爱华网摘要：均衡汇率是汇率问题的核心。均衡和有效的汇率制度有助于一国经济实现内外部均衡，而非均衡的汇率和不合适的汇率制度可能会影响一国经济金融的稳定，甚至引发区域性的金融危机。本文用Elbadawi(1994)关于发展中国家的均衡汇率模型，对1978年至2004年人民币均衡汇率进行实证分析，并对人民币汇率的合理性进行了分析。
关键词: 有效汇率；均衡汇率；实证分析
从1994年1月1日起，人民币汇率实行以市场供求为基础的、单一的和有管理的浮动汇率制。然而，从现阶段来看，虽然名义上人民币汇率已经实行了有管理的浮动汇率制度。但是，无论是从管理过程还是形成机制看，目前人民币的有管理的浮动汇率制度的优点还没有充分地发挥出来。
然而，对于一个成功的发展中国家来说，保持实际汇率在其适当的水平是至关重要的（Edwards，1998）。特别是中国正面临着人民币完全可兑换改革的任务，而适当的汇率水平是实现人民币完全可兑换的先决条件，因此人民币均衡汇率水平如何决定，以及现实的人民币汇率偏离其均衡汇率水平的程度，是当前需要重点研究的课题。本文用现代均衡汇率方法来估算人民币均衡汇率水平以及当前人民币实际有效汇率水平失调程度。
一、人民币汇率水平的判断——均衡汇率的实证研究
斯坦福大学经济学家Nurkse（1945）[1]最早给出均衡汇率的定义。均衡汇率就是能够使国际收支实现均衡的汇率。但其前提是：（1）贸易不应受到过分限制；（2）对资本流入与流出无任何特别鼓励措施；（3）无过度失业。其本质含义是国内可持续的基本经济要素决定国际收支均衡，国际收支均衡又是决定均衡汇率的基本力量；国际货币基金组织1963年提出了汇率的宏观均衡分析方法，其均衡汇率定义为：在中长期内，与宏观经济内部、外部均衡相一致的汇率。内部均衡通常指实现了经济潜在生产能力，外部均衡通常是指经常项目与资本项目实现均衡。
国外关于均衡汇率的研究方法可以分为两类：一类是传统的均衡汇率理论，主要是卡塞尔(Kassel)提出的购买力平价（PPP）方法。二是现代均衡汇率理论，主要有威廉姆森(Williamson,1983)提出的要素均衡汇率(FEER)方法；斯因(Stein,1995)提出的自然均衡汇率(NATREX)方法；麦克唐纳德(McDonald,1998)提出的行为均衡汇率(BEER)方法；爱德华兹(Edwards,1989a,1989b,1994)提出的发展中国家均衡汇率(ERER)方法。FEER方法和NATREX方法一般适用于发达国家，国内外学者没有用这两种方法研究人民币均衡汇率水平。
国外学者一般用PPP方法研究人民币均衡实际汇率，研究结论是人民币严重低估(Overholt,2003；Bosworth,2004；Frankel,2004；Goldstein,2004)。也有中国学者用PPP方法研究人民币均衡实际汇率，研究结论是人民币没有低估或轻度低估(俞乔,1998,2000；李亚新和余明,2002；唐国兴和徐剑刚,2003；窦祥胜和扬析,2004)。PPP由于没有考虑由基本经济要素变化引起的均衡汇率变化，一般高估了汇率错位程度。中国是一个转型中的发展中国家，基本经济要素变化尤为剧烈，忽略基本经济要素变化对均衡汇率的影响，会得出严重错误的结论。进入2000年以后，中国学者一般用ERER方法(张晓朴2000b,2001；刘莉亚和任若恩,2002；林佰强,2002；张斌，2003；窦祥胜和扬析,2004)和BEER方法(张晓朴,2001；张志超,2001；刘阳,2004)对人民币均衡实际汇率进行研究。
（一）理论模型
发展中国家的均衡汇率理论主要包括Edwards和Elbadawi(1994)等人的简约一般均衡框架下单方程模型。Edwards把均衡汇率定义为使内外同时达到均衡的国内贸易品相对于非贸易品的相对价格。爱德华兹的均衡汇率模型是个典型的跨时期模型。它首先从假定充分就业、没有价格刚性和没有国际借贷的定量配给出发，得出一些关于均衡实际汇率的的基本观点，然后放松这些假设并调查这些结论的情况。它的研究对象是开放经济条件下的小国经济。1994年Elbadawi也提出了一个关于发展中国家的均衡汇率模型，他从一个关于国内吸收的等式出发，用递推法得到一个均衡汇率方程。在他的模型中实际汇率被定义为非贸易品与贸易品的相对比价。相比之下，他的的适用于发展中国家的均衡实际汇率模型更利于实证分析。
我们从一国对非贸易品的总供求开始论述Elbadawi模型：
Elbadawi关于对非贸易品的总需求由私人部门的非贸易商品消费EXPPN和政府在非贸易品方面的支出EXPGN组成，同时私人部门的非贸易商品消费占私人部门总消费的比例EXPPN/EXPP 是由系统内生决定的,是出口商品国内价格PX 、进口商品国内价格PM 和非贸易商品国内价格PN的函数。政府支出是一个政策变量,并且由GDP（Y）的一个固定比例g给定，政府在非贸易品方面的支出EXPGN由政府的总支出EXPG的一个固定比例gN给定，A是国内总吸收。
则非贸易品的总需求为：
EXPN=EXPPN+EXPGN= Dpn(PX，PM，PN)·（A-g·Y）+gN·g·Y (1.1)
非贸易商品供给SN也被界定为三个总价格的函数:
SN=SN(PX，PM，PN) ·Y (1.2)
非贸易商品市场出清的条件是,SN= EXPN，即：
SN(PX，PM，PN)= dPN(PX，PM，PN) ·（-g）+gN·g (1.3）
出口商品和进口商品的国际价格分别为PX*和PM* (以美元标价),在小国经济的假设下,将PX*和PM*看作是外生变量。所以,对于一组给定的商业政策和汇率政策的集合,对应的出口商品国内价格PX和进口商品的国内价格PM分别由PX*和PM*决定（PX=E(1-tx)PX*、PM=E(1-tM)PM*，tX和tM分别代表出口和进口的净税率）。
定义实际汇率Ｑ为:
Q= （1.4）
根据方程(1.1)—(1.4),可求出在给定外生变量和政策变量的条件下,使非贸易品市场实现均衡的实际汇率水平:
Q=Q(,TOT，tX，tM，，) (1.5)
其中TOT是贸易条件,其它变量的定义同上。
（二）实证模型
然而,上述方程仅仅保证非贸易品市场在某一时点的均衡,但没有考虑基本要素预期变化的影响,没有体现基本要素的“可持续性”,也没有说明现实的RER是如何围绕其均衡水平变化的动态行为。本文推广上述模型,解决以上问题。为便于进一步分析,本文将方程（1.3）改成对数线性形式:
logQ=α0+α1log(TOT)+ α2log(OPEN)+α3()
+α4log()+α5log() （1.6）
其中OPEN=（EXPORT+IMPROT)/GDP,它综合反映了进出口关税tX和tM 、配额以及外汇管制等对外经济状况,EXPG表示政府的总支出,CURR·EXPG表示政府经常性支出。
假设方程（1.6）在目前和其参量保持在可持续值的未来时期成立。但该方程自身不足以决定RER,这是因为A以及Y和GN是内生的。因此,需要界定一个方程,用来将私人部门的吸收与可持续的净资本流入NKI(或可持续的经常项目赤字)及实际利率联系起来:
={，r*-δ·（logQt-tlogQt+1）} （1.7）
NKI是可持续的净资本流入的一种测度,r*是世界利率,δ是非贸易品消费占总消费的比重, tlogQt+1是在时间ｔ时logQt+1的预期值。当可持续的资本流入增加时,可持续的国内吸收也将上升。当国际利率r*上升或预期贬值率上升（logQt-tlogQt+1〈0）导致实际利率上升时,储蓄需求增加,国内吸收相对于收入将减少。若不考虑r*,可将方程(1.7)改写成以下的线性形式:
Log()=β0+β1()t-β2·（logQt-tlogQt+1） （1.8）
联立方程（1.6）和（1.8）可得出如下简化形式的实际汇率的动态方程:
logQt-λtlogQt+1=δ0+δ1log(TOTt)+ δ2log(OPENt)+ δ3log()t
+δ4log()t+δ5log()t （1.9）
当方程（1.9）右边的变量具有可持续性时,对应的实际汇率就是均衡实际汇率。定义参数向量δ=（δ1，δ2，δ3，δ4，δ5）＇及基本要素向量:
F=[1,logTOT,logOPEN, log(),log(),log()]＇
当基本要素向量Ｆ的值具有可持续性时（记为F＇),根据方程（1.9）,利用递推方法,就可得出均衡实际汇率Q＇:
logQ＇= （1.10）
为简化记号,在以下的实证分析中,本文用LQ表示log（Q）,其它变量的表示相同。在确定这些变量时，既要照顾到理论本身的要求，又要确保相关数据的可测算性和可获得性。一般认为，贸易条件和劳动生产率是影响均衡汇率的长期、最重要的基本经济要素，所以在构造我国的均衡汇率模型进，选择了这两项指标，同时,还选择了广义货币供应量Ｍ2、国外净资产和利率,国外净资产输入量指标。
综上所述,人民币均衡汇率（ERER）的理论模型应为:
ERER=f[TOT(+),M2(-),GOVEXP(+),NFA(+)，BS（+）] (1.11)
其中，ERER 表示人民币均衡汇率；TOT表示贸易条件；M2表示货币供应量；GOVEXP表示政府支出占国内生产总值比重；BS表示相对技术进步。小括号内的符号是一阶偏导数的符号；模型采用线性形式。
（三）实证分析
1、数据说明：本文使用的是1918-2004的年度数据进行实证研究，汇率是用人民币实际有效汇率[2]来代替，贸易条件TOT来自世界银行，其余数据均来自IFS。
2、单位根检验：变量协整关系检验之前，首先进行单位根检验，同时对数据进行了取对数处理，以消除异方差，根据AIC信息准则和Schwarz 信息准则确定滞后阶数，检验结果如下：ADF单位根检验的结果表明（表1-1）,实际有效汇率指数、贸易条件、政府支出水平、国外净资产、广义货币供应量、相对劳动生产率变量全部为一阶单整时间序列，即I（1）。
表1-1 序列的ADF检验结果
注:检验形式Ｃ、Ｔ和Ｌ分别表示单位根检验方程中常数项、趋势项和滞后阶数。Ｎ指不包括常数项或趋势项。在回归中，本文用langrage乘数Ｆ统计量来判断残差是否为白噪声。表示在5%水平下是显著的，ＡＤＦ统计量的临界值来自软件Eview3.1。
3、协整分析：考虑到选取的是年度数据，数据量较少，因此我们用协整方法中的Engle-Granger两步法来对LREER、LTOT、LNFA、LM2、LGOVEXP、LBS之间的协整关系进行检验。首先作静态回归，结果表明回归方程和方程中的各变量都较为显著(表1-2)。方程的拟合度R2 为0.9773，可见拟合水平是很高。DW值为1.1344，落在区间（4-dU，4-Dl）上，因此无法判断其自相关性，因此进一步采用布-戈弗雷检验（Breusch-Godfrey，简称BG检验）。BG检验的滞后是从1阶开始直到10阶，在5%的显著水平下，BG检验结果表明检验统计量均小于临界值，且残差滞后项的回归系数均显著为零，因此可以断定模型不存在自相关性。采用判定系数法和偏相关系数检验表明变量间也不存在多重共线性。
表1-2 静态回归结果
注：因变量为LREER
第二步，对静态回归的残差RESID作单位根检验(表1-1)。对RESID进行的(N,N,1)ADF检验的结果是：ADF检验统计量为-3.487672，1%显著性水平下的临界值为-2.6649，DW为2.02，检验结果表明：残差不存在单位根，是平稳序列。上述各项检验表明，贸易条件（LTOT）、政府支出水平（LGOVEXP）、国外净资产（LNFA）、广义货币供应量（LM2）、相对劳动生产率（LBS）、实际有效汇率指数（LREER）之间确存在着协整关系，协整方程为：
LREER=1.608LTOT+0.046LNFA-0.142LM2+0.544LGOVEXP+0.779LBS （1.12）
（13.4） (2.2) (-4.9) (6.6) (9.1)
协整方程的左边就是建立在基本经济要素基础上的人民币均衡汇率，基本经济要素对人民币均衡汇率的影响方向与理论模型中的定性分析是吻合的：贸易条件改善、国外净资产增加、政府支出比重加、劳动生产率提高将使均衡汇率升值，货币供应量增加会使均衡汇率贬值。国外净资产增加会使均衡汇率升值，而货币供应量扩张、利率提高会使均衡汇率贬值。
从各变量对均衡汇率的影响程度看：贸易条件对均衡汇率的弹性系数为1.608，国外净资产对均衡汇率的弹性系数为0.046，广义货币供应量对均衡汇率的弹性系数为-0.142，政府支出对均衡汇率的弹性系数为0.544，劳动生产率对均衡汇率的弹性系数为0.779。
4、误差修正模型：由于人民币汇率与基本经济因素之间存在协整关系，根据Granger定理，一定存在描述汇率短期波动向长期均衡汇率调整的误差修正模型。使用EG两步法，用以上残差et作为非均衡误差建立误差修正模型ECM如下(表1-3)：
LREERt=0.096-0.848t-1+0.982LTOTt+0.037LNFAt
（2.1） (-4.6） （3.8） （2.3）
-0.596LM2t+0.412LGOVEXPt+0.597LBSt (1.13)
（-3.1） （2.7） (5.2)
上述误差修正中t-1表示的是上一期的非均衡误差，它反映的是长期的均衡关系，并通过修正系数-0.848对当期的实际有效汇率变动值进行调整，即如果上期实际汇率的值高于均衡汇率值时，此时上一期的非均衡误差为正，由于误差修正系数为负，必然对当期的实际汇率变化值有反向的调整作用，从而导致当期的实际汇率回落。同时这一系数的取值范围（小于的正数）与Edwards、Elbadawi对发展中国家的研究结果是一致。[3]
表1-3 误差修正模型回归结果
误差修正项的系数越大，系统自我修正的功能就越强，当系数为1时，汇率的失调在1年内就可以完全矫正。误差修正模型中还有其它几项反映的是短期内基本面因素的变化对人民币均衡汇率的影响。贸易条件、国外净资产、广义货币供应量、政府支出和相对技术进步也对实际汇率产生显著的影响，并且作用的方向与长期影响是一致，其中贸易条件对汇率水平短期影响的弹性系数最大，国外净资产对汇率水平的短期影响弹性系数较小。
表1-4 人民币均衡汇率与实际有效汇率的的比较
5、汇率的失衡程度：人民币实际有效汇率的长期均衡方程(1.12)是估计均衡实际汇率及实际汇率错位的重要基础。但现在还不能直接应用该方程来估计行为均衡汇率。是因为要得到与经济内外均衡相一致的行为均衡汇率,就需要提取基本要素的“可持续”值（Edwards,1989,1994)。有很多方法可用来提取时间序列的可持续值,如移动平均法、Beveridge-Nelson分解法、Hodrick-Prescott滤波法以及通过定性分析进行政策模拟等。其中Hodrick-Prescott滤波法主要用于提取时间序列的长期趋势分量。HP滤波法主要优点是应用方便,并可避免其他方法的局限性。如移动平均法会丢失观测点, Beveridge-Nelson分解法并不总能使用。因此,目前宏观经济研究已广泛使用HP方法[4]。本文运用ＨＰ滤波器对LTOT、LNFA、LM2、LGOVEXP、以及LBS等变量进行平滑,在提取各变量的长期趋势分量后,再代入方程(1.12),求出人民币均衡实际汇率（ERER)。自1978年至2004年,实际汇率错位百分比为:Misalignment=×100%。Misalignment﹥0时表示实际汇率的现实值大于均衡值,即实际汇率高估；相反,实际汇率低估。
图1-1人民币均衡汇率与实际汇率
图1-2 人民币汇率失调程度
二、人民币汇率的合理性分析
人民币汇率失调有两种情况：一是均衡汇率发生变化，但实际汇率的变化不能完全适应均衡汇率的变化，导致汇率失调；二是均衡汇率没有发生变化，但实际汇率由于名义汇率和物价等因素发生了变化，导致汇率失调。国际货币基金组织曾经制定了一套经济指标来衡量一国的汇率水平是否合理：包括国际收支、外汇储备、实际有效汇率等，下面结合两种方法测算的结果同时参考这些标准来判断人民币汇率的失调情况。
（一）人民币汇率处于均衡状态
根据人民币均衡汇率ERER模型，人民币实际有效汇率在1981年、1990年、1995年和2001年与均衡汇率水平接近（实际上1981年略有高估、1990年、1995年和2001年略有低估，不过失调程度都很小）。在这些年份，贸易呈现顺差（顺差水平也相对合理），外汇储备增长，表明外部经济处于均衡状态；同时通货膨胀率、经济增长速度也基本合理（表2-1），因而经济也基本实现了内部均衡。由此可以判断模型得出的结论是与实际经济运行情况是相吻合。
表2-1 人民币汇率基本均衡时我国内外均衡指标的变化
资料来源：IMF的IFS online database
(二) 人民币汇率高估
第一次汇率高估是在1982—1985年，这次汇率高估持续时间较长，程度较为严重，1982年高估8.34％，1983年高估18.44％，1984年高估18.38％,1985年高估13.2%。高估的主要原因这期间我国的开放度从1982年的7％迅速提高到1985年的13.8％，导致人民币均衡汇率从1982年的262.4贬至1985年的161.1，虽然同期人民币实际汇率从245.3贬至182.5，但实际汇率的贬值幅度小于均衡汇率的贬值幅度。汇率高估导致这期间我国的对外贸易状况急剧恶化，1983年我国外贸出口出现负增长，贸易顺差从1982年的30.3亿美元减至8.4亿美元，1984年逆差12.7亿美元，1985年逆差高达149亿美元，1986年逆差仍高达120亿美元。
第二次汇率高估是1989年人民币略有高估，高估的原因在于当年通货膨胀率较高导致实际有效汇率出现较大升值。当年我国外贸逆差66亿美元，出口增长速度从前一年的20％降至l0％，由于高估程度较轻且很快被年底的贬值矫正，这次高估并没有对我国经济发展造成太大伤害。
第三次汇率高估是从1996年开始至2000年，虽然这次高估持续时间较长，但是程度并不严重，相比之下只有1997年和1998年的高估稍显突出。l993年以来人民币实际有效汇率不断上升，而同期人民币均衡汇率基本保持不变，1996年以后开始的高估一是因为之前两年我国通货膨胀水平高达21.7%和14.8%，人民币实际汇率出现快速升值。另外更主要的，1997年的汇率高估与1996年的我国调低出口退税率有关。1996年，为了缓解财政压力和减少骗税，我国对出口退税率做了大幅度的下调，平均税率从17%降至8.3%，导致均衡汇率下降。1997、1998年高估程度有所上升，1997、1998年人民币高估幅度大约在12％左右。1997年汇率高估与亚洲金融危机导致人民币实际有效汇率加快升值有关。由于中国物价1998年出现负增长，因此虽然亚洲金融危机在1998年对中国的影响更加深入，但人民币实际有效汇率并没有进一步升值，人民币高估幅度与1997年相当。1999年在物价进一步下降的情况下，人民币实际有效汇率出现了一定幅度的贬值，1999年高估幅度下降为4.5％。
（三）人民币汇率低估
80年代以来，人民币经历过三次较明显的低估：第一次汇率水平低估是在1986—1988年：1986年低估7.24％，1987年低估9.71％，1988年低估 16.97％。低估的主要原因是由于这期间人民币官方汇率下调(1986年7月，人民币对美元 汇率从3.2贬至3.7)和1988年放开了调剂市场汇率，上述因素导致人民币实际汇率迅速贬值，从1985年的182.5贬至1988年的96.5，虽然同期人民币均衡汇率也从1985年的161.2贬至1988年的111.2，但贬值幅度小于实际汇率。这次币值低估尽管没有彻底扭转我国贸易收支逆差的局面，但1986—1988年期间我国的贸易逆差的确是减小了很多，1987年贸易逆差从前两年的平均约135亿美元下降到38亿美元，1987、1988两年出口增加额都超过80亿美元，增长速度平均为27％。此番币值低估的效果受到当时传统的经济体制特别是外贸体制和外汇管理体制的制约，没有充分发挥出来。
第二次汇率水平低估是发生在1991年至1995年，此次低估持续时间长、幅度大，其中1993年低估幅度高达19.95％。1993年的汇率低估是因为比人民币官方汇率低许多的调剂市场汇率在人民币实际有效汇率中所占的比重越来越大。1994年和1995年的汇率低估是由几个方面造成的：1.我国在1994年实行大规模税制改革，将平均出口退税率从1993年的11.2%一下提高到近17%，这种突然的贸易政策大幅度改变是促使均衡汇率升值的原因；2.由于出口快速增长引致的外汇储备在这一年也大幅增长，而我国的国外净资产主要由外汇储备构成，因此国外净资产的大幅增加导致了均衡汇率升值。这两个因素共同导致了汇率的低估。随着低估效应的逐渐显现和同期中国经济体制改革的快速推进，1994年中国实现外贸顺差60亿美元，1995年外贸顺差达到167亿美元。
第三次汇率水平低估则是发生在2002年至今。究其原因，也是由于我国从2001年以来外汇储备的过快增长导致的实际汇率升值，仅2002年一年我国外汇储备就增长700多亿美元。同时，为了缓解金融危机对我国出口的影响，我国从1999年开始又将部分出口商品的退税率提高，一直到2002年都还在继续调高。这也导致均衡汇率的升值，实际汇率出现低估。而退税的提高也导致了中央财政的困境。同时由于人民币钉住美元的汇率制度，美元的一路走低导致实际有效指数不断下降。也是人民币汇率低估的一个重要原因。
人民币均衡汇率从1990年以来面临升值趋势。Balassa-Samuelson效应是使得我国长期均衡实际汇率升值的核心力量；其次，近几年国外净资产的增加速度惊人。由于我国的国外净资产主要是外汇储备，而仅2002年一年我国的外汇储备就增加了742.42亿美元，总额达到2864.07亿美元，这是我国均衡实际汇率升值的另外一个主要的基本面因素；另外，90年代以来FDI的持续流入不可避免的推动中国均衡汇率的上升。2002年外商投资企业的出口额在中国占到了54.1%，加工贸易占78.8%，外商直接投资也促使了贸易品部门的劳动生产率提高，这也是中国均衡汇率升值相对独特的推动因素。进入2001年以来，与人民币均衡汇率的升值趋势并存的是人民币真实实际有效汇率的贬值趋势。随着美元的持续贬值，人民币真实的实际有效汇率在事实上的钉住美元汇率制度下也保持了持续贬值趋势，从104.3贬值到94.9，总体来说2001年实际汇率接近均衡汇率水平。
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[1] See, for example, Nurkse (1945) who defined the equilibrium exchange rate as the rate that would produce equilibrium in the balance of payments, when there was no wholesale unemployment at home, no artificial restrictions on imports, and no abnormal capital movements.
[2]来自于国际货币基金组织公布的实际有效汇率指数。
[3] Edwards估计的调整速度的范围是0.749-0.941，Elbdawai估计的范围是0.67-0.78。
[4]所谓H-P方法,指的是Hodrick - Prescott Filter 方法。具体方法可参见:R. J . Hodrick and E. C. Prescott , 1997 , “Postwar U. S. Business Cycles : An Empirical Investigation ?”, Journal of Money , Credit , and Banking , 29 , 1 - 16.
