人民币汇率真的被低估了吗？，本文主要内容关键词为：人民币汇率论文，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：C812 文献标识码：A 文章编号：1002-4565(2010)08-0021-12
一、引言
人民币汇率近日又成为国际舆论的中心话题，逼迫人民币升值的压力剧增，譬如，近期，无论是去年的G20匹兹堡峰会，还是G7财长和央行行长会议，久违的人民币升值老调又开始出现了。2009年10月27日，美国商务部部长骆家辉在出席中美商贸联委会前夕也表示，欢迎人民币升值，并暗示人民币应继续升值下去。同时，多数研究以及国内外学者和政界人士指出人民币升值还未到位，甚至认为存在严重低估(威廉姆森，2009；伯格斯滕，2009)，尤其是最近诺贝尔经济学奖得主、美国经济学家保罗·克鲁格曼在《纽约时报》撰文指出：“中国压低人民币汇率，伤害了其他地区的经济复苏”①。他甚至建议美国政府对中国的货币政策采取应对措施。进入2010年以来的美国政府以及其他各方逼迫人民币升值的压力更是日甚一日，奥巴马不到一个月内两次要求人民币升值，并声称将其作为今后对华政策的重点之一；国际金融大鳄索罗斯最近也疯狂呼吁人民币一次性升值到位；彼得森国际经济研究所高级研究员萨勃拉曼尼亚也坚称低估的人民币汇率是一种贸易保护主义政策，其真正受害者是其他新兴市场与发展中国家等等。
但现实中的情况却是，自2005年7月汇率制度改革至今人民币对美元名义汇率累计升值幅度已超过20％。另据国家发改委统计数据显示，2008年上半年，全国仅规模以上的中小企业就有6.7万家倒闭，且金融危机爆发前的整个2007-2008年间中国沿海更是出现了数以万计的出口企业倒闭，大量工人失业。这一系列经济迹象似乎表明人民币很可能已经升值过度②。与此同时，据《纽约时报》报道③，卡内基国际和平基金会最近发表的一份报告指出，人民币兑换美元的汇率水平应该为12.5比1，也就是说，人民币不仅没有被低估，反而被严重高估了。
因此，在这样的压力、争论及其与现实脱节的情形面前，重新评估人民币汇率均衡问题尤其是已经经历了(升值性)汇改的人民币汇率失调问题，是一个很重要且很急迫的问题，这不仅是对外部争论与升值舆论压力的一个客观回应，同时也是对汇改这一重要政策实施效果(是否对汇率产生了实质影响？是否产生了持续性的影响？以及影响到汇率的结果是什么等)的一个全面的回顾与评价，更是对作为中国核心利益之所在的人民币汇率问题从一个全新的视角重新做了一次审慎的评估。
遗憾的是，相较于汇改前的大量文献，譬如张晓朴(1999)、马钢(2000)、Zhang(2001)、林伯强(2002)、张斌(2003)、施建淮(2005)等，以及Preeg(2003)、Wren-Lewis(2004)、Wang(2004)、Chang & Shao(2004)、Jeferry Frankle(2004)、William R.Cline(2005)、Coudert & Couharde(2005)、Morris Goldstein & Nicholas Lardy(2006)等等，汇改后的人民币均衡汇率及其失调问题的研究文献，相对而言反而少了很多，其不利影响是，大量的2005年以前的研究结果只能提供汇改之前人民币汇率是否失调的信息，而对2005年7月之后(汇改政策实施之后)的几年人民币汇率失调状况存在着明显的缺失。
一方面，这是因为汇改后的样本量偏少，单纯就汇改后的汇率失调问题，很难进行有效的实证研究，另一方面，极少数诸如金雪军(2008)和杜运苏(2009)等学者试图应用包含汇改前、后样本期的更长时期数据进行研究来克服这一困难，但是他们对于明显跨越了不同的汇率机制的样本期数据可能会发生结构突变有所忽略，因此显然会使得到的结论存在偏误，难以让人信服。
赵振全等(2008)、刘玉贵(2009)等学者倒是考虑过汇改可能会使汇率数据生成过程发生结构突变的情况。但他们的处理方法却是根据2005年7月汇改这一汇率政策时点直接设定其为结构突变点，类似的研究还有刘传哲和王春平(2007)，王黎明等(2009)，等等。这些研究突出的问题在于其均是根据宏观经济政策改变等特征来主观地设定结构突变点，显然没有将结构突变检测内生化。
更重要的是，这种直接根据宏观经济政策改变时点来主观设定结构突变点位置实际上会掩盖真实的汇率动态变化过程，这表现在某些外界经济冲击和汇制改革冲击在当时看似较强，实际却并非即刻导致其数据生成过程发生改变，而是当这种冲击积累到一定的程度才会表现出来时，如果我们主观地根据这些冲击特征设定其为结构突变点，同样会使结论产生偏误。
此外，实际有效汇率发生结构突变后的数据生成过程是否也会发生相应的改变，譬如说由非平稳变成了平稳过程，抑或是仍为单位根过程，这同样也是一个很关键的问题，这不仅影响到对许多经济冲击是否具有记忆特征(能否产生持续的影响)的客观判断，而且还将直接影响到许多常用的计量方法应用的合理性以及由此得出的结论的可靠性，但目前的许多相关研究对此也是多有忽视④。
还有一点需要指出的是，目前许多研究均是引用季度数据乃至年度数据进行研究，而对能更为精细地刻画出汇率失调情况的月度数据应用极少。
针对上述问题，本文将应用2000年1月-2008年12月包含了汇改前后完整过程的月度数据，通过Bai-Perron(1998，2003)内生多重结构突变检测方法，不仅克服以往主观设定结构突变点位置的缺陷，将结构突变点检测内生化，而且将其次数由目前一些文献仅能检验1次或者2次突变扩展到多次的基础上⑤，对人民币均衡实际有效汇率及其失调程度进行了估计。
本文的目的是希望探讨样本期内实际有效汇率是否确实发生了结构突变，如果实际有效汇率发生了结构突变情况，其数据生成过程是否也发生了变化？在这种情况下，人民币实际有效汇率失调程度如何？与不考虑结构突变的相关文献研究比较而言又有何不同？结构突变是否改变了或修正了汇率失调程度，抑或是正好相反，人民币汇率是否确实存在低估，抑或是高估，如果是这样的话，其经济意义和政策含义又是什么？
全文结构安排如下：第二部分重点介绍本文的理论模型、变量设定与实证方法；第三部分为实际有效汇率内生多重结构突变检验及其数据生成过程的重新分析；第四部分为包含多重结构突变的人民币均衡实际有效汇率协整检验与估计；第五部分为包含多重结构突变的人民币均衡实际有效汇率失调程度的测算；第六部分为简要的结论。
二、理论模型、变量设定与实证方法
本文的研究方法主要包括两个方面，其一是汇率方法方面测算均衡实际有效汇率的行为均衡汇率模型，其二则是计量方法方面的内生多重结构突变检验的Bai-Perron方法和结构突变协整方法(Susanti，2001)。
(一)测算均衡实际有效汇率的行为均衡汇率模型及其变量设定
为了与目前研究进行比较，本文测算均衡实际有效汇率及其失调程度的理论模型也同样设定为已经被大量文献所广泛采用的行为均衡汇率法(简称BEER，Clark & MacDonald，1999)。由于BEER方法强调的是实证意义，因此在运用BEER方法估计均衡汇率及其失调程度时最关键的是基本经济变量的选择。近十年来，已经出现了大量关于基本经济变量选择的理论综述(Montiel，1999a)，它们构成了BEER方法的基础。Clark & MacDonald(1999)认为就研究目的而言，贸易条件、财政政策、相对技术进步、开放度、货币政策、外汇储备、资本流动管制等基本经济因素足以构成影响实际有效汇率的基本经济变量集。
本文在选取决定人民币均衡实际有效汇率的基本经济变量集时，考虑到以下一些因素：一是理论模型所建议的变量，主要根据以往国内外文献所给出的建议(如Faruqee，1995；Clark & MacDonald，1999；Montiel，1999b；张晓朴，1999；林伯强，2002；王维国，2005；施建淮，2005；吴丽华，2006；胡再勇，2008；杜运苏，2009等)；二是中国的具体国情和数据的可获得性。综合考虑上述因素，本文选取相对技术进步、贸易条件、开放度、财政政策、货币政策和资本流动管制政策作为基本经济变量。实际有效汇率及这些主要基本经济变量对其的作用机理如下：
人民币实际有效汇率(REER)：实际有效汇率是一种加权平均汇率，不仅考虑了所有双边名义汇率的相对变动情况，而且还剔除了通货膨胀对货币本身价值变动的影响，能够综合地反映本国货币的对外价值和相对购买力。这里采用间接标价法(与IMF的做法一致)，即人民币的外币价格，实际有效汇率的上升(下降)意味着人民币的升值(贬值)。
相对技术进步(TNT)：该指标是衡量本国与外国生产率增长差异较为间接的指标。实证分析中也常用实际GDP与全部劳动人口的相对比率这一更为直接的指标来衡量本国与外国生产率差异(张斌，2003；秦宛顺、靳云汇、卜永祥，2004)。直接指标试图抓住生产率增长的趋势，而间接指标试图抓住贸易品与非贸易品部门生产率增长的差异从而体现Balassa-Samuelson效应⑥(施建淮、余海丰，2005)。由于本文样本采用月度数据，而我国统计数据中没有月度劳动人口这一指标。因此，本文将采用非贸易品与贸易品的相对价格比这一间接指标反映相对技术进步。理论上，该指标需要使用非贸易品与贸易品的价格指数来计算。但是，在实际操作过程中，由于无法得到这两个价格指数。参照一般文献的做法，用生产价格指数(PPI)或批发价格指数(WPI)来描述贸易品的价格变化，用消费价格指数(CPI)来描述非贸易品的价格变化，从而用非贸易品价格变化与贸易品价格变化的比值反映相对技术进步。该指标上升意味着非贸易品相对贸易品的价格上升，从而引起实际有效汇率上升。
贸易条件(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，被定义为出口价格与进口价格之比，或者出口额与进口额之比，用来描述一个国家的贸易品在国际市场上的竞争力。绝大多数文献中，都不加说明地认为，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(2005)等指出，贸易条件的改善具有两个效应⑦。因此，贸易条件与均衡实际有效汇率的互动关系是未定的，需根据实际情况来定。
开放度(OPEN)：鉴于Clark & MacDonald(1999)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。因此，有必要将开放度引入人民币均衡汇率模型中。一般来说，开放度较低的国家积累的外汇储备就比较少，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，开放度增加，经常项目收支恶化，要求均衡实际有效汇率贬值促进出口，维持外部均衡，开放度与均衡实际有效汇率成反向关系。
财政政策(GOVEXP)：主要是通过政府支出占GDP比重来衡量。胡再勇(2008)指出，政府支出对均衡实际有效汇率的影响不仅取决于跨时预算，而且还取决于政府消费产品中贸易品与非贸易品的组成⑧。如果政府消费中贸易品占较大比重，这时政府支出增加，会恶化经常账户从而导致均衡实际有效汇率贬值，反之，会导致均衡实际有效汇率升值。因此，政府支出对均衡实际有效汇率的影响是不定的，也需根据实际情况来定。
货币政策(MG)：从汇率的货币模型来考虑，货币供给量是决定均衡实际有效汇率的一个重要因素，M2扩张将导致通货膨胀率上升，本国的经常项目收支恶化，这时要求实际有效汇率贬值以维持外部均衡的可持续性。
资本流动管制(NAF)：该指标主要通过国外净资产占GDP比重间接衡量。国外净资产是国外资产与国外负债相抵后的净额，主要包括外汇储备、黄金等。从发展中国家的资本账户开放情况考察，对资本流动的管制就成为实际有效汇率的一个重要决定因素。如果资本管制放松，国外净资产增加，一国的国外收益将增加，经常项目收支改善，此时要求人民币均衡汇率升值以维持外部均衡的可持续性。
根据上面的介绍，并参照一般文献的做法，本文选择相对技术进步(TNT)、贸易条件(TOT)、开放度(OPEN)、财政政策(GOVEXP)、货币政策(MG)和资本流动管制政策(NAF)作为基本经济变量，则人民币均衡实际有效汇率的理论模型可表示为：
上式右边各解释变量上方的正负号表示各变量一阶导数的符号，表示基本经济要素增加时，人民币均衡汇率的变动方向；问号表示均衡汇率与该经济变量之间的互动关系未定，需要根据系数来确定哪个效应占主导地位。
(二)Bai-Perron内生多重结构突变检验模型设定
Bai-Perron(1998，2003)内生多重结构突变检验方法，克服了以往只能检测1个(Perron，1989；Zivot和Andrews，1992)或2个(Garcia Perron，1996；Lumsdaine和Papell，1997；Lee和Strazicich，2003)结构突变点的局限性，能更有效地检测出数据生成过程是否发生了结构突变，而且还能得到结构突变发生时点和次数，以及相应的置信区间。其主要思路和方法具体如下：
考虑数据生成过程(DGP)如下：
(三)结构突变协整方法
与时间序列数据生成过程可能会发生结构突变相同，反映变量之间长期均衡关系的协整可能也会具有结构突变问题，由此也就产生了结构突变的协整问题，并成为协整理论和应用研究的重要方向⑩。Hansen(1992)开拓性地提出了协整向量的结构突变(突变点未知)检验及其对应的分布函数。在此之后，Gregory-Hansen(1996)也提出了结构突变协整检验方法，但其缺陷是只能检测一个结构突变点，而针对多个结构突变点的情形，目前在实证研究中，Susanti(2001)等人提出的方法得到了比较广泛的应用，如刘玉贵(2009)等，该方法考虑结构突变的协整是在协整系统中加入结构突变虚拟变量(Susanti，2001；Kunitomo，1995)，若协整关系成立，则建立包含结构突变的误差修正模型。如：
三、检验及分析
(一)变量说明及数据来源
贸易条件用出口额与进口额的比率衡量；财政政策用政府支出占GDP(11)比重来衡量；相对技术进步用非贸易品与贸易品的相对价格比来衡量；开放度用进出口总额占GDP的比率来衡量；货币政策用广义货币供应量增长率来衡量；资本流动管制政策用国外净资产占GDP比重来衡量(12)。实际有效汇率、开放度和政府支出占GDP比重三个数据的时间序列散点图显示出强烈的季节性，因此，对实际有效汇率、开放度和政府支出占GDP比重三个数据分别进行季节调整。遵从一般文献的做法，所有变量(广义货币供应量增长率除外)均取对数，以减轻时间序列的异方差性。样本区间为2000年1月至2008年12月，数据为月度数据，所有的价格指数均以2000年1月为基期(2000年1月为100)。
实际有效汇率、中美消费者价格指数(CPI)和生产者价格指数(PPI)均来自国际货币基金组织国际金融统计；广义货币供给量M2来自中宏数据库；出口额、进口额来自中经网数据库；人民币兑美元汇率来自中国人民银行网站；外汇储备来自CCER经济研究中心数据库。
(二)实际有效汇率内生多重结构突变检验
运用Bai-Perron(1998，2003)提出的内生多重结构突变检验方法，通过Gauss8.0软件程序得到结果如表1。
表1中的序列统计量选择了实际有效汇率存在2个结构突变点，分别是2002年12月和2007年4月。LWZ信息准则也选择了实际有效汇率存在2个结构突变点，而BIC信息准则选择了实际有效汇率存在4个结构突变点。根据Perron的建议，当各统计量选择的结构突变点个数不一致时，以序列统计量选择的结构突变个数为准(13)。因此，从我们的检验结果得到实际有效汇率存在两个结构突变点。
实际有效汇率在2002年12月这一时点发生结构突变，与苏振东与逮宇铎(2008)使用LM检验方法所得出的结论极为类似。也就是说，虽然当时人民币名义汇率没有改变，但他们的LM检验已经表明，消费者价格指数(CPI)在2002年发生了结构性突变，正是由于这个重要的影响因素的突变，可能导致了人民币实际有效汇率的第一次突变发生在2002年12月。在此之前实际有效汇率处在102左右(对应Bai-Perron检验结果中的
∶4.624722)，而到2007年4月实际有效汇率有所下降，大约处在94左右(对应Bai-Perron检验结果中的
∶4.543077)，原因在于实际有效汇率是一种货币相对于其他多种货币双边汇率的加权平均数，仅以人民币对美元的汇率变动幅度来代表升值幅度显然不准确。2006年人民币对美元中间价升值幅度约为3.35％，同期人民币对欧元却贬值5.43％。按照国际货币基金组织的测算，从汇改到2006年12月，在人民币对美元名义汇率升值3.66％的同时，实际有效汇率却累计贬值1.6％。巴曙松(2007)指出，2006年美元兑欧元、日元等其他货币贬值的幅度都大于美元对人民币贬值的幅度，抵消了人民币对美元的升值效果，使人民币实际有效汇率出现轻微的贬值(约贬值2.08％)。综合这些计算结果，进一步验证了这一阶段人民币实际有效汇率略有下降的结论。
而在2007年4月之后实际有效汇率又迅速走高，达到了104.5左右(对应Bai-Perron检验结果中的
∶4.649)，可能的原因在于2005年7月人民币汇率改革之后，人民币对美元汇率(名义汇率)的持续升值，特别是2006年中国政府导入国际上颇为流行的询价机制(这也是汇制改革的一种形式)，促使同年5月人民币兑美元汇率第一次“破8”和2007年1月人民币兑港元汇率中间价跌破1∶1，这一冲击所产生的累积效应引致对欧元、英镑等的升值，最终导致实际有效汇率在2007年4月迅速走高，发生结构性突变。进一步分析发现，2007年4月这一结构突变点所在的Bai-Perron置信区间异常的精确，这似乎显示出2005年汇率升值改革带来的恒久性冲击的逐步积累，最终导致实际有效汇率数据生成过程在这一时点发生了最为明显的改变。
至此，上述Bai-Perron检验已表明样本期间内实际有效汇率数据生成过程确实发生了两次结构突变，意味着某些经济冲击(如2002年通货紧缩的结束以及消费者价格指数(CPI)在2002年重新抬头)以及汇率制度改革(2005年的汇改等)确实在不同的样本时期各自对实际有效汇率数据生成过程产生了实质影响，但这种影响是否会导致数据生成过程发生改变——变为趋势平稳过程，抑或是仍为单位根过程。这是需要进一步分析的问题(Bai-Perron检验本身并不能判断数据生成过程的变化)。
(三)包含多重结构突变的实际有效汇率数据生成过程的重新分析
在上述Bai-Perron(1998，2003)内生多重结构突变检验已检测出结构突变时点的基础上，我们进一步应用下面的检验方法和步骤(14)，对实际有效汇率数据生成过程的具体性质进行重新分析。
从表2中ADF单位根检验结果可知，除广义货币供应量增长率(MG)平稳以外，其他基本经济变量取一阶差分之后均在1％显著性水平拒绝原假设，即各变量均为I(1)序列。
(二)包含多重结构突变的协整检验与估计
一方面由于广义货币供应量增长率变量(MG)是平稳的，根据协整理论，MG将作为外生变量以水平值进入协整方程(15)，而其他经济变量均为I(1)，全部进入协整空间。另一方面由于实际有效汇率在2002年12月和2007年4月发生了两次结构突变，为此，我们采用Susanti(2001)、Kunitomo(1995)等的方法在结构突变处引入虚拟变量作为外生变量的Johansen协整检验。这也是目前处理多变量结构变化协整问题的通用方法。
在进行协整检验前，首先需要确定最优滞后阶数。因此，对VAR(1)，VAR(2)，VAR(3)模型分别进行估计(16)，发现VAR(1)模型效果最佳。其White异方差检验
(357)=400.373，p值为0.0563，在5％显著性水平上无法拒绝同方差的原假设；LM(1)，LM(2)和LM(6)统计量分别为51.9239，46.6912和31.7135，其对应的p值分别为0.0517，0.1093和0.6727，在5％显著性水平上同样无法拒绝不存在自相关的原假设；Jarque-Bera正态性检验在一般显著性水平上也无法拒绝原假设。因此，我们选择滞后期为一阶，得到协整检验结果如表3。
表3显示：在1％显著性水平上实际有效汇率与各主要经济变量之间存在长期均衡关系，最大特征值统计量还表明存在唯一的长期均衡关系。相应的协整向量系数如表4。
从表4的协整向量系数估计结果不难得到，所有经济变量前面的系数带有准确的符号，与理论预期一致，得到协整方程为：
所有参数的估计值统计上显著不为零，意味着非贸易品—贸易品的相对价格比、贸易条件、政府支出占GDP比重、国外净资产占GDP比重和开放度都是人民币均衡实际有效汇率的重要长期决定因素。其中，非贸易品—贸易品的相对价格比和国外净资产占GDP比重与均衡实际有效汇率成正向关系，与理论预期一致。体现巴拉萨—萨缪尔森效应的非贸易品—贸易品相对价格比每增长1％将会引起均衡实际有效汇率升值0.1080％，这一点与现实情况颇为吻合，近几年工业部门中，尤其是制造业，经历了比较系统的市场化改革，促使全要素生产率和劳动生产率的快速增长，从而引起实际有效汇率的升值(17)。国外净资产占GDP比重每增加1个百分点将引起均衡实际有效汇率上升0.3970％，影响力度较大，这说明近几年持续的双顺差引起外汇储备的不断积累加剧了人民币均衡实际有效汇率的升值(18)，这与人们普遍预期得到的结论一致。
贸易条件、政府支出占GDP比重和开放度与均衡实际有效汇率成反向关系，贸易条件每变化1％将会引起均衡实际有效汇率负向改变0.4858％，也意味着贸易条件改善或恶化所产生的替代效应大于它所产生的收入效应。政府支出占GDP比重每增加1个百分点引起均衡实际有效汇率下降0.3279％，与王维国(2005)等得到的结论不一致，可能的原因是政府消费中贸易品占较大比重，此时，政府支出增加，恶化经常账户从而导致实际有效汇率贬值(胡再勇，2008)。开放度每增加1％导致均衡实际有效汇率下降0.2514％，这与一般文献得到的结论一致，意味着伴随发展中国家开放度提高引起贸易自由化以后，为促进进口和积累外汇需要本币贬值所致。
由于结构突变后实际有效汇率与各主要经济变量之间仍存在长期均衡关系，则得到其向量误差修正模型参数估计结果如表5(鉴于篇幅，此处未给出内生变量的估计结果)。
表5中误差修正项ECM(-1)的弹性系数为-0.0273，且统计上显著，表明误差修正模型自我修正的动态调整机制存在。如果上期现实有效汇率高于均衡实际有效汇率值，则对当期的实际有效汇率变化值有反向调整作用，使当期的实际有效汇率回落，趋向均衡值。误差修正模型中广义货币供应量增长率(MG)系数统计上不显著，说明反映货币政策的广义货币供应量增长率变化对均衡实际有效汇率的影响并不是很明显(19)，意味着汇率政策还不能根据广义货币供应量变化来进行调整。可能由于广义货币供应量变化不会对均衡汇率产生实质影响，很多学者在研究均衡汇率时不将这一变量引入模型中(20)。
从表5中可进一步得到，误差修正模型中第一个结构突变点(2002年12月)系数统计量偏小，说明2002年12月这一结构突变点并不是很显著，受到的冲击力度比较平缓，但Bai-Perron检验还是将其精确地检测了出来。而第二个结构突变点(2007年4月)位置的系数统计上显著，显然是2005年7月人民币汇率改革之后，人民币对美元汇率(名义汇率)的持续升值，特别是2006年中国政府导入国际流行的询价机制(这其实是汇制改革的一种重要形式)，促使同年5月人民币兑美元汇率第一次“破8”和2007年1月人民币兑港元汇率中间价跌破1∶1，这些冲击所产生的累积效应引致了对欧元、英镑等的升值，最终导致实际有效汇率在2007年4月迅速走高，发生显著的结构性突变。
五、测算
上述包含多重结构突变的协整检验已表明，在实际有效汇率发生两次结构突变情况下，仍与各主要经济变量存在长期均衡关系。为此，可以测算出包含多重结构突变下的均衡实际有效汇率及其失调程度。但是现在还不能直接应用该方程来测算均衡实际有效汇率，因为要得到与经济内外均衡相一致的均衡实际有效汇率，就需要提取基本经济要素的“可持续”值。
有很多方法可以得到基本经济要素的长期可持续值，如Hodrick-Prescott滤波法(简称HP滤波法)、移动平均法、Band-Pass滤波法(简称BP滤波法)、Beveridge-Nelson分解法(简称BN分解法)等。其中HP滤波法是目前广泛使用的方法，该方法的主要优点是应用方便，并可以避免其他方法的局限性(21)。因此，本文采用HP滤波法提取基本经济变量的长期趋势值，并代入长期均衡方程(协整方程)中，计算出人民币均衡实际有效汇率(ERER)。然后，利用下式计算出2000年1月-2008年12月的实际有效汇率失调程度如图1。
汇率失调程度=
×100%
(12)
图1 汇率失调程度
从图中可知：人民币实际有效汇率在样本期内发生了两次明显的低估和高估。第一次低估发生在2001年以前，低估的主要原因可能是由于东亚各国经济从危机中恢复，其货币对外价值趋于稳定，并对美元有较大幅度的升值和我国通货紧缩的进一步发展所致。而第二次低估出现在2002年6月到2006年7月，且低估时间较长，原因主要来自两个方面。一方面随着我国加入WTO，经济开放程度进一步提高，国外需求不断增加，相对需求的加大使得实际有效汇率不断贬值，而均衡实际有效汇率要求实际有效汇率升值来维持外部均衡，从而导致低估；另一方面主要是由于这一阶段美元对主要货币的大幅贬值，作为衡量美元对一揽子货币的汇率变化程度的美元指数从105.7下降到93.2，最低更是下降到了90.7，而在这一阶段(22)，无论是2005年7月汇改以前，中国实行以市场供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制度，还是汇改后实行以市场供求为基础，参考“一篮子货币”进行调节、有管理的浮动汇率制度，其实质仍为固定汇率制度(23)(许宪春，2008)。正是由于这一固定汇率政策使得人民币自动接纳了外部冲击(美元对其他主要国家货币的大幅贬值)，从而导致人民币实际有效汇率偏离基本经济面决定的均衡实际有效汇率的轨道，出现一定程度的低估。这与施建淮(2005)、吴丽华(2006)、金雪军(2008)、杜运苏(2009)和刘玉贵(2009)等得到的结论基本一致(24)。
第一次高估发生在2001年1月到2002年6月，这与卢峰(2006)的研究结论很接近。第二次高估发生在2007年4月以后，特别是2007年10、11、12三个月累计高估5％以上，这一点与杜运苏(2009)得到的结论极为一致(25)，也与中国台湾的胡春田(2009)运用基本均衡汇率模型和彭国富、蔡扬扬(2010)基于Obstfeld和Rogoff(1995)(OR)标准模型的分析框架下研究得出的结论基本一致(26)，且与刘玉贵(2009)主观设定2002年第1季度和2005年第3季度为突变点得到的结论相似(27)。其背后的驱动力量主要是由于汇改之后人民币对美元汇率的不断升值间接导致人民币对其他国家双边汇率的持续升值进而引起实际有效汇率的大幅上升，特别是自2007年4月之后产生的迅速升值(28)，加上2007年通货膨胀水平的大幅上升，从而使得人民币实际有效汇率偏离均衡实际有效汇率而产生一定程度的高估。另一个驱动因素主要来自外汇储备和贸易顺差(29)，不断累积的外汇储备和持续的贸易顺差使得人民币实际有效汇率产生强大的升值压力从而导致实际有效汇率出现一定程度的高估。
值得注意的是，本文得到的汇率失调程度无论是汇改前还是汇改后，均比施建淮(2005)和杜运苏(2009)等得到的明显要小，可能的原因是所采用的样本期不一致，更深层次的原因可能是本文考虑了实际有效汇率数据生成过程在样本期内发生结构突变的缘故，引起结构突变背后的经济冲击、汇制改革等因素使得实际有效汇率数据生成过程更具有向市场化程度进行调整的趋向，从而使失调程度明显变小，也意味着引致结构突变背后的经济冲击所产生的累积效应在一定程度上缓解了汇率失调程度。
为进一步分析出这些冲击所产生的累计效应引起实际有效汇率数据生成过程发生结构突变之后失调程度的变化，我们通过计算发现，2002年6月到2005年7月汇改之前人民币实际有效汇率平均失调(低估)为2.378％，而2005年8月汇改后到2007年4月(第二次结构突变发生时点)人民币实际有效汇率平均失调(低估)仅为0.393％，完全能通过汇率自身的修复作用得到调整。而2007年4月以后，尽管实际有效汇率的失调程度有所上升(平均失调程度约为5.1133％)，比起施建淮(2005)、杜运苏(2009)等得到的结果仍然要小很多，意味着考虑结构突变之后得到的模型更能反映出实际有效汇率数据生成过程及自我修正功能。
六、结论
本文基于结构突变的视角对人民币均衡实际有效汇率及其失调问题进行了估计，我们发现：
1.通过Bai-Perron内生多重结构突变检验得到实际有效汇率在汇改前后都发生了结构性突变。第一次发生在汇改前的2002年12月，第二次发生在汇改后的2007年4月而并非汇改发生的时点(2005年7月)，这说明某些文献(如刘传哲和王春平，2008；刘玉贵，2009；等等)主观设定突变时点的确是有偏误的，至少对于汇改政策而言，这一冲击尽管有效但却并非即刻产生作用，而是具有一定的滞后效应，最终在2007年4月产生了显著的结构性突变。并且在实际有效汇率发生两次结构突变的情况下，其数据生成过程仍为单位根过程，意味着汇率对引起结构突变的经济冲击具有记忆特性，这也说明汇改政策(包括2005年7月升值性汇改以及次年的询价机制的导入等)的确对汇率数据生成过程产生了持续的实质影响，使其无法恢复到结构突变前的均值水平。
2.人民币实际有效汇率在样本期内发生两次结构突变的情况下，依然存在两次明显的高估和低估。第一次高估出现在2001年1月到2002年6月期间，第二次高估出现在2007年4月以后。而第一次较为明显的低估出现在2000年1月到2001年1月，第二次低估出现在2002年6月到2006年7月。尤其值得注意的是，本文考虑到结构突变情况所测算得到的实际有效汇率无论是在汇改前还是汇改后，其失调程度均比施建淮(2005)、杜运苏(2009)等(未考虑到结构突变)研究得到的失调程度明显要小，尤其是汇改后，结构突变在一定程度上修正了(减小了)汇率失调程度，也即引起结构突变背后的经济冲击、制度改革等因素能够对汇率数据生成过程的动态路径产生强烈的影响，说明进行汇率问题研究时确实不能忽略这些因素。
3.本文基于结构突变视角最重要的发现是，人民币汇率不但没有被低估，反而呈现一定程度的高估(约10％)，这与胡春田等(2009)、彭国富和蔡扬扬(2010)最近从完全不同的角度、应用不同的模型得出的结论(胡春田一文高估约13.4％、彭国富一文高估约8.69％)极为一致，也与刘玉贵(2009)主观设定结构突变点测算得到的结论相似(约8％)。具体而言，2005年7月这一及时有效的汇改政策的实施(人民币对美元汇率的持续小幅升值)，已经基本扭转了人民币汇率长期(2002年6月到汇改)处于低估的局面。截至第2次结构突变时点(2007年4月)，人民币汇率升值已基本到位，到2008年底(截止到本文研究的样本期末)，人民币汇率已呈现出一定程度的高估，这一点也与2007-2008年中国沿海大量出口企业倒闭和工人失业现象相吻合。故我们可以认为，尽管2009年7月后大致实施的人民币汇率盯住单一美元政策，可能使得人民币汇率随着美元一段时间的贬值重新出现了一定的低估，但在本文所研究的样本期内(在汇改后的绝大部分时期)，人民币汇率并没有像欧、美等国所指的被严重低估，包括克鲁格曼在内的各方对汇改后的汇率情况重开的指责(涵盖了本文的绝大部分样本期)恐怕是完全缺乏依据的。
注释：
①克鲁格曼认为，作为拥有巨大贸易盈余、处在快速复苏过程的经济体，人民币汇率应该升值，但是中国坚持人民币与弱势美元的联动关系,造成人民币实际有效汇率的大幅贬值。在经济危机、全球需求疲弱的情况下，中国的弱势人民币汇率政策正在吸走他国已经不足的外需，抢走了穷国工人的饭碗。
②此外，财经网2009年1月12日报道指出，“在中国国内钢铁价格较低，且遭遇到反倾销的情况下，海外及台湾的钢铁还能够大量出口到中国，这一现象反映出前期人民币汇率高估了”。
③该报道时间为2007年12月15日，详细内容来自于http://ibdaily.mofcom.gov.cn/show.asp?id=175972。
④尽管早前王少平和李子奈(2003)在运用主观设定结构突变点和CUSUMSQ方法对人民币汇率的数据生成过程进行的检验中考虑过人民币汇率数据生成过程是结构突变的单位根过程还是结构突变的趋势平稳过程，发现其为结构突变的单位根过程，但其最大的缺陷是在主观设定结构突变点的基础上进行分析。
⑤尽管Lee & Hofler(2005)、台湾的陈礼潭和陈美源(2003)等采用Lee & Strazicich(2003)的LM检验方法将汇率结构突变检验内生化，遗憾的是，LM检验只能检测出汇率至多发生两次结构突变的情况，而台湾的黄于珍和吴致宁(2007)运用Bai-Perron(1998，2003)的多重结构突变检测方法发现亚太地区的日本等8个国家和地区中，有多个国家和地区的汇率发生了3次结构突变。因此，若采用只能检验其中两个的LM方法显然存在着许多局限。
⑥巴拉萨—萨缪尔森效应认为，当一国贸易品部门相对于非贸易品部门的劳动生产率增长速度高于另一国(从而非贸易品与贸易品相对价格比上升)时，该国相对于另一国的实际汇率将会出现升值趋势。
⑦一是“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；二是“替代效应”，进口品价格的相对下降，会增加对进口品(包括中间品和最终产品)的需求而减少对非贸易品的需求。前一个效应推动非贸易品价格的上升，从而有助于国内价格的上涨，而后一个效应则有助于国内价格的下降。因此，贸易条件的改善对国内价格水平的影响是不定的，从而对实际有效汇率的影响也是不定的。
⑧而许多学者(如张晓朴，2000b；张志超，2001；刘莉亚和任若恩，2002等)均认为政府支出增加会导致非贸易品价格上升，均衡实际有效汇率升值，忽略了政府消费中贸易品与非贸易品的比重。
⑨Bai和Perron(2003)通过蒙特卡洛模型发现SupF(l+1|l)序列统计量检验势最高。
⑩Kunitomo(1995)，Johansen(1994)等指出，若数据生成过程确实包含结构突变，而仍采用传统的单位根检验和协整检验可能会导致结论的偏误，出现“伪协整”问题。
(11)由于国内没有统计月度GDP，本文遵从一般文献的做法，用工业增加值来替代。
(12)本文借鉴施建淮、余海丰(2005)的做法，以2000年1月的外汇储备作为基期的国外净资产，此后，利用每个月的贸易盈余作为累计加减，得到国外净资产的替代变量，最后用这一序列与GDP的比率得到国外净资产占GDP比重作为资本流动管制政策的替代变量。
(13)蒙特卡洛模拟结果显示序列方法得到的统计量检验势最高，参见Bai，J.and P.Perron，2001：“Multiple structure change models:A simulation analysis”。
(14)参见王少平、李子奈，2003：《结构突变与人民币汇率的经验分析》，《世界经济》第8期。
(15)参见林伯强，2002：《人民币均衡实际有效汇率的估计与实际有效汇率错位的测算》，《经济研究》第12期。
(16)鉴于篇幅的原因，每一种估计的结果不在文中一一列出。
(17)根据De Gregorio，Giovannini & Wolf(1994)的研究标准，农业、采掘、制造业、交通部门被归为贸易品部门，其他则属于非贸易品部门。
(18)2006年底，外汇储备突破1万亿，并有不断扩大的趋势。
(19)Obstfeld & Rogoff(1995)试图通过价格粘性证明实际有效汇率滞后现象(real exchange rate hysteresis)的存在，从而证明货币冲击在长期对实际有效汇率有影响，但实证研究没有支持其结论(Rapach，2001)，也印证了本研究得到的结论。
(20)不引入这一变量的学者很多。如林伯强(2002)，施建淮(2005)，王维国(2005)和杜运苏(2009)等。
(21)移动平均法会损失一些观测值，BP滤波法比较复杂，而BN分解法在有些情况下并不能使用。
(22)主要指2002年6月到2007年4月。
(23)许宪春还指出，直到2007年5月，人民币价格波动范围扩大之后，汇率变化才对金融市场和整个经济运行起到一定作用。
(24)施建淮(2005)、吴丽华(2006)、金雪军(2008)和杜运苏(2009)采用的均是季度数据，施建淮一文中得到低估时间为2000年1季度到2004年3季度，吴丽华一文为2003年1季度到2004年3季度，金雪军一文为2002年2季度到2006年2季度，杜运苏一文为2002年2季度到2005年4季度。
(25)杜运苏(2009)得到的结论为第4季度高估8％，遗憾的是杜运苏一文采用的样本期只到2007年第4季度，与本文最为重要的考虑结构突变得到2007年4月之后实际有效汇率的失调情况不能进行比较。
(26)胡春田(2009)等运用基本均衡汇率模型测算得到：人民币升值在2007年第1季度(也即本文第二次结构突变时点)已经基本到位,2008年第1季度，人民币已被高估5％，在随后的3个季度里，人民币对美元加速升值，高估水平逐渐扩大到13.4％。这一结论与本文从结构突变视角运用行为均衡汇率模型测算得到的结论基本一致。
(27)刘玉贵(2009)根据2001年12月中国加入世界贸易组织和2005年7月汇制改革因素分别作为设定结构突变点的基础，引入结构突变虚拟变量测算，得到人民币实际有效汇率在2006年第4季度到2008年第2季度(样本期为1994年第1季度-2008年第2季度)出现高估。
(28)据国际清算银行测算，2007年人民币实际有效汇率升值幅度达5.13％。
(29)2006年底我国外汇储备突破1万亿美元关口，并有不断扩大的趋势。另据中国海关总署发布的2007年中国外贸进出口数据，中国的对外贸易顺差达到2622亿美元的历史高位，比2006年的1774.7亿美元增长了47.7％，位居世界第一。中国对外贸易总量首次突破2万亿美元大关，达到21738亿美元，较2006年增长23.5％。其中出口为12180亿美元，较上年增长25.7％；进口9558亿美元，较上年增长了 20.8％。
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