田濤 許泱 李敬云

內(nèi)容提要：本文采用Beveridge和Nelson提出的對非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行分解的方法，將“8.11”匯改以來人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)分解為確定性趨勢成分、隨機(jī)趨勢成分和周期成分，以研究人民幣匯率形成機(jī)制。確定性趨勢分析表明，盡管“8.11”匯改以來人民幣匯率整體呈現(xiàn)貶值態(tài)勢，但是人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的非趨勢平穩(wěn)特征、人民幣實(shí)際有效匯率波動范圍以及中國宏觀經(jīng)濟(jì)基本面三方面研究表明人民幣匯率并存在長期持續(xù)貶值趨勢;中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”、美國經(jīng)濟(jì)強(qiáng)勁復(fù)蘇以及美元進(jìn)入加息通道是導(dǎo)致人民幣持續(xù)貶值的主要原因，而市場情緒的順周期性則加劇了人民幣匯率下行壓力;人民幣匯率周期成分和隨機(jī)趨勢成分研究表明“8.11”以來人民幣匯率對各種外在隨機(jī)沖擊的反應(yīng)比較敏感，人民幣匯率雙向波動呈現(xiàn)常態(tài)化態(tài)勢，市場力量在人民幣匯率形成機(jī)制過程中的作用不斷增強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：“8.11”匯改;人民幣匯率;B-N分解

中圖分類號：F830.73? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1001-148X（2020）10-0053-11

一、引言

1994年中國政府確立了人民幣匯率市場化改革的目標(biāo)。2005年7月，人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)行了重大調(diào)整，人民幣匯率實(shí)行參考一籃子貨幣、有管理的浮動匯率制度（俗稱“7.21”匯改）。參考一籃子貨幣意味著人民幣與美元之間的關(guān)聯(lián)度降低，人民幣匯率也從傳統(tǒng)的人民幣兌美元的雙邊匯率走向了以多邊匯率為基礎(chǔ)的參考匯率，增強(qiáng)了人民幣匯率彈性，為人民幣匯率市場化奠定了基礎(chǔ)。2015年8月11日，中國人民銀行發(fā)布關(guān)于完善人民幣匯率中間價(jià)形成機(jī)制的聲明，并于2015年12月11日發(fā)布了人民幣匯率指數(shù)（CFETS）和一籃子貨幣種類及權(quán)重（俗稱“8.11”匯改）?！?.11”匯改進(jìn)一步完善了人民幣兌美元中間價(jià)報(bào)價(jià)機(jī)制，以上一日收盤價(jià)作為其定價(jià)基礎(chǔ)，提高了匯率形成機(jī)制的市場化程度與透明度，增強(qiáng)了市場力量在人民幣匯率形成機(jī)制中的作用，開啟了人民幣匯率市場化的新階段。

不同于“7.21”匯改以后人民幣持續(xù)單邊升值態(tài)勢，“8.11”匯改雖然提高了人民幣匯率形成機(jī)制的透明度，但是從市場表現(xiàn)來看，“8.11”匯改導(dǎo)致了人民幣較大幅度貶值，持續(xù)十年之久的人民幣單邊升值周期宣告結(jié)束。進(jìn)入2017年，人民幣匯率企穩(wěn)回升，扭轉(zhuǎn)了2014年以來人民幣匯率持續(xù)貶值的明顯態(tài)勢，但是階段性貶值趨勢不可避免。官方對2015年“8.11”匯改以后人民幣匯率接近2%貶值的解釋是“完善人民幣報(bào)價(jià)機(jī)制所引發(fā)的一次性調(diào)整，不應(yīng)該被理解為趨勢性貶值①”。與官方樂觀估計(jì)不同，“8.11”以來市場對人民幣匯率貶值預(yù)期卻在不斷加強(qiáng)。因此，這一輪人民幣匯率是對前期匯率“均值回歸”的階段性調(diào)整，還是趨勢性貶值？如果人民幣沒有持續(xù)貶值的基礎(chǔ)，那如何解釋外匯市場人民幣表現(xiàn)？

二、文獻(xiàn)綜述

已有文獻(xiàn)中，與人民幣匯率貶值相關(guān)的研究多集中在人民幣貶值對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，如周宇（2016）分析了人民幣貶值對人民幣國際化的影響[1]。譚小芬等（2017）分析了人民幣貶值與我國跨境資本外流關(guān)系[2]。張?zhí)祉敚?018）分析了匯率貶值與我國上市公司出口業(yè)績的關(guān)系[3]。梁立俊等（2019）對“8.11”匯改后人民幣持續(xù)貶值背景下中美貿(mào)易余額“不升反降”的機(jī)理進(jìn)行了實(shí)證研究[4]。一些學(xué)者則對引起人民幣匯率持續(xù)貶值的原因進(jìn)行了探討。管濤（2018）的研究表明經(jīng)濟(jì)快速增長引發(fā)的貨幣交易需求以及較低貨幣使用效率是引發(fā)我國“貨幣超發(fā)”的主要原因，但是“貨幣超發(fā)”與人民幣匯率持續(xù)貶值之間沒有必然聯(lián)系[5]。周建等（2018）采用BVAR方法對人民幣匯率是否存在持續(xù)性貶值態(tài)勢及其影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明，2014年以來人民幣呈現(xiàn)趨勢性貶值態(tài)勢。國際收支變化和人民幣貶值預(yù)期是引發(fā)人民幣趨勢性貶值的直接原因[6]。謝建國等（2019）采用事件研究法分析了國務(wù)院和中國人民銀行等部委機(jī)構(gòu)為穩(wěn)定人民幣匯率的公開表態(tài)的實(shí)際效果。研究表明，金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)公開表態(tài)的實(shí)際效果整體不明顯，但是“8.11”匯改以后政府機(jī)構(gòu)相關(guān)言論會顯著影響人民幣匯率走勢[7]。

梳理上述文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)雖然對2014年以來人民幣匯率階段性波動特征進(jìn)行了理論和實(shí)證分析，形成了一些有意義結(jié)論，但是“8.11”匯改以來人民幣持續(xù)貶值究竟是周期性波動還是趨勢性波動缺乏系統(tǒng)、嚴(yán)謹(jǐn)論證。從問題導(dǎo)向上說，人民幣匯率現(xiàn)實(shí)表現(xiàn)與官方陳述的“人民幣沒有持續(xù)貶值基礎(chǔ)”不一致還缺乏系統(tǒng)深入研究。從實(shí)證分析上說，現(xiàn)有實(shí)證研究都采用了較為前沿計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，如貝葉斯向量自回歸模型（BVAR）。相對于傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法而言，這些方法盡管對樣本容量要求不高，但是本質(zhì)上它們都屬于結(jié)構(gòu)方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。結(jié)構(gòu)方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型由于缺乏理論基礎(chǔ)，因此其變量選擇或多或少呈現(xiàn)一定“隨意性”，研究結(jié)論缺乏“穩(wěn)健性”。對于人民幣匯率表現(xiàn)究竟為趨勢性還是周期性波動問題研究，本著“讓數(shù)據(jù)自己開口說話”的時(shí)間序列分析方法不僅形成了完整、系統(tǒng)分析框架，而且其對數(shù)據(jù)處理不需要設(shè)定變量之間的“先驗(yàn)假設(shè)”，其研究結(jié)論的信度和效度更高。另外，由于理論模型設(shè)定和實(shí)證分析方法的差異，現(xiàn)有研究針對人民幣匯率貶值原因的分析并不一致，如連平（2016）認(rèn)為人民幣階段性適度貶值對國內(nèi)投資影響不顯著、對消費(fèi)的影響是短期的，人民幣并不具備趨勢性貶值的基礎(chǔ)②。周建等（2018）則認(rèn)為人民幣匯率貶值并不是人民幣升值過程中由于暫時(shí)性隨機(jī)沖擊所引發(fā)的，而是由于國際收支變化、美國經(jīng)濟(jì)強(qiáng)勁復(fù)蘇以及人民幣貶值預(yù)期強(qiáng)化等所導(dǎo)致的趨勢性貶值。

另外，從政策角度來說，一些學(xué)者或機(jī)構(gòu)研究強(qiáng)調(diào)了周期性因素對人民幣匯率波動的影響。如肖立晟等（2017）認(rèn)為，人民幣匯率會受到非理性預(yù)期慣性作用，放大單邊市場預(yù)期，導(dǎo)致市場供求失真，出現(xiàn)匯率“超調(diào)”，人民幣匯率呈現(xiàn)“順”周期性波動特點(diǎn)[8]。吳安兵（2019）則強(qiáng)調(diào)了貨幣政策和供給沖擊對人民幣匯率波動的影響[9]。實(shí)際上，匯率作為溝通國內(nèi)外市場的中介變量，影響其波動的因素非常復(fù)雜，分析影響人民幣匯率主要因素的實(shí)證研究受到理論模型設(shè)定、樣本區(qū)間選取的差異會使得研究結(jié)果存在較大差異。因此，精確獲取引起人民幣匯率波動的影響因素意義不大。相反，如何從人民幣匯率波動的數(shù)據(jù)中將由于經(jīng)濟(jì)基本面變化的所引致的匯率確定性變化趨勢和由于外生沖擊所導(dǎo)致的隨機(jī)性因素和周期性因素分離出來，有助于厘清人民幣匯率是否存在“趨勢性貶值”還是“周期性波動”，有利于從總體上把握人民幣匯率變化的內(nèi)在規(guī)律和特點(diǎn)，為正確理解人民幣匯率波動和針對性出臺相應(yīng)匯率政策提供依據(jù)。

三、“8.11”匯改以來人民幣匯率波動數(shù)據(jù)特征

在推動人民幣匯率波動的各種可能因素中，既包括主導(dǎo)影響人民幣匯率走勢的持久性因素，也包括引起人民幣匯率波動的暫時(shí)性因素。其中，我國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢及其與世界主要經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展對比狀況是具有系統(tǒng)性特征的持久因素。在經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)背景下，“調(diào)結(jié)構(gòu)”帶來的經(jīng)濟(jì)增速放緩以及經(jīng)濟(jì)增長由高速度向高質(zhì)量的轉(zhuǎn)變，必然會反映到人民幣匯率表現(xiàn)上來。同時(shí)，2014年以來美國經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇強(qiáng)勁、美元進(jìn)入加息周期也會對人民幣匯率表現(xiàn)產(chǎn)生持久性影響。另外，體現(xiàn)金融市場內(nèi)生制度性的人民幣匯率形成機(jī)制改革對人民幣匯率也會產(chǎn)生持久影響。2005年以來，人民幣匯率形成機(jī)制經(jīng)歷過多次重大調(diào)整。這些影響人民幣匯率形成機(jī)制的制度性因素不僅影響時(shí)間長，而且會直接改變?nèi)嗣駧艆R率波動趨勢。以上因素疊加的結(jié)果不僅驅(qū)動人民幣匯率形成確定性或隨機(jī)趨勢，推動人民幣匯率形成新的均衡水平，而且這些因素通過持久性沖擊逐步“固化”于人民幣匯率形成機(jī)制中。暫時(shí)性因素包括對外貿(mào)易引致的外匯供求變化、市場投機(jī)行為甚至心理因素等[10]，這些影響因素影響人民幣匯率短期波動，作用機(jī)理也得到了充分研究。

綜上，人民幣匯率波動主要源于兩類沖擊，一類是我國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)表現(xiàn)及其與主要發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)增長差異、人民幣匯率形成機(jī)制重大調(diào)整等系統(tǒng)性金融制度變化等持久性因素，這類因素往往從長期決定人民幣匯率變動方向;一類是短期內(nèi)對外貿(mào)易引致的外匯供求變化、市場投機(jī)行為甚至心理因素等暫時(shí)性因素，這類因素容易在短期引發(fā)人民幣匯率非理性波動。據(jù)此，我們提出以下三個問題：一是既然人民幣匯率容易受到上述兩類因素沖擊，那么“8.11”匯改以來如何厘清人民幣匯率變動中的持久性成分和暫時(shí)性成分，從而準(zhǔn)確度量隨機(jī)沖擊，特別是其中暫時(shí)性沖擊對人民幣匯率影響。這個問題研究這將有助于厘清“8.11”匯改以來人民幣匯率究竟是“浮動恐懼”還是趨勢性貶值，為針對性制定人民幣匯率政策提供決策依據(jù)。

在分析人民幣匯率波動特征上，一些學(xué)者可能考慮到美元是世界上最主要的國際貨幣，因此選擇將美元兌人民幣的雙邊匯率作為反映人民幣匯率波動的特征變量。這種選擇忽略了一個重要特征事實(shí)就是2005年7月的“匯改”就已經(jīng)結(jié)束了人民幣單一盯住美元的歷史，實(shí)施以市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，雙邊名義匯率難以準(zhǔn)確反映本幣內(nèi)在價(jià)值。相對于雙邊匯率，用多邊匯率更為科學(xué)。因?yàn)槿绻嗣駧艃睹涝?，而對日元貶值，不論用哪種雙邊匯率都難以準(zhǔn)確度量人民幣匯率的這種變化所帶來的影響。因此，以不同方式構(gòu)建的籃子貨幣在評價(jià)匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易或?qū)嶋H購買力影響上更有優(yōu)勢[11]?？紤]貿(mào)易權(quán)重對匯率進(jìn)行加權(quán)平均得到的有效匯率更能夠準(zhǔn)確反映本幣總體波動狀況及其在國際貿(mào)易和國際金融中的地位。其中，以貿(mào)易比重為權(quán)數(shù)對名義匯率進(jìn)行加權(quán)平均就得到名義有效匯率，以貿(mào)易比重為權(quán)數(shù)對實(shí)際匯率進(jìn)行加權(quán)平均就可以得到實(shí)際有效匯率。國際貨幣基金組織計(jì)算出了世界各國的名義有效匯率并定期在其官網(wǎng)數(shù)據(jù)庫公布。如果有效匯率指數(shù)上升，則意味著該國貨幣升值，反之，則意味著該國貨幣貶值。圖1為2015年8月-2020年5月人民幣實(shí)際有效匯率和實(shí)際有效匯率時(shí)序圖。分析圖1可以發(fā)現(xiàn)，兩個變量波動態(tài)勢基本相同?？紤]到人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)采用CPI指數(shù)對名義有效匯率指數(shù)進(jìn)行了調(diào)節(jié)，其變化更能夠準(zhǔn)確反映人民幣匯率實(shí)際波動，因此選擇2015年8月-2020年5月的人民幣實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)作為反映人民幣匯率波動的代理變量進(jìn)行分析。

另外，分析圖1還可以發(fā)現(xiàn)，“8.11”匯改至今，人民幣實(shí)際有效匯率經(jīng)歷了“貶值→升值→再貶值→再升值”的反復(fù)震蕩?！?.11”匯改的初衷是一方面為了兌現(xiàn)人民幣匯率形成機(jī)制市場化程度提高的承諾，另一方面則是通過人民幣匯率報(bào)價(jià)機(jī)制的改革推動人民幣匯率雙向浮動，改變市場預(yù)期，推進(jìn)人民幣匯率市場化改革進(jìn)程。從政策實(shí)踐上看，“8.11”匯改雖然推動實(shí)現(xiàn)了人民幣匯率雙向浮動，但引起了人民幣匯率更大程度波動。在世界經(jīng)濟(jì)和中美政治、經(jīng)貿(mào)關(guān)系不確定性增大的背景下，人民幣作為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的金融屬性被放大，跨境資本外流，迫使央行不得不投入大量外匯儲備來對沖人民幣貶值，以此來打擊外匯市場上做空人民幣的勢力。2017年以后，隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢趨穩(wěn)向好，人民幣匯率得以重回小幅升值態(tài)勢。為深入了解人民幣匯率變動狀況，需要結(jié)合人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)變動率進(jìn)行分析。通過對人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)Yt進(jìn)行自然對數(shù)的差分處理得到人民幣實(shí)際有效匯率變動率ΔYt，以此作為反映人民幣匯率變動的代理變量，結(jié)果如圖2所示。分析圖2可以發(fā)現(xiàn)，“8.11”匯改以來人民幣匯率變化率整體變化幅度不大，但是在2018年7月出現(xiàn)一個奇異點(diǎn)，人民幣貶值幅度高達(dá)2.9%。這是因?yàn)閺?018年4月開始，盡管在我國宏觀經(jīng)濟(jì)不斷改善以及外匯儲備開始趨穩(wěn)回升的背景下，人民幣匯率又開始了新一輪貶值通道。與此前大幅度干預(yù)操作不同，此次央行并沒有直接干預(yù)外匯市場，只是暫停了使用人民幣匯率中間報(bào)價(jià)機(jī)制的逆周期因子調(diào)節(jié)機(jī)制，導(dǎo)致人民幣匯率繼續(xù)走弱并在2018年7月達(dá)到低谷，從而引起人民幣實(shí)際有效匯率變動率在2018年7月出現(xiàn)了奇異值。

為了從整體上把握人民幣實(shí)際有效匯率變化率是否存在異常，將該對數(shù)差分序列進(jìn)行計(jì)算歸類，結(jié)果如表1所示。

分析表1可以發(fā)現(xiàn)， 58個樣本觀察值通過對數(shù)差分生成樣本量為57的差分序列。在樣本計(jì)算期內(nèi)，人民幣匯率貶值成為常態(tài)，但是絕大部分變化率均集中在以均值-0.9‰為中心的1倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi)，僅有2個異常值落在3倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi)，3倍標(biāo)準(zhǔn)差之外沒有異常值出現(xiàn)。ΔYt序列J-B檢驗(yàn)結(jié)果表明，ΔYt為正態(tài)分布序列，其分布示意圖如圖3所示。結(jié)合表2和圖3的分析可以說明，人民幣匯率變動整體上波動平穩(wěn)，隨機(jī)因素對人民幣匯率波動沖擊效應(yīng)不大。

四、人民幣匯率波動序列的屬性分析

如何將人民幣匯率序列中的確定性和隨機(jī)性趨勢分離出來，并將剩余平穩(wěn)序列作為周期波動成分來分析人民幣匯率波動短期特征，不僅是個經(jīng)濟(jì)問題，同時(shí)也是個技術(shù)問題。目前，估計(jì)時(shí)間序列周期的方法可以分為頻域（frequency domain）分析和時(shí)域分析（time domain）。估計(jì)變量周期實(shí)踐中廣泛使用的各種濾波方法屬于頻域分析，即將時(shí)間序列看成多個不同頻率的規(guī)則波疊加而成。這種先驗(yàn)驗(yàn)假設(shè)線性趨勢成分為平滑曲線的行為，存在“虛假周期”的嫌疑，常見的分析方法如HP濾波、BK濾波等。同時(shí)，采用HP濾波得到的周期包含隨機(jī)趨勢將導(dǎo)致隨機(jī)沖擊的持久性效應(yīng)被過度估計(jì)[12]。時(shí)域分析包括傳統(tǒng)線性趨勢分解法、一階差分法和向量自回歸法。線性趨勢法和一階差分法要求變量序列僅存在隨機(jī)性趨勢，而SVAR方法對樣本量要求較高，在非大樣本條件下應(yīng)用不強(qiáng)。B-N分解技術(shù)源于Beveridge和Nelson（1981）提出的Beveridge-Nelson分解公式。他們從理論上證明了具有1階單整的時(shí)間序列可以分解為長期趨勢、隨機(jī)趨勢和周期性成分。其中，持久性成分包括確定性趨勢與隨機(jī)游走在內(nèi)的隨機(jī)趨勢，而短期成分即包括剩余平穩(wěn)序列，即“周期性”成分。由于B-N方法只要求變量序列為1階單整序列，沒有附加限制性使用條件和先驗(yàn)假設(shè)，因此本文也采用B-N分析方法對“8.11”匯改以來影響人民幣匯率波動的持久性因素和暫時(shí)性因素進(jìn)行分析，以厘清“8.11”匯改以來人民幣匯率波動究竟屬于“浮動恐懼”還是趨勢性貶值并據(jù)此提出針對性政策建議。

（一）趨勢屬性分析

對于金融時(shí)間序列而言，受到市場交易主體異質(zhì)性等市場噪音的影響呈現(xiàn)常態(tài)化波動態(tài)勢，如何合理將變量中長期趨勢和周期性波動成分分離（即去勢）是理解變量波動特征的關(guān)鍵?，F(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法研究表明，變量趨勢方法依賴于時(shí)間序列變量的趨勢屬性，即變量是趨勢平穩(wěn)還是差分平穩(wěn)序列。對于非平穩(wěn)時(shí)間序列，其趨勢表現(xiàn)為隨機(jī)性還是確定性可以通過ADF檢驗(yàn)來進(jìn)行識別。對于給定時(shí)間序列{xt}，其具體操作方法為：

Δxt=α+β·t+δxt-1+β1·Δxt-1+…+βp·Δxt-p+μt（1）

（1）式引入了表示確定性趨勢的時(shí)間變量t。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明為{xt}存在單位根且變量t前面的回歸參數(shù)顯著異于0，則{xt}表現(xiàn)為確定性趨勢;反之，則變量{xt}的變動表現(xiàn)為隨機(jī)性趨勢。如果{xt}不存在單位根且變量t前面的回歸參數(shù)顯著異于0，則{xt}表現(xiàn)為確定性趨勢;反之，則說明{xt}存在確定性與隨機(jī)性混合時(shí)間趨勢。

對于確定性時(shí)間趨勢序列而言，變量將圍繞其趨勢平穩(wěn)波動，屬于趨勢平穩(wěn)時(shí)間序列。對于這種類型時(shí)間序列，只需要正確估計(jì)其確定性趨勢就可以實(shí)現(xiàn)將長期趨勢與平穩(wěn)序列的分離。由于隨機(jī)性時(shí)間序列存在單位根，隨機(jī)沖擊對變量變動存在持續(xù)長期的影響。要得到平穩(wěn)時(shí)間序列，只能通過差分的方法以消除隨機(jī)性趨勢。對于既包含長期“引力線”作用，又包括隨機(jī)波動的確定性與隨機(jī)性時(shí)間序列變量，序列將圍繞其長期趨勢上下波動，但是其退勢得到的波動不平穩(wěn)，屬于隨機(jī)波動。對于具有這種特征的時(shí)間序列變量，需要先估計(jì)出其長期趨勢，然后再進(jìn)行退勢處理以分離出剩下的不平穩(wěn)序列。因此，要判斷特定時(shí)間序列變量類型，需要首先分析該變量序列的趨勢類型，以判斷其屬于趨勢平穩(wěn)還是差分平穩(wěn)或者兼而有之。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)不規(guī)則的周期性波動。這種波動在短期內(nèi)即沒有呈現(xiàn)出隨著時(shí)間變化而遞減的趨勢，也沒有體現(xiàn)包含確定性和隨機(jī)性趨勢。為了研究人民幣匯率變動特定，需要首先對人民幣實(shí)際有效匯率采用模型（1）的形式進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，以判斷其變動的趨勢類型，確定恰當(dāng)趨勢分離方法。同時(shí)，為了保證分析結(jié)果準(zhǔn)確性，還同時(shí)采用PP單位根檢驗(yàn)和KPSS檢驗(yàn)進(jìn)行比較，結(jié)果如表2所示。

分析表2可以發(fā)現(xiàn)，無論是采用PP方法、KPSS方法亦或ADF方法，其結(jié)果都顯示人民幣實(shí)際有效匯率對數(shù)序列不存在趨勢平穩(wěn)，而是非平穩(wěn)的I（1）過程。同時(shí)，在5%顯著性水平下，截距項(xiàng)的參數(shù)顯著異于0，斜率項(xiàng)前的參數(shù)顯著為0，說明原變量序列{Yt}為存在1階單位根的隨機(jī)趨勢序列。由于本文定義的{Yt}為原變量序列求取自然對數(shù)得到，因此ΔYt即為人民幣實(shí)際有效匯率變動率。對{Yt}的單位根檢驗(yàn)結(jié)果來看，原變量序列并不存在明顯趨勢項(xiàng)，說明人民幣實(shí)際有效匯率變動率并沒有形成持續(xù)貶值的趨勢。ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)變動率與其一階滯后項(xiàng)顯著相關(guān)，代表人民幣實(shí)際有效匯率變動率存在短期自我調(diào)整行為，由此說明人民幣實(shí)際有效匯率對數(shù)序列存在平穩(wěn)隨機(jī)過程，即真實(shí)周期成分。為了分離得到其真實(shí)周期成分，有必要對{Yt}進(jìn)行趨勢周期分解，在得到其確定性趨勢與隨機(jī)趨勢基礎(chǔ)上得到其真實(shí)周期成分。

（二）人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的趨勢周期分解

B-N分解最初是用來研究經(jīng)濟(jì)周期而產(chǎn)生的方法。早期主要是依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長率的“拐點(diǎn)”來確定經(jīng)濟(jì)周期，但是在世界經(jīng)濟(jì)走出“滯脹”以后經(jīng)濟(jì)增長率的拐點(diǎn)不明顯，同時(shí)采用拐點(diǎn)來判斷經(jīng)濟(jì)周期的方法也無法研究經(jīng)濟(jì)增長過程中不同沖擊的影響。Beveridge和Nelson（ 1981）認(rèn)為一國經(jīng)濟(jì)增長率不僅受到技術(shù)進(jìn)步等因素的影響，同時(shí)也會受到隨機(jī)沖擊和周期性因素的影響[13]。根據(jù)這一判斷，他們將影響一國經(jīng)濟(jì)增長率因素分為確定性趨勢成分、隨機(jī)趨勢和周期成分?！?.11”匯改以來人民幣匯率遭受了多次負(fù)面隨機(jī)沖擊，為了定量分析這些隨機(jī)沖擊對人民幣匯率波動影響程度，同時(shí)也為了厘清人民幣匯率是否在受到這類隨機(jī)沖擊影響下存在持續(xù)貶值趨勢，接下來采用B-N分解法來研究“8.11”匯改以來人民幣匯率波動特征。根據(jù)B-N理論，如變量序列{Yt}為1階單整序列，即Yt～I(xiàn)（1），那么其一階差分序列ΔYt為平穩(wěn)時(shí)間序列，即ΔYt～I(xiàn)（0）。根據(jù)Wold定理，ΔYt可以由一個均值為0的ARMA（p，q）過程來表達(dá)，而MA（SymboleB@）又可以表示ARMA過程。若μ為ΔYt的長期均值，εt～iid（0，σ2），那么ΔYt可以表述為：

ΔYt=μ+φ（L）·εt=μ+εt+λ1εt-1+λ2εt-2+…（2）

按照B-N分解理論，若Yt的初始值為Y0，那么Yt的確定性趨勢可以表示為：

DTt=Y0+μ·t（3）

其中，Y0為初始樣本值（即2015年8月人民幣實(shí)際有效匯率對數(shù)值4.868227）。由樣本計(jì)算得到μ的估計(jì)值為-0.001137，說明在樣本期內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)貶值態(tài)勢。這一估計(jì)結(jié)果與圖1的直觀判斷相吻合。根據(jù)（3）式計(jì)算確定性趨勢DTt，結(jié)果如圖4所示。

圖4反映了人民幣實(shí)際有效匯率確定性趨勢成分。分析圖4可以發(fā)現(xiàn)，樣本期間內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)貶值態(tài)勢。2014年以來，受到經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、化解前期經(jīng)濟(jì)積累的各種風(fēng)險(xiǎn)的影響，我國經(jīng)濟(jì)下行壓力較大。從國際上看，2016年特朗普當(dāng)選美國總統(tǒng)以后，將中國確立為“戰(zhàn)略性競爭對手”，對外政策上奉行“美國優(yōu)先”戰(zhàn)略，在中美交往中將經(jīng)濟(jì)問題政治化，使中美貿(mào)易摩擦常態(tài)化并向長期化、復(fù)雜化方向發(fā)展。同時(shí)，日本、歐盟等其他世界主要經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇乏力，導(dǎo)致世界經(jīng)濟(jì)不確定性增加。從國內(nèi)來說，在持續(xù)多年高速增長后，受到“增長速度換檔期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期”等諸多因素影響，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，GDP年均增速從2014年以前的9.8%下降至7%左右的中高速增長。從世界經(jīng)濟(jì)形勢和國內(nèi)各項(xiàng)改革工作推進(jìn)進(jìn)行來看，我國經(jīng)濟(jì)增長速度趨緩不是偶然發(fā)生的，而是將有可能持續(xù)十多年的狀態(tài)[14]。作為兩種貨幣兌換價(jià)格，匯率反映了本國貨幣的對外價(jià)值，其定價(jià)基礎(chǔ)受到經(jīng)濟(jì)、政治等諸多因素影響，同時(shí)又與本國開放程度、金融市場發(fā)展程度息息相關(guān)[5]。在中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”以及世界經(jīng)濟(jì)走向不確定、世界金融市場動蕩加劇、中美經(jīng)貿(mào)摩擦復(fù)雜化和我國經(jīng)濟(jì)下行壓力增大等因素綜合作用下，人民幣匯率走弱在意料之中。

盡管在樣本期內(nèi)人民幣呈現(xiàn)貶值態(tài)勢，但是并不能由此說明人民幣存在持續(xù)貶值的基礎(chǔ)。這一點(diǎn)可以從如下幾點(diǎn)來說明：首先，“8.11”匯改以來人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)并不存在趨勢平穩(wěn)，說明人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)并沒有表現(xiàn)出長期持續(xù)性貶值態(tài)勢，但是“8.11”匯改以來人民幣匯率受到負(fù)面隨機(jī)沖擊比較多（表2）。由于人民幣實(shí)際有效匯率序列是非平穩(wěn)的1階單整序列，這種負(fù)面沖擊不會隨著時(shí)間推移而消失，而是會累積疊加，導(dǎo)致人民幣匯率呈現(xiàn)貶值態(tài)勢。

其次，從人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)變動率分布來看，在57個月份樣本中，有41個月份（71.93%）的變動率有集中在以均值為中心、1倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi);有14個月份（24.56%）的變動率集中在以均值（-0.009）為中心、1倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi);只有2個月份（占總月份比率為3.51%）的變動率集中在均值為中心，3倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi)。這兩個值分別出現(xiàn)在2018年2月和2018年7月。2018年年初，人民幣匯率延續(xù)2017年年末的持續(xù)升值趨勢，在持續(xù)升值預(yù)期作用下，2018年2月份人民幣兌美元匯率較上年末升值3.91%，人民幣匯率中間價(jià)達(dá)到階段性低點(diǎn)6.2882。2018年4月中旬以后，在人民幣連續(xù)升值數(shù)月的情況下，市場對人民幣匯率貶值預(yù)期增加，人民幣兌美元開始呈現(xiàn)貶值態(tài)勢并于6月中旬以后人民幣貶值速度加快，在2018年7月人民幣兌美元匯率收報(bào)于6.6246，較2018年6月中旬累計(jì)貶值3.5%。此時(shí)，市場悲觀情緒再次累積，人民幣匯率“破7”論再次甚囂塵上。盡管如此，在樣本分析區(qū)間內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率變動率沒有出現(xiàn)超出3倍標(biāo)注差的異常波動值，匯率波動依然在合理區(qū)間內(nèi)，市場波動更多體現(xiàn)為情緒化波動，而非趨勢性大幅波動，人民幣匯率持續(xù)大幅度貶值態(tài)勢沒有形成。

最后，經(jīng)濟(jì)下行并不等于經(jīng)濟(jì)停滯。理論上，匯率的中長期走勢取決于經(jīng)濟(jì)基本面，短期走勢取決于市場上外匯供求關(guān)系與市場情緒。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展韌勁上看，中國經(jīng)濟(jì)基本面長期向好趨勢沒有改變。通過“調(diào)結(jié)構(gòu)”、“轉(zhuǎn)動能”，推進(jìn)從“數(shù)量型發(fā)展向質(zhì)量型發(fā)展轉(zhuǎn)型、從規(guī)模性擴(kuò)張向質(zhì)量效益型發(fā)展轉(zhuǎn)型、從要素驅(qū)動型發(fā)展向質(zhì)量驅(qū)動型發(fā)展的轉(zhuǎn)型”的發(fā)展戰(zhàn)略來提高我國資源配置效率，為中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展奠定良好基礎(chǔ)。圍繞供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、強(qiáng)化創(chuàng)新驅(qū)動的作用、優(yōu)化市場配置效率和創(chuàng)新效率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新舊動能轉(zhuǎn)換的系列改革穩(wěn)步推進(jìn)，中國經(jīng)濟(jì)抗壓能力、承受能力和經(jīng)濟(jì)韌性會不斷加強(qiáng)，為推進(jìn)人民幣匯率市場化改革奠定良好經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和市場環(huán)境。2019年我國GDP為15.54萬億美元，同比增長6.1%，占世界GDP比重超過16%，GDP世界排名繼續(xù)位居第二位，是同期排名世界第三位日本GDP的3倍左右。在此背景下，人民幣持續(xù)貶值的基礎(chǔ)并不存在。由于匯率為逆周期變量，而市場情緒是順周期變量，在人民幣匯率經(jīng)歷了長達(dá)10年左右持續(xù)單邊升值的情況下，中國經(jīng)濟(jì)從高速增長轉(zhuǎn)向中低速度增長必然會改變市場情緒，非理性預(yù)期則強(qiáng)化了這種市場情緒，引發(fā)市場恐慌，人民幣匯率出現(xiàn)“超調(diào)”?？梢?，人民幣匯率現(xiàn)實(shí)表現(xiàn)符合經(jīng)濟(jì)理論，人民幣匯率持續(xù)貶值的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)并不存在。

根據(jù)B-N理論，由于ΔYt的長期均值μ不顯著，變量序列ΔYt的周期成分Ct可以表述為：

Ct=limk→SymboleB@{[（ΔY^t（1）-0）+（ΔY^t（2）-0）+…+（ΔY^t（k）-0）]}（4）

令Wt=ΔYt-μ，則Wt～I(xiàn)（0）。根據(jù)Wold定理，Wt可以由一個均值為0的ARMA（p，q）隨機(jī)過程來表達(dá)，用ARMA（p，q）模型估計(jì)W^t（j），帶入（4）式得到周期成分表達(dá)式：

Ct=-[∑4j=1W^t（j）+φW^t（4）/（1-φ）]（5）

其中，φ為Wt估計(jì)方程ARMA（p，q）的AR項(xiàng)系數(shù)。通過對Wt序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖的分析并經(jīng)過多次擬合、比較，選擇6階自回歸模型來對Wt的波動特征進(jìn)行擬合，結(jié)果如下：

Wt=-0.0004-0.398·AR（6）

（-0.418） （-2.405）（6）

分析（6）式可以發(fā)現(xiàn)，此時(shí)φ=-0.398，同時(shí)ΔYt的長期均值μ不顯著，再次驗(yàn)證了原變量序列Yt不存在顯著趨勢項(xiàng)特征，即人民幣實(shí)際有效匯率從長期來看并沒有呈現(xiàn)持續(xù)貶值態(tài)勢的判斷。將（6）式得到的φ值帶入（5）式計(jì)算，得到變量序列的周期成分，如圖5所示。

分析圖5發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的周期成分呈現(xiàn)“微波化”傾向，說明人民幣匯率對各種外在隨機(jī)沖擊的反應(yīng)比較敏感，市場力量在人民幣匯率形成機(jī)制過程中的作用不斷增強(qiáng)。另外，周期性因素占當(dāng)期人民幣實(shí)際有效匯率的比重不大，間接說明了貨幣當(dāng)局較好把握了人民幣外匯市場的“漸進(jìn)性”和“可控性”原則[15]。參照通行的周期“峰-峰”劃分方法，同時(shí)結(jié)合人民幣實(shí)際有效匯率周期波動特征，將圖5中人民幣實(shí)際有效匯率周期成分劃分為6個完整周期，在圖中用虛線標(biāo)識。

第一個周期為2016年2月-2016年9月。 “8.11”匯改以來，人民幣呈現(xiàn)持續(xù)快速貶值態(tài)勢。為了遏制這種勢頭，央行再度改變了人民幣兌美元匯率中間價(jià)的定價(jià)機(jī)制、在國內(nèi)外匯市場上賣出美元來穩(wěn)定人民幣匯率、加強(qiáng)資本外流管制以及縮小在岸和離岸人民幣匯率差額來遏制套匯投機(jī)行為。通過這一系列操作，人民幣匯率初步遏制了持續(xù)貶值勢頭。在2016年2月形成一個峰值，但是受到人民幣貶值預(yù)期、國內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行導(dǎo)致投資回報(bào)率下降以及美聯(lián)儲進(jìn)入新的加息周期的影響，人民幣匯率在周期性波動中繼續(xù)呈現(xiàn)下跌態(tài)勢，直接導(dǎo)致了人民幣匯率波動的第二輪周期的形成。

第二輪周期為2016年9月-2017年6月。隨著2016年下半年以來經(jīng)濟(jì)“硬著陸”風(fēng)險(xiǎn)消失以及2017年中國經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)好于預(yù)期，同時(shí)一系列外匯管制措施的出臺，導(dǎo)致了人民幣兌美元匯率持續(xù)走強(qiáng)，并在2017年6月達(dá)到一個峰值，但是受到美聯(lián)儲加息預(yù)期影響，人民幣匯率開始走弱，直接導(dǎo)致了人民幣匯率波動的第三輪周期的形成。

第三輪周期為2017年6月-2018年2月。2017年7月以后，特朗普總統(tǒng)減稅方案獲得參議院支持、美聯(lián)儲加息以及年底購匯需求增加，導(dǎo)致人民幣匯率在2017年8月加速升值以后開始出現(xiàn)漲跌互現(xiàn)的雙向波動，而2018年美元指數(shù)開始強(qiáng)勁反彈，人民幣匯率呈現(xiàn)走弱態(tài)勢，導(dǎo)致了人民幣匯率波動的第四輪周期形成。

第四輪周期為2018年2月-2019年2月。隨著4月下旬以后美元指數(shù)強(qiáng)勢反彈，全球資本市場多數(shù)下跌等市場負(fù)面情緒影響以及9月美聯(lián)儲宣布加息的影響，人民幣兌美元匯率隨之承壓走弱。2018年11月，國家召開民營企業(yè)座談會以及中美領(lǐng)導(dǎo)人通話，提振了市場信心，人民幣匯率大幅跳升并于2019年2月達(dá)到峰值，但是隨著中美貿(mào)易摩擦升級，人民幣匯率掉頭轉(zhuǎn)貶，導(dǎo)致了人民幣匯率波動的第五輪周期形成。

第五輪周期為2019年2月-2019年7月。2019年中美貿(mào)易摩擦成為影響市場情緒和人民幣匯率波動的主要因素。隨著美國對華加征關(guān)稅力度不斷加碼，人民幣匯率呈現(xiàn)貶值態(tài)勢。2019年5月1日，第十輪中美經(jīng)貿(mào)高級別磋商，人民幣匯率圍繞6.89上下波動。2018年5月9日，美國單方面宣布將對2000億美元中國輸美商品加征的關(guān)稅從10%上調(diào)至25%，中美貿(mào)易摩擦升級，人民幣匯率面臨較大貶值壓力。2019年6月18日，習(xí)近平主席同特朗普總統(tǒng)通電話。6月29日，中美元首同意重啟兩國經(jīng)貿(mào)磋商，美方表示不再對中國出口產(chǎn)品加征新的關(guān)稅。中美貿(mào)易爭端的不確定性使得外匯市場上人民幣匯率持續(xù)震蕩，并導(dǎo)致第六輪波動周期形成。

第六輪周期為2019年7月-2020年1月。隨著中美貿(mào)易摩擦升級，2019年8月美國威脅對中國輸美的3000億出口產(chǎn)品發(fā)出關(guān)稅威脅，同時(shí)美國財(cái)政部宣布中國為“匯率操縱國”，人民幣匯率呈現(xiàn)加速下跌勢頭，8月5日和8月8日人民幣匯率先后破“7”。2019年9月-12月，中美貿(mào)易摩擦趨緩，美國推遲加征關(guān)稅，人民幣匯率重拾上漲勢頭，但是受到2020年年初突發(fā)“新冠”疫情影響，人民幣匯率在2020年1月以后呈現(xiàn)下跌態(tài)勢，新一輪人民幣匯率變動周期正在形成。

（三）人民幣匯率的隨機(jī)趨勢

由于人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)為1階單整的隨機(jī)過程，因此外在隨機(jī)沖擊不僅會使得人民幣匯率產(chǎn)生周期性波動，而且每次隨機(jī)沖擊都會不斷累積，形成人民幣匯率波動的隨機(jī)趨勢。在分離出人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)確定性趨勢DTt和周期成分Ct基礎(chǔ)上，只需要用人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)序列減去相應(yīng)的DTt和Ct序列，就可以得到人民幣實(shí)際有效匯率的隨機(jī)趨勢，結(jié)果如圖6所示。

分析圖6可以發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)趨勢對人民幣匯率影響是雙向的，這再次驗(yàn)證了上文結(jié)論，即在各種隨機(jī)沖擊影響下，人民幣匯率并沒有呈現(xiàn)趨勢性貶值態(tài)勢，而是漲跌互現(xiàn)。這一現(xiàn)象一方面說明“8.11”匯改以來多空雙方圍繞人民幣匯率進(jìn)行了激烈博弈，另一方面間接證明了人民幣市場化取向改革的成就。2005年7月人民幣匯率形成機(jī)制改革后長達(dá)十年時(shí)間里，人民幣主要呈現(xiàn)單邊升值狀態(tài)。人民幣單邊升值固然反映了中國經(jīng)濟(jì)建設(shè)成就，但是作為一種風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，人民幣持續(xù)單邊升值不僅說明人民幣匯率缺乏彈性，而且增大了人民幣匯率管理的制度成本。市場經(jīng)濟(jì)條件下，資本市場上不存在“只漲不跌”或“只跌不漲”的金融產(chǎn)品。盡管2009年試點(diǎn)跨境人民幣業(yè)務(wù)以來，海外配置人民幣資產(chǎn)的需求不斷增加，但是人民幣依然是風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，而不是避險(xiǎn)資產(chǎn)。一旦受到負(fù)面外部沖擊，市場非理性避險(xiǎn)情緒會急劇升溫，導(dǎo)致人民幣呈現(xiàn)單邊貶值態(tài)勢，而“8.11”匯改以來“漲跌互現(xiàn)”的現(xiàn)象恰好證明了人民幣匯率靈活性和彈性在不斷提高。人民幣匯率雙向波動不僅有助于瓦解長期以來形成了人民幣單邊升值的路徑依賴，推動人民幣匯率市場化改革，而且在人民幣匯率“漲跌互現(xiàn)”有助于促使跨境資本流動正?；?，有利于保持我國貨幣政策獨(dú)立性。

（四）隨機(jī)沖擊對人民幣實(shí)際有效匯率的持久性分析

上文研究表明，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)為非趨勢平穩(wěn)序列，不同時(shí)期的隨機(jī)沖擊并不會隨著時(shí)間的變化而消失，而是會逐期疊加影響人民幣實(shí)際有效匯率表現(xiàn)。一個自然的問題是如何度量這種隨機(jī)沖擊對人民幣匯率長期波動的影響。參考前人研究，本文使用Cochrane（1998）提出的方差比統(tǒng)計(jì)量來揭示各種隨機(jī)沖擊對人民幣匯率波動的影響[16]。從上文人民幣實(shí)際有效匯率對數(shù)序列Yt單位根檢驗(yàn)過程可以發(fā)現(xiàn)，Yt為包含截距項(xiàng)的隨機(jī)游走序列，其1階差分序列ΔYt反映了當(dāng)期隨機(jī)擾動，其方差大小則反映了隨機(jī)成分的波動。同時(shí)，Yt前向k階差分序列的方差Vk=VAR（Yt+k-Yt）在k趨于無窮大的條件下度量了人民幣實(shí)際有效匯率的長期波動。另外，雖然當(dāng)期隨機(jī)沖擊會對未來人民幣匯率波動產(chǎn)生持久影響，但t期的隨機(jī)沖擊對未來t+k期波動的影響會隨著k值增大不斷減弱。據(jù)此，定義變量ΔYt（即人民幣實(shí)際有效匯率變動率）方差V1作為人民幣實(shí)際有效匯率短期波動的指示變量。Cochrane定義的方差比為：

Rk=k-1Vk/V1（7）

當(dāng)k→SymboleB@時(shí)，R=limk→SymboleB@Rk，反映了隨機(jī)沖擊對人民幣實(shí)際有效匯率增長率波動的影響。同時(shí)，Cochrane證明了由（7）式定義的變量Rk在數(shù)值上等于Yt中隨機(jī)趨勢的方差與Yt總方差之比，其大小反映了變量序列中隨機(jī)趨勢對引起變量波動的程度。R越大，說明隨機(jī)趨勢對Yt波動的影響越大。對于人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)來說，其對數(shù)差分序列ΔYt反映了不同時(shí)期人民幣實(shí)際有效匯率波動的變動率。分析ΔYt序列可以發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際有效匯率變動率從-2.934%至2.341%，其方差V1為1.18×10-4。對于Vk，例如當(dāng)k取5時(shí)，V5=5.15×10-4，相應(yīng)的R5=5-1×V5/V1=0.887，部分計(jì)算結(jié)果如表4所示。

分析表4可以發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)沖擊對人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)波動存在長期顯著影響，如k=33時(shí)，即在隨機(jī)沖擊發(fā)生33個月以后，這種隨機(jī)沖擊所起的波動占比約為40%。隨機(jī)沖擊加劇了人民幣匯率的波動和周期形成，而減弱各種隨機(jī)沖擊有利于穩(wěn)定人民幣匯率，瓦解市場對人民幣匯率長期以來形成的單邊變動預(yù)期。從短期來看，隨機(jī)沖擊對人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的影響最大達(dá)到了88.7%，說明人民幣實(shí)際有效匯率在特定時(shí)期的波動都是由于隨機(jī)沖擊所引起的。因此，人民幣匯率市場化取向的改革，并不是取消政府對外匯市場干預(yù)，實(shí)現(xiàn)“清潔浮動”;相反，在世界經(jīng)濟(jì)和金融形勢復(fù)雜加深的背景下，政府對外匯市場干預(yù)的及時(shí)性、干預(yù)手段、干預(yù)方式、干預(yù)節(jié)奏和調(diào)控藝術(shù)要求更高。在人民幣匯率面臨周期性下行或者負(fù)面隨機(jī)沖擊時(shí)，貨幣當(dāng)局應(yīng)該及時(shí)對外匯市場進(jìn)行適當(dāng)干預(yù)來降低人民幣匯率波動。

五、結(jié)論與啟示

采用Beveridge和Nelson提出的對非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行分解的方法，將2015年8月人民幣匯率制度改革以來的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)分解為確定性趨勢成分、隨機(jī)趨勢成分和周期成分。其中，隨機(jī)趨勢和周期成分統(tǒng)稱為隨機(jī)成分。通過對這三個成分分析有助于厘清“8.11”匯改以來人民幣匯率貶值機(jī)制。確定性趨勢分析表明，盡管“8.11”匯改以來人民幣匯率雖然呈現(xiàn)貶值態(tài)勢，但是從人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的非趨勢平穩(wěn)特征、人民幣實(shí)際有效匯率變動率范圍以及中國宏觀經(jīng)濟(jì)基本面表現(xiàn)等三方面研究表明人民幣匯率并沒有形成長期貶值趨勢。人民幣匯率周期成分研究表明人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的周期成分呈現(xiàn)“微波化”傾向，說明人民幣匯率對各種外在隨機(jī)沖擊的反應(yīng)比較敏感，市場力量在人民幣匯率形成機(jī)制過程中的作用不斷增強(qiáng)。隨機(jī)趨勢成分研究表明短期內(nèi)人民幣匯率波動主要是由于隨機(jī)沖擊所引起的，同時(shí)隨機(jī)沖擊加劇了人民幣匯率的波動和周期形成。在當(dāng)前受“新冠疫情”常態(tài)化、中美貿(mào)易摩擦復(fù)雜化以及世界經(jīng)濟(jì)走勢不確定背景下，人民幣匯率在2020年1月后面臨新一輪貶值壓力，新一輪人民幣匯率變動周期正在形成。

基于上文分析結(jié)論，本文提出如下政策建議：

2005年7月人民幣匯率形成機(jī)制改革以來，人民幣匯率進(jìn)入長達(dá)10年左右的升值通道，人民幣單邊升值成為2005年“匯改”的主基調(diào)。2015年“8.11”匯改使得人民幣兌美元匯率中間價(jià)由上日收盤價(jià)來確定，直接導(dǎo)致人民幣兌美元意外脫鉤，一定程度上導(dǎo)致了市場情緒波動，而中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”以及美國結(jié)束量化寬松貨幣政策、美元進(jìn)入加息周期又加劇了市場情緒波動，推動了人民幣貶值預(yù)期形成，導(dǎo)致了人民幣外匯市場震蕩。在資本市場上，市場出清條件下并不存在持續(xù)單向變動的金融資產(chǎn)，人民幣作為一種風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)也不例外。判斷“8.11”匯改以來人民幣匯率貶值的主基調(diào)是否正常關(guān)鍵要看人民幣匯率對調(diào)節(jié)國際收支平衡的杠桿作用是否能夠正常發(fā)揮。本文研究表明，“8.11”匯改增大了人民幣匯率雙向浮動，是人民幣匯率市場化改革重要成果，同時(shí)人民幣匯率在長期也不存在貶值趨勢，而人民幣雙向浮動有利于推動人民幣匯率市場化改革進(jìn)程，增強(qiáng)我國貨幣政策獨(dú)立性。因此，要堅(jiān)持強(qiáng)勢人民幣理念，不為市場預(yù)期左右。強(qiáng)勢人民幣不等同于人民幣“只升不貶”，人民幣的“強(qiáng)勢”體現(xiàn)在對中國經(jīng)濟(jì)基本面不支持人民幣趨勢性貶值的基本判斷、體現(xiàn)在中國經(jīng)濟(jì)長期趨穩(wěn)向好的自信。

在社會主義市場經(jīng)濟(jì)改革深入推進(jìn)背景下，反映在外匯市場上，就是要克服人民幣“浮動恐懼”，增大對人民幣匯率波動的容忍度。這是因?yàn)橥鈪R市場交易主體異質(zhì)性使得外匯市場充斥各種“噪音”。有看多的、就有看空的，有注重外匯市場長期因素的、就有關(guān)注外匯市場短期因素的，有關(guān)注實(shí)體經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)的、就有關(guān)注虛擬資本回報(bào)率的，“噪音”的存在、預(yù)期的分化才導(dǎo)致了市場的產(chǎn)生?！?.11”匯改使得人民幣在外匯市場上“漲跌互相”成為常態(tài)，人為采取非市場化手段來干預(yù)匯率波動反而會適得其反，不利于外匯市場出清。因此，包括政府在內(nèi)的各市場主體都要適應(yīng)和接受人民幣匯率“漲跌互現(xiàn)”、“雙向波動”的“新常態(tài)”，克服“浮動恐懼”，善于利用金融避險(xiǎn)工具來規(guī)避匯率波動所產(chǎn)生的金融風(fēng)險(xiǎn)。

由于中國市場化進(jìn)程較短，金融市場建設(shè)不完善，金融市場不成熟，金融工具不豐富，金融市場微觀交易主體接受市場化洗禮的時(shí)間較短，特別是在世界經(jīng)濟(jì)走勢不確定、中美經(jīng)貿(mào)關(guān)系復(fù)雜化以及“新冠”疫情常態(tài)化背景下，市場負(fù)面情緒容易因?yàn)橥话l(fā)隨機(jī)事件而累計(jì)釋放，造成人民幣匯率短期內(nèi)大幅波動。本文研究表明，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)為1階非平穩(wěn)隨機(jī)過程，各種隨機(jī)沖擊對人民幣匯率影響將會長期存在。從2014年人民幣匯率表現(xiàn)看，人民幣匯率并不是由貿(mào)易收支狀況決定的，而更多具有資產(chǎn)價(jià)格屬性。資產(chǎn)價(jià)格和商品價(jià)格最大的差異是商品價(jià)格容易形成超調(diào)[17]，加劇人民幣匯率非理性波動。因此，人民幣市場化取向改革并不意味著對貨幣當(dāng)局對外匯市場實(shí)行“自由放任”的政策。在人民幣匯率受到突發(fā)隨機(jī)事件沖擊引起人民幣匯率短期劇烈波動，偏離其長期均衡水平時(shí)，需要采用直接或間接手段來進(jìn)行適當(dāng)干預(yù)，避免市場情緒的順周期性加劇人民幣匯率震蕩，彌補(bǔ)“市場失靈”，降低其對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的負(fù)面沖擊。

注釋：

① 相關(guān)內(nèi)容見第一財(cái)經(jīng)報(bào)道：https：//www.yicai.com/news/4668292.html。

② 上海證券報(bào)：人民幣不存在趨勢性貶值基礎(chǔ)https：//finance.huanqiu.com/article/9CaKrnJT4Pv。

參考文獻(xiàn)：

[1] 周宇.論匯率貶值對人民幣國際化的影響——基于主要國際貨幣比較的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2016（4）：3-11，30，134.

[2] 譚小芬，金玥.人民幣匯率貶值與跨境資本流動[J].國際貿(mào)易，2017（7）：54-61.

[3] 張?zhí)祉?，呂金?匯率貶值是否影響了我國上市公司出口？[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2018（8）：49-61，136.

[4] 梁立俊，龔雷豫，吳帆.人民幣貶值預(yù)期下的“通縮效應(yīng)”與中美貿(mào)易余額[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2019，35（9）：50-62.

[5] 管濤.貨幣供應(yīng)與匯率：中國“貨幣超發(fā)”必然導(dǎo)致人民幣貶值嗎？[J].金融研究，2018（12）：19-36.

[6] 周建，鄭玉琪，崔暢.人民幣匯率貶值的機(jī)制研究——基于2014年以后走勢的理論和實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)論叢，2018（5）：47-57.

[7] 謝建國，賈珊山.公開市場表態(tài)穩(wěn)定了人民幣匯率嗎？：基于2014～2017年人民幣匯率干預(yù)事件的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2019（1）：18-30，135.

[8] 肖立晟，張瀟.人民幣匯率的逆周期性[J].中國金融，2017（16）：65-66.

[9] 吳安兵，金春雨.貨幣政策、產(chǎn)出沖擊對人民幣實(shí)際匯率波動的影響效應(yīng)[J].國際金融研究，2019（12）：23-32.

[10]田濤.基于EEMD方法的人民幣匯率波動因素分析[J].商業(yè)研究，2016（3）：69-75.

[11]管濤.尊重價(jià)值規(guī)律：人民幣匯率形成機(jī)制改革未來之出路[J].金融研究，2016（2）：113-120.

[12]張超，侯凱.農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格B-N分解與隨機(jī)沖擊的慣性研究[J].商業(yè)研究，2019（7）：127-132.

[13]Beveridge S， Nelson C R. A new approach to decomposition of economic time series intopermanent and transitory components with particular attention to measurement of the “business cycle”[J]. Journal of Monetary economics， 1981，7（2）： 151-174.

[14]胡乃武，田子方.新常態(tài)下我國經(jīng)濟(jì)增長的基本特征及前景[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2015（8）：1-6.

[15]劉堯成.“匯改”以來人民幣匯率的波動特征與政策選擇[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2010（1）：26-34.

[16]Cochrane J H. How big is the random walk in GNP？[J]. The Journal of Political Economy， 1988： 893-920.

[17]管濤.四次人民幣匯改的經(jīng)驗(yàn)與啟示[J].金融論壇，2017（3）：3-8，18.

“Fluctuation Fear” or Trend Devaluation？An Analysis of RMB Exchange Rate

Depreciation Mechanism since the “8.11”Exchange Rate Reform

TIAN Tao1，XU Yang1，LI Jing-yun2

（1.School of Economics and Management， Hubei University of Science and Technology， Xianning 437100，

China;2.Library of Hubei University of Science and Technology， Xianning 437100， China）

Abstract：Using the method of decomposing non-stationary time series proposed by Beveridge and Nelson， the real effective exchange rate index of RMB is decomposed into deterministic trend component， random trend component and periodic component since the “8.11” exchange rate reform to study the formation mechanism of RMB exchange rate.The deterministic trend analysis shows that although the RMB exchange rate has been devalued since the “8.11” exchange rate reform， the non-trend stationary characteristics of RMB real effective exchange rate index， the fluctuation range of RMB real effective exchange rate and China′s macroeconomic fundamentals show that the RMB exchange rate does not show a long-term depreciation trend;that China′s economy has entered a “new normal” economy， the strong recovery of the US economy and the US dollar′s entry into the interest rate increase channel are the main reasons for the continuous depreciation of RMB， while the pro cyclical nature of market sentiment aggravates the downward pressure on the RMB exchange rate;research on the cyclical components and stochastic trend components of RMB exchange rate shows that the RMB exchange rate has been more sensitive to various external random shocks since “8.11”，the two-way fluctuation of RMB exchange rate presents a normalized trend， and the role of market forces in the formation mechanism of RMB exchange rate is increasing.

Key words：“8.11” exchange rate reform; RMB exchange rate; B-N decomposition

（責(zé)任編輯：周正）

收稿日期：2020-07-09

作者簡介：田濤（1979-），男，湖北仙桃人，湖北科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：國際金融與國際宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué);許泱（1981-），本文通訊作者，男，湖北咸寧人，湖北科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)與計(jì)量分析;李敬云（1968-），女，武漢人，湖北科技學(xué)院圖書館館員，研究方向：圖書情報(bào)學(xué)。

基金項(xiàng)目：教育部人文社會科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：17YJC630191;湖北科技學(xué)院校內(nèi)科研發(fā)展基金國家級科研培育計(jì)劃項(xiàng)目，項(xiàng)目編號2020-22GP09。