的貨幣在東亞金融危機后均出現(xiàn)對長期購買力平價的低估；最后，我們認為，保持人民幣匯率的雙重均衡政策，對穩(wěn)定我國和全球經(jīng)濟具有重要意義，人民幣匯率波動要以其為基礎(chǔ)。二、雙重均衡與進展中國家低匯率、高儲備政策實際匯率是剔除兩國物價阻礙后兩國商品籃的相對價格（克魯格曼，1999），其高低取決于相對購買力平價和名義匯率。當(dāng)購買力平價成立時，實際匯率相關(guān)于基期匯率保持不變，兩者之比為1。當(dāng)購買力平價不成立時，實際匯率相關(guān)于基期匯率就會產(chǎn)生偏離。實際匯率高于基期匯率，就稱之為實際匯率貶值（直接標(biāo)價法）。反之，則稱為升值；同樣，由于均衡名義匯率是指受宏觀經(jīng)濟因素阻礙，能保持經(jīng)常帳戶均衡的虛擬匯率，以其做為基準(zhǔn)

11、，比較與實際匯率的差距，同樣也能估算匯率的相對水平。當(dāng)實際匯率高于均衡匯率，就稱為實際匯率貶值。反之，就稱為升值；最后，就購買力平價與均衡匯率而言，實際匯率能夠成為衡量中期與長期均衡匯率偏離程度的相對指標(biāo)。如均衡匯率與實際匯率保持一致時，實際匯率對長期購買力平價出現(xiàn)低估，就意味著中期匯率均衡是以長期匯率的低估為基礎(chǔ)的。從進展中國家的角度看，由于其在國際貨幣體系中不享受國際鑄幣稅特權(quán)，資本流淌具有不穩(wěn)定性的特點，為保持外部均衡，實際匯率將引導(dǎo)名義匯率向均衡匯率逼近。從時刻角度看，實際匯率一旦出現(xiàn)偏離，特不是較大程度的高估，就必定會出現(xiàn)經(jīng)常賬戶的逆差，資本外逃和儲備枯竭等問題。這時，不管是政府被迫

12、，依舊發(fā)生貨幣危機，名義匯率的調(diào)整確實是不可幸免的。與發(fā)達國家，特不是與具有國際鑄幣稅特權(quán)的國家相比，進展中國家不具備在中期（3）年內(nèi)保持經(jīng)常賬戶逆差的可能性，也必定通過名義匯率的調(diào)整使實際匯率在中期內(nèi)回歸均衡。如此，在一個不對稱的國際貨幣體系中，為保持國際收支的均衡，進展中國家的實際匯率相關(guān)于購買力平價的長期低估將是一個常態(tài)。許多學(xué)者對長期購買力平價的偏離進行了解釋，如B-S（1964）效應(yīng)，貿(mào)易商品的非替代性（Dixit and Stiglitz，1977），CPI變動慢于購買力平價（Rogoff，1996）等，但忽視了經(jīng)濟全球化條件下，進展中國家的金融脆弱性問題。90年代以來新興國家發(fā)生

13、的金融危機，特不是東亞金融危機，揭示了投機資本沖擊對金融脆弱性國家的巨大阻礙。低匯率、高儲備政策實質(zhì)上也是一種基于制度非均衡的補償政策，只有通過相關(guān)于長期購買力平價的匯率低估，才能保證實際匯率與名義均衡匯率的趨同。從經(jīng)濟效率角度看，低匯率，高儲備政策是進展中國家宏觀金融穩(wěn)定所得和儲備福利損失的均衡問題。依照利率平價理論，兩國的實際利差R應(yīng)等于兩國預(yù)期貨幣匯率變動率Ee加對外國投資者的風(fēng)險補償，用公式表示：R = Ee+,其中Ee取決于兩種概率：貨幣當(dāng)局放棄現(xiàn)行的匯率體制的小概率；維持現(xiàn)行匯率制度的概率1-，如此，Ee = Ee1+Ee2。要緊取決于通脹預(yù)期、匯率的升貶值預(yù)期、國際儲備和經(jīng)濟進展

14、狀況等，用公式表示：= R- Ee = 由于進展中國家經(jīng)濟和金融的不穩(wěn)定性，即使在實際利率高于外國時，依舊必須支付風(fēng)險補償，以穩(wěn)定金融。當(dāng)一國匯率相對低估，儲備充足，宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定時，趨于0，匯率變動就趨于0；而當(dāng)進展中國家國際儲備增加，經(jīng)濟增長率高，貨幣預(yù)期升值時，風(fēng)險補償就會降低，表現(xiàn)為實際利率的下降。反之，則必須提高，否則就會導(dǎo)致資本外流。因而，在金融相對開放的條件下，低估匯率，增加儲備不僅能保持貨幣和金融的穩(wěn)定，而且能減少風(fēng)險補償，降低實際利率，促進經(jīng)濟增長。顯然，當(dāng)貨幣和金融穩(wěn)定與風(fēng)險補償減少的收益之和高于資本流淌的風(fēng)險轉(zhuǎn)換的福利損失時，低匯率、高儲備政策確實是可行的。我們能夠用函數(shù)B

15、 =表示宏觀金融穩(wěn)定福利所得，可視為國際與國內(nèi)投資的風(fēng)險轉(zhuǎn)換差率，即風(fēng)險補償，與B具有負函數(shù)關(guān)系，越小，表示金融越穩(wěn)定，福利損失就越少，即滿足；I表示投資水平，因為低利率政策與低估匯率能穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟，吸引外資，提高投資水平，促進經(jīng)濟增長，與B為正函數(shù)關(guān)系，即滿足；同樣，我們能夠用函數(shù)C = 表示福利損失，與C為正函數(shù)關(guān)系，D為儲備規(guī)模，與C也為正函數(shù)關(guān)系，即滿足。由此得成本和收益圖（圖1）：橫軸代表金融穩(wěn)定的福利所得和所失，縱軸表示風(fēng)險補償，BB曲線為一條向右下方傾斜的收益曲線，CC曲線為一條向左上方傾斜的曲線，兩條曲線的交點為成本和收益均衡點。圖形也顯示（CC - CC），隨著經(jīng)濟體制的改善

16、，貨幣和金融體系穩(wěn)定性提高，風(fēng)險補償就會降低，國家的福利水平就會提高，低匯率，高儲備政策的作用減少。圖1：風(fēng)險補償與福利均衡 BB CC CC B + C三、匯率政策博弈效應(yīng)由于匯率低估具有保持經(jīng)常賬戶平衡，金融穩(wěn)定的功能，當(dāng)進展中國家普遍采取這一政策時，就可能產(chǎn)生系統(tǒng)性的零和博弈低估效應(yīng)。假設(shè)存在著一個最佳低估匯率（），在的低估政策能產(chǎn)生最大收益，小于的低估匯率率導(dǎo)致正的效應(yīng)（出口增長和經(jīng)濟增長率提高），而大于的低估匯率（即匯率過度低估）產(chǎn)生負面阻礙（通貨膨脹上升、福利水平降低和外債風(fēng)險增加等）。我們首先將參與博弈的國家從總體上分為兩個部分：國家和國家。經(jīng)濟初始時期各國經(jīng)濟處于穩(wěn)定的均衡狀態(tài)

17、，國家和國家的收益為。假設(shè)第一個采取低估匯率政策國家的收益為，分不表示出口和經(jīng)濟增長率，而低估匯率而產(chǎn)生的成本是，分不表示低估匯率所導(dǎo)致的通貨膨脹、福利水平降低和外債風(fēng)險上升的成本，假如其他國家的匯率政策不變，設(shè)第一個國家的低估匯率政策而給這些國家?guī)淼膿p失為-；假如其他國家采取低估匯率政策，收益為，成本為，實行低估匯率政策的收益矩陣如下（表1）：表明所有國家處于較好的穩(wěn)定均衡狀態(tài)；和講明：某個國家不對實行低估匯率政策的國家做出反應(yīng)，低估匯率政策會給這些國家?guī)碡撁嫘?yīng)。例如，假如國家A采取低估匯率政策而其他國家不采取，則國家A的收益為，國家B的收益降低為；假如國家B采取低估匯率政策而其他國家

18、不實行，則國家B的收益變?yōu)?，國家A的收益減少至；講明所有國家都實行低估匯率的政策，國家A的收益為，國家B的收益變?yōu)??？紤]到最佳低估匯率政策（），我們分兩種情況進行分析。表1 低估匯率政策的博弈 國家B低估 不低估低估 國家A 不低估 第一種情況：，也即所有國家選擇適當(dāng)?shù)牡凸绤R率政策，現(xiàn)在，低估匯率政策產(chǎn)生正的收益（若A低估，B也低估，則，）。若國家A實行低估匯率政策，國家B在收益和之間權(quán)衡，也即如，國家B選擇低估政策，反之，選擇不低估政策。顯然，國家B寧愿選擇低估匯率政策。若國家A實行不低估匯率政策，國家B在收益與之間權(quán)衡：假如，國家B選擇低估，反之，選擇不低估。顯然國家B會選擇低估匯率政策。

19、因此，不管國家A采取什么政策，低估匯率政策是國家B的占優(yōu)戰(zhàn)略。假如國家A明白國家B只選擇低估匯率政策，那么國家A戰(zhàn)略組合也是低估匯率政策，因為；即使國家A不明白國家B的占優(yōu)戰(zhàn)略是低估匯率政策，國家A也會選擇低估政策，因為若國家B實行不低估匯率政策，國家A的低估收益國家A的不低估收益，因此國家A仍然選擇低估匯率政策。由此可見，博弈的結(jié)果是，即都實行低估匯率政策，它是唯一的那什均衡解。又因為，因此,也確實是講，假如東亞區(qū)內(nèi)某個國家首先實行合適的低估匯率政策，其他國家的最優(yōu)戰(zhàn)略也是低估政策，而且對每個國家差不多上有利的。正如第一種情況分析那樣，既然低估政策對每個國家都能帶來正的收益，不排除存在某個國

20、家在最佳低估匯率之上接著實行低估的沖動，實行過度低估匯率的政策，產(chǎn)生的情況，低估匯率產(chǎn)生負效應(yīng)（）。但現(xiàn)在的低估匯率政策只能產(chǎn)生負收益。因為，因此，都實行低估匯率政策所產(chǎn)生的收益小于不低估匯率政策的收益。從以上的分析看，匯率低估存在著納什非合作博弈均衡解，但不至于形成零和博弈解。因為從理性政府假設(shè)動身，一旦出現(xiàn)了過度低估，即收益小于成本時，低估政策就會終止。那個地點，系統(tǒng)性的過度低估是否會出現(xiàn)，關(guān)鍵在于主導(dǎo)國家的博弈行為。四、東亞地區(qū)匯率低估的實證檢驗 實證研究的數(shù)據(jù)見附錄1當(dāng)前，東亞地區(qū)是最要緊的貿(mào)易順差和儲備增長，但從時刻序列看，這一狀況要緊出現(xiàn)在東南亞金融危機后。正是東南亞國家貨幣的大幅

21、貶值和內(nèi)部的金融體系重整，才使這些國家克服了金融危機，重新步入經(jīng)濟進展的軌道。為了可能東南亞國家的貨幣低估狀況，我們首先假設(shè)購買力平價為長期均衡匯率，并運用Johansen最大似然可能方法對其進行協(xié)整檢驗。經(jīng)驗分析的對象是受危機阻礙的八個東亞經(jīng)濟體：菲律賓、韓國、泰國、馬來西亞、印度尼西亞、新加坡、中國香港和中國。鑒于東亞國家差不多上采取的是釘住美元的匯率制度，外國價格水平以美國的生產(chǎn)者價格指數(shù)表示 依照Mokoyama.Changing Regional Relationships in East Asia as Manifested in Trade and Industrial Link

22、s.Pacific Business and Industries Vol.l,2001 NO.3. 基期1995=100。，實際匯率以實際有效匯率替代，國內(nèi)價格水平以國內(nèi)消費者價格指數(shù)表示。采納月度數(shù)據(jù)作為分析數(shù)據(jù)集，樣本區(qū)間為1974年1月到2003年12月（香港的數(shù)據(jù)區(qū)間是1990年1月到2003年12月,中國從1980年1月到1998年12月 張曉樸：人民幣均衡匯率第150到156頁。），共360個樣本。其中，實際有效匯率（reer）的原始數(shù)據(jù)來自Morgan-Guaranty HYPERLINK 。，消費者物價指數(shù)（cpi）、生產(chǎn)者價格指數(shù)(ppi)、名義匯率(ner)的原始數(shù)據(jù)來自

23、International Finance Statistics，基期為1995=100。為了方便研究這幾個變量之間的相互關(guān)系，我們對變量reer，cpi，ppi，ner取對數(shù)為Lnreer，Lncpi，Ln ppi，Lnner。對每個變量的數(shù)據(jù)序列Lnreer，Lncpi，Lnppi，Lnner的平穩(wěn)性特征采納單位根的ADF檢驗方法，分不就每個變量的時刻序列數(shù)據(jù)的水平和一階差分（或二階差分）形式進行檢驗，其中，檢驗過程中滯后期的確定采納AIC最小準(zhǔn)則，以保證殘差值非自相關(guān)性；同時對協(xié)整方程中的時刻趨勢項、常數(shù)項的顯著性進行檢驗（張曉樸，2001；王學(xué)標(biāo)和王志強，2001），檢驗結(jié)果見附錄1。

24、從表中計算結(jié)果可知，除香港消費者物價指數(shù)和名義匯率數(shù)據(jù)二階差分平穩(wěn)外（這可能與香港數(shù)據(jù)不全所致），其他國家的所有變量的水平序列是非平穩(wěn)的而一階差分序列是平穩(wěn)的。為推斷變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，采納Johansen提出的方法來檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。通過建立基于最大特征值的似比統(tǒng)計量來推斷變量，Lncpi 、Lnppi、Lnner與Lnreer之間的協(xié)整關(guān)系。其中，最優(yōu)滯后期的選擇依照無約束的VAR模型的殘差分析確定。檢驗結(jié)果見附錄1。結(jié)果表明，在1%（菲律賓、韓國、新加坡和中國）和5%（中國香港、馬來西亞、泰國和印度尼西亞）的顯著性水平上，Lnreer與Lncpi 、Lnppi、Lnner

25、之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系，即存在著長期的動態(tài)均衡關(guān)系。也確實是講，即使考慮危機因素，長期購買力平價在東亞地區(qū)是成立的。既然長期購買力平價在東亞國家是成立的，能夠以實際匯率偏離均值衡量名義匯率的高估或者低估，計算公式為：（實際有效匯率 - 均值）/均值。危機后東亞匯率高估或低估程度的計算結(jié)果見表2。結(jié)果表明：危機后東亞各國匯率都出現(xiàn)不同程度的低估，其中，在2003年12月份，菲比索低估10.2%，韓元28.3%，印尼盾低估程度高達33.9%，林吉特24.3%，泰銖21.9%，新元8.36%，中國香港2.22%。中國在1998年12月低估程度也高達31.4%，由于缺少之后的月度數(shù)據(jù)，但能夠預(yù)測19

26、98年后，人民幣匯率也存在著低估，只是在東亞金融中人民幣匯率保持穩(wěn)定而其他國家匯率貶值（對美元匯率），相對降低了其低估的程度。 依照我們（陳志昂，方霞。2004）對1990-2002相對購買力平價的計算，以CPI為基礎(chǔ)的人民幣匯率2002年低估程度為18%，但與此處的計算的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)不同。表2 危機前后東亞匯率高估或低估 （%）日期/國家韓國菲律賓馬來西亞泰國香港新加坡印度尼西亞中國1995/12-9.43 7.14 -4.18 -8.73 -4.57 -2.53 -21.64 -37.20 1996/12-12.46 13.72 -0.98 -7.10 2.88 -1.10 -18.82 -3

27、2.51 1997/12-41.96 -11.05 -22.20 -33.14 14.12 -5.30 -51.33 -27.78 1998/12-26.69 -15.99 -22.83 -17.90 11.26 -14.95 -43.99 -31.39 1999/12-22.87 -14.86 -24.16 -21.64 2.37 -7.50 -38.19 /2000/12-24.94 -19.89 -20.18 -25.37 2.99 -2.82 -48.18 /2001/12-27.88 -4.04 -16.12 -22.88 6.26 -9.60 -43.27 /2002/12-24.

28、94 -6.03 -19.71 -23.50 1.66 -5.30 -33.28 /2003/12-28.28 -10.19 -24.31 -21.87 -2.22 -8.36 -33.89 /注：中國香港的數(shù)據(jù)是從1998-2002年，中國的數(shù)據(jù)從1980-1998年。 資料來源：IFS等。從以上數(shù)據(jù)看，危機前，東亞國家貨幣的低估程度較低，危機中，東亞國家存在著恐慌性和傳染性貶值，危機后，先進和小經(jīng)濟體差不多上向均值回歸，競爭性進展中國家低估程度趨向于集中，除菲律賓外，差不多上集中于20-30%的區(qū)間內(nèi)。危機前，人民幣匯率實際上從1987年起就開始了較大幅度的調(diào)整， 1994年的匯率并軌將起

29、調(diào)整到8.72，提高了國際競爭力，取得了外部均衡和儲備增加的效果，但在一定程度上阻礙到東亞國家的外部均衡。危機中，人民幣宣布保持幣值穩(wěn)定，東亞國家貨幣的低估程度趨于接近。依照我們的博弈模型，正是東亞金融危機時期，人民幣幣值穩(wěn)定政策，才使東亞國家沒有陷入福利損失型的匯率政策博弈，使東亞地區(qū)重新成為全球經(jīng)濟最活躍的部分。人民幣對美元的相對低估和對東亞貨幣的相對均衡狀態(tài)也充分體現(xiàn)在中國的貿(mào)易格局上。在中國對美國保持持續(xù)的貿(mào)易順差情況下，對東亞國家卻出現(xiàn)了持續(xù)的逆差（表3）；同時，隨著中國經(jīng)濟的增長，日本在2002年后貿(mào)易順差不斷擴大。正如關(guān)世雄（2003）所講，日本和中國經(jīng)濟不存在嚴格的競爭關(guān)系，而

30、是互補關(guān)系，匯率并不是阻礙兩國貿(mào)易均衡的要緊因素，但日本與美國和歐盟等卻存在競爭性關(guān)系，匯率的高低阻礙其對中國的貿(mào)易均衡。顯然，日本對美國和對中國的高額順差均在一定程度講明了日本在產(chǎn)業(yè)間和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中均存在比較優(yōu)勢，日元匯率是低估的；最后，由于東亞國家中，韓國、我國臺灣與日本存在競爭關(guān)系，日元匯率的低估必定阻礙到這些貨幣的定值，從而帶動整個區(qū)域的貨幣幣值低估，韓元的大幅度低估就充分講明了這一狀況。表3 中國與東亞、日本、美國的貿(mào)易差額 單位：萬美元印度尼西亞馬來西亞菲律賓新加坡韓國泰國香港日本美國2001-105153-298495-3249164936-1086852-23754037123

31、6921606628280462002-107450-432145-117487-8675-1307717-2643854772413-50304742720472003-126755-784552-321249-161523-2303826-4998836516954-14728265861285 資料來源：中華人民共和國商務(wù)部官方網(wǎng)站五、人民幣匯率的雙重均衡政策關(guān)于人民幣均衡匯率，由于近期已有許多實證研究，我們研究的結(jié)論差不多與這些研究相同，為節(jié)約篇幅，那個地點直接給出人民幣均衡匯率和實際匯率的走勢圖 我們選擇的要緊變量為財政赤字，利差，開放度和資本流淌，如有需要的讀者，可與作者聯(lián)系。改革

32、開放以來，以均衡匯率為標(biāo)準(zhǔn)，人民幣匯率經(jīng)歷了兩次低估（1986-1988和1990-1995），其余年份都保持著一定程度的高估。尤其在東亞金融危機中，其他東亞國家實行匯率貶值政策而人民幣保持穩(wěn)定的政策，使得人民幣出現(xiàn)10%左右的高估，之后高估程度有所緩解，但2001年依舊高估近5.8%，2002年高估程度迅速降低，只有1.7%，表明了2002年人民幣匯率差不多上處在均衡狀態(tài)?？傮w上來看，實際匯率有向均衡匯率“靠攏”的趨向，而且在時序上看，實際有效匯率對均衡匯率的高估一般不超過三年，但1990-1996年的低估持續(xù)了6年，這既證明了均衡匯率是衡量匯率偏離度的重要指標(biāo)，也講明對進展中國家而言，低估

33、更有持續(xù)性，而高估不具備持續(xù)性。當(dāng)前，人民幣實際匯率與均衡匯率的趨同和相關(guān)于長期購買力平價的低估講明，現(xiàn)行的人民幣匯率是相對合理的。發(fā)達國家壓迫人民幣升值要緊關(guān)注的是發(fā)達國家與中國的雙邊匯率關(guān)系，不考慮進展中國家間在全球市場中的競爭關(guān)系。人民幣當(dāng)然存在著對發(fā)達國家貨幣，特不是美元升值的可能性，但由于兩國是產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易關(guān)系，難以改善美國的貿(mào)易赤字；同時，由于當(dāng)前人民幣匯率與東亞貨幣處于競爭性均衡狀態(tài)，人民幣升值實際上確實是降低中國的國際競爭力，使其他進展中國家獲得相應(yīng)的國際市場份額。從那個意義上看，人民幣對發(fā)達國家升值并不可怕，而且有益，但只有當(dāng)人民幣匯率與東亞進展中國家匯率共同升值時，升值才具有

34、實際的福利效應(yīng)。我們認為，中國應(yīng)堅持雙重均衡政策，即保持實際匯率對均衡匯率的均衡，保持與東亞進展中國家和地區(qū)貨幣相關(guān)于購買力平價的競爭性均衡，其核心確實是將金融安全和經(jīng)濟穩(wěn)定做為匯率政策的目標(biāo)，以長期購買力平價上的相對低估實現(xiàn)中期匯率均衡。同時，雙均衡匯率政策是依照我國實體經(jīng)濟強，虛擬經(jīng)濟弱的特點，有序漸進地推進金融國際化的需要。在全球化浪潮的推動下，我國將成為世界的制造中心，實體經(jīng)濟的競爭力將不斷提高。但在虛擬經(jīng)濟上，由于金融脆弱性是與制度和文化相關(guān)的，不可能在短期內(nèi)改變，因而無法獲得金融國際化的收益（Obestfeld and Rogeff，2002）。制度變革的演進性和長期性決定了我國強

35、實體，弱金融的不對稱經(jīng)濟進展將長期存在。適當(dāng)?shù)凸绤R率，對我國經(jīng)濟穩(wěn)定增長和金融穩(wěn)定性具有重要意義。為使雙均衡政策具有一定的靈活性，應(yīng)適當(dāng)擴大人民幣匯率的浮動幅度，形成和建立可控的匯率制度。當(dāng)前，人民幣匯率實際上是盯住美元的，并差不多上不存在浮動幅度。人民幣匯率的這種安排是與全球的匯率制度兩極化傾向相一致的，其全然緣故確實是在經(jīng)濟和金融全球化的條件下，在不對稱的國際貨幣體系下，新興國家由于金融脆弱性，無法解決資本自由流淌對經(jīng)濟穩(wěn)定性的沖擊。但從經(jīng)濟進展和開放度不斷提高的情況下，一定幅度的匯率浮動是必要的，但關(guān)鍵是匯率波動幅度必須可控（Monitoring）?？煽氐膮R率制度意味著必須保持對短期流淌

36、資本的管制，必須保持在外匯市場上的干預(yù)能力，具有保持外匯市場穩(wěn)定的制度安排。為了實現(xiàn)雙均衡政策，應(yīng)堅持中國的進展中國家地位，積極促進“目標(biāo)匯率區(qū)”制度的實現(xiàn)。從全球視角看，進展中國家在全球經(jīng)濟中處于“完全競爭狀態(tài)”，進展中國家間的競爭關(guān)系類似于囚徒困境式的搏弈。堅持中國的進展中國家地位，確實是堅持我國貨幣的升值可不能阻礙對發(fā)達國家的比較優(yōu)勢，卻會阻礙與其他進展中國家的競爭優(yōu)勢的觀點，確實是要求發(fā)達國家必須把進展中國家視為一個整體，只有當(dāng)進展中國家同步實現(xiàn)升值，才能提高進展中國家的福利水平，減輕發(fā)達國家經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)壓力，緩解全球國際收支調(diào)節(jié)的矛盾；同時，要在當(dāng)前的國際環(huán)境中，緩解全球國際收支失

37、衡，發(fā)達國家，特不是美國，必須承擔(dān)國際收支調(diào)節(jié)的要緊責(zé)任，采取相對緊縮的貨幣和財政政策，如此，貨幣貶值才有助于美國減少國際收支逆差，穩(wěn)定對美元的信任；日本如此差不多具有巨額國際收支順差的國家，不應(yīng)希望進展中國家的貨幣貶值緩解國內(nèi)經(jīng)濟壓力，而應(yīng)放棄政府對外匯市場的干預(yù)，承擔(dān)一定的調(diào)節(jié)責(zé)任。東亞國家應(yīng)在經(jīng)濟和貨幣合作的前提下，考慮改變囚徒困境式的貶值競爭方式，以匯率上的合作博弈減少福利損失，減輕發(fā)達國家經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)的壓力。從全球最佳合作策略看，如克魯格曼所言，應(yīng)建立匯率目標(biāo)區(qū)（1999），形成有國際紀(jì)律約束的國際貨幣體系，而不是任由關(guān)鍵貨幣的“寡頭壟斷市場”調(diào)節(jié)全球國際收支。在這一體制中，假如各國

38、均按照一定的規(guī)則（如購買力平價，勞動工資平價，儲備水平等）建立相對穩(wěn)定的匯率關(guān)系，既能對國際本位貨幣國的鑄幣稅特權(quán)進行限制，又能減輕進展中國家由于過度貶值導(dǎo)致的福利損失，提高全球貨幣體系的穩(wěn)定性。人民幣雙均衡政策更要從政治高度認識匯率問題，實現(xiàn)匯率政策的博弈均衡。當(dāng)前，匯率政策不僅是一個經(jīng)濟政策，而是各國的政治關(guān)系問題。我們一方面要加強與美國在匯率政策中的磋商和合作，強調(diào)美中兩國的相互依靠關(guān)系和中國作為進展加轉(zhuǎn)制國家的金融脆弱性問題，要求美國將中國與東亞國家匯率水平相聯(lián)系，共同調(diào)節(jié)匯率水平；其次，要與歐盟建立策略同盟關(guān)系，支持加強歐元作為國際本位貨幣的地位。當(dāng)前，美元和歐元地位之爭，實際上是全

39、球霸權(quán)之爭。歐元當(dāng)前國際地位的下降既與全球政治經(jīng)濟格局變動相關(guān)，也受歐盟內(nèi)部整合緩慢，各國政治經(jīng)濟利益存在沖突阻礙。隨著歐盟經(jīng)濟和貨幣一體化程度提高，歐盟憲章的形成，以及歐盟的擴大，歐元在國際貨幣體系的重要性將日益提高。支持歐元實際上確實是要恢復(fù)“國際本位貨幣競爭市場”的有效性，減輕對我國國際收支調(diào)節(jié)的壓力；最后，中國有必要大力推進東亞經(jīng)濟一體化和貨幣一體化，通過加強區(qū)域合作增強在國際談判中的地位，幸免區(qū)域內(nèi)福利減少型內(nèi)部競爭。參考文獻: 布倫納，羅佰特，2003：繁榮與泡沫，經(jīng)濟科學(xué)出版社陳志昂、方霞，2004：人民幣購買力平價和實際匯率分析，浙江社會科學(xué)第1期關(guān)世雄，2003，亞洲貨幣一體

40、化研究中國財政經(jīng)濟出版社克魯格曼，1999：國際經(jīng)濟學(xué)，人民大學(xué)出版社聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議，2003：世界投資報告,2002：跨國公司與出口競爭力，中國財政經(jīng)濟出版社林伯祥，2003，“人民幣均衡實際匯率的可能與實際匯率錯位的測算”經(jīng)濟研究12期劉莉亞、任若恩，2002：人民幣均衡匯率的實證研究，統(tǒng)計研究第5期麥金農(nóng)，1998：以匯率協(xié)調(diào)克服東亞貨幣危機，國際經(jīng)濟評論第11-12期王學(xué)標(biāo)、王志強，2001，財政政策、金融政策與協(xié)整分析，東北財經(jīng)大學(xué)出版社楊帆,1999：“人民幣實際匯率研究”，治理世界第5期。易綱、范敏，1997：人民幣匯率的決定因素及走勢分析，經(jīng)濟研究第10期張維迎，1996：博弈

41、論與信息經(jīng)濟學(xué)，上海人民出版社和上海三聯(lián)書店張曉樸，1999：人民幣均衡匯率的理論與模型，經(jīng)濟研究第12期張曉樸，2001，人民幣均衡匯率研究，中國金融出版社Augusto, de la Torre, Eduardo Levy Yeyati and Sergio L. Schmukler, 2002, “Financial globalization: unequal blessings”, World Bank working paper Oct.Balassa B., 1964:“The purchasing power parity doctrine: a reappraisal”, J

42、ournal of Political Economy 72(6),DecemberBIS Quarterly Review , 2003, “Capital flows in East Asia Since 1997 crisis”，JuneCashin, Paul & C. John Mcdermott, 2001:“An Unbiased Appraisal of Purchasing Power Parity”, IMF Working Paper WP/01/196, December.Dixit, Avinash and Joseph Stiglitz, 1977,”Monopol

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45、urchasing Power Parity in developing countries”. The Developing Economies 2,MacDonald , Ronald and Luca Ricci, 2001:“PPP and the Balassa- Samulson Effect : The Role of the Distribution Sector”, IMF Working Paper WP/01/38, March Mcnown，R. and M. Wallance,1989: “National Price Levels, Purchasing Power

46、 Parity, and Cointegration: A Test of Four High Inflation Economies”. Journal of International Money and Finance 8, No. 4,Obstfeld and Rogoff, 1999, “Foundations of international macroecomomics”, The MIT Press .Phylaktis K. and Y.Kassimatis, 1994.Does the real exchange rate follow a random walk? The

47、 Pacific-Basin perspective. Journal of International Money and Finance 13Preeg, E. hH., 2003, “Exchange rate Manipulation to gain an Unfair competitive Advantage: The case against Japan and China,” In Bergsten, C. F. and J. Williamson(eds.), Dollar Overvaluation and the World Economy, Institution fo

48、r International Economics, Washington, DCRogoff, K.enneth, 1996, The Purchasing Power Parity Puzzel Journal of Economics Literature, XXXIV, 647-668.Williamson, J., 1999: “The Case for a Commen Basket Peg for East Asian Currencies”, In C. Colligon, J. Pisani-Ferry, and Y. C. Park (eds.), Exchange Rat

49、e Policies in Emerging Asian Countries, Routledge Studies in the Growth Economies of Asia. , 1994: Estimating Equilibrium Exchange rates, Washington: Institute for International Economics, Washington, DCZhang, Z., 2001, “Real Exchange Rate Misalignment in China: An Empirical Investigation,” Journal

50、of Comparative Economics29附錄1 單位根檢驗表3-1 菲律賓變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，10)-3.319-3.45101%LnREER(C，0，12)-5.024-2.87015%LnCPI(C，T，13)-0.634-3.98831%LnCPI(C，T，12)-5.193-3.42445%LnPPI(C，0，8)-2.566-3.45011%LnPPI(C，0，7)-4.699-2.86995%LnNER(C，T，10)-2.408-3.98811%LnNER(C，T，7)-4.690-3.42435%注：檢驗結(jié)果用

51、Eviews 3.1軟件計算得出，檢驗類型(C，T，L)分不表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項，時刻趨勢和滯后時期，0表示無時刻趨勢，表示差分算子。以下表格相同。表3-2 韓國變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，13)-0.661-3.45121%LnREER(C，0，12)-6.248-2.87015%LnCPI(C，T，16)-1.608-3.98831%LnCPI(C，0，15)-3.187-3.42445%LnPPI(C，0，8)-2.566-3.45011%LnPPI(C，0，7)-4.699-2.86995%LnNER(C，0，12)-1.312-

52、3.45111%LnNER(C，0，11)-5.509-2.87015%表3-3 馬來西亞變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，1)-0.970-3.45061%LnREER(C，0，2)-9.081-2.86995%LnCPI(C，T，14)-1.705-3.98841%LnCPI(C，T，12)-3.739-3.42445%LnPPI(C，0，8)-2.566-3.45011%LnPPI(C，0，7)-4.699-2.86995%LnNER(C，0，1)-0.680-3.45061%LnNER(C，0，1)-11.798-2.86985%表3-4 印度

53、尼西亞變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，5)-1.708-3.45081%LnREER(C，0，4)-7.239-2.86995%LnCPI(C，T，13)-1.974-3.98831%LnCPI(C，T，12)-5.058-3.42445%LnPPI(C，0，8)-2.566-3.45011%LnPPI(C，0，7)-4.699-2.86995%LnNER(C，0，5)-0.643-3.45081%LnNER(C，0，4)-6.64-2.86995%表3-5 泰國變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，1)-1.4

54、23-3.45061%LnREER(C，0，1)-12.685-2.86985%LnCPI(C，T，15)-2.012-3.98851%LnCPI(C，T，14)-3.692-3.42455%LnPPI(C，0，8)-2.566-3.45011%LnPPI(C，0，7)-4.699-2.86995%LnNER(C，0，1)-0.932-3.45061%LnNER(C，0，1)-12.023-2.86985%表3-6 新加坡變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，12)-1.113-3.45111%LnREER(C，0，11)-4.888-2.87015%Ln

55、CPI(C，T，14)-1.652-3.98841%LnCPI(C，T，13)-3.729-3.42455%LnPPI(C，0，8)-2.566-3.45011%LnPPI(C，0，7)-4.699-2.86995%LnNER(C，0，18)-1.472-3.45111%LnNER(C，0，17)-3.467-2.87015%表3-7 香港變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，17)-1.595-3.45111%LnREER(C，0，16)-3.157-2.87015%LnCPI(C，0，8)-2.172-3.47251%LnCPI(C，0，11)-6.3

56、42-2.88025%LnPPI(C，0，8)-2.566-3.45011%LnPPI(C，0，7)-4.699-2.86995%LnNER(C，0，18)-1.949-3.47521%LnNER(C，0，16)-4.263-2.88095%表3-8 中國變量檢驗類型(C，T，L)ADF統(tǒng)計量臨界值顯著性水平LnREER(C，0，2)-2.0863-3.46081%LnREER(C，0，1)-9.6381-2.87445%LnCPI(C，0，3)-0.42089-3.46101%LnCPI(C，0，2)-4.01458-2.87455%LnPPI(C，0，1)-2.4109-3.46071%L

57、nPPI(C，0，2)-6.4269-2.87455%LnNER(C，0，1)-1.5847-3.46151%LnNER(C，0，1)-10.092-2.87445%附錄2 協(xié)整檢驗表3-9 菲律賓特征值LR統(tǒng)計量1%臨界值Hypothesized No. of CE(s)0.06600257.5256854.46None *0.04840133.1491935.65At most 10.03218015.4378720.04At most 20.0104793.7607296.65At most 3*（*）表示在5%（1%）的顯著水平上拒絕原假設(shè)，以下同。表3-10 韓國特征值LR統(tǒng)計量1%

58、臨界值Hypothesized No. of CE(s)0.11178067.9716854.46None *0.05150725.8913235.65At most 10.0145997.11854820.04At most 20.0053311.8977286.65At most 3表3-11 馬來西亞特征值LR統(tǒng)計量5%臨界值Hypothesized No. of CE(s)0.08916453.1157247.21None *0.03313219.7745029.68At most 10.0184447.74604815.41At most 20.0030771.1001633.76A

59、t most 3表3-12 新加坡特征值LR統(tǒng)計量1%臨界值Hypothesized No. of CE(s)0.10387568.9876754.46None *0.05156329.8333935.65At most 1 0.01990710.9340120.04At most 20.0104653.7555566.65At most 3表3-13 泰國特征值LR統(tǒng)計量5%臨界值Hypothesized No. of CE(s)0.06181648.3366147.21None *0.03834126.2585529.68At most 10.02691212.7314115.41At most 20.0094703.2921873.76At most 3表3-14 香港特征值LR統(tǒng)計量1%臨界值Hypothesized No. of CE(s)0.16578759.7619754.46None *0.10604331.8470135.65At most 1 0.06676414.5840520.04At most 20.0252803.9431216.65At most 3 表3-15 印度尼西亞特征值LR統(tǒng)計量5%臨界值Hypothesi