人民币是否升值过度？——来自基本均衡汇率（1994～2008）的证据，本文主要内容关键词为：汇率论文,证据论文,人民币论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F831 文献标识码：A
引言
计算均衡汇率和汇率失调是开放经济体制定汇率政策、调整汇率水平以及国际间汇率协调的基础依据。随着中国经济日益开放，在世界经济中的地位逐渐提高，合理准确计算人民币的均衡实际汇率对中国经济乃至世界经济都具有重要意义。
目前，国内外文献计算人民币均衡汇率的方法主要有以下几种：一是基于购买力平价（PPP），如周和施（Chou and Shih,1998），弗兰科（Frankel,2004），张、陈和藤井（Cheung,Chinn and Fujii,2007）等。安德斯（Enders,1988），马克（Mark,1990），德格洛瓦（De Grauwe,1996）等人的实证结果显示，实际汇率对绝对PPP的偏离是一个普遍的现象，相对PPP也不一定成立（尤其是发展中国家）。扩展PPP方法在相对PPP的基础上加入一些解释变量来估计均衡汇率，该类方法的共通点是，解释变量包含非贸易品部门与贸易品部门的相对生产率，或者其他决定非贸易品与贸易品相对价格变动的经济变量，用以体现巴拉萨—萨缪尔森效应（Dunaway and Li,2005）。但是，中国长时期存在大量的失业与隐性失业人口，会削弱巴拉萨—萨缪尔森效应，甚至令巴拉萨—萨缪尔森效应失灵。另外，从达纳韦和李（Dunaway and Li,2005）的总结中也发现增加的变量越多，汇率偏离均衡（低估）的程度越少。二是根据克拉克和麦当劳（Clark and MacDonald,1998）的行为均衡汇率（BEERs）理论，有张（Zhang,2001），施建淮（2005），麦当劳和迪亚斯（MacDonald and Dias,2007）等。该法简单易行，通常设定一个简约单方程模型，直接估计经济基本面变量对均衡实际汇率的影响。但是，选择决定均衡实际汇率的经济基本面变量带有相当的主观性。另外，该法对样本选取有一定的要求。如果样本区间太小，尤其当样本区间所有实际汇率都一面倒高估（或低估）时，往往估计得到的所谓“均衡实际汇率”都是有偏差的。来自样本的局限降低了该法在计算人民币均衡汇率上的适用性。三是以爱德华兹（Edwards,1989）和艾尔达威（Eldawi,1994）的均衡实际汇率（REERs）理论为基础，见张晓朴（2001）、张斌（2003）、林伯强（2002）等。该法针对发展中国家的特点定义均衡实际汇率以及内部均衡，通常也采用简约单方程来估计均衡实际汇率，样本选取与BEERs方法有相同的要求。四是基本上依照威廉姆森（Williamson,1983,1994）的基本均衡汇率（FEERs）理论，如高特和库阿德（Coudert and Couharde,2005），戈尔茨坦和拉迪（Goldstein and Lardy,2006），克兰（Cline,2007）等。由于该法要求设定经常项目余额（CA）的目标值，中国国情复杂，合理设定该值有一定的难度；同时要求估计潜在产出、贸易弹性，计算过程也比较复杂，所以目前国内这一类研究文献还很少。但是，基本均衡汇率从同时实现经济的内部均衡和外部均衡出发，从理论上讲是比较合理的。即使可操作性差难免测算不够准确，但出发点正确，提对了问题，准确性反而有保障。
比较这些方法的利弊之后，本文采用基本均衡汇率理论计算人民币均衡实际汇率。本文第一部分分析基本均衡汇率的计算原理，并设定计算基本均衡汇率的关键参数——经常项目余额目标值；第二部分计算并分析人民币基本均衡汇率和汇率失调程度；最后总结，并指出未来可能的研究方向。
一、经常项目余额目标值（CAT）的设定
（一）基本均衡汇率的计算原理
基本均衡汇率是与经济的内部均衡、外部均衡相一致的实际汇率水平。为了充分体现低通胀、充分就业、资本流动的可持续性等汇率政策必须顾及的关键目标，基本均衡汇率理论忽略短期周期性因素与暂时性因素而聚焦于中期持续起作用的经济条件和经济变量。威廉姆森（Williamson,1983,1994）定义外部均衡为经常项目余额与可持续的资本流动（sustainable capital flow①）互补一致，内部均衡为与NAIRU （Nonaccelerating Inflation Rates of Unemployment）相一致的潜在产出水平。
若出口为实际汇率（q）和国外收入（Yf）② 的函数EX（q，Yf），进口为实际汇率和国内收入（Yd）的函数IM（q，Yd），则贸易余额：
TB＝EX（q，Yf）－IM（q，Yd）
依定义，经常账户余额（CA）为贸易余额、净收益（IPD）以及净转移收入（NT）的总和：
CA＝TB＋IPD＋NT
国际收支（BOP）为经常账户余额和净资本流入（KA）的和：
BOP＝CA＋KA
由此可推出国际收支平衡条件：
戈尔茨坦（Goldstein,2004）认为，经常账户余额应该与资本账户余额实现值的正常水平相抵，根据1999～2002年间中国的资本账户的平均顺差为GDP的1.5％的事实，设定中国
值为-1.5％。两年后，戈尔茨坦和拉迪（Goldstein and Lardy,2006）又调高到-1％。以某一时段资本账户余额GDP占比的历史数据平均值来估计可持续的资本流入的GDP占比，实质上隐含了该时段的资本流入GDP占比是可持续的假设，而戈尔茨坦和拉迪却未提供相关的依据。高特和库阿德（Coudert and Couharde,2005）使用Joeng and Mazier（2003）估计的“储蓄—投资”余额正常值，④ 设定中国值为-1.5％。而Joeng and Mazier（2003）则是根据发展中国家的面板数据，以“储蓄—投资”余额对包括老年人口依赖率、幼年人口依赖率、净国外资产、FDI、财政赤字、产出缺口、开放度等相关变量回归得到。Joeng and Mazier的模型未包含反映经济发展程度的变量（如资本劳动比，或相对人均收入），而经济发展程度却是决定意愿投资、意愿储蓄以至基本均衡汇率的重要因素。王（Wang,2004）采用3.1％和1％两个值。3.1％的值来自陈和普拉萨德（Chinn and Prasad,2003）的估计，是基于发展中国家的面板数据，以经常账户余额GDP占比对人口依赖率、相对人均收入（相对于美国的同期比例）、净国外资产GDP占比、财政赤字GDP占比、
／GDP比率、开放度、经常项目资本控制程度、资本项目资本控制程度、石油输出国虚拟变量等进行回归估计得到。该模型以总人口依赖率为解释变量，不适用于中国。目前，中国的老龄人口依赖率和幼龄人口依赖率一升一降，导致总人口依赖率无法反映人口年龄结构变迁的趋势。1％的值是通过假定中国2001年的净国外资产GDP占比（24％）为净国外资产GDP占比的长期均衡值，以此推算得到。这意味着经常项目余额为经济增量的某一固定比例，根本上不符合基本均衡汇率理论的外部均衡定义。
综上所述，可以总结出两点：其一，值的设定存在很大分歧，最低值-4.6％，最高值3.1％，两者相差7.9％之多。根据前者计算出人民币对美元的名义汇率大幅度低估（33.7％）的结果，后者则为略微高估，足见值对计算结果影响巨大。其二，不论作者出于何种考虑，上述文献在设定值时或多或少偏离了威廉姆森的本意。
威廉姆森和马哈尔（Williamson and Mahar,1998）认为，发展中国家需要国外资本流入以支持本国的经济发展，同时为了平衡国际收支，相应的经常账户余额就应该是顺差。以此为主要依据，⑤ 他们将中国值设为-2.8％。威廉姆森的判断是否正确呢？本文对此提出质疑：通常情况下，资本不足的发展中国家确实需要资本流入以弥补国内投资缺口；然而，中国是目前世界上惟一实行计划生育的国家，有别于世界上任何一个发展中国家，计划生育导致中国人口结构发生大幅度强制性变化，从而有必要维持适量净储蓄，⑥ 以备日后人口结构老化之需。陈智君，胡春田（2009）在考虑了人口结构因素后，建立开放经济的跨期模型，论证了这一观点。图1显示中国的储蓄率（gs）和固定资产形成率（gcf）的实现值自2000年来持续上升，且储蓄率较投资率上升更快，净储蓄缺口日益拉大。
造成中国净储蓄缺口日益拉大的原因来自两个方面：一方面中国汲取了拉美的教训，资本流入主要采取外国直接投资的方式；另一方面中国是人口大国，人口结构对意愿储蓄和意愿投资有重要影响。计划生育政策使平均家庭抚养子女数量有所下降，受此影响人口依赖率（图1，dr）逐年下降，1997年以来下降尤其迅速，国内意愿储蓄应该是比较高的。图2显示中国人口增长率自1987以来逐年下降；图3显示中国的人口依赖率下降来自幼年人口／劳动人口比率（Y－L），老年人口／劳动人口比率（O－L）却逐渐上升，人口结构正在朝着老年化转变；图4显示蔡昉⑦ 于2003年预测的2007年总人口（POP－IND，以2007年的预测值为100）和老年人口（OLD－IND，以2007年的预测值为100）变动趋势，不到2020年老龄抚养比即已翻番。由于2006年幼龄抚养比已经下降到0.2553的低水平，⑧ 在不久的将来，人口依赖率会随着人口老化停止下降的趋势转而逐渐上升，储蓄率也会跟随下降。虽然目前国内年轻就业人口增长较快，国内意愿投资需求相应也较高，但是，意愿储蓄高于意愿投资的现象是与计划生育造成的人口结构变迁趋势相吻合的。反映在外部平衡上，只有可持续的资本流动为逆差（则为顺差），才符合中国人口结构变迁的内在需要。此外，还需考虑国际一致的原则。⑨ 图5显示东亚各国净国外资产GDP占比，自97金融危机之后，东亚国家通过多年来经常项目持续顺差而积累大量外汇储备。相反，美国经常项目余额持续逆差。美国政府将贸易逆差归咎于中国操纵人民币汇率，令中国承受巨大的汇率调整压力。基于国际一致的原则，同时考虑国际政治经济因素，温和的经常项目顺差对中国会比较合适，本文设定为1.4％。⑩
图5 东亚各国的净对外资产／GDP
2.潜在产出和潜在世界贸易量
Levy（1962）定义潜在产出为合理稳定的价格水平下，运用最佳可利用的技术、最低成本的投入组合并且资本和劳动力的利用率达到充分就业要求所能生产出来的物品和服务。估计潜在产出通常有以下几种方法：一是直接趋势分解（detrend），通过平滑产出实现值将其分解为趋势成分与周期成分，分别为潜在产出和产出缺口。二是定义潜在增长率为样本期间经济增长率实现值的几何平均值，以此推算潜在产出。三是利用现实数据估算经济总量的生产函数，索洛残差为全要素生产率，趋势分解后得到趋势全要素生产率，连同潜在就业（另外单独估计）代入生产函数得到潜在产出。本文采用HP滤子法(11) 对真实产出进行趋势分解得到潜在产出和产出缺口。图6为国内产出缺口（UYCNPC，潜在产出的百分比）和世界贸易量缺口（UTRPC，世界潜在贸易量的百分比，计算方法与产出缺口相同）。
图6 国内产出缺口和世界贸易量缺口
二、人民币基本均衡汇率和汇率失调的计算和分析
（一）贸易弹性的估计
1.计量模型、变量与数据
出口方程和进口方程的设置基本依照文献的一般做法，但在出口方程中，以世界贸易量代替国外实际收入。改换该变量的原因有两个：一是国外实际收入变动不足以体现近年世界贸易的扩张及其为我国带来的出口增长；二是本文分别估计两种出口方程，发现采用世界贸易量得出的估计结果比较合理。(12)
（1）出口方程：
数据来源如下：1994年第1季度～1998年第4季度欧元汇率采用欧元官方网站公布pseudo rate，港元汇率和新台币汇率分别根据香港政府统计处和台湾主计处发布的月度数据对每季度内各月平均汇率算术平均得到；国内CPI指数：根据国家统计局发布的同比指数，以2000年为基期计算得到；季度GDP平减指数：根据年度GDP平减指数，按照季度GDP平减指数与国内CPI指数同比变动计算得到；世界贸易额、中国进出口数据来自IFS数据库，其他数据来自OECD数据库。
图7 中国贸易结构变动
本文选取两个样本区间。以1994年第1季度～2005年第4季度为主，1994年第1季度～2008年第4季度为辅，原因如下：其一，如图7所示（TTYB,TTJG分别为一般贸易和加工贸易占总贸易量的占比，左坐标；TTQT，其他贸易占总贸易量的占比，右坐标），2005年汇改后，加工贸易的占比大幅度下降，贸易结构发生大幅度调整。2008年调整加速，显示贸易结构还未趋于稳定，最终会发生怎样的结构性变化（structural change）还是一个未知数。一方面，在贸易结构调整基本完成之前，计量结果会很不稳定；另一方面，为了分析汇改以来的政策效应，1994年第1季度～2008年第4季度的样本估计又是有必要的。以1994年第1季度～2005年第4季度的估计作为参照，则便于比较分析1994年第1季度～2008年第4季度的计算结果。其二，鉴于1994年名义汇率调整使得实际汇率发生跳跃性的变化，以及数据的可得性，采用1994年后的季度数据。
2.数据检验和模型估计
囿于篇幅，本节仅说明以1994年第1季度～2005年第4季度为样本的计算过程，1994年第1季度～2008年第4季度的最终计算结果在图10列出。
表1.1显示1994年第1季度～2005年第4季度的lgx、lgm、ltr、ly_cn、lq的水平值皆服从单位根过程，一阶差分值则在1％、5％、10％等不同水平上拒绝单位根的原假设。
根据表中检验结果，将上述变量都视为I（1）序列。对lgx、ltr、lq(13) 和lgm、ly_cn、lq分别估计非限制的向量自回归（uVAR_ex和uVAR_im），SIC准则(14) 显示两个方程都以选择滞后1期为佳。滞后1期的非限制向量自回归模型诊断的结果见表1.2。
模型诊断结果表明uVAR_im的残差项能通过检验；而uVAR_ex的残差项能通过一阶自相关检验、异方差检验和正态检验，但滞后4、8、12的自相关相当明显，原因是lgx序列有比较强的季节性，因此加入3个季节性虚拟变量重新估计，结果所有残差检验都符合要求。(15) 协整检验显示两个方程都分别只有一个协整向量，表明都分别只存在一种协整关系（见表1.3）。
分别估计lgx对ltr、lq及lgm对ly_cn、lq的误差校正模型，得到协整方程：
（1）出口方程：
表明实际汇率每贬值1％将带动出口上升3.97％，而世界贸易量每上升1％将带动出口上升2.42％，影响系数都非常显著。
（2）进口方程：
表明中国真实GDP每上升1％将带动进口上升1.98％，影响系数显著；而实际汇率变化对进口影响不显著且系数较小。进口的汇率弹性不显著而且影响系数较小的原因可能来自两个方面，一是生产设备以及其他进口品（如石油、铁矿石等）缺乏弹性，故受汇率的影响甚微，二是来料加工贸易的进口与一般贸易的进口受实际汇率的影响刚好相反。一般地，当实际汇率升值，进口商品相对便宜，一般贸易的进口上升。另一方面，实际汇率升值导致国内工资、租金相对昂贵。由于来料加工的原料由需求方提供，原料本币价格下降不能抵减加工成本的上升，因此在激烈的国际分工竞争下，来料加工厂商只能压缩利润，或者减少生产。最终结果是来料加工订单向其他国家转移，反映在海关统计账下，则是来料加工贸易的进口下降。
同理，以1994年第1季度～2008年第4季度为样本，可计算得到出口需求的价格弹性、收入弹性以及进口需求的价格弹性、收入弹性分别为3.73［6.9035］（中括号内为t值）、2.55［29.7235］、0.49［0.8856］（符号反常）、1.72［14.8111］。进口价格弹性符号变得反常很可能是受到新增样本期间人民币升值而进口不减反增的影响。但总体而言，两个样本区间的进口价格弹性系数均不显著，不妨碍使用该估计结果进行后续分析。
（二）计算结果及分析
根据基本均衡汇率的概念，给定潜在国内产出和潜在世界贸易量，实际汇率q调整至基本均衡汇率（feer）时，可使经常项目余额与其目标值一致；并且，由于商品贸易余额目标值是由经常项目余额目标值计算而来；所以，给定潜在国内产出和潜在世界贸易量，实际汇率q调整至feer时，商品贸易余额也应与其目标值（tgb）一致：
图8 中国国际收支（占GDP比重）变动
图8显示样本期内中国的经常项目余额／GDP（CA_Y）、商品贸易余额／GDP（NX_Y）、服务贸易余额／GDP（SERV_Y）、净收益／GDP（IPD_Y）以及净转移收入／GDP（NTF_Y），后三者比前两者小得多。因此，在不造成太大影响的前提下，为了减少估计误差，将从经常项目余额目标值中直接扣除服务贸易余额、净利息利润股息收益以及经常转移净值的实现值得到商品贸易余额的目标值tgb，代入上式即可解出基本均衡汇率（feer）。
自2005年7月放弃盯住美元到2008年10月，人民币兑美元已经升值18.7％。然而从本文的计算结果来看，汇改当季度人民币汇率低估已经从2005年第1季度的峰值7.24％下降至不足3.64％。根据笔者计算，由于人民币名义汇率升幅较大，加上2007～2008年间国内通货膨胀较高，有效实际汇率指数（以2000年为基期）已经从2005年第3季度的102.688下降到2008年第2季度的92.0891，实际汇率升值幅度达到11.51％。
由于中国的加工贸易占据贸易总额的比重很大，对汇率升值也较一般贸易和其他贸易敏感得多，因此国内加工贸易业，以至整体经济对该轮升值的反应都甚为明显。2007～2008年上半年，官方公布有8万多间工厂倒闭，其中大部分是沿海加工厂，失业率为4％。另一些官方数字却从侧面证实上述数字是被低估了。根据国家工商总局的统计，截至2008年9月底，全国实有企业960.36万户，与2007年底的963.97万户总量相比减少3万多户（往年全国实有企业户数基本上只增不减），扣除新登记的企业，保守估计有近10万间企业倒闭。据张五常（2008）考察，在此汇改之际，大陆沿海出口企业平均毛利为30％～35％之间，纯利约为10％，而近年人民币升值已严重侵蚀出口企业的利润，一般没有专利的厂商平均毛利已下降至约20％，纯利约3％～5％，盈利能力更低的出口企业只能减产、停产甚至倒闭，随之而来的是大量厂房空置，厂房租赁市场租金暴跌，工人收入明显下降，工人回乡潮急升。上述经济现象均发生于2008下半年全球金融危机来临之前，主要是受到人民币升值的影响，显示人民币很可能已经升值过度，并对国内经济造成严重打击。然而，从另一个角度来看，由于国内长期实行出口导向的发展战略，导致国内经济结构严重失调，人民币升值会倒过来逼迫国内经济进行必要的结构调整，上述经济现象似乎也可以解读为国内经济结构转型的阵痛，尚不足以表明人民币升值过度。换句话说，有可能只是升值过快，而不是升值过度，因此需要进一步的计算和分析才能了解真相。
人民币升值在2007年第1季度就已经基本到位。2008年第1季度，人民币已被高估5％。随后的3个季度里，人民币对美元加速升值，人民币高估水平逐渐扩大至13.4％。(16) 然而，从这3年的统计数据来看，贸易顺差并没有减少，反而是增加了，是什么原因导致的呢？由于商品贸易余额／商品贸易总额能比较直观地反映实际汇率升值对贸易带来的影响，不妨先看看两个有关商品贸易余额／商品贸易总额和实际汇率关系的图示。
图9 商品贸易余额／商品贸易总额与实际有效汇率：1985～2008年
图10 商品贸易余额／商品贸易总额与实际有效汇率：1994年第1季度～2008年第4季度
图9显示1985～2008年的商品贸易余额／商品贸易总额（右坐标，NX_XM）和实际有效汇率（左坐标，Q，Q1，Q2，Q3分别为当期及滞后1、2、3年的实际有效汇率）。图10显示1994年第1季度～2008年第4季度的商品贸易余额／商品贸易总额（右坐标，NX_XM）和实际有效汇率（左坐标，Q，Q4，Q8，Q12分别为当期及滞后4、8、12个季度的实际有效汇率）。综合图9和图10可以发现，相对于当期或滞后1期的实际有效汇率，滞后2年或滞后3年的实际有效汇率与商品贸易余额／商品贸易总额的轨迹更为吻合，表明中国的商品贸易对实际汇率大约2年后才做出充分反应。(17) 因此，即使经常账户余额GDP占比高于目标值，但与实际汇率在中期意义上高估并不矛盾。本文的计算结果表明，人民币在2007年第2季度出现升值过度，以此推算，大约到2009年第2季度左右，商品贸易余额／商品贸易总额才会下降。从2005年汇改至2008年，商品贸易余额／商品贸易总额一直在6.2％与19.2％之间波动，但是2009年2月出现了转折，商品贸易余额／商品贸易总额下降得比预期的要早。2009年2月份进出口总值为1249.48美元，出口额、贸易顺差分别从上月的904.5亿美元和391亿美元骤降至648.95亿美元和48.4亿美元，商品贸易余额／商品贸易总额从上月的27.6％暴跌到3.87％。(18) 受全球金融危机的影响，外需在全球金融危机的影响下急剧下降，很可能是商品贸易余额／商品贸易总额提前下降的原因。
三、结语
从历史经验看，1997年金融危机发生后，人民币维持盯住美元造成汇率失调、通货紧缩和偏低增长，汇率不够灵活难辞其咎。从这个角度来看，2005年汇改是一个进步。但提高汇率灵活性的同时，当务之急是必须加强汇率管理水平，而汇率管理最主要目的是减小汇率失调，故均衡汇率测算显得至关重要。
2005年7月中国实行汇率体制改革后，无论是从人民币兑美元汇率的角度，还是从实际有效汇率的角度看，人民币都已大幅升值。受人民币升值的影响，2007年下半年至2008年，在全球金融危机来临之前，中国沿海地区已出现数以万计的出口企业倒闭，大量工人失业，原由很多，但迹象显示人民币很可能已经升值过度了。然而，不少文献计算结果却显示人民币还未升值到位。
本文根据基本均衡汇率理论，从经济的内部均衡和外部均衡出发，计算人民币的均衡汇率和汇率失调程度。结果显示，人民币价位在2007年第2季度基本到位。2007年第3季度～2008年，人民币继续升值（甚至加速升值）很可能造成人民币升值过度，导致国内加工贸易行业，以至整体经济产生剧烈的负面反应。本文进一步的分析表明，2006～2008年贸易顺差不减反增，原因是商品贸易对实际汇率变动大约2年后才做出充分反应，并不表明人民币升值不够。
综上所述，无论是从经济观察的角度，还是从计算分析的角度，都倾向人民币升值过度的结论。升值过度会带来许多不利影响：不利于本国出口，同时也打击出口部门的投资，从出口和投资两方面降低总需求；中国出口企业多为劳动密集型，吸收大量就业，出口下降会造成大量失业，进一步提高通过消费打击总需求；国际生产成本降低当地厂商利润，从而跨国厂商倾向投资于其他地区，则未来的外国直接投资也会削弱，等等。这种状况持续时间越长，对投资、就业和产能的冲击越大，对经济增长带来的负面影响也越大，尤其是当人民币升值带来经济结构逆调整（受保护的落后产业存活下来，不受保护的竞争性企业反而遭淘汰）时更是如此。这些都是当局考虑汇率政策时应有的认识。
注释：
① 威廉姆森（Williamson,1983）提到的“underlying or desirable capital flow”或者威廉姆森（Williamson,1994）提到的“a sustainable level of capital flow”，表达的是同一意思。
② 本小节定义的变量都是真实变量。
③ 后文有详细解释。
④ 即“saving-investment norms”。
⑤ 威廉姆森设定中国值并没有着重考虑人口因素。
⑥ 诺奖得主莫迪格里亚尼（Modigliani,1996）认为，真正影响储蓄率的是人口结构，特别是工作人口和非工作人口的比例最为重要；2007年，另一位诺奖得主蒙代尔（Mundell）在香港接受记者采访时也指出，中国的大量储蓄源于其人口政策（Balfour,2007）。
⑦ 数据转引自易富贤（2007）第15章第361页。
⑧ 未来下降的空间已不大，再下降也只会使未来的人口更加老化，故这里假设不再下降。
⑨ 即世界各国的经常项目余额目标值换算为绝对值后，其和应为零。
⑩ 本文不可能回答“为什么断定为1.4％，而不是1.5％或1.3％？”诸如此类的问题。所有现有文献，甚至基本均衡汇率理论的奠基人威廉姆森本人，都不能给出充分可信的理由，的设定本来就是一个有待理论突破的重要课题。有必要说明的是，本文设定值主要有两个依据：其一，根据陈智君，胡春田（2009）建立的开放经济的跨期模型，结合国内的经济与人口预测数据，以2000年为决策时点，模拟CA／GDP的最优化路径，结果显示2000～2015年间大部分时点的CA／GDP落在1％～2％之间。其二，参考王（Wang,2004）的3.1％和Joeng,Mazier（2003）的-1.5％，根据中国的人口状况，结合上述模拟结果，在两者的均值（0.8％）基础上上调一半可得中国1.4％的值。
(11) 参数lambda设为1600。
(12) 采用国外收入的估计得到的出口收入弹性为10.08，远高于后文采用世界贸易量估计的2.42，也明显高于其他文献估计的结果。国外收入是以中国的主要12个贸易伙伴，即美国、日本、欧盟、英国、韩国、中国台湾地区、中国香港、新加坡地区、马来西亚、泰国、菲律宾、印尼的实际收入汇总得到。
(13) 基于加工贸易占中国对外贸易的比重很大，本文在进出口方程的估计中，lq采用滞后一期的数字。原因是，实际汇率通过影响加工生产决策进而进出口贸易，而进出口贸易数字主要来自海关统计，反映的是交货时间，交货是滞后于加工订单规定的。根据笔者对加工企业的调查，平均滞后期在一个季度之内。该滞后只与统计有关，与后面提到的贸易余额对实际汇率反应的滞后有本质区别，必须明确区分。
(14) LR准则显示滞后7期最佳，考虑到样本数的限制，本文倾向采用SIC准则。
(15) 其中，原来不符合要求的LM（4）、LM（8）、LM（12）统计量分别改善为12.24206、10.53964、8.819834，相应的概率值为0.2000、0.3086、0.4541；其他统计量仍然符合要求，限于篇幅不再详细列表。
(16) 即使考虑到进口的价格弹性不显著的因素，将其设为零，结果仍然是高估，只是程度会低一些。
(17) 克兰（Cline,1993）等也认为需要2年左右的时间，贸易余额才能充分反映实际汇率的变动，而且初始贸易顺差越大，时滞越长。本文在估计时采用的滞后阶数较解释现象时考虑的滞后阶数为少，前文脚注已经说明估计时采用较少滞后阶数的原因。
(18) 2007年第2季度为12.6％，2006～2008三年的平均水平为11％。
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