人民币估计

6.2.1数据来源及处理

遵从大量文献中关于贸易方程的设定，贸易余额以取对数后的与贸易伙伴国出口贸易额减去进口贸易额表示(tb)，进口需求为国内实际GDp(取对数后为y)，出口需求为贸易伙伴国的实际GDp(取对数后为y*)。实际有效汇率的计算方法同金雪军、王义中(2008)，数值变大为贬值，变小为升值，并取自然对数，记为reer。国外国家（和地区）包括：美国、加拿大、澳大利亚、日本、德国、法国、意大利、荷兰、英国、中国香港、印度尼西亚、韩国、马来西亚、新加坡、泰国。贸易权重以中国分别与这15个国家的进出口贸易额的比重表示，国内外价格水平以消费者物价指数代表，并将环比指数转换成2000年为定基指数。除1982-1986中国CpI(2000年=100)来自卢峰(2006)外，其他数据都取自国际货币基金组织IFS。

名义汇率以各国公布的官方汇率为准，1999年之后的欧洲各国货币以1欧元=6.5596法郎=1.9558德国马克=1936.3意大利里拉=2.2037荷兰盾的比例兑换(欧洲中央银行1998年12月31日公告)。人民币对美元双边汇率，遵从文献中处理方法，1981-1984年内部结算汇率和官方名义汇率并存，各取权重0.5。1988-1993市场调剂汇率和官方名义汇率并存，赋予前者0.6、后者0.4的权重，加权得到人民币对美元汇率。

6.2.2均衡贸易方程

考虑到参数估计和校准的方法容易产生误差，不同于既有文献，本文根据实际历史数据求得均衡贸易方程。首先对每个变量的数据序列的平稳性特征采用单位根的ADF检验方法和pp检验，分别就每个变量的时间序列数据的水平和一阶差分形式进行检验。由检验结果可知所有变量均为一阶单整序列(过程略)。然后采用Johansen提出的方法来检验变量之间的协整关系(或长期均衡关系)。因为协整关系很大程度上依赖于滞后期的选择，文献中一般根据无约束的VAR模型确定。而VAR模型稳定性是判断模型好坏的关键条件，而且随滞后期增长模型稳定性越差，所以当VAR模型不符合稳定性条件时的前推1期为最长滞后期，然后根据残差检验逐期剔除不显著模型，通过残差自相关、正态性和异方差检验的模型为最终模型。依据上述思路，最终确定最优滞后期为2。

由协整方程的几种形式，如是否包含截距项和线性趋势，从中可以看出，选择的检验形式为协整变量具有线性趋势而且截距项限制在协整空间里，则线性协整关系是唯一的。协整检验的具体结果，可以得知：迹统计量和最大特征值统计量都表明在1%的显著性水平下存在着一个协整关系。协整方程为：

tb=-6.702923+0.19766y+0.159879y*+0.999495rer(6.9)

(0.18)(0.27)(0.21)

上式中，括号内数字为标准误。等式表明，进口需求(即国内收入)增加会导致贸易盈余陈六傅、钱学锋(2007)采用边限协整检验方法和中国与G-7各国双边贸易模型，其基于双边贸易的进口需求系数有正有负。卢向前、戴国强(2005)采用ARDL模型，其进口方程中进口需求系数也为正。这与样本期间内中国以加工贸易为主的贸易结构相关。出口需求(即国外收入)增加和汇率贬值(数值变大)都会增加贸易顺差。

我们首先用协整方法度量，然后用后两种方法对估计结果的稳定性进行检验。具体来说，就协整方法而言，只考虑Chinn和prasad(2000)实证模型中影响经常项目的中长期因素，并使用协整分析方法得到长期均衡方程。所选择的变量为财政收支差额(gov)、年龄结构用65岁以上人口与0~64岁人口数之比表示(dep)、中国与美国相对人均收入之比(y)、净国外资产占GDp比重(nfa)。其中，美国人均GDp来自IFS，gov、dep来自《中国统计年鉴》各期，nfa根据王义中等(2006)计算结果得到。分析方法同前文，首先对这些变量进行平稳性检验，然后用VAR模型确定最优滞后期，接下来是Johansen协整检验。得到的协整方程为：

cai=5.16+0.94govit+0.16depit-2.98yit+0.52nfait(6.10)

(0.30)(0.19)(0.76)(0.07)

从上式可知，政府开支、净国外资产、年龄结构差异与经常项目同方向变化，而与相对收入反向变化。将自变量hp滤波后的数据再代入等式(6.10)就可以得到均衡经常项目利用hp滤波时，因为样本为年度数据，由OECD建议，取λ=25。

协整法第二种方法为“储蓄-投资恒等式法”。由国民收入核算恒等式，经常项目等于储蓄减去投资。因此经常项目失衡实质上反映了国内储蓄和投资之间的失衡。当储蓄等于投资时，经常项目为零，即实现经济学意义上的内外经济均衡；当储蓄和投资不相等时就表现为内外经济失衡。遵从Willianmson和Mahar(1998)的做法，将国内储蓄和投资差额作为目标经常项目(或均衡经常项目)。1982-1991年的储蓄数据来自王义中等(2006)，1992-2004年数据取自《中国统计年鉴》中资金流量表(实物交易)中国民储蓄为非金融企业部门、金融企业部门、政府部门、住户部门储蓄之和(即国内合计)。2005-2006年储蓄数据根据张曙光、张斌(2007)储蓄率的算术平均值40.1%得到。投资以总资本形成扣除存货表示。

第三种方法是Jeong 和Mazier(2003)、Coudert和Couharde(2005)的面板回归方法。首先对发展中国家(包括中国)和发达国家就公式(6.11)进行估计，并将面板回归方程作为单个国家的均衡经常项目方程。Jeong 和Mazier(2003)的发展中国家面板回归方程为：

cai=4.33+0.12govit-0.02depyongit-0.28depoldit+0.06yit

-0.28fdiit+0.05nfait-0.01β6opit-0.40gapit(6.11)

上式中，depyong、depold分别表示年轻人和老年人所占比例。沿用这种处理方法，将中国1982-2006年的数据代入(6.11)式右边便可得到中国均衡经常项目(以经常项目占GDp比重表示)。涉及的数据包括gov、dep、nfa、外商直接投资/GDp(fdi)、开放度(op)、产出缺口(gap)。其中，op以进出口贸易量占GDp表示，gap以(现实GDp-潜在GDp)/现实GDp表示，潜在GDp用hp滤波法得到(λ=25)。所有数据均来自《中国统计年鉴》各期。

三种方法得到的均衡经常项目存在差异，但差距幅度不大，能大体上反映现实经常项目与均衡经常项目的情况。除1985-1986、1988-1989和1993年经常项目逆差外，其余年份都表现为顺差。而均衡经常项目在1988、1994-1998和2005-2006年为逆差，其余年份为顺差。由此可见，均衡和现实经常项目之间的关系并没有一一对应，均衡经常项目逆差而现实经常项目会出现顺差。1982-1993和2000-2003年，均衡经常项目高于现实经常项目，即要求增加现实经常项目，鼓励出口，限制进口。该期间内，1982-1993年高估的人民币汇率压制了出口，2000-2003年主要是受东亚金融危机冲击，周边国家汇率大幅度贬值而人民币汇率保持稳定，相对削弱了中国出口产品竞争力；1994-1999年和2004-2006年，均衡经常项目小于现实经常项目，即要求降低现实经常项目，限制出口，鼓励进口。该期间内，1994-1999年，外汇体制改革和人民币名义汇率的大幅度贬值，刺激商品出口。而2004-2006年各国经济保持较快增长，外部需求上升引致国内出口增加。值得注意的是，三种方法得到一个一致结果：近几年(2005-2006年)，均衡经常项目和现实经常项目间的差距越来越大，从而给人民币名义汇率造成比较大的升值压力。

6.2.4人民币FEER

由FEER理论，根据公式(6.3)和(6.4)，运用估计出来的中国均衡贸易方程和均衡经常项目，便可计算出人民币FEER。人民币FEER均衡汇率与实际有效汇率相比，其失调程度可分为两个阶段：1982-1991年为高估时期(1988年小幅度低估除外)，其中1982-1985年程度较高，该结论同张晓朴(1999)相似；1992-2006为低估阶段，其中1993-1995年低估程度较大。其中，自2002年以来，人民币汇率低估程度呈不断扩大趋势。

本书基于内外经济均衡得到的汇率失调程度同NATREX度量的失调程度相当(孙茂辉，2006)，同FEER“点估计”结果也相当孙茂辉(2006)根据自然均衡汇率理论度量人民币汇率失调程度，在1982年高估59.89%、1983年高估64.11%、1984年高估62.98、1985年高估64.57%；通过“点估计”，Coudert和Couharde(2005)计算得到人民币实际有效汇率低估20%~30%。Goldstein和Lardy(2006)得到2004年人民币实际有效汇率低估20%~35%。Goldstein and Lardy(2007)得到2007年低估程度为35%~60%。。而与既有BEER度量结果相比，失调程度明显偏大。但这并不矛盾。BEER理论更多是从本国外部经济均衡出发，建立影响实际有效汇率的因素模型，而往往忽略内部经济失衡。而FEER不仅考虑到内部经济条件而且重视外部经济均衡，因此得到的失调程度要高于BEER。

6.2.5估计结果的稳定性检验

均衡经常项目度量方法不同可能会导致不同的人民币FEER均衡汇率，为此，采用既有文献中的面板回归方法和储蓄-投资等式法来估计均衡CA，以检验得到人民币FEER结果的稳健性。从得到的结果看，三种方法得到的人民币FEER及其失调程度相差不大。因而可认为得到的结果是稳健的。