吴 骏， 杨 俊， 陆海丹

（1.合肥工业大学 管理学院，安徽 合肥 230009；2.合肥工业大学 知识经济与企业管理创新研究中心，安徽 合肥 230009）

0 引 言

人民币汇率的走势一直是世人关注的焦点，自2005年以来，海外学者的研究成果基本上都认为人民币被低估，应该升值。例如文献［1］指出随着中国经济复苏势头的进一步加快，人民币升值将会加速；文献［2］基于一个简单的理论汇率模型，演示了中国在开放型经济条件下，放松管制、减少银行的不良资、发行更多的外汇贷款等策略可以减缓人民币升值压力，但人民币升值的趋势不可避免；文献［3］采用行为均衡汇率模型和Johansen协整分析，得出人民币汇率围绕其长期均衡汇率在窄幅内波动的结论，这意味着人民币并没有一贯被低估；文献［4］运用2006年的《世界发展指标》数据（其中购买力平价数据是以1993年为基年）估算人民币被大幅度低估了，但运用2008年的《世界发展指标》数据（其中购买力平价数据是以2005年为基年）估算，发现人民币只被低估了10%。

国内学者意见不统一，但大多数学者也都认为人民币被低估，应该升值。文献［5］采用平滑转移自回归模型（STAR）对中国实际汇率进行分析和预测，检验结果表明，中国实际汇率走势是非线性的并体现了非对称性。基于此模型得出的汇率预测显示，2008年人民币还将继续升值，名义汇率年底预期将达到＄1＝¥6.69，年升值幅度为9.1%，升值幅度主要依赖于中美两国物价指数变化的情况。文献［6］认为长期看来，人民币将升值到更高的水平，因国际收支平衡是央行的宏观调控目标之一，央行将在合适的时候将汇率主动变化速度与国际收支平衡进行挂钩，而现在中国在国际收支中处于明显的顺差地位，因此，人民币在长期仍然有较大的升值空间；文献［7］运用动态购买力平价理论和由《世界发展指标》所提供的2003、2004年度世界各国横截面数据分析并预测，2006—2010年间人民币实际汇率将年平均升值6%，而累计升值25%；文献［8］应用LM结构突变检验等变结构协整方法，分析认为人民币汇率走势符合购买力平价理论，即升值将是人民币实际汇率的长期趋势；文献［9］选择了三变量模型，运用1997年1月—2005年7月间人民币汇率及中美两国生产者价格指数（PPI）的数据展开实证研究，研究表明购买力平价理论预测力仍在，人民币汇率正在向其购买力回归，也即升值将是人民币实际汇率长期趋势；文献［10］认为，人民币是否低估严重地依赖人民币货币购买力数据的准确性，在对各种数据集进行分析后指出，人民币兑美元在2009年只是低估了不足8%；文献［11－12］分析并比较了国际比较项目组（ICP）以1993年和2005年为基准年的2005年世界各国的货币购买力和汇率横截面数据，并运用动态购买力平价理论分析指出：虽然两者在预测人民币实际均衡汇率升值幅度上存在差异，但在预测人民币实际汇率走势方面两者结论是一致的，即升值将是人民币汇率的长期趋势。

本文认为，由于中国官方尚未全面参于国际比较项目活动，目前由种种方法估计出来的人民币货币购买力数据缺乏科学性，所以具体的人民币汇率低估度幅度是很难求出的。本文研究同已有研究成果不同之处在于，不是计算人民币汇率低估度幅度，而是从贸易账户平衡角度构建模型，采用《世界表6.3》所提的2001—2007年世界各国（地区）汇率和购买力数据，运用面板数据（Panel Data）模型分析人民币兑美元的实际汇率长期走势和预测人民币兑美元的实际均衡汇率升值幅度。采用面板数据模型分析与仅用单个年份数据分析相比，具有很多优点，它可以克服由于少数样本数据的缺陷（例如人民币购买力数据不准确）而导致的结果失真。

1 模型构建

本文从贸易账户平衡角度构建模型，如果没有关税和非关税壁垒，且运输、保险等一切费用为0，则可贸易品价格在世界各地都将一样。由于关税常常是按价征收，运输费用也常常与装运商品的价值相关，保险费与价格之间也存在一定的固定比例，所以可以认为整个可贸易品的交易成本与交易商品价格是成正比例关系。

设P为中国的一般物价水平；PT为中国的可贸易品价格；PN为中国的不可贸易品价格；α为不可贸易品在中国消费中所占比重；P＊为美国的一般物价水平；P＊T为美国可贸易品价格；P＊N为美国不可贸易品价格；β为不可贸易品在美国消费中所占比重。要求贸易账户达到平衡，也即要求在加入交易成本后中国的可贸易品价格与美国可贸易品价格相等，即

其中，H为中美贸易行为中单位商品交易成本，是一个与时间t相关的可变因子；S为名义汇率。在本文中变量S、P、H、P＊、PN、PT、等都与时间t有关，为了书写方便将t省略。将中国和美国一般物价水平分别分解为：

人民币对美元的购买力平价可以分解为（1美元折合人民币数）：

可解出人民币对美元的名义均衡汇率S为：

其中，P／P＊为购买力平价因子；1＋β（－1）为外生变量，由美国经济数据所决定，可设为常数，令M＝H［1＋β（－1）］。

为了进行数据比较，定义一个国家（或地区）在某年份的相对价格水平K为（K与时间t有关，为了书写方便将t省略）：

由相对价格水平定义（5）式可见，在汇率不变的条件下，中国相对价格水平（K）减少意味着中国的货币购买力减少；中国的K值增加，意味着中国的货币购买力增加。

实际汇率（本文均指人民币兑美元的外部实际汇率，直接标价法）是指名义汇率经过价格调整后，在两国的商品交换中实际表现出来的价格比例，即实际汇率q＝S（P＊／P）。由（5）式可知：

即人民币实际汇率走势与相对价格水平走势相同。将（4）式代入（6）式可得人民币的相对价格水平K值为：

由于不可贸易品价格与可贸易品价格之比（PN／PT）值大小和不可贸易品在中国消费中所占的比重（α）都与中国人均国内生产总值（AGDP，按PPP法计算）存在较强的正比例关系，所以可以设定：

其中，g为一常数；AGDP为国内人均生产总值。（8）式代入（7）式可得：K（1＋gAGDP）＝M，再取对数得：ln K＝c－ln（1＋gAGDP），其中c、b为待定系数。为了便于以后的模型分析，将此式进一步简化为：

2 《世界表6.3》的介绍

在20世纪60年代，联合国统计委员会确定了一项名为国际比较项目（International Comparison Program，简称ICP）的统计活动，ICP以购买力平价（Purchasing Power Parity，简称PPP）作为货币转换系数，对GDP及其居民消费、政府消费、资本形成和价格指标等进行重新估计和国际比较。

国际比较项目组在1968—2002年期间完成了7个阶段的比较报告，参加国（或地区）也由最初的10个增加到117个。2003—2006年ICP开始了以2005年为基准年的第8个阶段的比较研究，参加国家（或地区）近150个。中国首次以11个城市参加2005年ICP项目的调查活动，世界银行根据11个城市资料及其相关统计数据推算全国平均价格水平和148项GDP支出基本分类数据，在此基础上测算中国的购买力平价（PPP）数据。世界银行在2008年2月底公布了包括中国在内的146个国家和地区2005年ICP项目初步报告。

美国经济学会（AEA）杰出院士Alan Heston与AEA的特聘研究员Robert Summers合作共同完成了关于在一个连续的时间段内比较世界各国的经济总量和价格指标的统计，即《宾大世界表》（Penn World Table），简称《世界表》（PWT）。PWT的6.3版本是根据ICP最新数据（以2005年为基准年份，但并没有完全接受ICP最新数据）结合世界各国最新公布和修正的宏观经济数据，采用前后推算办法，得出了188个国家在1950—2007年中所有年份的汇率和购买力数据，本文所使用的数据来自PWT6.3。

3 样本数据筛选和分析

根据 PWT6.3，利用（5）式计算出 2001—2007年世界各国（地区）相对于美国的相对价格水平，由于研究对象是人民币汇率，所以需要选择经济发展水平和国情都和中国相近的国家（地区）。样本筛选以2007年的188个国家样本为基础，原则是：①删除按汇率法计算的2005年GDP总值小于500亿美元的样本国家；② 删除所有撒哈拉以南非洲国家；③删除2005年人均GDP大于2万美元（按汇率法计算）国家（地区）样本；④ 再删除相对价格水平在某个年份异常的国家，这些国家分别是乌克兰、阿根廷，哈萨克斯坦（这些国家在当年都处在经济转型期，经济和汇率都很不稳定，这些国家的相对价格水平出现时大时小的不规则的变化）。

最后运用余下的29个国家（地区）数据做出样本的散点图，如图1所示，横轴代表以PPP法计算的人均GDP。

从图1各年份的横截面数据看，人均收入越高的国家其K值越小，并且K值存在明显趋近于1的趋势，即长期均衡汇率线（即图1中画出的回归曲线）存在向购买力回归的趋势。因此，对一个中低收入国家而言，若经济快速增长，人均GDP增加，则该国的短期均衡汇率将逐步趋向于货币的购买力，这即是动态购买力平价理论含义［11］。

根据图1和（9）式可以认为，人均GDP与相对价格水平K值之间一定存在某种因果关系。

图1 2001—2007年筛选后的29个国家（地区）相对价格水平样本图

4 面板数据模型建立与分析

下面以人均GDP（PPP法）为主要解释变量，以图1中7个年份的面板数据进行建模，分析人民币实际汇率长期走势。

首先对面板数据进行单位根和平稳性检验，在满足平稳性的条件下进行模型设定检验，判断应该采用固定系数模型、变截距或者是变系数模型，然后对模型进行参数估计，最后进行面板回归结论分析。

4.1 平稳性检验

现有的面板数据单位根检验方法大体上可分为2类：一类是原假设为存在面板单位根；另一类是原假设为不存在面板单位根。前者有Levin，Lin ＆Chu检验（简称LLC检验）、Im，Pesaran and Shin检验（简称IPS检验）、ADF－Fisher卡方检验以及PP－Fisher卡方检验，后者主要是指Hadri－Z检验。

本文中使用的是第1类方法，即原假设存在面板单位根。对ln AGDPit和ln Kit（i＝1，2，…，29；t＝2001，2002，…，2007）进行单位根检验，如果含有单位根的原假设被拒绝掉，那么就认为它就是一个平稳过程，长期来看会趋于收敛到一个稳态值。应用计量经济软件Eviews6.0可得出检验结果，见表1所列。

表1 面板数据单位根检验结果

从表1可见，ln AGDPit和ln Kit原序列都存在单位根，而它们的一阶差分都不存在单位根，即一阶差分是平稳序列，所以ln AGDPit和ln Kit是一阶单整序列，又由于前文已分析指出AGDPit和Kit一定存在因果关系，所以运用AGDPit和Kit2个变量作回归分析不会产生伪回归问题。

4.2 模型设定检验

4.2.1 参数αi和βi检验

面板数据模型一般表达式为：

建立面板数据模型需要检验模型的参数αi和βi是否对所有个体样本点和时间都是常数，经常使用协方差分析检验，主要检验如下2个假设：

协方差检验主要是通过构造F统计量的方法，对2001—2007年世界30个国家和地区的人均 GDP（AGDP）和 相 对 价 格 水 平（K），用Eviews6.0软件进行协方差分析，检验F统计量。检验结果表明，接受假设H1，应采用变截距模型，模型公式为（10）式。

4.2.2 Hausman检验

Hausman统计量可以检验是应该建立个体随机效应回归模型还是个体固定效应回归模型，Hausman检验的原假设与备选假设如下。

H0：个体效应与解释变量无关（个体随机效应回归模型）；

H1：个体效应与解释变量相关（个体固定效应回归模型）。

Hausman检验统计量的结果在计量经济软件Eviews6.0中通过输入数据可以直接得出检验结果。

本文通过Hausman检验在固定效应模型和随机效应模型中进行选择，利用Eviews6.0得出Hausman检验回归结果，见表2所列。

表2 Hausman检验结果

根据表2中的结果，Hausman检验统计量的值是0.88775，相对应的概率是0.03461，说明检验结果拒绝了随机效应模型原假设，应该建立个体固定效应模型更合理。引入虚拟变量Di：

个体固定效应变截距模型也可以表示为：

其中，αi为随机变量，描述不同个体建立的模型间的差异；i＝1，2，…，N；t＝1，2，…，T。

αi是不可观测的，且与可观测的解释变量xit的变化相联系。

5 模型计算与结论

综上分析，运用图1中2001—2007年筛选后的29个国家（地区）相对价格水平样本，建立个体固定效应变截距模型，由（9）式得出的个体固定效应变截距模型为：

其中，i＝1，2，…，29；t＝2001，…，2007；αi为随机变量，反映29个国家或地区间的经济结构差异；β为参数。

利用Eviews6.0对（11）式进行分析得出如下结果：

（12）式中括号内为t统计量。从（12）式中可以看出：模型拟合程度达到93%，这种高拟合度表明经济全球化正在使相同发展水平国家的相对价格水平趋同，统计量F说明方程拟合较为显著，从参数的t检验值来看，也都表明了参数估计是显著的，并且结合图1来看，系数符号也是正确的。从（12）式中可以得出中国的个体固定效应变截距模型为：

（13）式两边微分可得：

（14）式左边是相对价格水平变化率（也是实际汇率的变化率），（14）式右边最后一个因子是人均GDP变化率。从（14）式可以得出，若中国人均GDP增长率比其他发展中国家人均GDP增长率每高1%，人民币实际均衡汇率将减少0.51×1%＝0.51%，也即人民币实际长期均衡汇率升值0.51%。

从1994—2010年中国经济增长率同其他发展中国家经济增长率的差异分析，可以认为从2010年后10a内，中国人均GDP增长率将会比其他发展中国家人均GDP增长率平均水平高4%，由（14）式可得：由于中国经济快速增长，升值将是人民币实际汇率的长期趋势，人民币实际均衡汇率平均每年将升值2.04%。

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