人民幣匯率均衡水平和錯位程度的實證研究

人民幣匯率均衡水平和錯位程度的實證研究

近年來，在中國經(jīng)濟快速發(fā)展、國際收支雙向差和外匯儲備增加的背景下，國際上要求人民幣增加值的聲音不斷增強，并引發(fā)了關于人民幣匯率調整的討論。人民幣是否應該提高？人民幣需要多少人民幣？人民幣的匯率是什么？人民幣價值是指貨幣的名義匯率還是實際收率。是指貨幣的內向匯率還是向外匯率？人民幣的平衡匯率水平是多少？人民幣匯率是錯誤的嗎？這是中國經(jīng)濟和金融管理中需要評估的重要問題，包括人民幣匯率的調整和人民幣匯率改革的核心。鑒于人民幣內向實際匯率更能反應一國內部的資源配置情況,而中國目前的失衡問題也多為結構性的,本文以人民幣內向實際匯率為研究對象,測算了其均衡水平與錯位程度。本文的結構安排如下:第一部分為相關文獻述評,第二部分為研究方法和變量選擇,第三部分為檢驗和估計,第四部分為實證結論分析。一、相關文獻的評論(一)均衡匯率的相關理論均衡匯率的定義由來已久,有名義均衡匯率和實際均衡匯率之分。從名義匯率角度探討均衡匯率,最早可追溯到Cassel(1922)提出的購買力平價理論,該理論認為名義匯率由國內外一般價格水平的相對變動決定。隨后的名義均衡匯率概念包括以購買力平價說為基礎,以國際收支(外匯收支)平衡為基礎,以利率平價為基礎的均衡匯率,此外還有貨幣學派提出以貨幣供求均衡為基礎的均衡匯率等。然而,名義匯率不能很好地反映經(jīng)濟基本面的變化情況,而且名義匯率作為一種資產價格會受到投機性的泡沫因素和許多非經(jīng)濟因素(如心理因素)的影響。對經(jīng)濟學家和政策當局而言,更值得關注的是實際匯率,以及基本面的變化如何影響實際匯率。從實際匯率角度明確提出“均衡匯率”概念的是Nurkes(1945),他將均衡匯率定義為使經(jīng)濟同時處于內部均衡和外部均衡時的匯率水平。基于實際匯率的均衡匯率定義逐漸被理論界主流所接受,并在Swan(1963)提出宏觀經(jīng)濟均衡分析方法的基礎上,形成了較為完整的西方均衡匯率理論體系,其中比較有影響力的理論包括如下幾種:1.基本均衡匯率理論(FundamentalEquilibriumExchangeRate,FEER)。該理論最早由Williamson(1983)提出,后經(jīng)Williamson(1994)、Isard和Faruqee(1998)等人發(fā)展起來。FEER將均衡定義為與宏觀經(jīng)濟平衡相一致的實際有效匯率。這里,內部均衡指實現(xiàn)了經(jīng)濟的潛在生產能力,或者說經(jīng)濟的產出水平同充分就業(yè)(特別是失業(yè)水平與非加速通貨膨脹相適應)、低而可持續(xù)的通貨膨脹率是一致的;外部均衡指經(jīng)常項目和資本項目實現(xiàn)均衡,或者說實現(xiàn)了內部均衡的國家間可持續(xù)的、所需要的資源凈流動。2.均衡實際匯率理論(EquilibriumRealExchangeRate,ERER)。由Edwards(1989,1994)提出,后經(jīng)Elbadawi(1994)、Baffesetal.(1997)等人的修正,主要應用于研究發(fā)展中國家的匯率錯位問題。ERER將均衡匯率定義為:給定其它變量的可持續(xù)或均衡值,使得內外部均衡同時實現(xiàn)的貿易品對非貿易品的相對價格。3.自然真實均衡匯率理論(NaturalRealExchangeRate,NATRER)。由Stein(1994,1995)提出,NATEREX將均衡匯率定義為:在不考慮周期性因素、投機性資本流動和國際儲備變動(外匯市場干預)的情況下,由實際基本經(jīng)濟因素決定的能夠使國際收支實現(xiàn)均衡的中期實際匯率。4.行為均衡匯率理論(BehavioralEquilibriumExchangeRate,BEER)。主要由Clark和MacDonald(1998)提出和發(fā)展起來,BEER理論在均衡的概念上不同于其他方法,它并非反映經(jīng)濟處于內外均衡時的匯率,而是將重點放在實際匯率行為本身,實際匯率的均衡水平也是指統(tǒng)計意義上的均衡。BEER將均衡匯率定義為對實際匯率與其相關的基本經(jīng)濟變量,通過計量經(jīng)濟學方法建立起行為關系而最終得到的匯率估計值。與均衡匯率的概念相對應,實際匯率錯位(RealExchangeRateMisalignment),是指實際匯率偏離均衡實際匯率的狀態(tài)。在直接標價法下,如果實際匯率高于均衡實際匯率,實際匯率錯位就表現(xiàn)為幣值低估;如果實際匯率低于均衡實際匯率,則表現(xiàn)為幣值高估;在間接標價法下,如果實際匯率高于均衡實際匯率,實際匯率錯位就表現(xiàn)為幣值高估;如果實際匯率低于均衡實際匯率,則表現(xiàn)為幣值低估。(二)人民幣均衡匯率就人民幣均衡匯率和匯率錯位而言,首先也要界定清楚其概念。一些學者和政府官員在討論人民幣均衡匯率的時候,有些是指由外匯市場供給和需求決定的名義均衡匯率。由于我國外匯市場尚不規(guī)范,經(jīng)濟主體的外匯交易還受到諸多限制,這種均衡匯率很難反映我國外匯市場真正的供給和需求(或者說人民幣名義均衡匯率很難確定)。1因此,人民幣均衡匯率和匯率錯位應該針對實際匯率而言。而人民幣實際匯率的概念又包括如下幾種:人民幣內向實際匯率,用貿易品和非貿易品相對價格度量;中外雙邊實際匯率,即雙邊名義匯率經(jīng)過價格調整后的匯率;人民幣實際有效匯率,即多個雙邊實際匯率經(jīng)過貿易加權得到的匯率。針對不同的實際匯率概念,也就存在相應的人民幣均衡匯率和錯位程度測算。關于人民幣均衡實際匯率水平和匯率錯位程度問題的研究,一些學者主要是結合中國不同階段的實際情況,沿用國外已有的理論模型進行了測算。在Edwards(1989)的均衡實際匯率(ERER)框架下,金中夏(1995)測算了1970-1993年的人民幣均衡實際匯率;范敏(1999)運用1990-1997年季度數(shù)據(jù)測算了人民幣均衡匯率;馬綱(2000)運用1980-1997年季度數(shù)據(jù)測算了人民幣均衡匯率。張曉樸(1999)提出了人民幣均衡匯率的理論框架,實證測算了20世紀80年代以來人民幣均衡匯率水平和人民幣匯率錯位程度。張曉樸(2000)綜合了Edwards(1989)和Elbadawi(1994)的方法,對1978-1999年人民幣均衡實際匯率進行了測算,并提出了相關的均衡匯率分析法的不足。林伯強(2002)基于Elbadawi(1994)模型,運用Hsiao(1981)的變量選擇方法,分析了1955-2002年人民幣實際匯率的均衡水平和錯位情況。更多的人民幣均衡匯率研究是采用行為均衡匯率(BEER)方法:張志超(2001)以Montiel(1999)為基礎的理論框架對中國1955-1999年的實際均衡匯率進行了測算和分析;張斌(2003)運用Baffes(1999)的模型測算了1992-2002年季度人民幣均衡匯率;施建淮和余海峰(2005)測算了1991-2004年季度人民幣均衡實際有效匯率與錯位;趙西亮、趙景文(2006)測算了1995-2005年季度人民幣實際有效匯率與錯位程度;張圣平、王晶琦、熊德華(2006)測算了1997-2005年季度人民幣實際有效匯率錯位程度;胡再勇(2007)估算了1978-2005年人民幣均衡實際匯率和錯位;WangYajie、HuiXiaofeng和AbdolS.Soofi(2007)估計了1980-2004年人民幣均衡實際有效匯率水平。此外,卜永祥和RodTyers(2001)將均衡匯率定義為能使資本賬戶的資本凈流入維持在一個“可持續(xù)發(fā)展”區(qū)間內的匯率水平,結合均衡匯率理論和Devarajan-Lewis-Robinson(DLR)的三商品一般均衡模型,對1987-1998年的人民幣均衡匯率進行測算。卜永祥和秦宛順(2002)拓展了由Turnovsky提出的兩商品資本積累模型,把貨幣引入生產函數(shù)和消費者的效用函數(shù),分析了1990-2000年人民幣均衡匯率季度水平。王曦、才國偉(2005)基于匯率錯位下的均衡匯率回復機制,運用理性預期技術,提出了判斷和計算匯率錯位的新算法,并構造了人民幣實際有效匯率指數(shù),計算了人民幣匯率錯位水平。綜述以上文獻發(fā)現(xiàn):已有研究有些是針對人民幣內向實際匯率,有些是針對人民幣實際有效匯率;研究方法主要是沿用西方的均衡實際匯率理論(ERER)或者行為均衡理論(BEER),實證方面主要是運用向量自回歸模型(VAR)和Johansen協(xié)整檢驗方法。由于研究對象、樣本區(qū)間和數(shù)據(jù)頻度的選擇、研究方法有所差異,因此得到的實證結論也不太一致?？傮w而言,既有文獻還存在如下幾個方面的不足:已有文獻大多運用年度或者季度數(shù)據(jù)測算,這在實證研究中會產生樣本觀察值過少、從而實證結論不可靠的問題;已有文獻大多采用VAR模型和Johansen協(xié)整檢驗方法來檢驗變量之間的長期關系,這要求變量都是平穩(wěn)的或都是同階單整,然而宏觀經(jīng)濟變量可能難以達到這一要求?；诖?本文擬從如下幾個方面改善對人民幣均衡匯率問題的研究:在研究對象方面,鑒于內部的資源配置問題對于發(fā)展中國家的重要性以及中國目前面臨的嚴重的結構性矛盾,內向實際匯率具有重要意義,因此本文選擇人民幣內向實際匯率作為研究對象。在研究方法方面,綜合已有文獻,發(fā)現(xiàn)BEER方法較為適用于中國這樣的發(fā)展中國家,因此這里主要采用BEER方法來估計人民幣均衡匯率水平和匯率錯位程度,但在具體的實證模型中,借鑒了ERER的理論基礎以選擇合適的變量。在樣本區(qū)間和數(shù)據(jù)頻度選擇方面,選擇月度數(shù)據(jù),頻度較高,從而增加了樣本容量;另外,考慮我國在1996年12月1日接受了IMF第八條款,實現(xiàn)了人民幣經(jīng)常項目可兌換,這對于均衡匯率決定會產生一定的影響,選擇1997年1月作為樣本起點避免了這一制度轉換可能帶來的影響。在實證步驟方面,對變量序列的處理較為仔細和客觀,針對變量不同階,采用Pesaran等提出的邊限檢驗技術來判別變量之間的協(xié)整關系。二、人民幣飲料內均衡匯率本文主要采取行為均衡匯率(BEER)的方法來測算人民幣內向實際匯率均衡水平和錯位程度。BEER方法通過估計一個解釋實際匯率行為的約化型(reducedform)單一方程來確定均衡實際匯率水平和匯率錯位程度,約化型方程的線性表達式為:qt=β1′Z1t+β2′Z2t+τ′Tt+εt其中,qt表示觀測到的實際匯率;Z1t表示長期內影響匯率的基本經(jīng)濟因素向量;Z2t表示中期內影響匯率的基本經(jīng)濟因素向量;Tt表示影響匯率的短期、臨時因素組成的向量;εt是隨機擾動項。可觀測到的實際匯率由基本經(jīng)濟因素Z1t和Z2t、短期因素Tt、隨機誤差εt三個方面來解釋。定義當期均衡實際匯率(CurrentEquilibriumRealExchangeRate,CERER)是由中、長期基本經(jīng)濟要素的當期值確定的均衡匯率:qt′=β1′Z1t+β2′Z2t實際匯率與當期均衡匯率之差可被定義為當期匯率錯位(CurrentMisalignment,cmt):cmt=qt-qt′=τ′Tt+εt由于基本經(jīng)濟要素本身也會偏離其長期均衡水平,進一步定義總匯率錯位水平(TotalMisalignment,tmt)為實際匯率與基本經(jīng)濟要素可持續(xù)的長期值所確定的長期均衡匯率之差:tmt=qt-ˉqt′=qt-(β1′ˉΖ1t+β2′ˉΖ2t)式中ˉΖ1t和ˉΖ2t代表基本經(jīng)濟要素可持續(xù)的長期值。經(jīng)過變換可得:tmt=qt-qt′+qt′-ˉqt′=τ′Τt+εt+[β1′(Ζ1t-ˉΖ1t)+β2′(Ζ2t-ˉΖ2t)]由此可見,總的匯率錯位被分解為三方面因素:短期臨時因素、隨機擾動因素和基本經(jīng)濟要素偏離其可持續(xù)水平的程度。由于BEER方法是通過對實際匯率有影響的相關經(jīng)濟變量來解釋實際觀察到的名義匯率和實際匯率的運動,在很大程度上強調的是實證意義,因此BEER方法的運用依賴于選擇合適的經(jīng)濟基本面變量集的理論指導。Montiel(1999)綜合考慮了均衡實際匯率理論(ERER)分析結論,認為長期均衡實際匯率是由前定變量的靜態(tài)值、政策變量和外生變量的永久分量決定的,大致包括如下幾個方面:國內供給因素,特別是由可貿易品部門的生產率增長快于不可貿易品部門的生產率增長所引起的巴拉薩-薩繆爾森效應(B-S效應)2;財政政策,例如政府在可貿易品和不可貿易品方面支出的永久性變化;國際經(jīng)濟環(huán)境的變化,例如貿易條件、對外經(jīng)濟的流量、國際通貨膨脹率以及世界實際利率等;經(jīng)濟自由化政策,如削減出口補貼。而一旦識別出決定因素,BEER方法可直接應用協(xié)整技術來檢驗實際匯率與其決定因素之間是否存在長期均衡關系。如果存在協(xié)整關系,就認為實際匯率與其決定因素之間存在著系統(tǒng)的聯(lián)系,即實際匯率具有均值回復的特性,從而可將均值看作均衡實際匯率,由此得到近似均衡實際匯率以及測量實際匯率錯位。本文在分析人民幣內向均衡匯率時,變量選取借鑒了國內外既有文獻的建議,同時考慮到我國具體的國情和數(shù)據(jù)的可得性,變量的相關說明和數(shù)據(jù)來源如下:1.人民幣內向實際匯率(RER)。RERt=pΤtpΝΤt=etΡΡΙUStCΡΙt其中pΤt,pΝΤt分別為貿易品和非貿易品價格指數(shù),et為人民幣對美元的名義匯率,PPIUSt為美國生產者價格指數(shù),CPIt為國內居民消費價格指數(shù)。但由于存在貿易品與非貿易品劃分難題,相關數(shù)據(jù)也難以獲得,文獻中通常的處理方法有兩種:一是人為地進行貿易品部門和非貿易品部門的劃分,再通過加權算法得到貿易品和非貿易品的價格指數(shù);二是用一個參照國的批發(fā)物價指數(shù)或生產者價格指數(shù)來代理本國貿易品價格指數(shù),用本國居民消費價格指數(shù)來代理非貿易品價格指數(shù)(Edwards,1994)。本文借用Edwards的方法,選用美國作為參照國3,用美國的生產者價格指數(shù)代理貿易品價格指數(shù),用中國的居民消費價格指數(shù)代理非貿易品價格指數(shù),計算出人民幣內向實際匯率。人民幣對美元名義匯率來自IMF的國際金融統(tǒng)計IFS,取月平均值。美國生產者價格指數(shù)來自IMF的國際金融統(tǒng)計IFS,以2000年均值為基期100;國內居民消費者價格指數(shù)同比和環(huán)比數(shù)據(jù)來自WIND資訊,經(jīng)過換算得到以2000年均值為基期100的定基指數(shù)。2.非貿易品與貿易品的價格比(TNT)。ΤΝΤ=CΡΙΡΡΙ該指標通過衡量非貿易品與貿易品部門生產率增長差異從而體現(xiàn)B-S效應。4由于實際中對貿易品與非貿易品部門劃分的困難,實證研究中通常用居民消費價格指數(shù)(CPI)替代非貿易品價格指數(shù),用生產者價格指數(shù)(PPI)或批發(fā)物價指數(shù)(WPI)替代貿易品價格指數(shù)?；跀?shù)據(jù)的可得性,本文用居民消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)分別替代我國非貿易品和貿易品價格指數(shù)。居民消費價格指數(shù)與工業(yè)品出廠價格指數(shù)均來自中經(jīng)網(wǎng)宏觀月度數(shù)據(jù)庫。3.貿易條件(TOT)。ΤΟΤ=EXΡΙΜΡEXP和IMP分別表示一國出口價格指數(shù)與進口價格指數(shù),該指標反映了一國貿易品的國際競爭力。由于我國缺少出口價格和進口價格指數(shù)的月度數(shù)據(jù),本文用出口額與進口額的比率來替代。出口額和進口額當月值數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)海關月度數(shù)據(jù)庫。4.工業(yè)增加值(PROD)。該變量反映了國內生產率狀況,既有文獻中反映生產率的指標有實際產出增長率(Macdonald,1997)、全要素生產率、勞均GDP(本國GDP與全部勞動人口的相對比率),但均缺少月度數(shù)據(jù),為此,本文將工業(yè)增加值同比增速換算為同比指數(shù)指標(同比發(fā)展速度)作為代理變量。工業(yè)增加值同比增速數(shù)據(jù)來源于Wind資訊。5.貿易政策(TRADE)。一些文獻認為貿易限制和交易管制的放松、貿易自由化程度等貿易政策反映了一國的開放程度,這會影響到實際匯率水平。20世紀90年代以來我國貿易自由化的步伐不斷加快,外貿體制改革、經(jīng)常項目可兌換以及加入WTO,使我國在關稅降低和非關稅壁壘撤廢等方面取得了實質進展,這些貿易政策的變化可能會對人民幣實際匯率產生影響。然而很難找到一個變量能夠全面、有效地模擬貿易政策的影響。文獻中通常的做法是利用進出口總額占GDP的比率來描述一個國家的開放政策,并用該比例來模擬貿易政策對匯率的影響。但由于GDP月度數(shù)據(jù)不可得,另外前面已經(jīng)選擇了工業(yè)增加值的同比指數(shù)指標,本文用進出口總值的當月數(shù)據(jù)計算出貿易總額的同比指數(shù)指標(同比發(fā)展速度),作為貿易政策的代理變量。5進出口總值數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)海關月度數(shù)據(jù)庫。6.凈國外資產(NFA)。凈國外資產為一國所擁有的國外債權扣除國外負債后的資產凈值,該指標在開放經(jīng)濟中是決定匯率水平的基本變量之一,它反映了存量變化對均衡匯率決定的影響。然而對中國而言,該變量數(shù)據(jù)無法直接獲得6,只能尋找變量替代。根據(jù)Lane和Milesi-Ferretti(2001)的界定,凈國外資產存量(NFA)的構成為:NFAt=NFDIt+NEQt+NDEBTt+RESt其中NFDIt表示凈國外直接投資存量,NEQt表示凈股本證券投資存量,NDEBTt表示凈債務性資產存量,RESt表示外匯儲備。而根據(jù)國際收支平衡表的賬戶關系,可以得到經(jīng)常項目為:CA=ΔNEQt+ΔNFDI+ΔNDEBTt-ΔKA+ΔREStCA表示經(jīng)常賬戶,KA表示資本賬戶。累積經(jīng)常項目為:t∑sCAi=ΝDEBΤs(t)+ΝEQs(t)+ΝFDΙs(t)+RESs(t)-ΚAs(t)經(jīng)過轉化可得:ΝFA(t)≈ΝFA(s-1)+t∑sCAi+ΚAs(t)=NFA(s-1)+NDEBTs(t)+NEQs(t)+NFDIs(t)+RESs(t)考慮到資本賬戶余額較小,可以用累積經(jīng)常賬戶余額來作為凈國外資產的替代變量。由于我國缺少經(jīng)常賬戶余額的月度資料,為此,本文采用1982-1996年的累積經(jīng)常賬戶余額作為1997年1月的初始值,用月度貿易差額替代經(jīng)常賬戶差額得到累積經(jīng)常賬戶序列。同前述貿易政策變量的處理,選擇指數(shù)指標,但考慮到此處反映存量的影響,因此對這一序列以1997年1月為基期100進行標準化處理,得到NFA的指數(shù)指標(累積發(fā)展速度)。綜上所述,人民幣內向均衡實際匯率的決定方程可表示如下:RER=f(TNT,TOT,PROD,TRADE,NFA)為判別人民幣內向實際匯率與各基本變量之間的是否存在長期協(xié)整關系,已有研究文獻大多采用Johansen&Juselius(1990)的協(xié)整向量自回歸(conintegratingVAR)分析框架進行協(xié)整檢驗。然而該方法的應用要求進入模型的所有變量具有同階單整,多為一階單整I(1)。由此,Pesaran等(1995,1996,2001)提出自回歸分布滯后(AutoregressiveDistributedLagApproach,ARDL)和邊限協(xié)整檢驗(boundstests)。邊限檢驗技術可適用于進入模型的時間序列是純粹的平穩(wěn)變量I(0)或純粹的一階單整變量I(1)或平穩(wěn)變量和一階單整變量的混合。另外,邊限協(xié)整檢驗技術比較穩(wěn)健,估計結果較好。因此,本文將采用邊限檢驗技術來分析人民幣內向均衡實際匯率的決定問題。三、最優(yōu)滯后階數(shù)的篩選及回歸分析在實證分析之前,首先要對變量進行相應處理。針對工業(yè)增加值(PROD)、貿易條件(TOT)、貿易政策(TRADE)變量存在較強的季節(jié)性,本文運用X-12方法進行了季節(jié)性調整。另外,本文的模型采用對數(shù)形式,因此對上述變量進行了對數(shù)化變化。為判別變量的平穩(wěn)性,本文分別采用ADF(AugmentedDicky-Fuller)、PP(Phillips-Perron)單位根檢驗,檢驗結果詳見表1:7由檢驗表可得:至少在5%的顯著性水平下,人民幣內向實際匯率序列(rer)、非貿易品貿易品價格比序列(tnt)在兩種檢驗下均為一階單整I(1);工業(yè)增加值序列(prod)在兩種種檢驗下均為平穩(wěn)序列I(0);貿易條件序列(tot)、貿易政策序列(trade)、凈國外資產序列(nfa)在ADF檢驗下是一階單整I(1),在PP檢驗下為平穩(wěn)序列I(0)。根據(jù)以上檢驗結果,運用邊限檢驗技術來加以分析:首先,建立人民幣內向均衡實際匯率決定的實證模型如下:rert=a0+a1T+a2Dum0507+βF+εt(1)β=(β1,β2,β3,β4,β5),Ft=(prodt,tntt,tott,tradet,nfat)′相應的條件誤差修正模型ECM為:Δrert=a0+a1Τ+a2Dum0507+λp-1∑k=1Δrert-k+p-1∑k=0ΓkΔFt-k+δrert-1+γFt-1+μt(2)其中,T為趨勢項,Dum0507為虛擬變量,2005年7月以前為0,其它為1,反映了匯率形成機制變革帶來的影響。Δ表示一階差分,Γ為1×5矩陣,rer,prod,tnt,tot,trade,nfa均為相關變量的對數(shù)形式。式(1)反映的是人民幣內向實際匯率與各基本變量之間的長期關系,式(2)反映的是人民幣內向實際匯率的短期動態(tài)調整過程。按照式(2)對各差分變量進行充分滯后并利用AIC和SBC準則選擇最佳的滯后期?？紤]到樣本滯后期越長容易產生序列相關問題,選擇差分變量的最大滯后階數(shù)為7(即p=8)?？紤]到一些變量存在趨勢性,在進行方程估計時加入趨勢項,然后根據(jù)其系數(shù)的顯著性判斷是否保留該項。由估計方程發(fā)現(xiàn),貿易政策(trade)的水平變量和差分變量在各回歸方程中均不顯著,其原因可能是:理論上,一般發(fā)展中國家在對外開放過程中為進口先進設備和技術,本幣會高估,隨著對外開放程度的加深,本幣趨于貶值;但對中國而言,在所選樣本區(qū)間里人民幣已經(jīng)實現(xiàn)了經(jīng)常項目的可兌換,貿易自由化進程的加深有利于經(jīng)常項目改善,從而有利于人民幣升值;這兩種效應的共同作用可能使得貿易政策的作用不顯著。根據(jù)精簡性原則,本文去掉貿易政策變量重新進行回歸。對應一階差分變量的不同滯后期,得到AIC值、SBC值、1階和4階序列相關的LM檢驗統(tǒng)計量,詳見表2。根據(jù)AIC準則最優(yōu)滯后階數(shù)為2,根據(jù)SBC準則最優(yōu)滯后階數(shù)為1,而根據(jù)LM統(tǒng)計量剔除存在嚴重序列相關的估計方程:不含趨勢項時,滯后階數(shù)可為2、4、6;含趨勢項時,滯后階數(shù)可為4、5。結合以上判斷,分別取滯后階數(shù)為2、4、5、6,根據(jù)篩選出的潛在VAR結構計算構成式(2)中滯后水平變量顯著性檢驗的F統(tǒng)計量,并與Pesaran(2001)計算的邊限臨界值8進行比較,邊限協(xié)整檢驗結果見表3。根據(jù)以上檢驗表,最終確定式(2)所對應的潛在VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)為5,且不含趨勢項時,在10%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關系的原假設;含趨勢項時,至少在5%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。這表明變量rer,prod,tnt,tot,nfa之間存在長期均衡關系。采用ARDL估計方法可對水平變量之間的長期關系進行估計,依據(jù)AIC和相關診斷標準對估計方程進行簡潔化處理,以剔除不顯著階數(shù),最終設定的ARDL模型為ARDL(2,1,5,4,5)。據(jù)此得到長期關系的方程如下:rert=7.9502(14.6706)+0.0018Τ(8.9201)+0.0305Dum0507(3.9175)-0.1616prodt(-2.3595)-0.9714tntt(-11.3530)-0.0975tott(-3.8717)-0.0371nfat(-4.1585)+?υt相應的自回歸滯后分布-誤差修正模型(ARDL-ECM)為:Δrert=-0.3910?υt-1(-5.7102)+0.0019(1.1997)-0.0041Dum0507(-1.6534)+0.2868Δrert-1(3.1705)-0.0434Δprodt(-1.4093)-0.2304Δtntt(-1.6916)+0.2432Δtntt-1(1.6466)+0.1676Δtntt-2(1.2106)+0.0064Δtntt-3(0.0489)+0.1639Δtntt-4(1.2814)-0.0937Δtott(-3.0358)-0.0360Δtott-1(-1.0315)-0.0244Δtott-2(-0.7469)-0.0478Δtott-3(-1.6538)+0.3843Δnfat(2.5785)-0.1255Δnfat-1(-0.6691)-0.0937Δnfat-2(-0.4991)+0.1432Δnfat-3(0.7767)-0.2925Δnfat-4(-2.1502)模型擬合效果較好,誤差修正項為負數(shù),且十分顯著;模型殘差滿足正態(tài)分布,不存在條件異方差效應,不存在一階序列相關。利用遞歸殘差累計和與遞歸殘差平方累計和對模型結構的參數(shù)穩(wěn)定性進行檢驗,都在5%的顯著性水平上穩(wěn)定。四、人民幣內均衡實際匯率的長期錯位程度由長期關系方程可以看出,各變量均與人民幣內向匯率呈反向關系9,且系數(shù)都十分顯著,表明非貿易品與貿易品價格比、貿易條件(tot)、工業(yè)增加值(prod)、凈國外資產(nfa)是人民幣內向均衡實際匯率的長期決定因素。其中非貿易品與貿易品價格比(tnt)系數(shù)估計值最大,表明B-S效應在我國成立,非貿易品與貿易品價格比增加,即非貿易品相對貿易品生產率提高會推動人民幣升值。工業(yè)增加值(prod)的系數(shù)估計值次之,表明生產率的提高有助于提高本幣價值。貿易條件(tot)系數(shù)估計值較小,貿易條件的改善有利于人民幣實際匯率升值。施建淮和余海豐(2005)認為,貿易條件的改善有兩個效應:一是“收入效應”,出口品價格的相對上升意味著實際收入的增加,從而更多地需求非貿易品;另一個是“替代效應”,進口品價格的相對下降,會增加對進口品的需求。前者推動了非貿易品價格的上升,從而有助于國內價格的上漲,而后者則有利于國內價格的下降。顯然此處替代效應占主導地位。凈國外資產(nfa)的系數(shù)估計值最小,凈國外資產的增加也有助于人民幣升值。將基本面變量(prod,tnt,tot,nfa)的實際值代人長期均衡方程可以得到人民幣的當前均衡實際匯率。人民幣內向實際匯率(rer)和當前均衡實際匯率(beercureent)的差距表明了人民幣內向實際匯率的當前錯位程度(currentmisalignment,beercm):beercm=rer-beercurrentbeercurrent人民幣匯率的當前錯位程度在計算過程中利用的是經(jīng)濟基本面的當前值,這些當前值包含了商業(yè)周期的影響。為了反映均衡實際匯率決定中基本面變量持久性的而非一時性的影響,本文使用Hodric