人民币升值的动因分析

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1、第4组：金融 银行人民币升值的动因分析*作者简介：杨继生（1970）：男，数量经济学博士，华中科技大学经济学院讲师。 杨继生 华中科技大学经济学院 内容提要：本文基于行为均衡汇率理论和最新发展起来的基于PVECM的面板协整分析方法，对人民币分别相对于美元和日元的汇率进行分析，研究结果显示，人民币对美元和日元的实际汇率与三国的基本经济要素之间在长期内存在着均衡关系，但短期内对汇率失调的修正速度较慢。美元持续走软、人民币连续加息等因素形成了人民币的升值预期，是导致人民币对美元持续升值的主要原因，对日元的小幅升值则在相当程度上是对短期失调的修正。关键词：均衡汇率、升值预期、面板协整、面板误差纠正模型

2、 一、引言2005年人民币汇率形成机制改革以来，人民币对美元等世界主要货币显示出持续升值的趋势，对美元升值已达15%。人民币的持续升值对国民经济一些重要行业产生了重大影响、如银行业和纺织、化工等出口行业。人民币升值的主要原因通常被归结于两个方面：一方面是经济基本因素的变化，如中国的对外贸易顺差和外汇储备等；另一方面是市场升值预期，这种预期变化受到国际贸易、国际金融、乃至国际政治因素的影响，如美国等对人民币升值的要求、对外贸易顺差增大的预期等。尤其是，人民币连续加息在稳定通货膨胀预期的同时强化了对人民币升值的预期。深入分析人民币近期不断升值的原因，对于微观投资行为具有重要的现实意义。对基本经济要

3、素的影响通常基于均衡汇率理论进行分析，对市场预期的变化则主要基于国际经济环境进行定性分析。Williamson所提出的基本均衡汇率（FEER）理论将与中长期内宏观经济平衡相一致的实际汇率作为均衡汇率，考虑了基本经济因素对均衡汇率的影响，但该方法的计算涉及大量与经常项目和资本项目相关的参数设定，可操作性较差。Clark and MacDonald所提出的行为均衡汇率（BEER）理论则是通过分析相关的基本经济变量和实际汇率之间的关系来测算均衡汇率以及实际观测汇率对均衡汇率的偏离程度， 本文中，实际观测汇率是指由现实观测的名义汇率所计算的实际汇率，均衡汇率是指由基本经济要素所决定的实际汇率的均衡水平

4、。所以，BEER理论可以通过协整分析来考察相关基本经济要素与实际汇率之间是否存在长期稳定的均衡关系，以及在长期均衡关系存在的条件下，实际观测汇率在短期内的调整效应。如果协整关系存在，就可以根据对协整方程的估计结果来估计均衡的汇率水平，并由协整方程的残差来考察实际观测汇率对均衡汇率的偏离程度，以对应的误差纠正系数来考察汇率机制对汇率失调的短期调整速度和纠正能力。近年来，众多文献基于BEER理论及相关模型对各国汇率的行为特征进行了研究。如Maesco-Fernandez et al.(2001)和Alberola et al.(2002)等。近期众多文献也基于BEER及相关理论对人民币均衡汇率进行

5、了深入的研究。Zhang(2002)人民币均衡汇率分析的结果显示：在19841986年和19891990年间，人民币存在高估现象，而在19861989年和19911995年存在低估的现象。Funke & Rahn(2005)基于19852002年的季度数据对人民币均衡汇率的研究结果则显示人民币不存在被严重低估的问题。就国内研究而言，刘阳(2004)认为我国的实际汇率在整个上世纪90年代都是低估的，2003年低估程度10左右；秦宛顺等(2004)的研究显示，2001年开始到2002年2季度有一定程度的高估，随后到2003年2季度又有一定程度的低估；赵西亮和赵景文(2006)基于传统的协整分析发现

6、人民币实际汇率基本稳定在均衡汇率附近。上述研究结论既有相似的内容，也存在着不同的观点，如对人民币高估和低估的周期性以及对偏离程度的认识就存在明显的差异。但是，上述文献的研究方法是基本类似的，都是采用传统的时间序列的协整分析方法（主要是Johansen协整检验）考察基本经济要素与实际观测汇率之间的协整关系。就人民币均衡汇率的研究而言，要分析人民币汇率的总体特征，就必须对人民币相对世界各主要货币的汇率进行综合分析。在传统的协整分析框架内，只能对一个汇率进行分析，所以，为了分析人民币汇率的总体特征，现有研究文献通常使用实际有效汇率（REER），即对不同货币的汇率根据贸易额进行加权平均，如Funke

7、& Rahn(2005)。但是，在分析中，对不同国家的数据进行加权平均会带来诸多的问题。首先，由于使用了加权平均的实际汇率，从而分析中所要用到的所有的双边经济变量都需要进行加权平均，使分析得到的变量之间的经济联系只是就平均意义而言的，无法具体分析国与国之间汇率运行的具体特征和影响因素。其次，更为严重的是，由于不同国家的经济发展水平、经济结构以及与中国的经济联系通常具有不同的特征，对经济变量直接进行加权平均会扭曲甚至抵消经济变量之间的真实关系，从而导致不可靠的甚至错误的分析结论。就某一经济要素对不同货币均衡汇率的影响而言，如果只是影响的程度不同，而作用方向是相同的，那么，传统协整分析会导致较大的

8、估计误差，从而导致不可靠的分析结论；如果影响的方向也是不同的，那么，传统协整分析的估计结果将是错误的，从而分析结论也将是错误的。部分研究者已经意识到了传统协整分析方法所存在的问题，如gert et al.(2004)对一些国家的均衡汇率进行研究时，就采用了基于残差的面板协整分析方法，但这种基于残差的面板协整分析方法普遍存在检验势偏低的问题。鉴于传统协整分析框架所存在的局限性，本文将根据近期发展起来的、基于面板向量误差纠正模型（PVECM）的面板协整理论(Groen,2003)，建立人民币对美元和日元均衡汇率的分析模型，通过分析人民币均衡汇率与主要基本经济要素之间的长期均衡关系和短期调整效应，以

9、揭示人民币升值的主要原因。二、人民币均衡汇率模型（一）理论模型行为均衡汇率理论的实际汇率与基本经济要素之间的关系可由以下方程来表示： ， （1）其中：为直接标价法的当期实际汇率的自然对数，、和分别为当期的名义汇率、外国价格水平和国内价格水平的自然对数。为影响实际汇率的基本经济要素所组成的向量，为由其他因素所决定的扰动，也就是当期实际观测汇率对当期均衡汇率的偏离或称当期的汇率失调。而当期均衡汇率可表示为： （2）我们的研究目的在于，首先要检验是否存在（1）式所表示的长期均衡关系，并且对这种长期关系进行估计，进而得到均衡汇率的估计值和对汇率失调的估计。根据Alberola（2003）、gert e

10、t al.（2004）和Funke & Rahn(2005)的分析模型，均衡实际汇率也可被定义为同时达到内部和外部均衡时的实际汇率水平，所以待考察模型被定义为： （3）其中：反映本国与外国之间的差异，它影响经济体的内部均衡，反映Balassa-Samuelson效应。因为各国均没有统计指标来反映可贸易部门相对于不可贸易部门的生产率提高，所以只能用相对价格变量（非贸易部门与贸易部门价格指数之比，通常以消费者价格指数CPI和生产者价格指数PPI之比来替代）作为替代变量。在实证分析中，通常将变量表述为自然对数的形式，即，式中分子变量为本国变量，带（*）号的分母变量为外国变量。而经济体的外部均衡涉及对

11、外净资产和经常帐户，在长期内，经常帐户平衡会使净对外资产收敛于某一稳定状态。为本国与外国的净对外资产占当期名义GDP比例的差异，文献中通常以经常帐户差额的累积值（）作为一国净对外资产的替代变量。在实证分析中，通常将变量也表述为自然对数的形式，由于可能为负值，所以其占名义GDP的比例通常要加上1，以保证数据非负，即，同样地，式中分子变量为本国变量，带（*）号的分母变量为外国变量。根据gert et al.(2004)的分析，在（3）式中，变量系数的符号应该为负。因为根据Balassa-Samuelson效应，本国贸易部门生产率提高，会通过工资的传递导致非贸易商品价格上升（因而增大），进而导致国内

12、价格总体水平上升，本币升值，实际汇率下降。即增大，下降。但如（3）式中所示，变量的系数符号却是不确定的。通常而言，净对外资产增加（增大）意味着对外利息收入增加，本币会升值，实际汇率会下降，此时的系数应为负值。但是，正如gert et al.(2004)所指出的：“如果经济体所适意的净对外资产存量为负值,（例如当本国经济高速增长而具有较高预期收益率时，就更愿意使用外国储蓄），那么外债和经常帐户赤字将会伴随本币升值”，在此情形下，的系数将为正值。所以说，变量的系数符号是可正可负的。变量的系数符号可正可负进一步说明了使用面板协整分析的必要性，因为如果使用目前相关文献中的方法，即利用传统的时间序列协整

13、理论对实际有效汇率REER进行分析，等于是主观地将不同货币汇率模型的系数设定为相等，显然，这很可能会导致错误的结论。（二）面板协整分析模型和样本数据本研究的目的在于，基于面板数据，分析人民币对几种主要国际货币的均衡汇率。鉴于欧元流通时间较短，难以基于较短的样本区间得到可靠的结论，所以，本文仅将人民币对美元（US）和日元（Jap）汇率作为考察对象。根据上述理论分析的结果，我们可以建立如下的面板协整分析模型： ，。 （4）其中：表示美国，表示日本。为由基本经济要素决定的均衡汇率，而反映了实际观测汇率对均衡汇率的偏离，则反映了偏离程度的大小，即汇率失调的程度。目前很多文献在研究人民币汇率时都采用季度

14、数据，但由于经常帐户和部分价格指数的季度数据没有统计报告，需要根据年度数据生成季度数据，这会导致数据信息扭曲，同时还要对数据的季节效应进行调整，所有这些数据加工都会降低检验结果的可靠性和估计的准确度，所以我们在此选取年度数据进行分析。为了对汇改以来人民币的汇率走势进行对比分析，本文的样本区间选取为19822005年样本数据中，美国和日本的数据均取自IFS，中国2004年以前数据取自新中国统计资料50年和中国统计年鉴(19962005年)，2005年部分数据取自2005年中国统计公报（GDP和价格指数）和IFS（名义汇率、经常帐户差额）。人民币对日元汇率根据人民币和日元对美元汇率换算。关于数据处

15、理的说明：（1）在计算变量时，净对外资产的计算需要一个初始值，我们采用1981年的外汇储备额作为中国的初始值，对美国和日本则分别采用19701981年和19771981年的经常帐户差额累积值作为初始值。（2）价格指数均以2000年为100进行定基调整。三、面板单位根和面板协整检验对模型（4）进行面板协整分析，首先要求面板变量、的数据生成过程（DGP）为I(1)过程，所以，在面板协整检验之前，首先需要对变量进行面板单位根的检验。现有的面板单位根检验方法可以分为两类，一类是基于截面单元间不相关假定的，另一类是基于截面相关假定的。显然，我们没有理由认为这里所考虑的两个截面单元是不相关的，所以应该选取

16、基于截面相关假定的检验方法。在此，我们利用杨继生等(2006)修正的检验统计量对模型（4）中各变量进行面板单位根检验（结果见表1）。显然，根据表1中的检验结果，可以认为面板变量、的数据生成过程均为I（1）过程。表1： 面板单位根检验结果面板数据检验统计值-1.456-5.20470.5985-1.83040.0444-2.4831p值0.07270.00000.72520.03360.48230.0065检验式设定(c,0,2)(0,0,1)(c,t,2)(c,t,1)(c,t,2)(c,0,1)检验结论非平稳平稳非平稳平稳非平稳平稳注：检验式设定中，参数c表示含截矩，t表示含时间趋势，第三个

17、参数的值表示滞后阶数。检验结论所采用的显著性水平为5%。令，其中（截面单元）或（截面单元），（19822005年）。模型（4）基于PVECM的协整检验形式可表示为（协整方程含截矩，不含趋势项）： （5）其中：，。和分别为各截面单元协整方程的调节向量和协整向量，二者均为的向量。根据Groen(2003)的证明结果，模型（5）含有个协整关系的LR检验统计量及其渐近分布为： （6）其中：为对应于单元的具有单位协方差矩阵的维布朗运动，； 。表2 面板协整LR检验的结果与时间序列的Johansen协整检验不同，Groen面板协整检验的原假设为等式，而不是不等式形式，如而不是Johansen检验的。原假设

18、 LR检验统计值 1临界值 5临界值 * 80.314 71.37263.991* 51.335 40.794 35.293 14.427 19.661 15.182注：（*）表示在1显著性水平上拒绝该原假设。根据上述估计和检验思路，基于MATLAB6.5软件编程运算所得到的LR检验结果见表2。从（6）式可以看出，面板协整LR检验统计量的渐近分布是布朗运动即维纳过程的泛函形式，其检验临界值只能通过仿真实验得到，在表2中同时给出了我们基于仿真试验结果所得到的临界值。根据表2中的检验结果，不存在协整关系和协整关系个数为1的原假设被高度显著地拒绝了。当原假设为“协整关系个数等于2”时，LR检验统计值

19、非常靠近但略小于5临界值，所以检验结果显示，在5显著性水平上，所考察的变量之间存在2个协整关系。尤其是，随着待检验的协整关系个数的增加，所需要估计的参数个数不断增加，自由度会显著下降，而这里的临界值是检验统计量渐近分布（即时所得到的分布）的临界值，所以，我们可以以更高的置信度判定：我们所建立的人民币均衡汇率模型含有2个协整关系。协整向量和调节向量的无约束估计结果分别为：， ， 无约束的协整向量和调节向量只是确定了协整空间，其估计并不是唯一的。要得到具有经济含义的估计结果，还需要施加一定的约束条件，在误差纠正模型中对估计结果进行正规化处理，就（4）式的人民币均衡汇率面板协整模型而言，约束条件为实

20、际汇率变量和的系数为1，由此我们得到模型（4）的正规化协整向量及其误差纠正系数（表3）。表3： 协整向量及误差纠正系数 qitPRODitNFADit截矩对美元汇率协整向量15.80221.4940-2.6452误差纠正系数-0.1250对日元汇率协整向量17.0951-4.63592.1230误差纠正系数-0.1013四、检验和估计结果分析（一）协整关系的分析显然，在协整向量和误差纠正系数的估计结果中，各参数的符号与第二部分中的理论分析的结论是吻合的：的系数为负值；在对美元的模型中，的系数为负，而在对日元的模型中，的系数为正。这一结果再次证明了以面板协整理论分析人民币均衡汇率的必要性，以传统

21、协整方法进行分析所得出的结论很是不可靠的。估计结果中，误差纠正系数具有正确的符号（均为负值），从而印证了协整关系的存在性以及面板协整检验的结果。但误差纠正系数分别为-0.1250和-0.1013，数值较小，表示实际汇率对均衡汇率的偏离可以在下一年得到10左右的修正，说明人民币实际汇率存在自动纠偏而向均衡汇率调整的能力，但调节速度相对较慢。（二）汇率失调的偏离度分析根据（8）式和（10）式中人民币均衡汇率面板协整模型的估计结果，我们可以得到各期的均衡汇率，并计算出观测的当期实际汇率对当期均衡汇率的偏离（图12）。 图1：人民币对美元的实际汇率、均衡汇率和汇率失调图2：人民币对日元的实际汇率、均衡

22、汇率和汇率失调估计结果显示，就人民币对日元汇率而言：在1993年以前，除1986和1987年非常接近均衡汇率外，人民币始终处于被高估状态，其中在19821984年间被高估严重，高估最严重时曾达到60%，在19881993年间偏离程度相对较小，偏离最大的1992年约被高估9%。19941998年间实际汇率基本接近均衡汇率。2000年以后人民币相对日元开始出现一定程度的低估，在2004年和2005年，低估程度分别达到15%和17%左右。汇率形成机制改革以来，人民币对日元对日元的小幅升值实际上就是对这种短期误差的修正。人民币对美元实际汇率相对于均衡汇率而言，人民币在19821984年和1993199

23、6年间被高估，1982年高估最严重时达31%；在19851992年和19972004年间被低估，其中1986年低估最严重时达19%，但后一时期被低估程度较轻，最严重时是1999年被低估13%。而在样本期末人民币实际观测汇率已接近均衡汇率水平。所以，就实际均衡汇率的角度而言，在基本经济因素没有显著变化的情况下，人民币对美元汇率存在大幅升值的现实经济基础。也就是说，伴随着汇率形成机制的改变，人民币对美元汇率波动幅度尽管会增大，但近期的持续升值，则主要还是由人民币升值预期推动的。目前，美国等国家不断对人民币汇率提出质疑，要求人民币升值，在面临外部的巨大升值压力的情况下，人民币出现了持续升值的趋势。导

24、致这一结果的原因之包括以下几个因素：第一，2005年7月21日出台了完善人民币汇率形成机制改革措施，人民币汇率不再盯住单一美元，而是按照我国对外经济发展的实际情况，选择若干种主要货币，赋予相应的权重，组成一个货币篮子，同时，根据国内外经济金融形势，以市场供求为基础，参考一篮子货币计算人民币多边汇率指数的变化，对人民币汇率进行管理和调节，从而初步形成了对人民币对美元升值的预期。第二，在美国等强烈要求人民币升值的国际环境下，又逐渐形成了人民币对美元大幅升值的预期。第三，2006年4月2007年12月，为了稳定通货膨胀预期，中国人民银行13次上调存款准备金率，7次提高存贷款利率，也不断地强化了人民币

25、升值的预期。第四，美元相对于其他世界主要货币的持续走软也是形成人民币对美元升值预期的主要原因之一，例如，2001年开始，美元对欧元的汇率不断贬值，到现在已经贬值40。所以说，汇率形成机制改革，国外对人民币升值的要求、人民币连续加息、美元相对于世界主要货币贬值等因素共同形成了人民币的升值预期，导致了人民币对美元的持续升值。五、结论人民币升值的原因一方面可能来自基本经济因素的变化，另一方面也可能是市场的升值预期推动。在考察货币的均衡汇率，基于时间序列数据、利用传统的协整检验方法很有可能导致不可靠的结论。鉴于此，本文基于中、美、日三国的面板数据，利用近期发展起来的面板协整理论，对人民币相对于美元和日

26、元的汇率进行分析，考察实际汇率与相关基本经济要素之间的关系，并对实际观测汇率相对于均衡汇率的偏离程度进行了分析。研究结果显示，人民币对美元和日元的实际汇率与三国的基本经济要素指标之间存在着协整关系，即长期稳定的均衡关系，但汇率失调的自动修正速度较慢，目前所实施的参考一篮子货币的人民币汇率制度将有助于加快失调的纠偏速度。当前人民币对美元升值的主要原因并非基本经济因素的影响，而主要是人民币在国际经济环境和加息环境下的升值预期所导致的。汇率形成机制改革，国外对人民币升值的要求、美元持续走软、人民币连续加息等因素共同形成了人民币的升值预期，导致了人民币对美元的持续升值，而对日元的升值在相当程度上还包括

27、了对短期失调的修正。参考文献：刘阳，2004：人民币汇率均衡及汇率动态，经济科学第1期。秦宛顺 靳云汇 卜永祥，2004：人民币汇率水平的合理性-人民币实际汇率与均衡汇率偏离度分析，数量经济技术经济研究第7期。杨继生 王少平 艾春荣，2006：工具变量法面板单位根检验的有偏性及其修正，数量经济技术经济研究第2期。赵西亮 赵景文，2006：人民币均衡汇率分析：BEER方法，数量经济技术经济研究第12期。Alberola, E.，(2003), “Real Convergence, External Disequilibria and Equilibrium Exchange Rates in E

28、U Acceding Countries”, Banco de Espaa, mimeo.gert, B., (2004), “Amina,L.R. and K. Lommatzsch, The Stock-Flow Approach to the Real Exchange Rate of CEE Transition Economies”, Work paper, University of Pairs X-Nanterre and Willian Davidson.Funke, M., and Rahn, J.,(2005, “Just How Undervalued is the Ch

29、inese Renmibi?”, The World Economy, 28,4(04),465-489.Groen, J.J. and F.R. Kleibergen,(2003), “Likelihood-based cointegration analysis in panels of vector error correction models”, Journal of Business and Economic Statistics, (21):295-318.Maeso-Fernandez, F., Ch. Osbat and Schnatz, B., (2001), “Determinants of the Euro Real Effective Exchange Rate: A BEER/FEER Approach”, ECB Working Paper, No. 85.Zhang X.P., (2002), “Equilibrium and Misalignment: An Assessment of the RMB Exchange Rate from 1978 to 1991”, Working Paper No. 127, Stanford University.