關(guān)于人民幣匯率結(jié)構(gòu)突變的研究

摘 要:改革開放以來，人民幣匯率經(jīng)歷了許多制度變遷。對人民幣匯率產(chǎn)生較大影響的事件有1989年匯率調(diào)整、1994年匯率體制并軌、2005年實(shí)行有管理的浮動匯率制度。本文針對人民幣匯率的外生結(jié)構(gòu)變化問題進(jìn)行了深入的研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn):人民幣匯率發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化，在時間段1994年1月至2005年7月趨勢平穩(wěn)，其他時間段為帶有結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的單位根過程。實(shí)行有管理的浮動匯率制度，對于我國的匯率產(chǎn)生了長久的影響，人民幣一直保持著穩(wěn)定發(fā)展的態(tài)勢。

關(guān)鍵詞:結(jié)構(gòu)突變;人民幣匯率;制度變革;單位根檢驗(yàn)

中圖分類號:F832.6文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:1003-9031(2009)09-0040-06

一、文獻(xiàn)綜述

自改革開放以來，人民幣匯率經(jīng)歷了許多制度變遷。它們或多或少對人民幣匯率時間序列數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了影響，但是只有一些較大的事件沖擊才能造成其序列的DGP 發(fā)生結(jié)構(gòu)變化。改革開放以來，對人民幣匯率產(chǎn)生較大影響的事件有1989年匯率調(diào)整、1994年匯率體制并軌、2005年實(shí)行有管理的浮動匯率制度，它們極有可能會引起人民幣匯率發(fā)生結(jié)構(gòu)變化。

對于經(jīng)濟(jì)時間序列的研究，首先應(yīng)檢驗(yàn)其平穩(wěn)性， 平穩(wěn)變量與非平穩(wěn)變量有著完全不同的經(jīng)濟(jì)含義和統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，而來自不同特點(diǎn)DGP的變量，其處理方法也迥然不同。自從單位根問題提出以來，時間序列的平穩(wěn)性問題就一直成為學(xué)術(shù)爭論的焦點(diǎn)。就宏觀經(jīng)濟(jì)時間序列而言，如果它是平穩(wěn)序列，意味著該序列具有均值回復(fù)性，沖擊只會對總量產(chǎn)生短期影響，而不會改變總量的長期增長路徑;如果它是單位根過程，意味著該經(jīng)濟(jì)總量對沖擊具有粘性，即政策或個別事件的沖擊產(chǎn)生持續(xù)影響。自Dickey-Fuller檢驗(yàn)提出以來已被廣泛應(yīng)用于宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析中，來檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。[1]Nelson Plosser(1982)采用單位根檢驗(yàn)分析了美國14個總量的動態(tài)特征，發(fā)現(xiàn)其中13個序列是非平穩(wěn)的。[2]意味著沖擊對絕大多數(shù)總量具有持續(xù)的影響。但是單位根檢驗(yàn)和協(xié)整理論的發(fā)展表明，如果數(shù)據(jù)生成過程包含結(jié)構(gòu)突變，傳統(tǒng)的檢驗(yàn)可能導(dǎo)致有偏的結(jié)論，從而可能出現(xiàn)“偽協(xié)整”問題。[3]

Perron(1989)對Nelson Plosser(1982)的結(jié)論提出了質(zhì)疑，他通過外生設(shè)定1929年大蕭條和1973年石油危機(jī)為可能的結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，對Nelson Plosser的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)14個總量數(shù)據(jù)中有11個是分段趨勢平穩(wěn)的。[4]這些結(jié)果顯示對于大多數(shù)總量來說，具有持久影響的沖擊僅有大蕭條或石油危機(jī)，而其他沖擊只對總量產(chǎn)生短期的效應(yīng)。王少平和李子奈(2003)運(yùn)用結(jié)構(gòu)變化的理論界定了人民幣匯率穩(wěn)定的含義，推斷了中國匯率的DGP，運(yùn)用內(nèi)外生結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)對中國匯率的結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，得出“自亞洲金融危機(jī)以來我國人民幣匯率保持了穩(wěn)定”的結(jié)論。[5]Perron(1989)對于結(jié)構(gòu)變化的選擇依據(jù)是事先掌握的信息以及對總量時間序列進(jìn)行的數(shù)據(jù)挖掘，遭到 Christiano(1992)的批評，他認(rèn)為不應(yīng)該把結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)外生給定，外生給定會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。[6]Christiano(1992)、Zivot Andrews(1992)提出了內(nèi)生化結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)方法，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無法拒絕其中3個總量序列是非平穩(wěn)的偏。[7]Perron(1997)采用突變點(diǎn)內(nèi)生未知的假定重新對美國宏觀經(jīng)濟(jì)變量時間序列進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果仍支持其1989 年的結(jié)論。[8]他認(rèn)為ADF 檢驗(yàn)式中自回歸滯后項(xiàng)階數(shù)選擇方法的不同是造成結(jié)論相逆的主要原因，并對確定滯后項(xiàng)階數(shù)的方法進(jìn)行了討論，結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)是一個不斷地向前發(fā)展的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)前沿問題。

在實(shí)證中使用外生還是內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法， 目前仍有較多的爭論。Maddala(1998)認(rèn)為:“計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)不使用經(jīng)濟(jì)信息，似乎沒有充分理由”。[9]實(shí)證研究使用何種方法，目前還只能取決于研究的目的和研究者的偏好。此外，兩種方法均需選取合適的滯后階，如同單位根檢驗(yàn)一樣，滯后階的選取可基于滯后系數(shù)的漸進(jìn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性， 或者基于AIC 或SC 準(zhǔn)則。由于匯率的時間序列數(shù)據(jù)具有明顯的結(jié)構(gòu)突變，而外生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的檢驗(yàn)方法比較依賴于數(shù)據(jù)的特征，所以本文采用Perron(1989)的外生結(jié)構(gòu)突變方法來檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)突變的單位根，適合匯率的結(jié)構(gòu)變化檢測。

人民幣匯率是具有單位根的非平穩(wěn)過程還是圍繞著結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的分段趨勢平穩(wěn)過程，在我國資本控制政策效果研究方面和分析國際重大事件影響及計(jì)量建模預(yù)測方面都有著重要的意義。首先，如果序列是單位根過程，則意味著序列是圍繞著一個隨機(jī)趨勢波動的，任何沖擊都有可能改變總量的增長路徑，任何一項(xiàng)沖擊都會對總量產(chǎn)生持續(xù)影響，故而任何資本控制政策的實(shí)施會被其它因素的影響所抵消，從而導(dǎo)致長期資本政策的無效。如果序列是分段趨勢平穩(wěn)過程，則預(yù)示著并不是所有的沖擊，而是只有少數(shù)幾個足夠大的沖擊對總量產(chǎn)生了持久的影響。當(dāng)這些足夠大的沖擊具有改變總體趨勢時，總量就會離開原有的穩(wěn)定狀態(tài)，并調(diào)整到新的增長路徑上去。意味著只有實(shí)施致力于經(jīng)濟(jì)基本層面的改革或較大的宏觀政策才能夠改變序列的增長路徑，其效應(yīng)持續(xù)到下一次重大改革或政策發(fā)生為止。其次，如果序列是單位根過程，其序列是圍繞隨機(jī)趨勢波動的，較難預(yù)測;如果序列是分段趨勢平穩(wěn)的，則表明序列具有均值回復(fù)性，故而可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)行有效的預(yù)測。

鑒于上述的重要意義，本文主要檢驗(yàn)人民幣匯率是單位根過程還是分段趨勢平穩(wěn)過程，是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。

二、外生結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)

(一)外生結(jié)構(gòu)變化的定義

欒惠德、張曉峒和李峰(2004)詳細(xì)綜述了有結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)方法[10]，本文在其基礎(chǔ)上歸納了結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。

結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)已知時，稱其為外生性結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。設(shè)先驗(yàn)給定的外生沖擊發(fā)生在時點(diǎn)TB，并運(yùn)用#61548;=TB/來表示該結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)在總體樣本區(qū)間上所處的位置。設(shè)DUt表示序列在時刻TB發(fā)生均值漂移(截距項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量。

模型A:

模型A設(shè)定序列發(fā)生了水平截距漂移，即序列的截距項(xiàng)由TB前的#61549;1變化為TB后的#61549;2，當(dāng) #61566;I(1)時，稱yt由結(jié)構(gòu)變化的單位根過程所生成，這一模型亦稱崩潰模型。這是因?yàn)榻Y(jié)構(gòu)變化之后，yt的均值軌跡不再返回結(jié)構(gòu)變化之前的均值軌跡。

當(dāng)突變發(fā)生在斜率而截距不變時，設(shè)DTt是序列在時刻TB發(fā)生趨勢漂移(斜率項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量。

模型B:

模型B設(shè)定序列的斜率在TB后，由#61538;1變成為#61538;2，由于斜率反映增長率，因此也稱模型B為變化的增長率模型。

當(dāng)截距和斜率同時具有結(jié)構(gòu)突變時，對應(yīng)的模型為:

模型C:

模型C設(shè)定結(jié)構(gòu)變化在截距和趨勢項(xiàng)同時發(fā)生，在TB點(diǎn)后，截距項(xiàng)由原來的#61549;1變化為的#61549;2，趨勢項(xiàng)由原來的#61538;1變成為#61538;2。

(二)外生結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)的檢測

通過以上成分分解，結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)外生給定的序列檢驗(yàn)就轉(zhuǎn)化為退化趨勢之后的殘差序列的單位根檢驗(yàn)，即如果對應(yīng)的殘差序列et是單位根過程，則{yt}是發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的單位根過程;如果對應(yīng)的殘差序列是穩(wěn)定過程，則{yt}是發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的分段趨勢平穩(wěn)過程。于是，基于以上三個模型的時間序列結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)的原假設(shè)和備選假設(shè)分別為: 。當(dāng)et#61566;I(1)時，yt為結(jié)構(gòu)突變的單位根過程;而et #61566;I(0)時，yt為結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程。

基于上述分析結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)就轉(zhuǎn)化為對退化趨勢之后的殘差的單位根檢驗(yàn)，其具體的檢驗(yàn)步驟和方法如下。

第一步:退化趨勢。即根據(jù)數(shù)據(jù)特征或研究目的在模型A，B，C中選擇一個，然后進(jìn)行回歸，得到的殘差記做êt。

第二步:用 對 回歸。此時即使回歸后的殘差是獨(dú)立同分布的，但是Perron(1989)證明，#61554;的分布并不是標(biāo)準(zhǔn)的DF分布，而是與變化的時間先后#61548; = tB/T有關(guān)，因此不宜直接使用DF臨界值來確認(rèn)#61554;=1。另一方面，對大多數(shù)實(shí)際數(shù)據(jù)，退化趨勢后的 具有相關(guān)性，因此應(yīng)該進(jìn)一步考慮使用ADF檢驗(yàn)。

第三步:對 作ADF檢驗(yàn)，即選取適當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)k，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

第四步:計(jì)算#61554;=1的t統(tǒng)計(jì)量值t(#61554;)，并使用Perron的臨界值確定接受還是拒絕#61554;=1。若接受則yt為結(jié)構(gòu)突變的單位根;若拒絕則為結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)。

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 的極限分布與#61548;有關(guān)，不同與傳統(tǒng)的單位根，也就導(dǎo)致了不同的臨界值。Perron(1989)通過蒙特卡洛模擬得到不同的#61548;對應(yīng)的極限分布臨界值，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，如果#61548;=0或者#61548;=1時，統(tǒng)計(jì)量 的臨界值等同于DF臨界值，而0<#61548;<1時， 的臨界值與DF臨界值有明顯差別。當(dāng)被檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 小于相應(yīng)的臨界值時，拒絕原假設(shè);否則就接受原假設(shè)。

三、結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取樣本區(qū)間為1981:01-2009:03的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，人民幣對美元匯率數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站(http://www.pbc.gov.cn)。

對于匯率，從圖1中我們可以看出它呈現(xiàn)出分段函數(shù)的特征，這與我國的名義匯率較大程度地處于我國政府的管制有關(guān)，沒有體現(xiàn)出隨著季節(jié)而發(fā)生周期性變化的特征。所以，本文沒有對名義匯率進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。但是從圖中我們發(fā)現(xiàn)其發(fā)生了明顯的結(jié)構(gòu)變化，主要是由于1989年12月16日進(jìn)行的一次由$1= RMB3.7721到$1=RMB4.7221的匯率調(diào)整和1994年1月1日實(shí)行的匯率體制并軌引起的。

從時間序列圖形可以看出，結(jié)構(gòu)突變發(fā)生在截距上很明顯。從經(jīng)過Hodrick-Prescott濾波(H-P濾波)后的趨勢項(xiàng)可以看出，截距和斜率同時具有結(jié)構(gòu)突變。分別在1989年12月、1993年12月底和2005年7月。

(二)對數(shù)化處理

為了使研究序列的趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，而又不影響變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系和短期調(diào)整效應(yīng)，本文對季節(jié)調(diào)整后的序列取了自然對數(shù)。綜合上文所用的季節(jié)調(diào)整，我們對所有序列的數(shù)據(jù)處理可以總結(jié)為:對于匯率序列直接取對數(shù)，在變量前加l表示取自然對數(shù)，即: 。

(三)單位根檢驗(yàn)

對時間序列數(shù)據(jù)，回歸前必須對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。我們根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法，以lhl為檢驗(yàn)變量，運(yùn)用Evievs5.0軟件，進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在ADF檢驗(yàn)中最優(yōu)滯后期的選取標(biāo)準(zhǔn)上我們采用:在保證殘差項(xiàng)不相關(guān)的前提下，同時采用AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則作為最佳時滯的標(biāo)準(zhǔn)，在兩者值同時為最小時的滯后長度即為最佳長度。本文選擇標(biāo)準(zhǔn):通過變量的時間序列圖觀察，如果序列包含有趨勢(確定的或者隨機(jī)的)，則回歸中應(yīng)該既有常數(shù)又有趨勢;如果序列沒有表現(xiàn)任何趨勢且有非零均值，則回歸中應(yīng)該僅有常數(shù);如果序列在零均值波動，則檢驗(yàn)回歸中應(yīng)該既不含有常數(shù)又不含有趨勢。

在結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)之前，必須考慮該序列通常意義下的平穩(wěn)性。如果原序列是平穩(wěn)的，則作更高級的檢驗(yàn)也就毫無意義了。對匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，其中滯后階數(shù)k選取BIC準(zhǔn)則進(jìn)行確定。結(jié)果發(fā)現(xiàn)匯率序列是一階單位根過程(見表1)。

(四)突變檢測

根據(jù)人民幣匯率的政策變遷，結(jié)合匯率的數(shù)據(jù)生成過程，我們發(fā)現(xiàn)1989年12月16日進(jìn)行的一次由$1= RMB3.7721到$1=RMB4.7221的匯率調(diào)整，1994年1月1日實(shí)行了匯率體制并軌，2005年7月21日起人民銀行宣布人民幣從原本緊盯美元的匯率制度改為參考一籃子貨幣事件等對中國的匯率有著較大的影響。

從時間序列圖形可以看出，截距和斜率同時具有結(jié)構(gòu)突變。設(shè)DUt1表示序列在時刻TB1(1989年12月)發(fā)生均值漂移(截距項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量，設(shè)DUt2表示序列在時刻TB2(1993年12月)發(fā)生均值漂移(截距項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量，DUt3表示序列在時刻TB3(2005年7月)發(fā)生均值漂移(截距項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量。設(shè)DTt1是序列在時刻TB1(1989年12月)發(fā)生趨勢漂移(斜率項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量，設(shè)DTt2是序列在時刻TB2(1993年12月)發(fā)生趨勢漂移(斜率項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量，設(shè)DTt3是序列在時刻TB3(2005年7月)發(fā)生趨勢漂移(斜率項(xiàng))結(jié)構(gòu)變化的啞元變量。

模型C設(shè)定結(jié)構(gòu)變化在截距和趨勢項(xiàng)同時發(fā)生，在TB點(diǎn)后，截距項(xiàng)由原來的#61549;1變化為的#61549;2，趨勢項(xiàng)由原來的#61538;1變成為#61538;2。

為了檢驗(yàn)時刻TB1(1989年12月)是否為結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，因?yàn)闀r刻TB2(1993年12月)與時刻TB3(2005年7月)也可能為結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，因此我們選取時間段為1981.01-1993.11運(yùn)用模型B來檢驗(yàn)時刻TB1(1989年12月)是否為結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)。記1981年1月時間t=1，以此類推，TB1(1989年12月)時間為t=108，1993年11月為t=155，則 。

(1)

(t:) 32.4340.361.75 -5.44

(p:) 0.00 0.000.08 0.00

=0.9654 F=1402.397

從模型的估計(jì)結(jié)果來看， 可決系數(shù)為96.5%， 說明擬合優(yōu)度高， F 統(tǒng)計(jì)量顯著， T 統(tǒng)計(jì)量除了 在8%的水平下顯著外，其他變量均很顯著，說明模型的擬合效果很好。在TB1(1989年12月)點(diǎn)后，截距項(xiàng)由原來的0.4806變化為的0.5279，向上發(fā)生了截距項(xiàng)的漂移，趨勢項(xiàng)由原來的0.0095變成為0.0048，趨勢項(xiàng)變得平坦些。我國在1989年12月16日進(jìn)行的一次由$1= RMB3.7721到$1=RMB4.7221的匯率調(diào)整有著直接的關(guān)系，這次調(diào)整對我國的匯率有著較長時間的沖擊。

設(shè) 為上述回歸模型的殘差， 對的水平值作ADF 檢驗(yàn)(見表2)。

使用Perron的臨界值確定接受?籽=1，則yt為結(jié)構(gòu)突變的單位根。當(dāng)et~I(1)時，yt為結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。由對 的水平值作ADF檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，對應(yīng)的殘差序列是單位根過程，則匯率序列時間段1981.01-1993.11是在TB3(1989年12月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。

為了檢驗(yàn)匯率序列時間段1981.01-1993.11是否為在TB1(1989年12月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的單位根過程，下面對1981.01-1989.12，1990.01-1993.11兩個時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(見表3)。

從檢驗(yàn)的結(jié)果來看，匯率序列時間段1981.01-1993.11確實(shí)為在TB1(1989年12月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。

為了檢驗(yàn)時刻TB2(1993年12月)是否為結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，我們選取時間段為1990.01-2005.06運(yùn)用模型C來檢驗(yàn)時刻TB2(1993年12月)是否為結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)。記1990年1月時間t=1，以此類推，TB2(1993年12月)時間為t=48，2005年6月為t=186，則?姿=48/186=0.258。

(2)

(t:) 351.3730.4168.28-30.88

(p:) 0.00 0.000.00 0.00

=0.9943 F=10506.21

從模型的估計(jì)結(jié)果來看，可決系數(shù)為99.4%，說明擬合優(yōu)度高，T統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量都很顯著，說明模型的擬合效果很好。在TB2(1993年12月)點(diǎn)后，截距項(xiàng)由原來的1.5579變化為的1.9004，向上發(fā)生了截距項(xiàng)的漂移，趨勢項(xiàng)由原來的0.0048變成為-0.0002，趨勢項(xiàng)由正變負(fù)，說明人民幣對美元的匯率呈減少的趨勢，即人民幣升值。1993年12月我國的匯率體制并軌，與其相對應(yīng)的虛擬變量的截距項(xiàng)系數(shù)為正，趨勢項(xiàng)系數(shù)表現(xiàn)為負(fù)，說明匯率并軌對我國的匯率產(chǎn)生了長久的影響，人民幣在經(jīng)歷了一個大幅度的貶值后，一直保持了穩(wěn)定發(fā)展的形式。設(shè) 為上述回歸模型的殘差， 對的水平值作ADF 檢驗(yàn)(見表4)。

使用Perron的臨界值確定拒絕?籽=1，則yt為結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)。當(dāng)et~I(0)時，yt為結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程。由對?著的水平值作ADF檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，對應(yīng)的殘差序列是單位根過程，則匯率序列時間段1990.01-2005.06是在TB2(1993年12月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的分段趨勢平穩(wěn)過程。

為了檢驗(yàn)匯率序列時間段1990.01-2005.06是否為在TB2(1993年12月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的分段趨勢平穩(wěn)過程，下面對1990.01-1993.12，1994.01-2005.06兩個時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(見表5)。

從檢驗(yàn)的結(jié)果來看，匯率序列時間段1990.01-2005.06為在TB2(1993年12月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的分段趨勢平穩(wěn)過程，時間段1990.01-1993.12為單位根過程，時間段1994.01-2005.06為趨勢平穩(wěn)過程。與王少平和李子奈(2003)得出“自亞洲金融危機(jī)以來我國人民幣匯率保持了穩(wěn)定”的結(jié)論一致，1997年亞洲金融危機(jī)對我國的匯率數(shù)據(jù)沒有產(chǎn)生結(jié)構(gòu)突變，我國人民幣匯率保持了穩(wěn)定的趨勢，為趨勢平穩(wěn)過程。

為了檢驗(yàn)時刻TB3(2005年7月)是否為結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，我們選取時間段為1994.01-2008.09運(yùn)用模型C來檢驗(yàn)時刻TB3(2005年7月)是否為結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)。記1994年1月時間t=1，以此類推，TB3(2005年7月)時間為t=139，2009年9月為t=183，則 。

(3)

(t:) 1059.55-6.937.53-35.65

(p:) 0.000.000.000.00

=0.9550 F=1264.81

從模型的估計(jì)結(jié)果來看，可決系數(shù)為95.5%，說明擬合優(yōu)度高，T統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量都很顯著，說明模型的擬合效果很好。在TB3(2005年7月)點(diǎn)后，截距項(xiàng)由原來的2.1303變化為的2.1614，向上發(fā)生了截距項(xiàng)的漂移，趨勢項(xiàng)由原來的-0.0002變成為-0.0053，趨勢項(xiàng)斜率越來越大，說明人民幣對美元的匯率保持減少的趨勢，即人民幣不斷升值。2005年7月21日中國人民銀行宣布我國執(zhí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)解、有管理的浮動匯率制度，并宣布人民幣對美元升值2%。與其相對應(yīng)的虛擬變量的截距項(xiàng)系數(shù)為正，趨勢項(xiàng)系數(shù)表現(xiàn)為負(fù)，說明有管理的浮動匯率制度對我國的匯率產(chǎn)生了長久的影響，人民幣一直保持了穩(wěn)定發(fā)展的形式。

設(shè) 為上述回歸模型的殘差， 對的水平值作ADF檢驗(yàn)(見表6)。

使用Perron的臨界值確定接受?籽=1，則yt為結(jié)構(gòu)突變的單位根。當(dāng)et~I(1)時，yt為結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。由對?著的水平值作ADF檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，對應(yīng)的殘差序列是單位根過程，則匯率序列時間段1994.01-2009.03是在TB3(2005年7月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。

為了檢驗(yàn)匯率序列時間段1994.01-2009.03是否為在TB3(2005年7月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的單位根過程，下面對1994.01-2005.07，2005.08-2009.03兩個時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(見表7)。

從檢驗(yàn)的結(jié)果來看，匯率序列時間段1994.01-2009.03為在TB3(2005年7月)點(diǎn)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的單位根過程。時間段1994.01-2005.07為趨勢平穩(wěn)過程，時間段2005.08-2009.03為單位根過程。

綜上所述，匯率序列從1981年以來，發(fā)生了三次較大的結(jié)構(gòu)變化。時間段1994.01-2005.07為趨勢平穩(wěn)過程，其他時間段1981.01-1989.12，1990.01-1993.12，2005.08-2008.09均為單位根過程。其中的一個斷點(diǎn)發(fā)生在1989:12，我國在1989年12月16日進(jìn)行的一次由S1= RMB3.7721到S1=RMB4.7221的匯率調(diào)整有著直接的關(guān)系，這次調(diào)整對我國的匯率有著較長時間的沖擊。一個斷點(diǎn)發(fā)生在1993:12，1993年12月我國的匯率體制并軌，匯率并軌對我國的匯率產(chǎn)生了長久的影響，人民幣在經(jīng)歷了大幅度的貶值后，一直保持了穩(wěn)定發(fā)展的形式。另一個斷點(diǎn)發(fā)生在2005:07，2005年7月21日中國人民銀行宣布，我國執(zhí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)解、有管理的浮動匯率制度，有管理的浮動匯率制度對我國的匯率產(chǎn)生了長久的影響，人民幣一直保持了穩(wěn)定發(fā)展的形式。

四、結(jié)論

目前絕大多數(shù)實(shí)證研究只是采用了不考慮結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)，避免了對存在單位根的時間序列進(jìn)行回歸帶來的“偽回歸”問題。然而我國各種政策的變遷很可能導(dǎo)致相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)時間序列數(shù)據(jù)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變，如果未采用結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)，誤將結(jié)構(gòu)突變的平穩(wěn)序列納入?yún)f(xié)整分析將帶來的“偽協(xié)整”問題。

匯率序列從1981年以來，發(fā)生了三次較大的結(jié)構(gòu)變化。時間段1994年1月至2005年7月為趨勢平穩(wěn)過程，其他時間段均為單位根過程。其中我國在1989年12月16日進(jìn)行的匯率調(diào)整，1993年12月我國的匯率體制并軌，2005年7月21日的我國執(zhí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)解、有管理的浮動匯率制度等對匯率的時間序列產(chǎn)生了較大的影響。匯率調(diào)整對我國的匯率有著較長時間的沖擊，匯率體制并軌對我國的匯率產(chǎn)生了長久的影響，人民幣在經(jīng)歷了大幅度的貶值后，一直保持了穩(wěn)定發(fā)展的形式。有管理的浮動匯率制度對我國的匯率產(chǎn)生了長久的影響，人民幣一直保持了穩(wěn)定發(fā)展的形式。始于2005年的人民幣匯率形成機(jī)制改革是在中國雙順差規(guī)模持續(xù)增長、全球國際收支失衡日益加劇的環(huán)境下進(jìn)行的一場意義深遠(yuǎn)的改革，它使我國成功地從固定匯率制中退出?！?/p>

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