人民币实际汇率错位的经济效应实证研究.pdf

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2006年第7期3人民币实际汇率错位的经济效应实证研究吴丽华王锋内容提要:本文运用行为均衡汇率模型和协整理论,测算1984—2004年人民币实际汇率错位的季度状况,结果表明,人民币实际汇率在此期间经历了三个阶段的币值低估和两个阶段的币值高估。结合这21年间中国主要经济指标的增长率,划分阶段研究人民币实际汇率错位的经济效应,可以发现:较大幅度的实际汇率错位对涉外经济变量产生了比较明显的影响;而低幅度的实际汇率错位,不会对经济产生较大危害,经济系统本身可自动调节;另外,实际汇率错位对涉外经济变量的变动有非常好的解释作用,这反过来证明,对人民币实际汇率错位状况的测算是准确的。通过建立计量模型,从1984—2004年整体时段来研究人民币实际汇率错位的经济效应,结果表明,实际汇率错位对出口和进口都产生了显著的负面影响。关键词:实际汇率汇率错位经济效应一、引言实际汇率错位(RealExchangeRateMisalignment)是指实际汇率偏离均衡实际汇率的状态。在间接标价法下,如果实际汇率低于均衡实际汇率,实际汇率错位就表现为币值低估;如果实际汇率高于均衡实际汇率,则表现为币值高估。因为汇率在开放经济的各种变量中居于核心地位,所以实际汇率的变动会从外部到内部,从宏观到微观的各个方面、各个层次对开放经济的运行产生深刻的影响。国外很多研究表明,实际汇率错位会对一国出口、进口、外商直接投资、收入分配、产业发展、就业、资源配置、经济增长以及国内宏观经济稳定产生诸多负面影响。近年来,国内有关均衡汇率的研究文献很多,这些研究一般都会对实际汇率偏离均衡汇率的状况做出一般性判断,但大多并未对人民币实际汇率错位的经济效应进行研究。本文将从一个较长的时间跨度(1984—2004年),并运用季度数据对人民币实际汇率错位的经济效应进行深入的实证研究。二、国内外有关研究的文献综述国外学者对实际汇率错位的经济效应研究得比较早,而且深入全面。Edwards(1988)以12个发展中国家为研究对象,结果发现实际汇率错位对经济增长有显著的负面影响。Cottani,Cavallo和Khan(1990)以24个发展中国家为研究对象,结果发现,实际汇率错位对经济增长、出口、农业部门增长均有显著的负面影响。Ghura和Grennes(1993)以非洲撤哈拉沙漠以南33个国家为研究对象,结果发现实际汇率错位对经济增长、出口、进口、储蓄、投资均有负面影响。Razin和Collins(1997)以93个发达和发展中国家为研究对象,结果发现:实际汇率错位对经济增长有显著的负面影响,币3吴丽华、王锋,厦门大学经济学院金融系、厦门大学宏观经济研究中心,邮政编码361005,电子信箱:tiger61517@tom.com。感谢匿名审稿人的宝贵建议。本文为教育部人文社科基地重大项目(05JJD790026)阶段性研究成果。15 吴丽华、王锋:人民币实际汇率错位的经济效应实证研究值高估10%,实际产出将下降016%;研究还发现适当的币值低估能促进经济增长;他们的一个重要创新是,认为实际汇率错位与经济增长之间存在非线性关系。Domac和Shabsigh(1999)以埃及、约旦、摩洛哥和突尼斯为研究对象,构建基于购买力平价、黑市汇率、结构模型的实际汇率错位,结果发现实际汇率错位对经济增长有显著的负面影响。Aguirre和Calderon(2005)对60个国家1965—2003年的实际汇率错位进行研究,发现实际汇率错位阻碍了经济增长,但这种关系呈现出非线性。国内对人民币均衡汇率的研究已经很多,在研究均衡汇率时,大多数文献都测算出了人民币实际汇率的错位状况,但对实际汇率错位的经济效应研究却比较少。张晓朴(2001)分别运用发展中国家的汇率模型和行为均衡汇率模型测算了人民币均衡汇率及其错位状况,他主要对实际汇率高估的危害进行了理论分析,并认为汇率高估会对本国的出口、国内生产、就业、财政收入和外商直接投资等产生诸多不利影响。唐国兴和徐剑刚(2003)分别基于购买力平价和结构模型计算了人民币实际汇率错位,发现1996—1999年人民币币值高估;他们通过计量模型研究了人民币实际汇率错位的经济效应,结论认为:在1%显著性水平下,实际汇率错位对进口、出口、投资有显著的负面影响。李广众和Voon(2004)运用1978—1998年的平行数据,就实际汇率错位、汇率波动性对中国制造业出口贸易的影响进行了研究,结论认为人民币实际汇率错位对出口具有不利影响。本文将运用行为均衡汇率模型和协整理论来测算1984—2004年人民币实际汇率的季度错位状况,并结合中国内外部主要经济指标,运用计量模型研究这一时期人民币实际汇率错位的经济效应。三、1984—2004年人民币实际汇率错位状况的测算测算均衡汇率和实际汇率错位的方法有多种,但行为均衡汇率法(BehavioralEquilibriumExchangeRate,简称BEER)以其可操作性强而被广泛运用。下面首先对行为均衡汇率法做简要介绍,然后再运用此方法测算1984—2004年人民币实际汇率错位状况。(一)行为均衡汇率法简介行为均衡汇率法是由Clark和Macdonald(1998)提出。此方法既可用于测算均衡汇率,又可用于分析实际汇率错位。其表达式为:qt=β1′Z1t+β2′Z2t+τ′Tt+εt(1)其中:qt表示观测到的实际汇率;Z1表示长期内影响汇率的基本经济因素向量;Z2表示中期内影响汇率的基本经济因素向量;T表示影响汇率的短期、临时因素组成的向量;ε是随机扰动项。此式表明,可观测到的实际汇率由基本经济因素Z1和Z2、短期因素T、随机误差ε三个方面来解释。如果定义现时均衡实际汇率(CurrentEquilibriumRealExchangeRate,简称CERER)是由中、长期基本经济要素的现时值确定的均衡汇率,即:q′t=β1′Z1t+β2′Z2t(2)那么,实际观测到的汇率与现时均衡汇率之差便可被定义为现时汇率错位(CurrentMisalignment,简称cmt),即:cmt=qt-qt′=qt-β1′Z1t-β2′Z2t=τ′Tt+εt(3)但是基本经济要素本身也会偏离其长期均衡水平,因此有必要进一步定义总的汇率错位水平(TotalMisalignment,简称tmt),tmt是实际观测到的汇率与基本经济要素可持续的长期值所确定的长期均衡汇率之差:tmt=qt-β1′…Z1t-β2′…Z2t(4)式中的…Z1t、…Z2t代表基本经济要素可持续的长期值。对(4)式右边进行变换,减去和加上qt′,16 2006年第7期总的错位水平可以分解为两部分:tmt=(qt-qt′)+[β1′(Z1t-…Z1t)+β2′(Z2t-…Z2t)](5)由于qt-qt′=τ′Tt+εt,因此(5)式可改写为:tmt=τ′Tt+εt+[β1′(Z1t-…Z1t)+β2′(Z2t-…Z2t)](6)在(6)式中,总的汇率错位被分解为三方面因素:短期临时因素、随机扰动因素和基本经济要素偏离其可持续水平的程度。(二)1984—2004年人民币均衡汇率的测算1.人民币BEER模型的基本经济变量确定运用BEER模型测算的均衡汇率是否准确,选择合适的基本经济变量非常关键。因为这一方法并没有给出现成的基本经济变量集来供运用,而是根据测算的货币不同,具有较大的灵活性。Macdonald(1997)从实际汇率的基本公式出发,经过一系列理论推导认为:决定长期实际汇率变动的潜在因素有三方面:一是可贸易品的实际汇率;二是在本国和外国之间贸易品与非贸易品的相对价格;三是本国与外国在构造一般物价水平时所运用的权重。基于以上三方面的潜在因素,他通过理论分析得出了决定长期实际汇率的基本经济变量集。这个变量集包括劳动生产率、总需求、财政收支、私人部门的储蓄、石油的实际价格、本国与外国的实际利率差、本国与外国政府债务之比,这些成为BEER方法选取变量的理论基础。由于上述一些变量的数据是不可获得的,所以在进行实证研究时,对其中一些变量进行筛选或替代是一般文献的通用作法。在选取决定人民币均衡实际汇率的基本经济变量时,我们的出发点是上文中所介绍的Macdonald推导出来的基本经济变量集。同时还要考虑以下四个方面:一是国外BEER方法的已有文献所给出的建议,如Clark和Macdonald(1997)和Montiel(1999)等;二是国内有关人民币BEER模型的文献所给出的建议,如张晓朴(2001)、林伯强(2002)、施建淮和余海丰(2005)等;三是数据的可获得性;四是中国的经济特征。在理论分析的基础上,我们对可获得季度数据的所有变量,运用协整方法进行了尝试和筛选,最后把人民币BEER模型的基本经济变量确定为:劳动生产率、贸易条件、开放度、资本流动管制和货币供应量五个变量。(1)劳动生产率(Productivity,简称PROD):劳动生产率对实际汇率的影响在巴拉萨—萨谬尔森效应中得到很好的体现。即首先发生在贸易品部门的劳动生产率提高会使该国贸易品的国际竞争力增强,从而改善了贸易收支状况,这要求实际汇率升值以维持外部经济均衡的可持续性,因此劳动生产率与实际汇率成正向关系。在我国的经济统计中没有劳动生产率的季度数据,所以必须寻找其他指标来替代劳动生产率。Macdonald(1997)用非贸易品与贸易品的相对价格比和本国的实际产出增长率两个变量来替代劳动生产率,也有用本国GDP与全部劳动人口(Employment,简称EMP)的相对比率来替代的。前者是一个衡量劳动生产率较为间接的指标,而后者则是更直接的指标。鉴于数据的可获得性,本文采用中国GDP和就业人数的比率作为劳动生产率的代理变量。即PRODt=GDPtPEMPt。(2)贸易条件(TermsofTrade,简称TOT):贸易条件是绝大多数基于基本经济要素研究均衡汇率的文献所采用的变量,它是指一国出口价格指数与进口价格指数之比。大多数文献认为,一国贸易条件的改善(恶化)会导致该国货币的升值(贬值),但施建淮和余海丰(2005)认为,贸易条件的改善有两个效应:一是“收入效应”,出口品价格的相对上升意味着实际收入的增加,从而更多地需求非贸易品;另一个是“替代效应”,进口品价格的相对下降,会增加对进口品的需求。前者推动了非贸易品价格的上升,从而有助于国内价格的上涨,而后者则有利于国内价格的下降。因此,贸易条件的改善对国内价格水平的影响是不定的,从而对实际汇率的影响也是不定的。我们暂时不确定17 吴丽华、王锋:人民币实际汇率错位的经济效应实证研究贸易条件与实际汇率的关系,而是让下文的数据来说明。由于我国没有编制1993年以前的贸易条件季度数据,所以必须构造变量来替代。根据贸易条件的内涵,我们构造的变量为:TOTt=EXtPIMt,其中IM、EX为进出口额。此变量既包括价格变动又包含数量变动,故能在一定程度上替代贸易条件。①(3)开放度(OPEN):Clark和Macdonald(1997)所建立的BEER模型是针对开放度较高的发达国家,而中国是一个正处于开放进程中的发展中国家。所以我们认为,开放度应该被引入人民币的BEER模型中。一般而言,开放度较低的国家积累的外汇储备自然有限,为了进口关键设备和引进先进技术,不得不高估本币汇率,并且实行严格的贸易管制,以限制国内对国外普通商品的进口需求。但随着开放度的不断提高,贸易自由化以后,为了促进出口,积累外汇,便要求本币贬值到一个较低的水平。因此开放度与实际汇率成反向关系。开放度通常用进出口总额占GDP的比率来衡量。即OPENt=(EXt+IMt)PGDPt。(4)资本流动管制(CapitalControl,简称CCON):如果从发展中国家的资本帐户开放情况来考察,对资本流动的管制就成为实际汇率的一个重要决定因素。在实证研究中(如储幼阳,2004),通常用国外净资产与GDP的比率测度对资本流动的管制。如果资本管制放松,国外净资产增加,一国的国外收益也增加,经常项目收支状况改善,此时要求实际汇率升值以维持外部均衡的可持续性;反之,将要求实际汇率贬值。因此资本流动管制的放松程度与实际汇率成正向关系。在此,我们用国外净资产与GDP的比率来做代理变量。即CCONt=NFAtPGDPt。(5)货币供应量(M2):从汇率的货币模型来考察,货币供应量就是决定汇率的重要因素之一。M2扩张将导致通货膨胀率上升,本国的经常项目收支恶化,这时要求实际汇率贬值以维持外部均衡的可持续性;反之,M2收缩将要求实际汇率升值。(6)人民币实际汇率(RealExchangeRate,简称RER):在研究均衡汇率文献当中,一般采用国内贸易品价格和非贸易品的相对价格作为实证模型中的实际汇率。我国没有贸易品价格和非贸易品价格的统计分类,我们在这里采用IMF计算的实际有效汇率指数(RealEffectiveExchangeRate,简称REER)作为内部实际汇率的代理变量。综上所述,人民币均衡汇率的理论模型可表述为:+?-+-BEER=f(PROD,TOT,OPEN,CCON,M2)(7)等式右侧各解释变量上方的正负号是各变量一阶偏导的符号,表示基本经济要素增加时,人民币均衡汇率的变动方向;问号表示两者关系暂时无法确定。2.基本经济变量的季节调整及ADF单位根检验本文选取了1984—2004年的有关季度数据,这些数据均来自1984—2005年IMF的InternationalFinancialStatisticsYearbook及《中国统计年鉴》各卷。从样本数据的特征看,国内生产总值、进出口额、都呈现季节性,所以对它们进行了季节调整,并取对数后分别记为:LREER、LPROD、LTOT、LOPEN、LCCON、LM2。由协整理论可知,如果将经济变量集看成一个经济系统,则该系统产生协整过程的必要条件是系统中的所有变量是同阶积分过程。对上述变量序列的平稳性分别用ADF(AugmentedDickey2Fuller)单位根检验法进行检验。检验结果如表1。①施建淮等(2005)曾获得贸易条件的季度数据,并在其论文中绘制出贸易条件图像。我们用构造变量模拟出的贸易条件图像与施建淮等绘制出贸易条件走势图很接近。而且我们认为本文所构造的变量比有些文献中用出口额减进口额来替代贸易条件要更准确些。18 2006年第7期表1各序列的ADF检验结果检验类型ADF1%的检验类型ADF1%的变量变量(1)(C,T,L)统计量临界值(C,T,L)统计量临界值LREER(C,0,3)-3.0015-3.5142LOPEN(C,T,4)-2.2482-4.0787(2)D(LREER)(0,0,2)-3.6722-2.5922D(LOPEN)(C,0,2)-6.9984-3.5142LPROD(C,T,4)-2.7096-4.0787LCCON(C,T,4)-3.6604-4.0787D(LPROD)(C,0,1)-5.4785-3.5132D(LCCON)(0,0,4)-4.9419-2.5929LTOT(C,T,0)-3.2031-4.0727LM2(C,0,4)-1.3529-3.5153D(LTOT)(0,0,3)-4.9481-2.5926D(LM2)(C,T,2)-5.2852-4.0771注:(1)检验类型中的C、T、L分别表示序列的截距项、趋势项和滞后项,0表示没有C或T;(2)D表示差分算子。检验结果表明所有变量都是一阶单整,可以进行协整检验。3.Johansen极大似然估计法建立协整方程由于样本容量较大,且为季度数据,所以本文采用Johansen极大似然估计法来寻找基本经济变量和人民币实际有效汇率之间的均衡关系。Johansen协整检验的结果见表2。表2Johansen协整检验结果特征值似然比5%的临界值1%的临界值零假设330.624466225.5184114.9124.75None330.472151148.145287.3196.58Atmost1330.42101297.6685462.9970.05Atmost2330.35872954.497242.4448.45Atmost30.15196119.3973125.3230.45Atmost40.0775366.37585712.2516.26Atmost533表示拒绝1%显著水平上的原假设标准化的协整系数:1个协整方程LREERLPRODLTOTLOPENLCCONLM2TRENDC1-1.1073310.6916040.210245-0.8822472.342517-0.052395-19.75379-0.19369-0.18901-0.15514-0.09581-0.23692-0.00781对数似然比785.502结果表明LREER与LPROD、LTOT、LOPEN、LCCON、LM2之间的确存在协整关系。人民币实际汇率的协整方程为:LREER=1.107331LPROD-0.691604LTOT-0.210245LOPEN+0.882247LCCON-2.342517LM2+0.052395TREND+19.75379由协整方程可见,基本经济要素对人民币实际汇率的影响方向与上文的定性分析是一致的:劳动生产率提高、资本管制放松使实际汇率上升;而开放度提高、货币供应量扩张使实际汇率下降。前文提到,贸易条件与实际汇率的关系因为收入效应和替代效应的存在而无法预先确定。从协整方程可见,贸易条件与实际汇率成反向关系,这说明贸易条件改善所产生的替代效应大于它所产生的收入效应。19 吴丽华、王锋:人民币实际汇率错位的经济效应实证研究根据Granger表示定理,若人民币实际汇率与基本经济要素之间存在协整关系,那么就一定存在描述实际汇率由短期波动向长期均衡调整的误差修正模型。众多文献都建立了此模型,因为本文的研究重点是实际汇率错位的经济效应,故不再建立均衡汇率的误差修正模型。4.人民币均衡汇率的测算在前文的行为均衡汇率理论简介中,我们曾提到均衡汇率可分为现时均衡汇率(CurrentEquilibriumRealExchangeRate,简称CERER)和长期均衡汇率(PermanentEquilibriumRealExchangeRate,简称PERER)。把基本经济变量的实际值代入上面的协整方程,得到的就是人民币现时均衡汇率。测算结果见图1。由BEER理论可知,长期均衡汇率是由基本经济要素可持续的长期均衡值所确定的汇率。因此要得到长期均衡汇率,需要提取基本经济变量的长期趋势成份。H2P滤波法是目前正在宏观经济学中广泛用于获取时间序列的长期趋势成份的一种方法。在此,我们运用H2P滤波法对LPROD、LTOT、LOPEN、LCCON、LM2进行处理,并把提取的长期均衡值代入上面的协整方程,计算得到人民币长期均衡汇率。测算结果见图2。图1人民币现时均衡实际汇率(CERER)图2人民币长期均衡实际汇率(PERER)与实际有效汇率(REER)与实际有效汇率(REER)(三)人民币实际汇率错位状况的测算根据行为均衡汇率理论,有两种均衡汇率,必然可计算出两种实际汇率错位,即现时实际汇率错位(CurrentMisalignment,简称CMIS)和总实际汇率错位(TotalMisalignment,简称TMIS)。总汇率错位可认为是长期实际汇率错位。运用如下两个实际汇率错位的计算公式分别测算出1984—2004年人民币的现时汇率错位状况和总汇率错位状况。见图3和图4。图3人民币现时实际汇率错位状况图4人民币总实际汇率错位状况20 2006年第7期REER-CERERCMIS=×100%(8)CERERREER-PERERTMIS=×100%(9)PERER由前文中的(3)式和(6)式可知,人民币现时实际汇率错位是由短期临时因素、随机扰动因素造成,而总实际汇率错位则由短期临时因素、随机扰动因素和基本经济要素偏离其可持续水平三方面因素造成。因而,总实际汇率错位所反映的错位状况更全面、更稳定。下面的讨论将围绕人民币总实际汇率错位状况进行,文中所指的均衡实际汇率和实际汇率错位均为人民币长期均衡实际汇率和总实际汇率错位。根据以上测算,1984—2004年期间,人民币实际汇率在1987年3—4季度、1988年3—4季度、1991年至1992年第2季度、1995年和1999年至2003年期间基本处于均衡状态。而实际汇率错位却表现为一种常态。这一期间,人民币经历了三次币值低估和两次币值高估。1.币值低估:第一次低估发生在1984年第1季度至1988年第2季度,持续时间四年半,平均低估1611%,低估最严重的是1984年第1季度,低估幅度达3516%;第二次低估是在1992年第2季度至1995年第2季度,持续时间3年,平均低估1015%,低估最严重的是1993年第2季度,低估幅度达1915%;第三次低估是在2003年第1季度至2004年第3季度,持续时间近2年,平均低估816%,。低估最严重的是2004年第1季度,低估幅度为1613%。21币值高估:第一次币值高估发生在1988年第3季度至1992年第1季度,持续时间将近4年,平均高估10%,高估最严重的是1989年第4季度,高估幅度达2619%;第二次币值高估发生在1995年第3季度至2002年第4季度,持续长达7年半时间,但却是一次轻微的币值高估,平均高估只有616%,高估最严重的是1998年第1季度,高估幅度为1711%,而且在2001年第3季度至2002年第1季度出现轻微低估波动。那么,人民币所经历的三次币值低估和两次币值高估到底对中国经济产生了什么影响?四、1984—2004年人民币实际汇率错位的经济效应分析我们将运用经济指标分析和计量检验两个途径来进行研究。为了进行经济指标分析,我们分别收集和计算了1983—2004年的八项年度经济指标①,它们分别是:汇率年平均错位幅度、出口年增长率、进口年增长率、贸易差额、外商直接投资年增长率、外汇储备年增长率、年度经济增长率和年度通货膨胀率。由于篇幅限制,这些数据不在文中全部列出。在文献综述中,我们曾介绍过国内外有些学者用计量方法来研究实际汇率错位的经济效应。但这一研究方法须具备两个基本条件:一是实际汇率错位的持续时间足够长,以便获得的错位数据达到运用计量模型的最低样本容量要求;二是实际汇率错位的幅度足够大,对经济的影响显著,因为根据均衡汇率的误差修正模型,如果实际汇率错位幅度比较小,经济系统本身可自动进行调节,一般不会对经济产生很大的影响。1988年第3季度至1992年第1季度的币值低估②和1995年第3季度至2002年第4季度的币值高估③基本为我们提供了运用计量方法研究的条件。由于受到有关季度数据可获得性的限制,在此仅对实际汇率错位对出口、进口及经济增长的影响进行计量研究。①之所以用年度指标是考虑到实际汇率错位对经济影响的滞后效应以及数据的可得性。②此次持续4年半的实际汇率错位,提供的错位样本容量为18,平均低估幅度16.1%,可以进行计量检验。③此次持续7年半的实际汇率错位,提供的错位样本容量为30,但平均高估幅度6.6%,不过我们可以用计量方法检验其是否对经济产生了影响。21 吴丽华、王锋:人民币实际汇率错位的经济效应实证研究(一)人民币币值低估的经济效应111984年第1季度至1988年第2季度币值低估的经济效应(1)经济指标分析①第一,对出口和进口的影响:在币值低估3116%的1984年,出口增长率从1983年的-014%一下提高到1984年的1716%,在经历币值低估1519%和1416%的1985、1986年后,到1987和1988年,出口增长率达到2715%和2015%。相反,进口增长率先从1985年的5411%,在滞后两年,迅速下降到1987年的017%,但在币值小幅低估514%的1988年却出现2719%的大幅增长。可见,币值低估对出口的影响是比较明显的,而对进口的抑制效应并不明显,但对两者的影响都明显存在滞后效应。第二,对贸易差额的影响:这次币值低估尽管没有彻底扭转我国贸易逆差的局面,但在连续5年的币值低估下,贸易差额从1985年逆差149亿美元一直减少到1988年逆差7715亿美元,减小了48%。可见,此次币值低估明显影响到贸易差额的变化。第三,对外商直接投资(FDI)的影响:在币值低估较严重的1984年,外商直接投资增长率达到9718%,随着币值低估幅度的逐年减少,FDI增长率也逐渐下降到1986年的13%,不过在随后币值依然低估的1987、1988年,其还是保持了2314%和38%的增长率。但随着1989年币值高估,FDI增长率也下降到612%。可见,此次币值低估对FDI的影响很显著,而且不存在明显的滞后效应。第四,对外汇储备的影响:外汇储备在出口迅速增加和进口受到一定程度抑制的作用下,由1985年减少6718%扭转为1987年增加4111%,1988年增加1514%。(2)Granger因果关系检验下面,我们用Granger因果关系检验法来检验此时段总实际汇率错位是否与出口、进口和产出②REER-PERER构成Granger因果关系。需要特别指出的是,在前文,我们用TMIS=×100%式测算PERER了实际汇率错位的百分比相对数,这也是大多数文献所采用的方法。但这个度量方式给计量检验带来了困难。为此,我们建立如下指标,将这个百分比相对数转换为实际汇率错位的绝对数:TMISAB=|REER-PERER|,其中,TMISAB表示实际汇率错位的绝对值。构建这个指标有三点好处:一是它衡量了实际汇率错位的绝对量,便于和其他变量的绝对量一起进行计量检验;二是取绝对值可以降低我们建模时把TMISAB与REER共同作为解释变量时所出现的多重共线性;③三是取绝对值后,便于取自然对数。Granger因果检验法有效的前提是被检验的诸变量是平稳的。因此,我们首先对1984年第1季度至1988年第2季度实际汇率错位绝对值的对数(LTMISAB1)、出口额的对数(LEXP1)、进口额的对数(LIMPO1)、国内生产总值的对数(LGDP1)进行ADF单位根检验,以确定其平稳性。检验结果见表3。在检验中,我们发现LGDP1即使在10%的显著水平也是不平稳的,所以不在表中列出。对其他三个变量的检验都在5%或10%的显著水平上拒绝了零假设。但是在1%的显著水平上,则不能拒绝零假设。如果我们能接受5%或10%的显著水平,则可认为LTMISAB1、LEXP1、LIMPO1是平稳的,即可进行Granger因果关系检验。检验结果见表4。①经济指标分析中的数据均为我们计算得到,原始数据来源于《:中国对外经济统计年鉴2003》《、中国统计年鉴2004》以及中国国家外汇管理局网站:http:PPwww.safe.gov.cn;其中,汇率年平均错位幅度是本文测算的季度错位数据的平均值。特此说明,下文不再赘述。②对呈现出季节性的出口额、进口额和GDP,都进行了季节调整,并取对数,L表示取对数。③李广众和LanP.Voon(2004)试验认为,这样做可以把TMISAB与REER的相关性由95%降到20%。22 2006年第7期表3ADF单位根检验结果检验类型ADF5%(10%)2变量D.W.值AIC准则调整的R(C,T,L)统计量的临界值33LTMISAB1(C,T,3)-4.512705-3.79211.7649872.5880130.681056333LEXPO1(C,T,0)-3.371912-3.29642.748818-2.6928830.46748533LIMPO1(C,0,3)-3.769360-3.10031.589362-2.0403230.532203注:(1)33(333)标注5%(10%)显著水平的临界值;(2)各变量后之所以加数字1是代表1984年第1季度至1988年第2季度的数据。表4Granger因果关系检验结果原假设H0F统计量概率P值结论实际汇率错位不是出口的Granger因4.494760.05235拒绝H0出口不是实际汇率错位的Granger因1.423320.25269接受H0实际汇率错位不是进口的Granger因1.423530.25265接受H0进口不是实际汇率错位的Granger因0.658290.43074接受H0进口不是出口的Granger因0.792690.38833接受H0出口不是进口的Granger因0.184620.67397接受H0从检验结果可见,只有“实际汇率错位不是出口的Granger因”这一零假设在512%的显著水平被拒绝,并且他们的Granger因果关系是单向的,所以我们认为这一时期的币值低估与出口变动存在因果关系,也就是说,可以在一定程度上认为币值低估促进了出口增长。而币值低估与进口则不存在因果关系,这一结论与前文的经济指标分析是一致的。211992年第2季度至1995年第2季度币值低估的经济效应(1)对出口和进口的影响:在汇率低估最严重的1993年(年平均低估17%)之后,出口增长率由1993年的8%迅速提高到1994年的3119%和1995年的2219%。相反,进口增长率则从1993年的29%锐减至1994年的1112%,1995年的1412%。(2)由于1993年的进口增长率(29%)远大于8%的出口增长率,导致该年贸易逆差达到12212亿美元,但在币值低估的作用下,在1994年,贸易由逆差扭转为顺差,顺差额为54亿美元,增长了144%。当然,随着出口的迅速增长,外汇储备增长率在1994年达到14315%。(3)在币值低估的作用下,外商直接投资增长率由1991年的2512%急速提高到1992年的15515%。在币值低估幅度最大的1993年当年,FDI增长率达到了14616%。随着汇率回归均衡,在1994年FDI增长率就锐减到2218%。可见FDI对币值低估较为敏感,影响的滞后时间很短。312003年第1季度至2004年第3季度币值低估的经济效应对2003至2004年的汇率是否低估,存在很大的争议。施建淮和余海丰(2005)、张陶伟和杨金国(2005)等得出结论也认为,这一段时间人民币实际汇率是被低估了。如果本文和他们的结论是正确的,那么我们就来考察此次币值低估,是否对经济产生了币值低估下应该出现的经济效应。从经济指标来看,在2003和2004年,我国出口增长率分别达到3415%和3514%;贸易顺差24814和320亿美元;外汇储备增长率高达4018%和5112%;FDI增长率虽然在2003年下降到-114%,但2004年增长率却达到了2817%。种种迹象表明,这是币值低估的表现。可见,我们得出此段时间币值低估的结论是准确的。(二)币值高估的经济效应23 吴丽华、王锋:人民币实际汇率错位的经济效应实证研究1.1988年第3季度至1992年第1季度币值高估的经济效应1989年前后,我国的进出口主要受到高通货膨胀、经济增长下降的宏观经济形势和“政治风波”的影响。但从经济指标的增长率来看,人民币币值高估的经济效应依稀可见:伴随着币值高估,出口增长率由1987币值低估情况下的2715%降至1989年的1016%,外商直接投资增长率也由1988年的38%锐减至1990年的218%。但币值高估不能对进口的下降做出解释,这可能是因为宏观经济形势和“政治风波”的影响抵消了币值高估应对进口产生的促进作用。这次高估持续时间较短,并没有对我国经济造成太大的伤害。2.1995年第3季度至2002年第4季度币值高估的经济效应这次币值高估持续时间长达7年多,但高估幅度却不大,平均为616%,只有在1997和1998年高估幅度较大,最高是1998年第1季度的1711%。众多文献(如张晓朴,2001;储幼阳,2004)曾提到:根据国际上的一般经验,一国货币高估10%左右时并没必要贬值,可通过贸易条件的改善等加以解决。本文认为,均衡汇率的误差修正模型就精确刻画了经济系统的这个自动调节机制。也就是说,低幅度的实际汇率错位并不会对经济产生较大危害,经济系统可自动修复。那么中国这7年多的实际情况是这样吗?下面我们分别从数据分析和计量检验两方面来进行验证。(1)经济指标分析这7年间,我国经济稳定增长(GDP平均增长率为812%),物价水平稳定(通货膨胀率平均为3%)。除了在1998年因为自然灾害使出口、进口、外国直接投资、外汇储备的增长率发生较大波动外,从1999年至2003年,我国的出口增长率平均为1915%,进口增长率平均为2417%,贸易顺差也维持在平均25417亿美元的水平,外汇储备增长率从1999年的617%一路攀升至2003年的4018%。从以上分析可见,没有证据显示,这期间的实际汇率错位对内外经济产生了显著影响。(2)Granger因果关系检验类似于对1984年第1季度至1988年第2季度币值低估的经济效应的计量检验,我们首先利用公式TMISAB=|REER-PERER|计算出这一期间币值高估的绝对值,然后对1995年第3季度至2002年第4季度实际汇率错位绝对值的对数(LTMISAB2)、出口额的对数(LEXPO2)、进口额的对数(LIMPO2)、国内生产总值的对数(LGDP2)进行ADF单位根检验,以确定其平稳性。检验结果见表5。表5ADF单位根检验结果检验类型ADF5%(10%)2变量D.W.值AIC准则调整的R(C,T,L)统计量的临界值333LTMISAB2(0,0,4)-1.641885-1.62282.0263592.1901500.337710333LEXPO2(C,T,4)-3.438508-3.23671.654613-2.7570630.633011LGDP2(C,T,2)-13.73041-4.33820.605859-2.4993090.919777333注:(1)标注10%的显著水平临界值,未标注的为1%显著水平的临界值;(2)各变量后之所以加数字2是代表1995年第3季度至2002年第4季度的数据。在检验中,我们发现进口额的对数(LIMPO2)是不平稳的,所以不在表中列出。除了LGDP2在1%的显著水平上拒绝了零假设外,其他两个变量都在10%的显著水平上拒绝了零假设。如果我们能接受10%的显著水平,则可认为它们是平稳的,即可进行Granger因果关系检验。检验结果见表6。从检验结果可见,只有“出口不是GDP的Granger因”这一零假设被拒绝。这个检验结果也符合我们的一般理论分析,即出口贸易是我国经济增长的推动因素之一。而其他几个检验结果都接受了零假设。可见这一时期,低幅度的币值高估并不构成出口和产出的Granger因。所以我们认为,这7年间人民币实际汇率基本持续在一个合理水平,为经济的健康稳定发展发挥了积极作用。24 2006年第7期表6Granger因果关系检验结果原假设H0F统计量概率P值结论实际汇率错位不是出口的Granger因0.147590.86359接受H0出口不是实际汇率错位的Granger因2.291690.12372接受H0实际汇率错位不是GDP的Granger因0.347040.71041接受H0GDP不是实际汇率错位的Granger因2.133840.14123接受H0GDP不是出口的Granger因0.307150.73851接受H0出口不是GDP的Granger因14.51938.4E205拒绝H0(三)总体评价人民币实际汇率错位对进出口的影响在众多文献中(如魏巍贤,2000;许少强等,2002;李广众等,2004),进出口方程都采用了类似如下形式:ln(EXPO)=α1+β1ln(PROD)+β2ln(WPROD)+β3ln(REER)ln(IMPO)=a1+b1ln(PROD)+b2ln(REER)其中,EXPO、WPROD、PROD、REER、IMPO分别代表出口、世界产出、国内产出、实际有效汇率和进口。进口方程中如果假设世界对中国进口的供给价格弹性无穷大,就可以不考虑世界对中国进口的供给这个变量。引入实际汇率错位做解释变量后,进出口方程可写为:ln(EXPO)=α1+β1ln(PROD)+β2ln(WPROD)+β3ln(REER)+β4ln(TMISAB)(10)ln(IMPO)=a1+b1ln(PROD)+b2ln(REER)+b3ln(TMISAB)(11)我们用世界进口额(WIMP)来替代世界产出,这种做法在一定程度上是合理的,因为世界进口额能比较准确代表外国对本国出口产品的需求情况。对国内产出,我们采用中国的GDP数据。需要特别说明的是,对实际汇率错位我们依然用公式TMISAB=|REER-PERER|计算。该衡量方式从总体上将错位看作一种对汇率的扭曲,并度量了扭曲的绝对水平。而未取绝对值前的正、负号仅仅代表了错位的方向。无论是正向扭曲还是负向扭曲,如果从总体上来考察这种扭曲对进出口的影响,那么扭曲方向对我们的考察来说就不必加以区分。对进出口方程中的EXPO、WPROD、PROD、REER、IMPO、TMISAB诸变量样本数据,呈现季节性的,首先进行季节调整,然后再对每个变量取对数后分别记为:LEXPO、LWPROD、LPROD、LREER、LIMPO、LTMISAB。(11)和(12)式可写为如下形式:LEXPO=α1+β1LPROD+β2LWPROD+β3LREER+β4LTMISAB(12)LIMPO=a1+b1PROD+b2LREER+b3LTMISAB(13)下面,首先对各变量进行ADF单位根检验以确定其是否为同阶积分过程,然后用Johansen极大似然估计法建立协整方程。1.ADF单位根检验:检验结果见表7。表7ADF单位根检验结果检验类型ADF1%的检验类型ADF1%的变量变量(C,T,L)统计量临界值(C,T,L)统计量临界值LEXPO(C,T,2)-2.2546-4.0756LREER(C,0,3)-3.0015-3.5142D(LEXPO)(C,0,4)-4.3514-3.5164D(LREER)(0,0,2)-3.6722-2.5922LPROD1(C,T,2)-2.5073-4.0756LTMISAB(C,0,4)-3.3374-3.5153D(LPROD1)(C,T,2)-36.7759-4.0771D(LTMISAB)(0,0,3)-4.4446-2.5926LWPROD(C,T,3)-2.5956-4.0771LIMPO(C,T,4)-2.2705-4.0787D(LWPROD)(C,0,2)-4.6756-3.5142D(LIMPO)(C,0,3)-4.4246-3.515325 吴丽华、王锋:人民币实际汇率错位的经济效应实证研究检验结果表明,各变量的时间序列都是I(1)过程,可以进行Johansen协整检验。2.Johansen协整检验:出口方程和进口方程的检验结果分别见表8、9。表8出口方程的Johansen协整检验结果特征值似然比5%的临界值1%的临界值零假设330.45926978.6494168.5276.07None0.16822229.4627547.2154.46Atmost10.11363214.7276229.6835.65Atmost20.0582155.07776315.4120.04Atmost30.0034870.2794833.766.65Atmost433表示拒绝1%显著水平上的原假设标准化的协整系数:1个协整方程LEXPOLPRODLWPRODLREERLTMISABC1-1.206619-0.3325070.1987340.0306960.387083(-0.102960)(-0.2211)(-0.07456)(-0.01494)对数似然比301.3062表9进口方程的Johansen协整检验结果特征值似然比5%的临界值1%的临界值零假设330.673668106.471247.2154.46None0.12002618.0039429.6835.65Atmost10.0949957.90279415.4120.04Atmost20.0002210.0174383.766.65Atmost333表示拒绝1%显著水平上的原假设标准化的协整系数:1个协整方程LIMPOLPRODLREERLTMISABC1-1.623842-1.3499840.0802448.880337(-0.08934)(-0.30338)(-0.02898)对数似然比236.6516Johansen协整检验结果表明,进出口方程的各变量间存在协整关系。协整方程为:1.出口方程LEXPO=1.206619LPROD+0.332507LWPROD-0.198734LREER-0.030696LTMISAB-0.387083出口方程中,实际汇率错位的系数比较显著,且小于零。这表明:从总体来看,这21年间,人民币实际汇率错位对我国的出口产生了显著的负面影响,①实际汇率错位增加1%,出口将下降0103%。①前文在分阶段研究时,得出的结论认为:阶段性的币值低估对出口有正面促进作用。这与此处的结论并不矛盾。因为从总体上评价人民币实际汇率错位对出口的影响,而得出负面效应这一结论,并不排除某个阶段的币值低估对出口的正面促进作用。如果在1984—2004年间,负面效应大于正面效应,那么总体评价的结果必然是错位对出口产生了负面影响。26 2006年第7期这与Cottani等(1990)、Ghura等(1993)对其他货币的研究以及李广众等(2004)对人民币的研究得出的结论是一致的。其他各变量的系数符号均符合一般的理论分析,即国内产出和世界产出与出口成正向关系,而实际有效汇率与出口成反向关系。但世界产出的系数不太显著,这可能与我们用世界进口额替代世界产出有关。2.进口方程LIMPO=1.623842LPROD+1.349984LREER-0.080244LTMISAB-8.880337进口方程中,实际汇率错位的系数比较显著,而且也小于零。这表明:从总体来看,这21年间,人民币实际汇率错位对我国的进口产生了显著的负面影响,实际汇率错位增加1%,进口将下降0108%。这与Ghura等(1993)对其他货币的研究得出的结论是一致的。其他各变量的系数符号也均符合一般的理论分析,即国内产出、实际有效汇率与进口成正向关系。五、结论通过以上研究,我们可得出如下结论:(一)人民币实际汇率在1984—2004年间经历了三个阶段的币值低估和两个阶段的币值高估,实际汇率错位表现为一种常态。而在1987年3—4季度、1988年3—4季度、1991年至1992年第2季度、1995年和1999—2003年期间基本处于均衡水平。(二)划分阶段研究人民币实际汇率错位的经济效应,我们发现实际汇率错位对出口、进口、贸易差额、外商直接投资、外汇储备的变动有比较好的解释作用。这也反过来证明,本文对人民币实际汇率错位状况的测算是准确的。另外,实际汇率错位对出口、进口的影响具有明显的滞后效应,而外商直接投资对实际汇率错位比较敏感。(三)运用Granger因果关系检验,通过对1984年第1季度至1988年第2季度的币值低估与出口、进口的因果关系检验,我们发现,这一时期的币值低估与出口变动存在因果关系,而与进口则不存在因果关系。通过对1995年第3季度至2002年第4季度的币值高估与出口、产出(GDP)的因果关系检验,我们发现,这一时期轻微的币值高估并不构成出口和产出(GDP)的Granger因。这也证明,较大幅度实际汇率错位对涉外经济变量产生了比较明显的影响,而低幅度的实际汇率错位并不会对经济产生较大危害,经济系统可自动调节。(四)通过把实际汇率错位引入进出口方程做解释变量,并从1984—2004年的整个时段来研究人民币实际汇率错对进出口的影响,我们发现实际汇率错位对出口和进口都产生了显著的负面效应。参考文献储幼阳,2004《:人民币均衡汇率实证研究》《,国际金融研究》第5期。李广众、LanP.Voon,2004《:实际汇率错位、汇率波动性及其对制造业出口贸易影响的实证分析:1978—1998年平行数据研究》《,管理世界》第11期。林伯强,2002《:人民币均衡实际汇率的估计与实际汇率错位的测算》《,经济研究》第12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的偏离度分析》《,数量经济技术经济研究》第7期。施建淮、余海丰,2005《:人民币均衡汇率与汇率失调:1991—2004》《,经济研究》第4期。唐国兴、徐剑刚,2003《:现代汇率理论及模型研究》,中国金融出版社。魏巍贤,2000《:基于贸易方程的人民币汇率研究》《,经济科学》第1期。许少强、朱真丽,2002《:1949—2000年的人民币汇率史》,上海财经大学出版社。张陶伟、杨金国,2005《:人民币NDF与人民币汇率失调关系的实证分析》《,国际金融研究》第10期。张晓朴,2001《:人民币均衡汇率研究》,中国金融出版社。27 吴丽华、王锋:人民币实际汇率错位的经济效应实证研究Aguirre,AlvaroandCesarCalderon,2005,“RealExchangeRateMisalignmentsandEconomicPerformance”CentralBankofChileWorkingPaper,No.315.Clark,PeterB.andRonaldMacDonald,1997,“WhatDeterminesRealExchangeRates?TheLongandShortofIt”,IMFWorkingPaper,No.21.Clark,PeterB.andRonaldMacDonald,1998,“ExchangeRateandEconomicFundamentals:AMethodologicalComparisonofBEERsandFEERs”,IMFWorkingPaper,No.67.Cottani,J.A.,D.F.CavalloandM.S.Khan,1990,“RealExchangeRateBehaviorandEconomicPerformanceinLDCs”,EconomicDevelopmentandCulturalChange,39,PP61—76.Domac,I.andG.Shabsigh,1999,“RealExchangeRateBehaviorandEconomicGrowth:EvidencefromEgypt,Jordan,MoroccoandTunisia,”IMFWorkingPaper,No.99P40.Edwards,S.,1988,ExchangeRateMisalignmentinDevelopingCountries,JohnHopkinsUniversityPress,Baltimore,MD.Ghura,D.andT.Grennes,1993,“TheRealExchangeRateandMacroeconomicPerformanceinSub2SaharanAfrica”,JournalofDevelopmentEconomics,42,PP155—174.Montiel,PeterJ.,1999“,DeterminantsoftheLong2RunEquilibriumRealExchangeRate:AnAnalyticalModel”,InHinkle,L.E.andMontiel,P.J.(Ed.),ExchangeRateMisalignment:ConceptsandMeasurementforDevelopingCountries,AWorldBankResearchPublication,OxfordUniversityPress,PP264—290.Razin,OfairandSusanM.Collins,1997,“RealExchangeRateMisalignmentandGrowth”,unpublisheddoctoraldissertation,GeorgetownUniversityandtheBrookingsInstitution.AnEmpiricalStudyontheEconomicEffectsoftheRealExchangeRateMisalignmentofRMBWuLihuaWangFeng(DepartmentofFinance,InstituteofEconomics,XiamenUniversity)Abstract:UsingthebehaviorequilibriumexchangeratemodelandthecointegrationtheorytocalculatethequarterlystateoftherealexchangeratemisalignmentofRMBfrom1984—2004,theresultshowsthattherealexchangerateofRMBexperiencedthreestagespundervaluationandtwostagespovervaluationduringthisperiod.ByanalyzingthegrowthratesoftheChinesemaininternalandexternaleconomicindicatorsin21yearsaswellasstudyingtheeconomiceffectsoftherealexchangeratemisalignmentofRMBinvariousstages,itcanbefoundthattheseriousmisalignmentsignificantlyinfluencedtheexternaleconomicvariablesbutthesmallmisalignmentdidnotharmtheeconomy.Theeconomicsystemcouldautomaticallyadjustitself.Inaddition,themisalignmentcanexplainthegrowthoftheexternaleconomicvariablesverywell.Reversely,thisverifiedthatthecalculationtotherealexchangeratemisalignmentofRMBisprecise.Onthebaseofconstructingeconometricmodelstostudytheeconomiceffectsofthemisalignment,theresultsshowsthatthemisalignmentproducedsignificantlynegativeeffectstoexportandimport.KeyWords:RealExchangeRate;ExchangeRateMisalignment;EconomicEffectJELClassification:F310,F360(责任编辑:王诚)(校对:子璇)28