趙先立

(中國(guó)人民銀行蘭州中心支行 金融研究處，甘肅 蘭州 730000)

一、引 言

自2005年起，中國(guó)在參考一籃子貨幣，有管理的浮動(dòng)匯率制下不斷推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革，在經(jīng)濟(jì)向好預(yù)期和各方面因素的共同作用下，人民幣名義匯率和實(shí)際匯率均已升值超過(guò)30%。但事實(shí)上，人民幣仍主要參考美元進(jìn)行浮動(dòng)，并且形成機(jī)制較為僵化。為了進(jìn)一步推動(dòng)人民幣匯率的市場(chǎng)化，2012年中國(guó)人民銀行將人民幣匯率的日波動(dòng)區(qū)間擴(kuò)大至±1%，2014年3月進(jìn)一步擴(kuò)大至±2%。2015年8月，中國(guó)央行宣布做市商在每日銀行間外匯市場(chǎng)開盤前，參考上日銀行間外匯市場(chǎng)收盤匯率，綜合考慮外匯供求情況以及國(guó)際主要貨幣匯率變化，向中國(guó)外匯交易中心提供中間價(jià)報(bào)價(jià)。這些改革措施標(biāo)志著央行增強(qiáng)人民幣匯率彈性和靈活性的決心，同時(shí)也可能加劇人民幣名義和實(shí)際匯率的波動(dòng)性。國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論認(rèn)為，對(duì)一國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生真實(shí)影響的是本幣的實(shí)際匯率 ，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化、金融一體化的發(fā)展趨勢(shì)下，在發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢，新興市場(chǎng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力，全球金融市場(chǎng)動(dòng)蕩，流動(dòng)性泛濫與緊縮交替出現(xiàn)，以及我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”的背景下，人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的復(fù)雜性和不確定性會(huì)進(jìn)一步增加。這可能通過(guò)不同傳導(dǎo)渠道對(duì)我國(guó)的經(jīng)常賬戶和資本金融賬戶產(chǎn)生影響，也可能對(duì)我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)金融造成沖擊。因此，本文的研究目的在于明確各影響因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的作用大小和方向，并主要探究人民幣匯率形成機(jī)制改革和國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響，這對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展具有重大意義且具有緊迫性。

二、人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的相關(guān)研究綜述

大量的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)表明，實(shí)際匯率無(wú)論在長(zhǎng)期還是短期內(nèi)都存在一定的波動(dòng)性。Rogoff(1996)對(duì)于購(gòu)買力平價(jià)(PPP)理論進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，短期PPP并不成立，而長(zhǎng)期PPP是否成立則缺乏一致的結(jié)論，這說(shuō)明，實(shí)際匯率并不是平穩(wěn)過(guò)程，名義匯率與相對(duì)價(jià)格的偏離也不僅僅是短期表現(xiàn)。Murray和Papell(2002)研究認(rèn)為，即使長(zhǎng)期PPP成立，向PPP收斂的速度也極緩慢，PPP偏離的半衰期約為3至5年甚至更久，因此實(shí)際匯率既存在短期的大幅波動(dòng)也存在緩慢的長(zhǎng)期均值自反現(xiàn)象。

均衡匯率的相關(guān)研究證明，人民幣實(shí)際匯率在長(zhǎng)期偏離其均衡狀態(tài)。國(guó)外的代表研究有彼得森研究所自2008年起逐年使用FEER方法估計(jì)全球主要貨幣的均衡匯率，其2012年的報(bào)告指出隨著中國(guó)貿(mào)易順差的下降，人民幣近期的低估程度約為3%左右(Cline等，2012)。國(guó)內(nèi)研究有唐亞暉和陳守東(2010)、趙先立(2013)以及孫國(guó)峰和孫碧波(2013)等，這些研究認(rèn)為人民幣呈現(xiàn)高估和低估并存的狀態(tài)，但已經(jīng)逐步趨向于均衡匯率水平。

對(duì)于人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)問(wèn)題的研究核心是實(shí)際匯率由何種因素決定以及這些因素的影響程度。王澤填和姚洋(2009)構(gòu)建了包含農(nóng)業(yè)部門的三部門模型并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，中國(guó)處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟(jì)特征是導(dǎo)致貿(mào)易部門生產(chǎn)率的提高對(duì)工資水平與非貿(mào)易品部門價(jià)格水平提升受到抑制的主要原因，這使得巴薩效應(yīng)在中國(guó)的傳遞受到了阻礙。方福前和吳江(2009)比較研究了人民幣、日元和韓元在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相似時(shí)期的實(shí)際匯率波動(dòng)，實(shí)證結(jié)果表明貨幣沖擊對(duì)三種實(shí)際匯率都有重要影響，供給沖擊對(duì)人民幣和韓元實(shí)際匯率波動(dòng)的影響大于對(duì)日元的影響，需求沖擊對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響最大。劉堯成(2010)將2005年第二次匯改之后的人民幣匯率分解為三部分：確定性趨勢(shì)、隨機(jī)性趨勢(shì)和周期趨勢(shì)，然后對(duì)技術(shù)供給沖擊和貨幣需求沖擊進(jìn)行了模擬。沖擊對(duì)于人民幣匯率波動(dòng)影響的擬合結(jié)果證實(shí)，供給沖擊相對(duì)于需求沖擊具有更優(yōu)的擬合程度和解釋力。

近期一些研究者從不同的視角推進(jìn)了人民幣匯率波動(dòng)的研究。徐建煒和楊盼盼(2011)對(duì)人民幣1997年1月至2010年9月的數(shù)據(jù)進(jìn)行分解發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易品偏離一價(jià)定律對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的解釋力約為60%至80%，而BSH假說(shuō)在解釋人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)時(shí)僅占比不到40%，而劉達(dá)禹和劉金全(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，2012年之前，一價(jià)定律解釋了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的主導(dǎo)誘因，2012年之后，相對(duì)價(jià)格的解釋力更為顯著。高鐵梅等(2013)基于彈性價(jià)格貨幣模型，選取1995年至2012年6月的數(shù)據(jù)，使用線性回歸模型和EGARCH方法分別實(shí)證檢驗(yàn)了央行干預(yù)對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的作用和市場(chǎng)信息沖擊影響人民幣匯率波動(dòng)的非對(duì)稱性，研究發(fā)現(xiàn)，各因素對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的影響程度不同，總體而言，隨著人民幣市場(chǎng)化水平的提高，人民幣不會(huì)出現(xiàn)大幅升值超過(guò)預(yù)期的現(xiàn)象。范言慧(2015)在隨機(jī)一般均衡的非對(duì)稱框架下分析發(fā)現(xiàn)，新興市場(chǎng)國(guó)家貨幣匯率波動(dòng)的方向取決于發(fā)達(dá)國(guó)家與其之間產(chǎn)出變動(dòng)幅度之差，也與發(fā)達(dá)國(guó)家居民對(duì)財(cái)富和社會(huì)地位的重視程度有關(guān)。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理可知，上述研究使用不同的研究角度、模型和數(shù)據(jù)，所得出的結(jié)果也存在一定的差異，并且多數(shù)研究套用國(guó)外的一些方法和模型，但結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展特征的研究較少。因此，可以從以下方面進(jìn)行改進(jìn)和拓展：一是研究實(shí)際匯率波動(dòng)應(yīng)首先分析實(shí)際匯率的決定機(jī)制，經(jīng)典的理論模型大多假設(shè)市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)且價(jià)格完全彈性，與現(xiàn)實(shí)存在較大脫離，難以清晰地揭示各類因素對(duì)實(shí)際匯率波動(dòng)的影響；二是現(xiàn)有研究對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)影響因素的涉及較為狹窄，多集中于技術(shù)沖擊和需求沖擊方面。事實(shí)上，人民幣匯率形成機(jī)制改革的推進(jìn)以及近年來(lái)國(guó)內(nèi)、國(guó)外由于刺激經(jīng)濟(jì)而泛濫的貨幣流動(dòng)性是否對(duì)人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)造成重要影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)并未進(jìn)行深入研究。因此，本文試圖建立一個(gè)實(shí)際匯率決定的理論模型，將微觀主體跨期效用最大化，并將黏性價(jià)格下的宏觀經(jīng)濟(jì)均衡納入一個(gè)分析框架，由此得到實(shí)際匯率的決定因素，并結(jié)合國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)、金融的現(xiàn)實(shí)背景進(jìn)行擴(kuò)展，引入國(guó)內(nèi)外相對(duì)流動(dòng)性和人民幣匯率形成機(jī)制改革因素來(lái)研究人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)。

三、實(shí)際匯率的決定——模型推導(dǎo)

假定世界經(jīng)濟(jì)由本國(guó)和外國(guó)共同構(gòu)成，兩國(guó)都是具有貿(mào)易部門與非貿(mào)易部門的兩部門經(jīng)濟(jì)，兩部門生產(chǎn)率存在差異，且兩者所生產(chǎn)的貿(mào)易品是互有差異性的非完全替代品。本國(guó)居民的正效用來(lái)自消費(fèi)本國(guó)商品和進(jìn)口品，負(fù)效用來(lái)自勞動(dòng)的付出。則可以設(shè)定本國(guó)代表性居民在t時(shí)刻的效用函數(shù)為①：

(1)

在(1)式中，β為貼現(xiàn)因子，σ 為跨期消費(fèi)的替代彈性，Ct為t期的總消費(fèi)。 LT,t與LN,t各自代表本國(guó)居民在貿(mào)易品和非貿(mào)易品生產(chǎn)時(shí)的勞動(dòng)付出。KT與KN分別為勞動(dòng)付出LT,t與LN,t在居民總效用中的占比，μ為效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)付出的彈性，有μ>1。根據(jù)對(duì)稱性，外國(guó)的居民與本國(guó)居民有著同樣的效用函數(shù)②③。我們將總消費(fèi)Ct設(shè)定為包含貿(mào)易品和國(guó)內(nèi)非貿(mào)易品消費(fèi)量CT,t與CN,t的函數(shù)，函數(shù)形式如下：

(2)

(3)

(4)

(5)

我們進(jìn)一步假定本國(guó)貿(mào)易品與非貿(mào)易品的產(chǎn)出YT,t與YN,t都是勞動(dòng)L的函數(shù)：

YT,t=AT,tLT,t

(6)

YN,t=AN,tLN,t

(7)

PtCt+Bt=(1+rt-1)Bt-1+PH,tAT,tLT,t+PN,tAN,tLN,t

(8)

在(8)式中，rt-1代表世界的實(shí)際利率水平。外國(guó)居民的約束條件和式(8)相似。建立拉格朗日函數(shù)，可以得到本國(guó)和外國(guó)最優(yōu)化一階條件如下：

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

本國(guó)在貿(mào)易品與非貿(mào)易生產(chǎn)的最優(yōu)勞動(dòng)付出分別通過(guò)等式(11)和(13)表達(dá)，如果本國(guó)的總消費(fèi)Ct增加，那么居民出于跨期效用最大化的目標(biāo)，將會(huì)減少勞動(dòng)付出，從而使本國(guó)貿(mào)易品和非貿(mào)易品的產(chǎn)出減少。等式(12)(14)分別為外國(guó)兩部門勞動(dòng)付出最優(yōu)化形式。

假設(shè)在t=0的初始穩(wěn)態(tài)條件下，本國(guó)和外國(guó)居民所持有的外部資產(chǎn)現(xiàn)值都為0，則此時(shí)的宏觀均衡為:兩國(guó)居民對(duì)于貿(mào)易品的消費(fèi)總量等于兩國(guó)貿(mào)易部門的產(chǎn)量之和。進(jìn)一步假設(shè)本國(guó)和外國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)出清時(shí)兩國(guó)居民分別在兩部門所提供的勞動(dòng)力為：

(15)

(16)

(17)

(18)

(15)至(18)式結(jié)合非貿(mào)易品供求相等(市場(chǎng)出清)，我們可以得到本國(guó)總收入與總消費(fèi)相等時(shí)的均衡條件：

(19)

將等式(4)至(7)，(9)和(11)以及(13)和(19)進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化，并添加上標(biāo)∧表示各經(jīng)濟(jì)要素在穩(wěn)態(tài)附近的百分比變動(dòng)，則可得出本國(guó)非貿(mào)易品價(jià)格的變動(dòng)：

(20)

(21)

將等式(21)兩側(cè)各項(xiàng)進(jìn)行積分，即可得到：

(22)

在(22)式中， Γ為常數(shù)項(xiàng)。由式(22)可知，本國(guó)所持有的外部資產(chǎn)B/Y，本國(guó)貿(mào)易條件PH以及本國(guó)與外國(guó)的兩部門相對(duì)生產(chǎn)率是決定本幣實(shí)際匯率的主要因素。另外，為了防止出現(xiàn)變量選擇遺漏影響最終的研究結(jié)果準(zhǔn)確性，考慮金融危機(jī)之后各國(guó)先后出臺(tái)不同規(guī)模的量化寬松政策，美國(guó)從2014年起逐步退出QE政策且于2015年進(jìn)入加息周期，造成國(guó)際金融市場(chǎng)動(dòng)蕩，2013年起中國(guó)的貨幣供應(yīng)存量已經(jīng)超過(guò)100萬(wàn)億，以及人民幣匯率形成機(jī)制的改革在不斷推進(jìn)，這些都可能對(duì)人民幣實(shí)際匯率產(chǎn)生影響。因此，應(yīng)擴(kuò)展引入國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣流動(dòng)性和人民幣匯率形成機(jī)制改革這兩類控制因素，而人民幣匯率形成機(jī)制改革主要體現(xiàn)在匯率浮動(dòng)彈性的變化方面。下面定性分析各因素對(duì)實(shí)際匯率的影響。

第一，本國(guó)持有的凈外部資產(chǎn)越多則對(duì)外償付能力越強(qiáng)，使本國(guó)出現(xiàn)較強(qiáng)的對(duì)外需求和較強(qiáng)的國(guó)際收支赤字承受力，這將可能造成實(shí)際匯率貶值；同時(shí)，持有凈外部資產(chǎn)所獲得的外部收益，會(huì)增加國(guó)際收支盈余而導(dǎo)致實(shí)際匯率升值；再者，根據(jù)本文理論模型中的消費(fèi)者效用組成，凈外部資產(chǎn)增加可能使本國(guó)非貿(mào)易部門的勞動(dòng)投入減少，從而減少本國(guó)非貿(mào)易品供給導(dǎo)致其價(jià)格上漲，可能導(dǎo)致實(shí)際匯率升值。現(xiàn)有相關(guān)研究表明，通常升值效應(yīng)占主導(dǎo)地位，因此凈外部資產(chǎn)增加的總效應(yīng)是實(shí)際匯率升值。第二，根據(jù)國(guó)際收支理論，本國(guó)貿(mào)易條件改善，則經(jīng)常賬戶順差增加，引發(fā)實(shí)際匯率升值，如果貿(mào)易條件惡化，實(shí)際匯率可能趨于貶值。第三，相對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)步對(duì)實(shí)際匯率的影響渠道遵循“巴拉薩—薩繆爾森”效應(yīng)，本國(guó)的兩部門相對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)步快于外國(guó)，則本幣實(shí)際匯率將會(huì)升值。第四，本國(guó)貨幣流動(dòng)性相對(duì)于外國(guó)的增加一方面會(huì)增加本國(guó)居民的消費(fèi)需求，購(gòu)買外國(guó)產(chǎn)品可能導(dǎo)致經(jīng)常賬戶盈余減少，另一方面貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使實(shí)際利率降低，導(dǎo)致資本流出，因此其總效應(yīng)是令實(shí)際匯率貶值。第五，本幣匯率形成機(jī)制改革即匯率浮動(dòng)彈性增加對(duì)實(shí)際匯率的影響受到外匯市場(chǎng)對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)、國(guó)際收支前景的預(yù)期，如果預(yù)期向好，則彈性增加會(huì)加大由市場(chǎng)決定的實(shí)際匯率的升值幅度；反之，則可能加大實(shí)際匯率的貶值幅度。另外，如果實(shí)際匯率存在低估，更靈活的匯率形成機(jī)制會(huì)使實(shí)際匯率升值，向均衡匯率調(diào)整，反之則貶值。

綜上所述，則可以設(shè)定人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證模型如下：

lnRERt=β0+β1NFAt+β2lnTOTt+β3TNTt+β4lnMRt+β5VE+εt

(23)

在(23)式中，NFA為本國(guó)持有的凈外部資產(chǎn)，TOT為貿(mào)易條件，TNT為國(guó)內(nèi)外兩部門相對(duì)生產(chǎn)率差異，MR為國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣供應(yīng)量，VE則代表匯率形成機(jī)制改革推進(jìn)中人民幣名義匯率的波動(dòng)率。

四、實(shí)證檢驗(yàn)和分析

實(shí)證部分我們主要使用VAR模型進(jìn)行人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)和分析。VAR模型相較于其他方法的優(yōu)勢(shì)在于，無(wú)需對(duì)各變量之間的內(nèi)生或外生性做出區(qū)分，能夠比較直接地運(yùn)用真實(shí)數(shù)據(jù)來(lái)刻畫不同變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并且可以運(yùn)用脈沖響應(yīng)與方差分解來(lái)判斷某一因素的沖擊效應(yīng)和貢獻(xiàn)程度。下面首先對(duì)各變量和相關(guān)數(shù)據(jù)的選取進(jìn)行說(shuō)明。

(一)變量、數(shù)據(jù)的選取和說(shuō)明

考慮到各變量數(shù)據(jù)的可得性以及與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民幣匯率形成機(jī)制改革的進(jìn)程匹配，我們這里選取2005年7月至2017年12月為實(shí)證分析的樣本區(qū)間，共140個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

為更全面、綜合地反映一國(guó)貨幣的實(shí)際對(duì)外價(jià)值和綜合競(jìng)爭(zhēng)力，我們選擇人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)作為實(shí)際匯率的代理變量，月度數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)；使用間接標(biāo)價(jià)法，數(shù)值增加代表升值。

凈外部資產(chǎn)NFA的季度數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，與理論模型保持一致，使用NFA與中國(guó)GDP之比作為凈外部資產(chǎn)的代理變量，月度數(shù)據(jù)由季度數(shù)據(jù)進(jìn)行頻率轉(zhuǎn)換計(jì)算得到。

貿(mào)易條件TOT使用中國(guó)的出口商品價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口商品價(jià)格指數(shù)之比作為代理變量，來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)的月度出口、進(jìn)口價(jià)格指數(shù)。

國(guó)內(nèi)外相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR使用中美兩國(guó)的M2之比作為代理變量，為消除貨幣單位的影響，兩國(guó)的M2均以各自1992年的M2為基期數(shù)據(jù)，進(jìn)行定基指數(shù)化處理計(jì)算，數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

由于人民幣匯率形成機(jī)制改革主要體現(xiàn)在人民幣名義匯率浮動(dòng)的靈活性方面，因此我們選取人民幣名義匯率的波動(dòng)率VE代表匯改推進(jìn)過(guò)程中的匯率浮動(dòng)彈性，VE使用即期匯率與中間價(jià)匯率的偏離度作為代理變量，人民幣名義匯率和中間價(jià)匯率月度數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

在實(shí)證檢驗(yàn)中，除VE本身為波動(dòng)百分比并取絕對(duì)值外，我們對(duì)其余各變量均取自然對(duì)數(shù)，對(duì)各變量中季節(jié)性較強(qiáng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)采用了X-12季節(jié)調(diào)整法，計(jì)量工具使用Eviews9.0軟件。

(二)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

在進(jìn)行人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)之前，必須要對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，我們這里選取ADF檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，各變量的數(shù)據(jù)均為一階單整I(1)過(guò)程，即原序列水平值為非平穩(wěn)，一階差分為平穩(wěn)序列。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：△為一階差分形式；C、T、L分別代表檢驗(yàn)包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，N表示不含對(duì)應(yīng)的項(xiàng)或無(wú)滯后階數(shù)，帶﹡號(hào)表示序列在5%的置信水平下平穩(wěn).

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明6個(gè)變量都為一階單整序列，因此具備協(xié)整檢驗(yàn)和VAR模型建立的前提條件。要建立VAR模型并檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，首先必須確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，我們?cè)谶@里綜合考慮對(duì)數(shù)似然值、AIC和SC信息準(zhǔn)則，最終選定最優(yōu)滯后階數(shù)為2的VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)(見(jiàn)表2)。

表2 VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

注：檢驗(yàn)在5%的顯著水平下.

進(jìn)一步我們運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷6個(gè)變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，需要進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示，各變量之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，因此，無(wú)法進(jìn)行長(zhǎng)期均衡關(guān)系的分析，必須建立VAR模型,通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)分析各因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率的短期影響和沖擊。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于所有的特征值均在單位圓內(nèi)(圖形略)，滿足穩(wěn)定性條件，因此可以使用脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function)來(lái)展示和分析人民幣實(shí)際匯率對(duì)各因素沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。

圖1 人民幣REER對(duì)各因素沖擊的反應(yīng)

圖1為VAR模型所生成的脈沖響應(yīng)曲線，當(dāng)人民幣REER受到1單位來(lái)自中國(guó)凈外部資產(chǎn)NFA的正向沖擊時(shí)，在前6期幾乎未出現(xiàn)變動(dòng)，在第6期之后，人民幣REER出現(xiàn)較緩慢的升值，沖擊造成的總影響非常小，這表明以短期內(nèi)本國(guó)外部資產(chǎn)的累積(減少)來(lái)判斷實(shí)際匯率是否需要升值或貶值是不合理的，NFA變動(dòng)存在滯后且較弱的效應(yīng)。當(dāng)人民幣REER受到1單位來(lái)自貿(mào)易條件TOT的正向沖擊時(shí)，在前2期出現(xiàn)非常大的正向變動(dòng)并在第2期達(dá)到峰值，第2期之后波動(dòng)幅度逐漸下降至平緩，說(shuō)明貿(mào)易條件改善對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響是一定幅度的升值效應(yīng)。當(dāng)受到1單位來(lái)自相對(duì)生產(chǎn)率TNT的正向沖擊時(shí)，人民幣REER的正向變動(dòng)幅度較平緩，總體出現(xiàn)較小幅度的升值，這可能是由于短期內(nèi)生產(chǎn)率難以發(fā)生大幅變動(dòng)，生產(chǎn)率通過(guò)巴薩效應(yīng)傳導(dǎo)至實(shí)際匯率更多地體現(xiàn)在中長(zhǎng)期。當(dāng)人民幣REER受到1單位來(lái)自相對(duì)貨幣供應(yīng)量的沖擊時(shí)，在前10期人民幣REER出現(xiàn)小幅的負(fù)向波動(dòng)，但第10期之后，負(fù)向波動(dòng)幅度逐步擴(kuò)大，沖擊造成的總體影響是出現(xiàn)一定幅度的貶值，說(shuō)明在我國(guó)當(dāng)前資本項(xiàng)目未實(shí)現(xiàn)可自由兌換的背景下，貨幣供應(yīng)量相對(duì)外幣的不斷增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)中的流動(dòng)性無(wú)法向外“宣泄”，從而致使本幣的實(shí)際價(jià)值下降。當(dāng)人民幣REER受到1單位來(lái)自人民幣名義匯率浮動(dòng)彈性增大的沖擊時(shí)，在前8期人民幣REER的正向波動(dòng)幅度較快速地?cái)U(kuò)大，第8期之后，正向波動(dòng)幅度逐漸下降并趨于平緩，沖擊的總體影響是人民幣REER出現(xiàn)較大幅度的升值，但沖擊造成的超調(diào)影響會(huì)在一定程度上被修正，說(shuō)明如果名義匯率波動(dòng)過(guò)大會(huì)明顯體現(xiàn)在實(shí)際匯率的變動(dòng)上。

總體而言，五類影響因素對(duì)人民幣REER的脈沖效應(yīng)函數(shù)表明，人民幣REER向其均衡匯率水平的調(diào)整修復(fù)速度比較緩慢，這也反映了人民幣匯率形成機(jī)制仍未達(dá)到完善的市場(chǎng)化程度，自身調(diào)節(jié)能力較為不足，需要依靠貨幣當(dāng)局進(jìn)行相機(jī)調(diào)控這一實(shí)際情況。

(四)各因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率沖擊的方差分解

通過(guò)方差分解，可以得到各類因素的沖擊對(duì)人民幣REER波動(dòng)的貢獻(xiàn)百分比，從而可以進(jìn)一步明確各類因素影響人民幣REER的重要性差異，分解結(jié)果如表4所示。

表4 人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的方差分解

根據(jù)表4可以發(fā)現(xiàn)，不考慮人民幣REER對(duì)自身波動(dòng)的解釋力，人民幣匯率形成機(jī)制改革的推進(jìn)，即人民幣名義匯率浮動(dòng)彈性VE的增加對(duì)人民幣REER的波動(dòng)具有最強(qiáng)的解釋力，在預(yù)測(cè)期內(nèi)平均達(dá)到約17%。依據(jù)實(shí)際匯率的定義，其變動(dòng)主要有兩條直接的渠道：一是本幣名義匯率的變動(dòng)，二是國(guó)內(nèi)外相對(duì)價(jià)格水平的變動(dòng)。人民幣名義匯率和REER共同的升值趨勢(shì)表明，人民幣名義匯率的浮動(dòng)彈性的增加，會(huì)傳導(dǎo)至人民幣REER的波動(dòng)。未來(lái)隨著人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)一步改革，名義匯率彈性的逐步增加，人民幣REER將具有更大的自調(diào)節(jié)能力，使之向代表經(jīng)濟(jì)基本面的均衡匯率水平回歸，改變單邊升值的趨勢(shì)。

貿(mào)易條件TOT對(duì)人民幣REER波動(dòng)有較強(qiáng)的解釋力，僅次于VE，平均達(dá)到約11.6%。這說(shuō)明了中國(guó)貿(mào)易條件的改善，可以通過(guò)正向的收入效應(yīng)(財(cái)富效應(yīng))，以及非貿(mào)易品與貿(mào)易品之間的替代效應(yīng)，共同作用于人民幣REER，促使人民幣REER升值④。TOT對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力隨預(yù)測(cè)期而增大也從另一層面表明了，隨著中國(guó)居民收入的逐年增長(zhǎng)，消費(fèi)收入彈性也在逐漸改變之前過(guò)于偏低的狀態(tài)，居民消費(fèi)已經(jīng)由生活必需品轉(zhuǎn)向多元化的需求和消費(fèi)。

國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性變量即相對(duì)貨幣供應(yīng)量MR對(duì)人民幣REER的波動(dòng)有一定的解釋力，平均約為9.8%。這一因素的影響力度不大的原因在于，雖然我國(guó)貨幣供應(yīng)量目前已經(jīng)超過(guò)140萬(wàn)億，這一需求因素應(yīng)當(dāng)通過(guò)對(duì)外國(guó)商品的消費(fèi)需求使人民幣REER出現(xiàn)貶值，但另一方面，MR的增加也導(dǎo)致對(duì)國(guó)內(nèi)商品的需求增加，和國(guó)內(nèi)流動(dòng)性擴(kuò)張一起推高了中國(guó)的整體物價(jià)水平，根據(jù)實(shí)際匯率的定義，這會(huì)導(dǎo)致人民幣REER升值，加之后金融危機(jī)時(shí)期發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體先后出臺(tái)多輪量化寬松政策，造成國(guó)際流動(dòng)性泛濫，其他主要國(guó)際貨幣相對(duì)于人民幣出現(xiàn)貶值(由于人民幣尚未國(guó)際化，資本賬戶也未完全開放)。在這些因素的共同作用下，MR對(duì)人民幣REER波動(dòng)的影響和解釋力度被相反的效應(yīng)所削弱。

國(guó)內(nèi)外兩部門相對(duì)生產(chǎn)率差異對(duì)人民幣REER的波動(dòng)存在一定的解釋力，但其解釋力不大，平均約為7.7%。由于這一變量代表了中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)過(guò)程中的巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)，這一結(jié)果說(shuō)明中國(guó)兩部門相對(duì)生產(chǎn)率的快速提高并不會(huì)導(dǎo)致人民幣REER快速升值，也不會(huì)導(dǎo)致以美國(guó)為首的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體所宣稱的“人民幣被大幅低估”。事實(shí)上，B-S效應(yīng)無(wú)法很好解釋人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)的原因在于兩點(diǎn)：其一是我國(guó)特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致勞動(dòng)力無(wú)法暢通地自由流動(dòng)，社會(huì)工資難以趨于一致水平，并且貿(mào)易部門生產(chǎn)率提高但農(nóng)村仍有大量廉價(jià)勞動(dòng)力作為雇工需求的補(bǔ)充，導(dǎo)致工資無(wú)法快速上漲；其二是中國(guó)工資收入占GDP的比重非常低，工資占產(chǎn)品的生產(chǎn)成本也較低(姜波克，2011)。在上述兩點(diǎn)的共同作用下，B-S效應(yīng)的最重要的渠道(貿(mào)易部門生產(chǎn)率提高→工資提高→國(guó)內(nèi)價(jià)格水平上升→本幣實(shí)際匯率升值或被低估)在中國(guó)無(wú)法有效和暢通的傳導(dǎo)。圖2和圖3說(shuō)明，雖然分別代表我國(guó)貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的制造業(yè)相對(duì)于服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率(以相對(duì)人均GDP代表)基本處于上升趨勢(shì)，但制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的平均工資說(shuō)明，生產(chǎn)率增長(zhǎng)較慢的服務(wù)業(yè)工資水平無(wú)論在絕對(duì)值還是提升速度上都快于制造業(yè)，這一現(xiàn)實(shí)違背了B-S效應(yīng)的先決條件。但是，相對(duì)生產(chǎn)率差異對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力隨預(yù)測(cè)期逐步增加也說(shuō)明，隨著中國(guó)的人口紅利、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)趨于消失，B-S效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道會(huì)更加通暢，相對(duì)生產(chǎn)率提高會(huì)更清晰地反映在衡量一國(guó)真實(shí)競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)際匯率上。

圖2 我國(guó)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)平均工資(元) 數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》進(jìn)行整理計(jì)算. 圖3 我國(guó)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)相對(duì)人均GDP

凈外部資產(chǎn)NFA對(duì)人民幣REER波動(dòng)的解釋力度較弱，平均約3.9%。這一實(shí)證結(jié)果有力地反駁了發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體指責(zé)中國(guó)“經(jīng)常賬戶持續(xù)順差導(dǎo)致人民幣被大幅低估”的言論。NFA解釋力較弱的原因在于，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)全球化和國(guó)際新型分工下，發(fā)展中國(guó)家出口具有比較優(yōu)勢(shì)的貿(mào)易品，通過(guò)國(guó)際收支順差積累外匯儲(chǔ)備，發(fā)達(dá)國(guó)家(美國(guó)為代表)出口具有比較優(yōu)勢(shì)的金融產(chǎn)品，發(fā)展中國(guó)家以其外匯儲(chǔ)備為發(fā)達(dá)國(guó)家融資，支撐著發(fā)達(dá)國(guó)家的過(guò)度消費(fèi)，這是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段形成的“新均衡”。

五、結(jié)論和啟示

本文在一個(gè)微觀、宏觀一致的框架下建立了實(shí)際匯率決定的理論模型，確定了實(shí)際匯率的三類決定因素，在結(jié)合國(guó)際環(huán)境和中國(guó)現(xiàn)實(shí)條件的基礎(chǔ)上，擴(kuò)展引入了代表國(guó)內(nèi)外流動(dòng)性和匯率形成機(jī)制改革的兩類控制因素，選取2005年7月至2017年12月的數(shù)據(jù)，通過(guò)VAR模型進(jìn)行了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)和分析，得到了以下幾點(diǎn)結(jié)論和啟示：

一是人民幣名義匯率的浮動(dòng)彈性增加對(duì)人民幣REER的波動(dòng)有最強(qiáng)的影響，說(shuō)明我國(guó)的匯率形成機(jī)制改革卓有成效，在匯率彈性逐漸增大的同時(shí)，也使人民幣實(shí)際匯率可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)基本面和市場(chǎng)供求進(jìn)行調(diào)節(jié)。根據(jù)脈沖響應(yīng)的分析，如果一次性將人民幣名義匯率的彈性區(qū)間大幅開放，則會(huì)導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率在短期內(nèi)出現(xiàn)較大幅度的波動(dòng)，這和中國(guó)經(jīng)濟(jì)的預(yù)期前景有關(guān)(人民幣匯率2014之前的持續(xù)升值、2015～2016年的較大幅度貶值反映了預(yù)期)，但這種預(yù)期包含了投機(jī)的因素，因此人民幣如果過(guò)快開放彈性區(qū)間，將可能造成過(guò)度貶值甚至大幅失調(diào)的結(jié)果，這對(duì)于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)、外貿(mào)以及世界經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇都不利。另一方面，脈沖響應(yīng)分析說(shuō)明，人民幣實(shí)際匯率在過(guò)度偏離均衡水平后擁有自動(dòng)調(diào)節(jié)機(jī)制，其超調(diào)的波動(dòng)幅度會(huì)逐步縮減。從上述兩點(diǎn)可以看出，人民幣堅(jiān)持漸進(jìn)匯率形成機(jī)制改革，漸進(jìn)放開匯率浮動(dòng)區(qū)間是非常符合我國(guó)現(xiàn)實(shí)的決策。中國(guó)目前還不具備實(shí)行完全浮動(dòng)匯率制的條件，正如Mckinoon和Schnabl(2009)在其研究中所指出的：從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度出發(fā)，當(dāng)公眾未擺脫對(duì)人民幣的慣性思維，無(wú)法理性看待人民幣的趨勢(shì)時(shí)，不宜過(guò)快放開匯率浮動(dòng)彈性是可行之策。

二是貿(mào)易條件對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響說(shuō)明，中國(guó)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)彈性隨著國(guó)民收入水平的提高在逐漸變化，未來(lái)中國(guó)社會(huì)保障進(jìn)一步完善，市場(chǎng)信息更加通暢，通過(guò)貿(mào)易條件變動(dòng)可以更好地調(diào)節(jié)國(guó)際收支。相對(duì)貨幣供給量對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)影響說(shuō)明，貨幣供應(yīng)量在中國(guó)作為貨幣政策的中介變量之一，由于利率尚未完全市場(chǎng)化、資本流動(dòng)管制較嚴(yán)格，因此無(wú)法非常明顯地對(duì)人民幣實(shí)際匯率產(chǎn)生影響和調(diào)節(jié)。未來(lái)在我國(guó)金融市場(chǎng)化不斷推進(jìn)的過(guò)程中，作為匯率形成機(jī)制改革的輔助，貨幣供應(yīng)量可以作為調(diào)節(jié)人民幣實(shí)際匯率的手段之一。

三是國(guó)內(nèi)外兩部門相對(duì)生產(chǎn)率、凈外部資產(chǎn)對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的影響都說(shuō)明了，依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)測(cè)在多數(shù)情況下都與現(xiàn)實(shí)情況難以完美相符。由于經(jīng)濟(jì)理論往往建立在抽象的條件和假設(shè)下，因此，在考慮了例如中國(guó)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、世界經(jīng)濟(jì)新型分工的現(xiàn)實(shí)之后，國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論在解釋中國(guó)的實(shí)際情況時(shí)表現(xiàn)難稱優(yōu)異。然而，我們也必須注意到，隨著中國(guó)市場(chǎng)化改革的深入，現(xiàn)實(shí)條件逐漸接近于經(jīng)典理論模型的假設(shè)，則這些理論在中國(guó)的解釋力應(yīng)當(dāng)會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)。

總體而言，人民幣實(shí)際匯率作為反映中國(guó)商品真實(shí)競(jìng)爭(zhēng)力、連接國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的紐帶，不應(yīng)處于波動(dòng)較大的狀態(tài)中，而應(yīng)當(dāng)保持相對(duì)穩(wěn)定，這有利于國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)金融的健康發(fā)展。根據(jù)本文的研究，要充分發(fā)揮各影響因素對(duì)人民幣實(shí)際匯率的調(diào)節(jié)作用，使之不過(guò)分偏離其均衡水平，這就要求中國(guó)政府對(duì)國(guó)內(nèi)投資和出口商品結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化，積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)本國(guó)企業(yè)開展對(duì)外直接投資，轉(zhuǎn)移國(guó)內(nèi)過(guò)剩產(chǎn)業(yè)，增加高技術(shù)和能源類產(chǎn)品進(jìn)口，減輕中國(guó)國(guó)際收支失衡的程度，合理引導(dǎo)市場(chǎng)的預(yù)期，及時(shí)釋放人民幣匯率升值或貶值的壓力。另一方面，應(yīng)加快推進(jìn)外匯管理體制改革，推進(jìn)國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)化程度，減少國(guó)內(nèi)流動(dòng)性過(guò)剩所引發(fā)的不穩(wěn)定風(fēng)險(xiǎn)，使內(nèi)外金融政策可以更好地配合，調(diào)節(jié)并保持人民幣實(shí)際匯率不過(guò)度低估或高估。最后，應(yīng)當(dāng)大力促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)(服務(wù)業(yè))的發(fā)展，從內(nèi)部經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)入手調(diào)節(jié)人民幣實(shí)際匯率，使之趨向于均衡水平。

注釋：

①根據(jù)購(gòu)買力平價(jià)理論(PPP)成立的條件和結(jié)論，兩種貨幣之間的實(shí)際匯率應(yīng)為固定不變值或均值回歸過(guò)程。事實(shí)上，大多數(shù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，PPP理論無(wú)論在短期還是長(zhǎng)期都難以成立，現(xiàn)實(shí)中的實(shí)際匯率往往不穩(wěn)定且偏離其均衡水平。中國(guó)自改革開放以來(lái)已經(jīng)歷了三十多年的經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，巴拉薩—薩繆爾森(B-S)假說(shuō)認(rèn)為，一國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)過(guò)程中常常伴隨著實(shí)際匯率的升值和高估，但人民幣實(shí)際匯率的走勢(shì)顯然與B-S假說(shuō)難以相符(盧鋒，2006).

②效用函數(shù)的設(shè)定參考Devereux(2006)的可分離效用函數(shù)形式.

③為表達(dá)清晰，不帶*號(hào)表示本國(guó)變量，帶*號(hào)表示外國(guó)相應(yīng)變量.

④趙先立.跨期一般均衡下的人民幣實(shí)際匯率的決定和失調(diào)——1994年一季度至2012年二季度[J].金融理論與實(shí)踐2013,(3):74-82.