人民幣匯率合理性的實證研究
——基于跨國面板的證據(jù)和啟示

趙先立

（中央財經(jīng)大學(xué)，北京100081）

一、引 言

近年來，以美國為首的發(fā)達國家指責(zé)人民幣“匯率操縱、匯率低估”導(dǎo)致全球經(jīng)濟失衡和損害發(fā)達國家的出口和就業(yè)，并不斷通過政治施壓和貿(mào)易制裁來迫使人民幣大幅升值。

國外指責(zé)人民幣“匯率被操縱或低估”的依據(jù)主要來自于一些經(jīng)濟學(xué)家和研究者關(guān)于人民幣均衡匯率水平和失調(diào)的研究。多數(shù)國外研究認為人民幣實際匯率存在不同程度的低估。MacDonald和Dias（2007）選用BEER模型對囊括發(fā)達國家和發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率在樣本期內(nèi)低估幅度約為8%至42%。Subramanian（2010）選取了WDI原始數(shù)據(jù)、依據(jù)城鄉(xiāng)偏差對中國GDP調(diào)整后的數(shù)據(jù)和PWT的數(shù)據(jù)，運用擴展的PPP方法（即B-S模型）檢驗發(fā)現(xiàn)，人民幣在2005年低估約30%，并且自2005年以來，人民幣參考GDP增長率的合意升值幅度和現(xiàn)實升值幅度大致相同，所以當(dāng)前人民幣低估程度與2005年相比并未改變，仍為30%。彼得森研究所自2008年以來持續(xù)使用FEER（基本均衡匯率）模型來估算全球主要貨幣的均衡匯率，認為中國合理的經(jīng)常賬戶余額是順差占GDP的比重應(yīng)在3%左右，根據(jù)這一標(biāo)準(zhǔn)和IMF的預(yù)測值進行對比，得出人民幣實際有效匯率2009年被低估的幅度為30%，但如果將IMF預(yù)測的經(jīng)常項目盈余占GDP的比重下調(diào)，則2009年人民幣實際有效匯率低估約為9%，其2012年5月的最新報告提出，隨著中國貿(mào)易順差的下降，人民幣的低估程度也逐步減少，約為3%左右（Cline和 Williamson，2012）。

從已有文獻來看，國內(nèi)與國外研究的結(jié)論存在非常大的分歧。王義中（2009）基于修正的FEER模型估算了人民幣均衡匯率，結(jié)果表明，1982—1991年人民幣匯率高估，而2004年之后，低估程度不斷加深。他進一步提出了“事前均衡匯率”并預(yù)測2008—2010年低估程度為6%—10%。唐亞暉和陳守東（2010）使用BEER方法測算了人民幣均衡匯率，發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率與長期均衡匯率之間的長期趨勢是吻合的，總體上不存在嚴重的匯率失調(diào)。秦朵、何新華（2010）設(shè)定了兩個均衡匯率模型，分別使用面板回歸和分國別協(xié)整檢驗的方法對這兩個模型進行了實證分析，結(jié)果證明，之前的文獻大多高估了人民幣失調(diào)的程度，樣本國選取在評價人民幣是否失調(diào)時有很大的重要性，人民幣對美元和歐元存在一定的低估，但人民幣實際有效匯率并未低估。張志柏（2012）使用非平穩(wěn)面板回歸分析了人民幣和其他五種貨幣的實際有效匯率失調(diào)，研究結(jié)果表明人民幣在2009年至2010年出現(xiàn)低估，其他貨幣如美元、日元在1980年至2010年間也存在交替的高估和低估，因此人民幣某些年份出現(xiàn)低估并非個例。孫國峰和孫碧波（2013）應(yīng)用新開放經(jīng)濟宏觀經(jīng)濟學(xué)下的DSGE模型實證測算了人民幣的均衡匯率水平，提出人民幣均衡匯率受諸多動態(tài)因素的影響，本身處于不斷變化之中，就金融危機之后的表現(xiàn)而言，人民幣實際有效匯率圍繞均衡匯率小幅波動并且逐漸趨同。

從上述眾多相關(guān)文獻中可以看出，這些研究都是建立在代表性的均衡匯率理論如購買力平價（PPP），B-S理論（巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)）、基本均衡匯率（FEER）和行為均衡匯率理論（BEER）上或進行一定的修正，使用的模型、變量、數(shù)據(jù)、基期的不同會使結(jié)果有較大的差異。就均衡匯率的實證檢驗的方法而言主要有兩類，一是基于時間序列方法的分析，一是基于多國面板數(shù)據(jù)的分析。時間序列分析是運用中國一國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)考察人民幣在不同時點的均衡匯率和失調(diào)程度，其局限性在于僅對中國自身進行縱向的研究，缺乏國際間的橫向比較；而面板數(shù)據(jù)則綜合了橫向的國際比較和縱向的時間序列分析的優(yōu)點，可以考察國與國之間相對失調(diào)的程度。但需要注意的是，面板分析對各國經(jīng)濟間的同質(zhì)性要求較高。因此，根據(jù)已有研究存在的不足，本文試圖在以下兩方面進行創(chuàng)新和改進：

第一，研究均衡匯率和失調(diào)應(yīng)首先分析實際匯率的決定機制。經(jīng)典的匯率決定模型大多假設(shè)市場為完全競爭且價格完全彈性，這與現(xiàn)實存在較大脫離，可能難以清晰的揭示各類因素對實際匯率的影響。本文試圖建立一個實際匯率決定的理論模型，將微觀主體跨期效用最大化、以及粘性價格下的宏觀經(jīng)濟均衡納入一個分析框架，由此加以擴展得到實際匯率的決定因素。

第二，根據(jù)傳統(tǒng)國際經(jīng)濟學(xué)理論和B-S理論，一國長期國際收支順差并且生產(chǎn)率高速增長必然導(dǎo)致其實際匯率的快速升值甚至高估，人民幣匯率被施壓和指責(zé)“匯率操縱”也是來源于此。那么人民幣匯率在經(jīng)濟跨越式發(fā)展中的表現(xiàn)究竟是否屬于特殊的個例？其他國家或地區(qū)的貨幣在經(jīng)歷和中國類似的經(jīng)濟高速增長階段是否也存在低估或失調(diào)？事實上，Clark和McDonald（1998）、Jeong和 Mazier（2003）、Fischer和 Sauernheimer（2002）、Montiel（1997）以及 Miyagawa（2004）等學(xué)者都分別對馬克、日元、韓元、新加坡元和新臺幣等貨幣的匯率失調(diào)進行了測算，得出的結(jié)果也存在差異。這些研究的不足在于一方面選擇的樣本期大多從1975年之后開始，忽略了一些經(jīng)濟體高速增長的時期；另一方面在選擇面板樣本組成時對于經(jīng)濟體發(fā)展階段的相似性也考慮較少。因此，本文正是基于上述疑問和已有研究未涉及之處，選取德國①、日本、韓國、新加坡和中國臺灣這五個經(jīng)濟體構(gòu)建面板模型，盡可能將樣本擴展至1960年代從而包含其高速增長階段，并實證分析這五種貨幣在樣本期的失調(diào)程度，以求能從國際歷史經(jīng)驗比較的視角，更全面和客觀的考察和判斷人民幣匯率水平的合理性問題，并且試圖為人民幣匯率爭議提供新的解釋和可供參考的經(jīng)驗證據(jù)。

二、五個經(jīng)濟體的基本經(jīng)濟情況

我們通過GDP增長率、對外貿(mào)易、開放度等幾個宏觀指標(biāo)的變化和趨勢來介紹五個經(jīng)濟體和中國在高速增長過程中的基本經(jīng)濟情況。

20世紀60年代至80年代，德國的經(jīng)濟始終保持了年均4.5%左右的穩(wěn)定增長，GDP從1960年的720億美元增長至1980年的8474億美元，位列歐洲各經(jīng)濟體之首。德國的出口額從1960年的114.2億美元增加至1985年的2951.6億美元，增幅超過24倍，進口額從1960年的101.7億美元增加至1985年的2448.4億美元，增幅約23倍；德國的對外開放度由1960年的29.99%上升至1985年的51.7%。

日本的國內(nèi)生產(chǎn)總值從1959年的339億美元增長到1985年的13599.4億美元，年平均增長率約為13%，同期日本出口額由34.5億美元增加至1760.7億美元，增幅約50倍，同期日本進口額從36.1億美元增加至1299.6億美元，增幅約35倍；日本的開放度從1959年的20.8%上升至1985年的25.3%。

韓國從1960年代初到1990年代中期的30多年間，經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定和高速增長，一舉成為“中等發(fā)達國家和地區(qū)”，與新加坡、香港和臺灣并稱“亞洲四小龍”，創(chuàng)造了舉世矚目的“漢江奇跡”。 韓國的GDP從1964年的33.3億美元增長到1995年的5171億美元，年均增長率超過9%，韓國出口額從1964年的1.97億美元增加到1995年的1490.7億美元，增幅約755倍，同期進口額從4.5億美元增加到1547.2億美元，增幅約343倍；韓國的開放度從1964年的19.43%上升至1995年的58.75%。

新加坡自獨立以來堅持外向型經(jīng)濟政策，從1960年代初至1990年代中期，新加坡的經(jīng)濟和對外貿(mào)易實現(xiàn)了極大的飛躍。新加坡的GDP從1964年的8.89億美元增長到1995年的839.5億美元，年均增長率接近9%，同期新加坡出口額從9.05億美元增加到1182.2億美元，增幅約為129倍，同期新加坡進口額從11.4億美元增加到1244.3億美元，增幅約為108倍；新加坡的開放度從1964年的230%上升至1995年的309%。

中國臺灣在1960年代至70年代實現(xiàn)了20年的高速增長 （年均GDP增長率超過9%），在1980年代至90年代經(jīng)歷了20年的中速增長（年均GDP增長率超過7%），臺灣的GDP由1964年的25.9億美元增長至1995年的2746.2億美元；同期臺灣出口額從4.4億美元增加到1130億美元，增幅約255倍，同期臺灣進口額從4.3億美元增加到1035.2億美元，增幅約239倍；臺灣的開放度從1964年的33.6%上升至1995年的78.8%。

中國自改革開放以來也經(jīng)歷了30多年的經(jīng)濟高速增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的2169.6億美元增長到2011年的73011.1億美元，年均增長率在10%左右；同期出口額由99.5億美元增加至18986億美元，增幅約189倍，同期進口額由111.3億美元增加至17435億美元，增幅約155倍；中國的開放度從1978年的9.72%上升至2011年的49.9%。

從上述分析可知，五個經(jīng)濟體和中國在自身的高速增長時期無論經(jīng)濟或?qū)ν赓Q(mào)易都獲得了長足的進步，各項與貨幣幣值相關(guān)的經(jīng)濟指標(biāo)的變化和趨勢都存在一定的相似性，并且各經(jīng)濟體和中國都基本是依靠出口導(dǎo)向型經(jīng)濟開始自身的高速增長之路。因此，我們選擇上述五個經(jīng)濟體的貨幣研究其趨勢和失調(diào)程度，可以為人民幣匯率提供國際和歷史性經(jīng)驗的參考，從而可以從更全面、客觀的視角評價人民幣匯率自改革開放以來的表現(xiàn)。

三、宏微觀一致分析框架下實際匯率決定的理論模型

假定世界經(jīng)濟由本國和外國共同構(gòu)成，兩國都是具有貿(mào)易部門與非貿(mào)易部門的兩部門經(jīng)濟，兩部門生產(chǎn)率存在差異，且兩國所生產(chǎn)的貿(mào)易品是互有差異性的不完全替代商品。本國居民的正效用來自于消費本國商品和進口品，負效用來自于勞動的付出。則可以設(shè)定本國居民的效用函數(shù)如下②：

在（1）式中，β為貼現(xiàn)因子，σ為跨期消費的替代彈性，Ct為t期的總消費。LT，t與LN，t各自代表本國居民在貿(mào)易品和非貿(mào)易品生產(chǎn)時的勞動付出，κT與κN分別為勞動付出LT，t與LN，t在居民總效用中的占比，μ為效應(yīng)對勞動付出的彈性，有μ>1。根據(jù)對稱性，外國的居民與本國居民有著同樣的效用函數(shù)③。我們將總消費Ct設(shè)定為包含貿(mào)易品和國內(nèi)非貿(mào)易品消費量CT，t與CN，t的函數(shù)，函數(shù)形式如下：

在（2）式中，γ 與 1-γ 分別為 CT，t與 CN，t在居民總消費中的占比，θ為本國居民對于貿(mào)易品和非貿(mào)易品之間消費的替代彈性。外國居民的總消費C*t與式（2）相似。則本國居民對貿(mào)易品的消費CT，t可定義為：

PΗ，t與PΝ，t各自代表本國貿(mào)易品和非貿(mào)易品相對于外國貿(mào)易品的價格，則PΗ，t可以看做本國的貿(mào)易條件。外國總消費水平P*t、貿(mào)易品價格水平P*T，t分別和式（4）、（5）類似。

我們進一步假定本國貿(mào)易品與非貿(mào)易品的產(chǎn)出YT，t與YN，t都是勞動L的函數(shù)：

等式（6）和（7）中，AT，t與 AN，t分別為本國貿(mào)易和非貿(mào)易部門的勞動生產(chǎn)率（技術(shù)水平）。外國兩部門生產(chǎn)函數(shù)與本國相似，兩部門生產(chǎn)率分別表示為A*T，t和A*N，t。將本國在t期末所持有的外國資產(chǎn)表示為Bt，則本國居民的跨期預(yù)算約束條件為：

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

等式（9）、（10）分別代表本國與外國的消費最優(yōu)化一階條件。根據(jù)（9）式可知，本國總價格水平Ρt的變動將從收入效應(yīng)（實際利率變動）與替代效應(yīng)（外國貿(mào)易品相對價格變動）兩條渠道影響本國消費外國貿(mào)易品的數(shù)量CF。外國總價格水平Pt*有相似的變動影響。

本國在貿(mào)易品與非貿(mào)易生產(chǎn)的最優(yōu)勞動付出分別通過等式（11）和（13）表達，如果本國的總消費Ct增加，那么居民出于跨期效用最大化的目標(biāo)，將會減少勞動付出，從而使本國貿(mào)易品和非貿(mào)易的產(chǎn)出減少。等式（12）、（14）分別為外國兩部門勞動付出最優(yōu)化形式。

假設(shè)t=0的初始穩(wěn)態(tài)條件下，本國和外國居民所持有的外部資產(chǎn)其現(xiàn)值都為0，則此時的宏觀均衡即為，兩國居民對于貿(mào)易品的消費總量等于兩國貿(mào)易部門的產(chǎn)量之和。進一步假設(shè)本國和外國勞動力市場出清時兩國居民分別在兩部門的所提供的勞動力為：

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

將等式（4）至（7），（9）和（11）以及（13）和（19）進行對數(shù)線性化，并添加上標(biāo)∧表示各經(jīng)濟要素在穩(wěn)態(tài)附近的百分比變動，則可得出本國非貿(mào)易品價格的變動：

將等式（21）兩側(cè)各項進行積分，即可得到：

在（22）式中，Γ為常數(shù)項。由式（22）可知，本國所持有的凈外部資產(chǎn)B/Y，本國貿(mào)易條件PH以及本國與外國的兩部門相對生產(chǎn)率是決定本幣實際匯率的主要因素。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，參考多數(shù)相關(guān)研究的變量選擇，本文認為應(yīng)擴展引入國內(nèi)外相對貨幣供應(yīng)量和對外開放度這兩類控制因素，則可以得到進行一國貨幣匯率失調(diào)估算的面板實證模型如下：

式中，i表示五個不同經(jīng)濟體，TEC代表相對生產(chǎn)率變量，OPEN為一國對外開放度，NFA為本國持有的凈外部資產(chǎn)，M2代表本國貨幣供應(yīng)量，TOT代表本國貿(mào)易條件。

四、各解釋變量的影響分析和數(shù)據(jù)說明

被解釋變量為五個經(jīng)濟體的實際有效匯率REER，由于實際有效匯率不僅反映了各貿(mào)易伙伴間雙邊名義匯率綜合變動的情況，又剔除了通貨膨脹對貨幣價值的影響，從而可以較全面的體現(xiàn)一國貨幣的對外價值和相對購買力。

相對生產(chǎn)率（TEC）。這一指標(biāo)的選擇存在較大的爭議，一些文獻選擇CPI和PPI之比作為替代指標(biāo)。本文參照盧鋒（2006）的研究，選擇各經(jīng)濟體人均GDP與美國人均GDP之比來衡量相對生產(chǎn)率的變動。這一指標(biāo)涵蓋了整體生產(chǎn)率和兩國兩部門生產(chǎn)率相對變動。根據(jù)B-S（巴拉薩-薩繆爾森）效應(yīng)，生產(chǎn)率快速增長的國家其實際匯率將升值。

對外開放度（OPEN）。本文使用進出口總額和GDP之比來表示對外開放度。這一變量反映了一國貿(mào)易政策變化對實際匯率的影響。根據(jù)國際經(jīng)濟學(xué)的相關(guān)理論，貿(mào)易限制可能導(dǎo)致較高的國內(nèi)價格和實際匯率的升值，并且關(guān)稅的逐步降低和取消都可以引起實際匯率的貶值。因此貿(mào)易開放度和實際匯率為負向相關(guān)。

凈外部資產(chǎn)（NFA）。本國持有的凈外部資產(chǎn)越多則對外償付能力越強，使本國出現(xiàn)較強的對外需求和較強的國際收支赤字承受力，這將可能造成實際匯率貶值。同時，持有凈外部資產(chǎn)所獲得的外部收益，會增加國際收支盈余而導(dǎo)致實際匯率升值。再者，根據(jù)本文理論模型中的消費者效用組成，凈外部資產(chǎn)增加可能使本國非貿(mào)易部門的勞動投入減少，從而減少本國非貿(mào)易品供給導(dǎo)致其價格上漲，可能導(dǎo)致實際匯率升值?，F(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)是實際匯率升值。除了中國臺灣之外，其他四個國家的NFA數(shù)據(jù)都可以直接獲得，臺灣的數(shù)據(jù)是參考Funke和Rahn（2005）的做法，以經(jīng)常項目差額、資本項目差額的累計值替代其NFA值，本文在這里統(tǒng)一使用NFA/GDP作為替代變量。

貨幣供應(yīng)量（M2）。本國貨幣供應(yīng)量相對于外國的增加，一方面會增加本國居民的消費需求，購買外國產(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)量的增加會使實際利率降低，導(dǎo)致資本流出，因此其總效應(yīng)是令實際匯率貶值。

貿(mào)易條件（TOT）。一國貿(mào)易條件改善，則國際收支狀況也將改善，這成為促使實際匯率升值的動力，當(dāng)貿(mào)易條件惡化時，實際匯率可能趨于貶值。但Edwards（1989）指出貿(mào)易條件的變化有收入和替代兩種相反的效應(yīng)，因此實際匯率的變動方向取決于收入和替代效應(yīng)的大小。Montiel（1999）也認為貿(mào)易條件和實際匯率的關(guān)系是不確定的。因此，本文根據(jù)實證結(jié)果確定貿(mào)易條件對實際匯率的影響方向，除中國臺灣的TOT數(shù)據(jù)使用年度出口額和進口額之比替代之外，其余四個經(jīng)濟體的貿(mào)易條件都根據(jù)各自的出口商品價格指數(shù)和進口商品價格指數(shù)之比計算得出。

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性和構(gòu)建平穩(wěn)面板的考慮，本文選擇德國、日本、韓國、新加坡和中國臺灣這5個經(jīng)濟體1964年至1995年的年度數(shù)據(jù)進行實證檢驗，各經(jīng)濟體的實際有效匯率指數(shù) （間接標(biāo)價法）、M2數(shù)據(jù)以及計算貿(mào)易條件TOT、相對生產(chǎn)率、開放度所需的數(shù)據(jù)都來自于IMF的國際金融統(tǒng)計IFS，中國臺灣計算NFA所需的數(shù)據(jù)和出口、進口總量數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫，其他四國NFA數(shù)據(jù)均來源于世界發(fā)展指標(biāo)WDI（2011）。所有名義變量都使用本國定基環(huán)比CPI調(diào)整為實際變量，并且統(tǒng)一貨幣單位。

五、面板實證檢驗

（一）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗

在估計各經(jīng)濟體的均衡匯率和匯率失調(diào)之前，為了避免偽回歸，確保估計結(jié)果的有效性，必須對各面板序列的平穩(wěn)性進行檢驗。面板單位根有五種檢驗方法，本文選擇其中的ADF-Fisher方法進行檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

根據(jù)表1可以看出，所有變量的原序列都存在單位根，為非平穩(wěn)；經(jīng)過一階差分之后，各變量在ADF-Fisher檢驗下顯示為平穩(wěn)序列，因此上述變量皆為一階單整 I（1）變量。

由于基于單位根檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量之間是同階單整的，則我們可以進行協(xié)整檢驗。這里本文采取時間數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法的推廣，即檢驗面板數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系的Johansen Fisher方法，結(jié)果如表2所示。

表2 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

根據(jù)表2可知，跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量都顯示在5%的置信度下，這些變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，我們可以進一步進行面板估計。

（二）面板估計和分析

我們首先用F檢驗判斷是否選取混合模型進行面板分析。F統(tǒng)計量的計算結(jié)果如下：查表可知，在5%顯著水平下，F(xiàn)（4，151）=2.37，則有 F=8.73>F（4，151）=2.37，因此拒絕混合模型。 我們接下來使用冗余固定效應(yīng)（redundant fixed effects）檢驗方法來選擇面板模型的估計方法，結(jié)果如表3所示。

表3 冗余固定效應(yīng)檢驗

由表3可知，截面檢驗拒絕了存在“個體效應(yīng)冗余”的原假設(shè)，再根據(jù)豪斯曼檢驗（Hausman Test）拒絕了“個體是隨機效應(yīng)”的假設(shè)，因此最終應(yīng)當(dāng)選擇個體固定效應(yīng)（Cross-section fixed effects）模型。使用個體固定效應(yīng)模型進行面板數(shù)據(jù)回歸，可以得到估計結(jié)果為：

R2=0.86，DW=1.87；個體固定效應(yīng)（截距）：德國：-0.2744，日本：-0.1258，韓國：0.1332，新加坡：0.1256，中國臺灣：0.1413。

根據(jù)面板回歸結(jié)果，TEC、OPEN、M2和TOT四個變量在5%的水平下顯著，NFA在10%的水平下顯著，并且變量的系數(shù)符號與之前的理論預(yù)期一致。代表相對生產(chǎn)率水平的人均GDP系數(shù)為0.3596，說明B-S效應(yīng)的顯著存在，生產(chǎn)率進步對各貨幣實際有效匯率升值的貢獻最大。開放度的系數(shù)顯著為負，說明隨著開放度提高，實際有效匯率貶值。凈外部資產(chǎn)的系數(shù)為0.000039，說明NFA存量的增加僅會使實際有效匯率出現(xiàn)非常微弱的升值。廣義貨幣供應(yīng)量M2增加使實際有效匯率貶值。貿(mào)易條件TOT在理論分析中對實際有效匯率的影響不確定，實證結(jié)果顯示貿(mào)易條件改善會引起實際有效匯率的輕微貶值。

（三）各經(jīng)濟體貨幣的實際匯率失調(diào)測算

根據(jù)面板回歸的結(jié)果，將五個經(jīng)濟體各自基本經(jīng)濟要素的長期均衡值（使用HP濾波法獲?。┐耄?3）式中并進行去對數(shù)化處理，可得五個經(jīng)濟體1964年至1995年的長期均衡匯率，采用以下公式：100%*（事實實際有效匯率—長期均衡匯率）/長期均衡匯率，可估算出五個經(jīng)濟體1964年至1995年各自的實際有效匯率長期失調(diào)程度，如圖1至圖5所示 （百分比小于0代表匯率低估，大于0代表高估）。

圖1 德國馬克實際有效匯率歷年失調(diào)程度

圖2 日元實際有效匯率歷年失調(diào)程度

圖3 韓元實際有效匯率歷年失調(diào)程度

圖4 新加坡元實際有效匯率歷年失調(diào)程度

圖5 新臺幣實際有效匯率歷年失調(diào)程度

從圖1至圖5可以看出，五個經(jīng)濟體的實際有效匯率在我們研究的整個樣本期絕大多數(shù)時期都存在低估。其中，德國馬克REER在1964年至1976年、1981年至1986年以及1989年至1992年這三個階段出現(xiàn)低估，其余9年分別出現(xiàn)短暫高估；日元REER在1964年至1977年、1980年至1985年以及1991年至1992年處于低估狀態(tài)，其余10年為高估狀態(tài)；韓元REER在1964年至1987年持續(xù)低估，1988年至1991年出現(xiàn)4年短暫高估，1992年之后再次低估；新加坡元REER在1964年至1972年、1975年至1980年以及1985年至1992年這三個時段處于低估狀態(tài)，其余9年分別處于短暫高估狀態(tài)；新臺幣REER在1964年至1985年間出現(xiàn)低估，1986年至1992年出現(xiàn)5年的高估，1993年至1995再次處于低估狀態(tài)。

六、五種貨幣實際匯率失調(diào)和人民幣的對比分析

為了和上面五個經(jīng)濟體貨幣失調(diào)程度做對比，本文列舉了近年來國內(nèi)外研究人民幣均衡匯率的一些具有代表性的文獻（見表4），并選取和計算上述五種貨幣匯率失調(diào)一致的變量（數(shù)據(jù)源自Wind數(shù)據(jù)庫），使用當(dāng)前在實證結(jié)果方面解釋力較強的BEER（行為均衡匯率）模型，對1985－2014年人民幣匯率的失調(diào)幅度進行了測算（過程略），具體結(jié)果見圖6。

表4 人民幣匯率失調(diào)的相關(guān)研究

圖6 人民幣實際有效匯率歷年失調(diào)程度

將圖1至圖5中德國、日本、韓國、新加坡、中國臺灣在樣本期內(nèi)的實際匯率失調(diào)與表4中關(guān)于人民幣實際匯率失調(diào)的代表性研究和圖6中本文所測算的1980－2014年人民幣實際匯率失調(diào)的幅度進行對比，并結(jié)合各經(jīng)濟體的實際發(fā)展?fàn)顩r，可以得出以下事實。

（一）本文所測算的五個經(jīng)濟體的貨幣在其經(jīng)濟快速增長過程中基本都處于低估狀態(tài)，人民幣與五種貨幣的趨勢類似，但2011年之后已處于圍繞均衡匯率上下波動的正常狀態(tài)，不再需要大幅升值。如德國在1960年至1980年保持了4%左右的GDP年均增長率，對應(yīng)于本文研究的樣本期可以發(fā)現(xiàn)，1964年至1980年期間馬克僅有4年出現(xiàn)了小幅高估，其余時期都是低估，最大低估幅度約為13．6%。日本1964年至1985年間GDP年均增長率超過8%，但日元僅在1978、1979年出現(xiàn)了不到1%的高估，其余時期都處于低估狀態(tài)，并且最大低估幅度達到了約47%。韓國1964年至1995年GDP年均增長率接近9%，由圖3可知韓元在32年間僅有4年出現(xiàn)了不超過5%的高估，其余時期都為低估，且最大低估幅度達到32%。新加坡1964年至1995年GDP年均增長率超過8%，新加坡元在其中9年處于高估，24年處于低估，最大低估幅度約20%。中國臺灣1964年至1992年GDP年均增長率超過8．5%，對應(yīng)本文測算的樣本期可以發(fā)現(xiàn)，1964年至1995年間新臺幣僅有6年出現(xiàn)高估，其余時期都處于低估狀態(tài)，最大低估幅度為34%。因此從上述五個經(jīng)濟體的貨幣表現(xiàn)可知，在經(jīng)濟高速增長階段出現(xiàn)一定程度的匯率低估是符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律的，從歷史的角度來看有一定的客觀性和合理性。我國經(jīng)濟自1978年改革開放至今已高速增長30多年，依照現(xiàn)有研究，我們可以總結(jié)出人民幣匯率在我國高速發(fā)展的階段（1978～2011年）基本有半數(shù)時期（1994年之前多數(shù)時期高估，亞洲金融危機期間高估）高估，那么對比本文所研究的五個經(jīng)濟體，人民幣匯率既不是低估時期最長的（韓元在32年中有28年低估），也不是低估幅度最大的貨幣（日元最大低估達到47%）。

2008年金融危機之后，我國經(jīng)濟由高速增長逐漸過渡至中高速增長的“新常態(tài)”，勞動力成本上升，出口增速下降，資本金融賬戶由順差轉(zhuǎn)為出現(xiàn)連續(xù)逆差，2011年9月人民幣NDF開始出現(xiàn)雙向波動，這些事實都足以說明人民幣匯率已經(jīng)接近均衡水平，指責(zé)人民幣“匯率操縱，大幅低估”是缺乏依據(jù)的。圖6中的測算結(jié)果也說明了2011-2012年人民幣匯率非常接近均衡匯率，而2013年和2014年出現(xiàn)了明顯的高估，這也合理解釋了2015年和2016年人民幣出現(xiàn)較大幅貶值的現(xiàn)象。

（二）根據(jù)五個經(jīng)濟體失調(diào)的測算結(jié)果對比可知，名義匯率漸進升值的經(jīng)濟體的貨幣低估程度較小，固定不變或貶值的貨幣低估程度較大。例如德國馬克1961年起至1973年多次重估升值，1973年至1979年馬克連續(xù)漸進升值，1985年“廣場協(xié)議”至1995年，馬克匯率從1馬克兌0.3577美元大幅升值到1馬克兌0.7120美元；新加坡元自1970年至1996年從1美元兌換3.08新元漸進升值為1.40新元，共升值54.5%。由圖1和圖4可知德國馬克和新加坡元在樣本期內(nèi)匯率低估的程度相比其他三個經(jīng)濟體較輕，這可能是由于兩國貨幣通過對名義匯率的漸進升值對實際匯率的失調(diào)產(chǎn)生了一定修正作用。日元的情況較為獨特，1973年之前日元名義匯率基本固定，由圖2可知在此期間日元實際有效匯率嚴重低估，1973年之后除兩次石油危機外，日元總體呈升值態(tài)勢，1973年至1985年日元低估程度也逐漸減輕。1985年“廣場協(xié)議”至1995年，日元由1美元兌239日元大幅升值至1美元兌94日元，導(dǎo)致這一時期的日元實際有效匯率出現(xiàn)了8年的高估。韓元名義匯率自1964年之后一直處于長期貶值狀態(tài)，除了1986年至1988年短暫大幅升值導(dǎo)致韓元實際有效匯率出現(xiàn)輕微高估之外，其余年份都處于低估狀態(tài)。新臺幣名義匯率在1964年至1986年基本固定不變，這一時期的新臺幣實際有效匯率低估幅度較大，在1987年至1989年新臺幣名義匯率短暫大幅升值之后，新臺幣實際有效匯率在1993年至1995年隨著名義匯率的基本固定又出現(xiàn)了輕微低估。人民幣名義匯率自1994年匯改開始至2014年4月從1美元兌8.7元漸進升值至1美元兌接近6元（2015-2016年總體處于貶值），這一升值幅度已經(jīng)較大，結(jié)合上述五個經(jīng)濟體貨幣名義匯率和實際匯率失調(diào)之間關(guān)系的經(jīng)驗，我們可以認為，人民幣實際有效匯率在當(dāng)前階段并不存在大幅低估，我國沒有必要像西方社會宣稱的那樣重估人民幣幣值并大幅升值20%至30%以上，人民幣應(yīng)當(dāng)繼續(xù)堅持漸進改革的路徑，這樣對于國內(nèi)經(jīng)濟和世界經(jīng)濟的穩(wěn)定都是有益的。

（三）根據(jù)IMF國際金融統(tǒng)計發(fā)布的數(shù)據(jù)，我們計算各經(jīng)濟體的年度人均GDP并結(jié)合其貨幣匯率變動進程后發(fā)現(xiàn)，除新加坡元一直堅持緩慢漸進升值進程外，其余四個經(jīng)濟體的貨幣都是在相對人均GDP增長至一定水平才開始快速或較大幅度升值。④例如1985年德國人均GDP達到13590美元，相當(dāng)于同期的美國人均GDP的76.8%；1985年日本人均GDP達到11193美元，相當(dāng)于同期美國人均GDP的63.3%；1988年韓國人均GDP為4720美元，相當(dāng)于同期美國人均GDP的26.7%；中國臺灣的人均GDP在1987年為5397美元，相當(dāng)于同期美國人均GDP的30.5%。反觀中國，從2005年第二次匯改開始，人民幣名義匯率從2005年的8.19元升值至近期的6.29元左右，升值幅度超過20%。但2005年中國人均GDP為1726美元，僅相當(dāng)于同期美國人均GDP的4%，2015年中國人均GDP為8016美元，⑤僅相當(dāng)于美國人均GDP的14%。由此我們可以看出以下事實：首先，我國人均GDP無論是絕對值或者相對值都與德國和日本有極大的差距；其次，雖然我國2015年人均GDP在絕對值上超過了1988年的韓國和1987年的中國臺灣，但相對值差距非常大?？紤]到世界經(jīng)濟水平的發(fā)展，相對值更有意義，并且在快速升值之前韓元一直是漸進貶值，新臺幣是匯率基本固定伴隨著貶值和升值，因此這兩種貨幣積累了較大的升值壓力，而人民幣自2005年起不斷升值釋放壓力；再次，五個經(jīng)濟體中，德國、日本在本文研究的樣本期內(nèi)已位列發(fā)達國家，韓國、新加坡和中國臺灣在樣本期內(nèi)達到了中等發(fā)達國家的水平。反觀我國雖然在2010年GDP超過日本成為世界第二大經(jīng)濟體，但2015年我國人均GDP在全世界同期排名列于70位之后，在亞洲地區(qū)也基本處于10位之外。因此，從人均國民經(jīng)濟水平來看，我國當(dāng)前仍為發(fā)展中國家，人民幣一次性大幅升值，“強勢人民幣”的現(xiàn)實基礎(chǔ)并不牢固，當(dāng)前人民幣名義匯率和實際匯率與我國的經(jīng)濟發(fā)展水平是相適應(yīng)的。

（四）五個經(jīng)濟體基本都在以美國為首的發(fā)達國家施壓下貨幣大幅升值的，被施壓升值的理由主要是這些經(jīng)濟體的持續(xù)貿(mào)易順差和美國巨額的貿(mào)易逆差，這和一直以來人民幣遭受指責(zé)的原因基本相同。根據(jù)本文的實證研究結(jié)果，凈外部資產(chǎn)的系數(shù)雖然與理論分析的方向一致，但NFA的增加對實際匯率升值的作用極其微弱，這表明，由持續(xù)的經(jīng)常項目順差所帶來的凈對外資產(chǎn)的增加并不必然導(dǎo)致一國貨幣的REER在長期內(nèi)大幅升值。⑥以新加坡元的估計結(jié)果為例，盡管新加坡在1992年之后經(jīng)常項目順差占GDP的比重持續(xù)攀升，新加坡元在此期間卻持續(xù)高估。進一步來看，幾個經(jīng)濟體在貨幣大幅升值后的效果并未達到美國的預(yù)期，以升值壓力和幅度最大的馬克和日元為例，從1985年“廣場協(xié)議”簽訂至1989年，德國馬克從1馬克兌0.3577美元升值至1馬克兌0.5412美元，升值幅度超過60%，同期德國的對外貿(mào)易均為順差，而且順差額穩(wěn)步增加，1986年至1989年連續(xù)4年都在100億美元以上；日元從1985年的1美元兌238.5日元升值至1988年的1美元兌128.2日元，升值幅度約86%，但同期日本的外貿(mào)順差也持續(xù)增大；美國的經(jīng)常項目逆差從1985至1988年不斷擴大，并沒有因為馬克和日元的大幅升值而得到緩解。已有研究（黃昌利，2010；張志柏，2012等）都通過人民幣名義、實際匯率與美國出口和經(jīng)常項目逆差的趨勢對比以及實證檢驗發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率變動和美國的逆差改善之間并沒有顯著關(guān)聯(lián)。事實上，發(fā)展中國家在經(jīng)濟高速增長過程中貿(mào)易順差的累積是經(jīng)濟全球化和國際分工的必然結(jié)果。我們有理由相信，人民幣大幅升值并不能緩解美國的經(jīng)常項目逆差，也無法提高美國產(chǎn)品的競爭力和美國的就業(yè)率，中美兩國之間國際收支失衡的調(diào)整需要依靠我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變和美國貿(mào)易限制的逐步取消來實現(xiàn)。

（五）五個經(jīng)濟體在貨幣大幅升值之后的表現(xiàn)不盡相同，這和各經(jīng)濟體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融體制以及升值后所實行的宏觀經(jīng)濟政策緊密相關(guān)。德國在1973年放棄了固定匯率制，開始實行浮動匯率制，在不斷漸進調(diào)整馬克幣值的同時，大力發(fā)展“技術(shù)密集”型產(chǎn)品，堅持獨立的中央銀行體制和嚴格控制通貨膨脹目標(biāo)的貨幣政策，并借助歐洲區(qū)域內(nèi)的貨幣聯(lián)動機制使歐洲其他國家在一定程度上分擔(dān)壓力，這些都是馬克在“廣場協(xié)議”大幅升值后德國經(jīng)濟穩(wěn)定和對外貿(mào)易持續(xù)增長的重要因素。韓元在1986年至1988年匯率大幅升值之后，1989年至1995年GDP年均增長率超過8%，出口年均增長率超過11%，這是由于韓國政府在此期間嚴格控制物價，逐步完成了由勞動密集型出口產(chǎn)品向技術(shù)密集型出口產(chǎn)品的升級，并且調(diào)整了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化資源的分配和促進了重點產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。新加坡自1978年開始完全取消了外匯管制實行新加坡元的自由兌換，新加坡元1980年至1992年通過漸進升值超過30%釋放了升值壓力，同時完善金融監(jiān)管體系，提高政府對經(jīng)濟的調(diào)控能力，控制通脹水平，并在新加坡政府的引導(dǎo)下完成了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級和調(diào)整優(yōu)化，這些措施保證了新加坡在1988年至1995年間GDP年均增長率超過9%，出口年增長率超過15%。相對于德國、韓國、新加坡，日本在貨幣大幅升值之后的經(jīng)濟表現(xiàn)大相徑庭。日元從1985年至1988年升值幅度超過80%，由于日本政府擔(dān)心日元升值將推高其產(chǎn)品的成本和價格而造成“升值蕭條”，因而連續(xù)調(diào)低央行貼現(xiàn)率，導(dǎo)致1987年至1989年，日本的貨幣供應(yīng)量（M2+CD）增長率分別高達10.8%、10.2%和12%，大量過剩資本通過各種渠道流入股票市場和房地產(chǎn)市場，造成資產(chǎn)價格暴漲，形成了泡沫經(jīng)濟。隨后，日本央行自1989年5月起連續(xù)上調(diào)法定貼現(xiàn)率，導(dǎo)致流動性過度緊縮，泡沫經(jīng)濟自1991年開始崩潰，從此陷入了長達十年的持續(xù)經(jīng)濟衰退。中國臺灣自20世紀80年代起貿(mào)易順差不斷累積，在美國的施壓下，新臺幣從1986年底到1990年底升值幅度達33.7%。臺灣經(jīng)濟為出口導(dǎo)向型且經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整較慢，因而新臺幣升值致使用美元表示的臺灣制造業(yè)勞動成本大幅上漲，勞動密集型出口產(chǎn)品的競爭力被削弱，大量中小企業(yè)破產(chǎn)倒閉，同時臺灣外匯制度的缺陷使外匯占款增長過快，臺灣當(dāng)局無力控制流動性過剩和通脹，泛濫的投機性行為導(dǎo)致泡沫經(jīng)濟出現(xiàn)，1990年之后FDI逐漸撤出臺灣，島內(nèi)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)而對外投資，致使臺灣經(jīng)濟自1988年起經(jīng)濟增長放緩至6%左右。從上述5個經(jīng)濟體的經(jīng)驗來看，金融自由化程度（包括匯率和利率）、匯率漸進升值、貨幣政策獨立性、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型以及嚴格控制通貨膨脹等應(yīng)當(dāng)是一國貨幣面臨強烈升值壓力時，大幅調(diào)整匯率所需要具備的條件或采取的后續(xù)措施。對于我國來說，至少金融自由化、貨幣政策獨立性和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型這三個條件非常不完善，并且外匯占款對我國通貨膨脹的影響很大。這些因素綜合起來，我們認為人民幣一次大幅升值會對經(jīng)濟健康穩(wěn)定發(fā)展帶來負面影響，國際社會和我國政府應(yīng)當(dāng)把注意力更多的放在國內(nèi)經(jīng)濟體制的深化改革方面。

七、結(jié) 論

1.從五種貨幣匯率失調(diào)的國際歷史經(jīng)驗來看，經(jīng)濟高速增長過程中的匯率低估是一種常態(tài)，人民幣并非個例。與本文所研究的五個經(jīng)濟體的貨幣相比，人民幣實際匯率低估的時期既非最長，低估的幅度也非最大。從歷史的角度來看，指責(zé)中國“匯率操縱，大幅低估”是美國政治和經(jīng)濟利益的需要，是難以成立的。

2.中國經(jīng)濟目前已經(jīng)由高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)橹懈咚僭鲩L的“新常態(tài)”，人民幣匯率的表現(xiàn)和狀態(tài)也隨之發(fā)生改變。2011年之后的經(jīng)常項目差額、資本金融項目差額、外匯儲備、NDF匯率、人民幣匯改的不斷完善和推進以及人民幣名義匯率在2015年和2016年的表現(xiàn)都說明，當(dāng)前人民幣匯率已經(jīng)基本處于合理的水平，回歸了正常的路徑。

3.貨幣大幅升值基本都發(fā)生在相對人均GDP達到一定的水平之后。雖然我國在2010年國民生產(chǎn)總值已經(jīng)超過日本位居全球第二，但較低的絕對和相對人均GDP表明我國仍是發(fā)展中國家。另外我國在金融自由化、貨幣政策獨立性和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等方面很不完善，這些都說明了人民幣都不具備“一次性大幅升值”的條件。

4.本文的實證結(jié)果表明，貿(mào)易順差導(dǎo)致的凈外國資產(chǎn)的累積對實際匯率的影響相對比較微弱。另外根據(jù)本文在第五部分的分析，五個經(jīng)濟體的貨幣大幅升值與美國的逆差之間并不存在顯著的關(guān)聯(lián)，因此，“人民幣大幅低估損害美國的出口、經(jīng)濟和就業(yè)”的說法完全缺乏依據(jù)，我國應(yīng)繼續(xù)堅持人民幣漸進改革的道路，同時完善相關(guān)機制，優(yōu)化升級經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，這應(yīng)當(dāng)是減輕國際收支失衡的行之有效的辦法。

5.根據(jù)我國現(xiàn)實，繼續(xù)推進和完善有管理浮動匯率制下的人民幣形成機制改革是與我國的經(jīng)濟、金融基本現(xiàn)實、微觀主體的適應(yīng)能力相符合的，是我國市場化戰(zhàn)略的階段性目標(biāo)，也是有助于內(nèi)外均衡同時兼顧的必要選擇。但從長期來看，參照IMF對于匯率制度的劃分，我國的匯率制度最終會轉(zhuǎn)型至浮動匯率制度，這也是我國經(jīng)濟基本條件發(fā)展到一定階段必然實現(xiàn)的目標(biāo)和結(jié)果。

6.在符合我國核心利益的前提下保證人民幣匯率價值穩(wěn)定。

注釋：

① 德國1990年之前指聯(lián)邦德國即西德，1991年之后為兩德合并后的德國，本文研究的德國皆指這一概念。

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 為表達清晰，不帶*號表示本國變量，帶*號表示外國相應(yīng)變量。

④ 這里的相對人均GDP指與同期美國人均GDP之比。

⑤ 即便我國人口減少一半，人均GDP相對于美國的比例仍然低于中國臺灣。

⑥ Qin和He（2010，2011）在測算人民幣和其他貨幣的失調(diào)時發(fā)現(xiàn)NFA這一變量對于REER的影響為負且不顯著。

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