人民幣升值的動因分析

1、第4組：金融 銀行人民幣升值的動因分析*作者簡介：楊繼生（1970）：男，數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師。 楊繼生 華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 內(nèi)容提要：本文基于行為均衡匯率理論和最新發(fā)展起來的基于pvecm的面板協(xié)整分析方法，對人民幣分別相對于美元和日元的匯率進(jìn)行分析，研究結(jié)果顯示，人民幣對美元和日元的實(shí)際匯率與三國的基本經(jīng)濟(jì)要素之間在長期內(nèi)存在著均衡關(guān)系，但短期內(nèi)對匯率失調(diào)的修正速度較慢。美元持續(xù)走軟、人民幣連續(xù)加息等因素形成了人民幣的升值預(yù)期，是導(dǎo)致人民幣對美元持續(xù)升值的主要原因，對日元的小幅升值則在相當(dāng)程度上是對短期失調(diào)的修正。關(guān)鍵詞：均衡匯率、升值預(yù)期、面板協(xié)整、面板誤差糾正模型

2、 一、引言2005年人民幣匯率形成機(jī)制改革以來，人民幣對美元等世界主要貨幣顯示出持續(xù)升值的趨勢，對美元升值已達(dá)15%。人民幣的持續(xù)升值對國民經(jīng)濟(jì)一些重要行業(yè)產(chǎn)生了重大影響、如銀行業(yè)和紡織、化工等出口行業(yè)。人民幣升值的主要原因通常被歸結(jié)于兩個方面：一方面是經(jīng)濟(jì)基本因素的變化，如中國的對外貿(mào)易順差和外匯儲備等；另一方面是市場升值預(yù)期，這種預(yù)期變化受到國際貿(mào)易、國際金融、乃至國際政治因素的影響，如美國等對人民幣升值的要求、對外貿(mào)易順差增大的預(yù)期等。尤其是，人民幣連續(xù)加息在穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期的同時強(qiáng)化了對人民幣升值的預(yù)期。深入分析人民幣近期不斷升值的原因，對于微觀投資行為具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。對基本經(jīng)濟(jì)要

3、素的影響通常基于均衡匯率理論進(jìn)行分析，對市場預(yù)期的變化則主要基于國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境進(jìn)行定性分析。williamson所提出的基本均衡匯率（feer）理論將與中長期內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)平衡相一致的實(shí)際匯率作為均衡匯率，考慮了基本經(jīng)濟(jì)因素對均衡匯率的影響，但該方法的計算涉及大量與經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目相關(guān)的參數(shù)設(shè)定，可操作性較差。clark and macdonald所提出的行為均衡匯率（beer）理論則是通過分析相關(guān)的基本經(jīng)濟(jì)變量和實(shí)際匯率之間的關(guān)系來測算均衡匯率以及實(shí)際觀測匯率對均衡匯率的偏離程度， 本文中，實(shí)際觀測匯率是指由現(xiàn)實(shí)觀測的名義匯率所計算的實(shí)際匯率，均衡匯率是指由基本經(jīng)濟(jì)要素所決定的實(shí)際匯率的均衡水平

4、。所以，beer理論可以通過協(xié)整分析來考察相關(guān)基本經(jīng)濟(jì)要素與實(shí)際匯率之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，以及在長期均衡關(guān)系存在的條件下，實(shí)際觀測匯率在短期內(nèi)的調(diào)整效應(yīng)。如果協(xié)整關(guān)系存在，就可以根據(jù)對協(xié)整方程的估計結(jié)果來估計均衡的匯率水平，并由協(xié)整方程的殘差來考察實(shí)際觀測匯率對均衡匯率的偏離程度，以對應(yīng)的誤差糾正系數(shù)來考察匯率機(jī)制對匯率失調(diào)的短期調(diào)整速度和糾正能力。近年來，眾多文獻(xiàn)基于beer理論及相關(guān)模型對各國匯率的行為特征進(jìn)行了研究。如maesco-fernandez et al.(2001)和alberola et al.(2002)等。近期眾多文獻(xiàn)也基于beer及相關(guān)理論對人民幣均衡匯率進(jìn)行

5、了深入的研究。zhang(2002)人民幣均衡匯率分析的結(jié)果顯示：在19841986年和19891990年間，人民幣存在高估現(xiàn)象，而在19861989年和19911995年存在低估的現(xiàn)象。funke & rahn(2005)基于19852002年的季度數(shù)據(jù)對人民幣均衡匯率的研究結(jié)果則顯示人民幣不存在被嚴(yán)重低估的問題。就國內(nèi)研究而言，劉陽(2004)認(rèn)為我國的實(shí)際匯率在整個上世紀(jì)90年代都是低估的，2003年低估程度10左右；秦宛順等(2004)的研究顯示，2001年開始到2002年2季度有一定程度的高估，隨后到2003年2季度又有一定程度的低估；趙西亮和趙景文(2006)基于傳統(tǒng)的協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)

6、人民幣實(shí)際匯率基本穩(wěn)定在均衡匯率附近。上述研究結(jié)論既有相似的內(nèi)容，也存在著不同的觀點(diǎn)，如對人民幣高估和低估的周期性以及對偏離程度的認(rèn)識就存在明顯的差異。但是，上述文獻(xiàn)的研究方法是基本類似的，都是采用傳統(tǒng)的時間序列的協(xié)整分析方法（主要是johansen協(xié)整檢驗(yàn)）考察基本經(jīng)濟(jì)要素與實(shí)際觀測匯率之間的協(xié)整關(guān)系。就人民幣均衡匯率的研究而言，要分析人民幣匯率的總體特征，就必須對人民幣相對世界各主要貨幣的匯率進(jìn)行綜合分析。在傳統(tǒng)的協(xié)整分析框架內(nèi)，只能對一個匯率進(jìn)行分析，所以，為了分析人民幣匯率的總體特征，現(xiàn)有研究文獻(xiàn)通常使用實(shí)際有效匯率（reer），即對不同貨幣的匯率根據(jù)貿(mào)易額進(jìn)行加權(quán)平均，如funke

7、& rahn(2005)。但是，在分析中，對不同國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)平均會帶來諸多的問題。首先，由于使用了加權(quán)平均的實(shí)際匯率，從而分析中所要用到的所有的雙邊經(jīng)濟(jì)變量都需要進(jìn)行加權(quán)平均，使分析得到的變量之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系只是就平均意義而言的，無法具體分析國與國之間匯率運(yùn)行的具體特征和影響因素。其次，更為嚴(yán)重的是，由于不同國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及與中國的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系通常具有不同的特征，對經(jīng)濟(jì)變量直接進(jìn)行加權(quán)平均會扭曲甚至抵消經(jīng)濟(jì)變量之間的真實(shí)關(guān)系，從而導(dǎo)致不可靠的甚至錯誤的分析結(jié)論。就某一經(jīng)濟(jì)要素對不同貨幣均衡匯率的影響而言，如果只是影響的程度不同，而作用方向是相同的，那么，傳統(tǒng)協(xié)整分析會導(dǎo)致較大的

8、估計誤差，從而導(dǎo)致不可靠的分析結(jié)論；如果影響的方向也是不同的，那么，傳統(tǒng)協(xié)整分析的估計結(jié)果將是錯誤的，從而分析結(jié)論也將是錯誤的。部分研究者已經(jīng)意識到了傳統(tǒng)協(xié)整分析方法所存在的問題，如gert et al.(2004)對一些國家的均衡匯率進(jìn)行研究時，就采用了基于殘差的面板協(xié)整分析方法，但這種基于殘差的面板協(xié)整分析方法普遍存在檢驗(yàn)勢偏低的問題。鑒于傳統(tǒng)協(xié)整分析框架所存在的局限性，本文將根據(jù)近期發(fā)展起來的、基于面板向量誤差糾正模型（pvecm）的面板協(xié)整理論(groen,2003)，建立人民幣對美元和日元均衡匯率的分析模型，通過分析人民幣均衡匯率與主要基本經(jīng)濟(jì)要素之間的長期均衡關(guān)系和短期調(diào)整效應(yīng)，以

9、揭示人民幣升值的主要原因。二、人民幣均衡匯率模型（一）理論模型行為均衡匯率理論的實(shí)際匯率與基本經(jīng)濟(jì)要素之間的關(guān)系可由以下方程來表示： ， （1）其中：為直接標(biāo)價法的當(dāng)期實(shí)際匯率的自然對數(shù)，、和分別為當(dāng)期的名義匯率、外國價格水平和國內(nèi)價格水平的自然對數(shù)。為影響實(shí)際匯率的基本經(jīng)濟(jì)要素所組成的向量，為由其他因素所決定的擾動，也就是當(dāng)期實(shí)際觀測匯率對當(dāng)期均衡匯率的偏離或稱當(dāng)期的匯率失調(diào)。而當(dāng)期均衡匯率可表示為： （2）我們的研究目的在于，首先要檢驗(yàn)是否存在（1）式所表示的長期均衡關(guān)系，并且對這種長期關(guān)系進(jìn)行估計，進(jìn)而得到均衡匯率的估計值和對匯率失調(diào)的估計。根據(jù)alberola（2003）、gert e

10、t al.（2004）和funke & rahn(2005)的分析模型，均衡實(shí)際匯率也可被定義為同時達(dá)到內(nèi)部和外部均衡時的實(shí)際匯率水平，所以待考察模型被定義為： （3）其中：反映本國與外國之間的差異，它影響經(jīng)濟(jì)體的內(nèi)部均衡，反映balassa-samuelson效應(yīng)。因?yàn)楦鲊鶝]有統(tǒng)計指標(biāo)來反映可貿(mào)易部門相對于不可貿(mào)易部門的生產(chǎn)率提高，所以只能用相對價格變量（非貿(mào)易部門與貿(mào)易部門價格指數(shù)之比，通常以消費(fèi)者價格指數(shù)cpi和生產(chǎn)者價格指數(shù)ppi之比來替代）作為替代變量。在實(shí)證分析中，通常將變量表述為自然對數(shù)的形式，即，式中分子變量為本國變量，帶（*）號的分母變量為外國變量。而經(jīng)濟(jì)體的外部均衡涉及對

11、外凈資產(chǎn)和經(jīng)常帳戶，在長期內(nèi)，經(jīng)常帳戶平衡會使凈對外資產(chǎn)收斂于某一穩(wěn)定狀態(tài)。為本國與外國的凈對外資產(chǎn)占當(dāng)期名義gdp比例的差異，文獻(xiàn)中通常以經(jīng)常帳戶差額的累積值（）作為一國凈對外資產(chǎn)的替代變量。在實(shí)證分析中，通常將變量也表述為自然對數(shù)的形式，由于可能為負(fù)值，所以其占名義gdp的比例通常要加上1，以保證數(shù)據(jù)非負(fù)，即，同樣地，式中分子變量為本國變量，帶（*）號的分母變量為外國變量。根據(jù)gert et al.(2004)的分析，在（3）式中，變量系數(shù)的符號應(yīng)該為負(fù)。因?yàn)楦鶕?jù)balassa-samuelson效應(yīng)，本國貿(mào)易部門生產(chǎn)率提高，會通過工資的傳遞導(dǎo)致非貿(mào)易商品價格上升（因而增大），進(jìn)而導(dǎo)致國內(nèi)

12、價格總體水平上升，本幣升值，實(shí)際匯率下降。即增大，下降。但如（3）式中所示，變量的系數(shù)符號卻是不確定的。通常而言，凈對外資產(chǎn)增加（增大）意味著對外利息收入增加，本幣會升值，實(shí)際匯率會下降，此時的系數(shù)應(yīng)為負(fù)值。但是，正如gert et al.(2004)所指出的：“如果經(jīng)濟(jì)體所適意的凈對外資產(chǎn)存量為負(fù)值,（例如當(dāng)本國經(jīng)濟(jì)高速增長而具有較高預(yù)期收益率時，就更愿意使用外國儲蓄），那么外債和經(jīng)常帳戶赤字將會伴隨本幣升值”，在此情形下，的系數(shù)將為正值。所以說，變量的系數(shù)符號是可正可負(fù)的。變量的系數(shù)符號可正可負(fù)進(jìn)一步說明了使用面板協(xié)整分析的必要性，因?yàn)槿绻褂媚壳跋嚓P(guān)文獻(xiàn)中的方法，即利用傳統(tǒng)的時間序列協(xié)整

13、理論對實(shí)際有效匯率reer進(jìn)行分析，等于是主觀地將不同貨幣匯率模型的系數(shù)設(shè)定為相等，顯然，這很可能會導(dǎo)致錯誤的結(jié)論。（二）面板協(xié)整分析模型和樣本數(shù)據(jù)本研究的目的在于，基于面板數(shù)據(jù)，分析人民幣對幾種主要國際貨幣的均衡匯率。鑒于歐元流通時間較短，難以基于較短的樣本區(qū)間得到可靠的結(jié)論，所以，本文僅將人民幣對美元（us）和日元（jap）匯率作為考察對象。根據(jù)上述理論分析的結(jié)果，我們可以建立如下的面板協(xié)整分析模型： ，。 （4）其中：表示美國，表示日本。為由基本經(jīng)濟(jì)要素決定的均衡匯率，而反映了實(shí)際觀測匯率對均衡匯率的偏離，則反映了偏離程度的大小，即匯率失調(diào)的程度。目前很多文獻(xiàn)在研究人民幣匯率時都采用季度

14、數(shù)據(jù)，但由于經(jīng)常帳戶和部分價格指數(shù)的季度數(shù)據(jù)沒有統(tǒng)計報告，需要根據(jù)年度數(shù)據(jù)生成季度數(shù)據(jù)，這會導(dǎo)致數(shù)據(jù)信息扭曲，同時還要對數(shù)據(jù)的季節(jié)效應(yīng)進(jìn)行調(diào)整，所有這些數(shù)據(jù)加工都會降低檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性和估計的準(zhǔn)確度，所以我們在此選取年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為了對匯改以來人民幣的匯率走勢進(jìn)行對比分析，本文的樣本區(qū)間選取為19822005年樣本數(shù)據(jù)中，美國和日本的數(shù)據(jù)均取自ifs，中國2004年以前數(shù)據(jù)取自新中國統(tǒng)計資料50年和中國統(tǒng)計年鑒(19962005年)，2005年部分?jǐn)?shù)據(jù)取自2005年中國統(tǒng)計公報（gdp和價格指數(shù)）和ifs（名義匯率、經(jīng)常帳戶差額）。人民幣對日元匯率根據(jù)人民幣和日元對美元匯率換算。關(guān)于數(shù)據(jù)處

15、理的說明：（1）在計算變量時，凈對外資產(chǎn)的計算需要一個初始值，我們采用1981年的外匯儲備額作為中國的初始值，對美國和日本則分別采用19701981年和19771981年的經(jīng)常帳戶差額累積值作為初始值。（2）價格指數(shù)均以2000年為100進(jìn)行定基調(diào)整。三、面板單位根和面板協(xié)整檢驗(yàn)對模型（4）進(jìn)行面板協(xié)整分析，首先要求面板變量、的數(shù)據(jù)生成過程（dgp）為i(1)過程，所以，在面板協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先需要對變量進(jìn)行面板單位根的檢驗(yàn)?，F(xiàn)有的面板單位根檢驗(yàn)方法可以分為兩類，一類是基于截面單元間不相關(guān)假定的，另一類是基于截面相關(guān)假定的。顯然，我們沒有理由認(rèn)為這里所考慮的兩個截面單元是不相關(guān)的，所以應(yīng)該選取

16、基于截面相關(guān)假定的檢驗(yàn)方法。在此，我們利用楊繼生等(2006)修正的檢驗(yàn)統(tǒng)計量對模型（4）中各變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)（結(jié)果見表1）。顯然，根據(jù)表1中的檢驗(yàn)結(jié)果，可以認(rèn)為面板變量、的數(shù)據(jù)生成過程均為i（1）過程。表1： 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)統(tǒng)計值-1.456-5.20470.5985-1.83040.0444-2.4831p值0.07270.00000.72520.03360.48230.0065檢驗(yàn)式設(shè)定(c,0,2)(0,0,1)(c,t,2)(c,t,1)(c,t,2)(c,0,1)檢驗(yàn)結(jié)論非平穩(wěn)平穩(wěn)非平穩(wěn)平穩(wěn)非平穩(wěn)平穩(wěn)注：檢驗(yàn)式設(shè)定中，參數(shù)c表示含截矩，t表示含時間趨勢，第三個

17、參數(shù)的值表示滯后階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)論所采用的顯著性水平為5%。令，其中（截面單元）或（截面單元），（19822005年）。模型（4）基于pvecm的協(xié)整檢驗(yàn)形式可表示為（協(xié)整方程含截矩，不含趨勢項(xiàng)）： （5）其中：，。和分別為各截面單元協(xié)整方程的調(diào)節(jié)向量和協(xié)整向量，二者均為的向量。根據(jù)groen(2003)的證明結(jié)果，模型（5）含有個協(xié)整關(guān)系的lr檢驗(yàn)統(tǒng)計量及其漸近分布為： （6）其中：為對應(yīng)于單元的具有單位協(xié)方差矩陣的維布朗運(yùn)動，； 。表2 面板協(xié)整lr檢驗(yàn)的結(jié)果與時間序列的johansen協(xié)整檢驗(yàn)不同，groen面板協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)為等式，而不是不等式形式，如而不是johansen檢驗(yàn)的。原假設(shè)

18、 lr檢驗(yàn)統(tǒng)計值 1臨界值 5臨界值 * 80.314 71.37263.991* 51.335 40.794 35.293 14.427 19.661 15.182注：（*）表示在1顯著性水平上拒絕該原假設(shè)。根據(jù)上述估計和檢驗(yàn)思路，基于matlab6.5軟件編程運(yùn)算所得到的lr檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從（6）式可以看出，面板協(xié)整lr檢驗(yàn)統(tǒng)計量的漸近分布是布朗運(yùn)動即維納過程的泛函形式，其檢驗(yàn)臨界值只能通過仿真實(shí)驗(yàn)得到，在表2中同時給出了我們基于仿真試驗(yàn)結(jié)果所得到的臨界值。根據(jù)表2中的檢驗(yàn)結(jié)果，不存在協(xié)整關(guān)系和協(xié)整關(guān)系個數(shù)為1的原假設(shè)被高度顯著地拒絕了。當(dāng)原假設(shè)為“協(xié)整關(guān)系個數(shù)等于2”時，lr檢驗(yàn)統(tǒng)計值

19、非?？拷孕∮?臨界值，所以檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5顯著性水平上，所考察的變量之間存在2個協(xié)整關(guān)系。尤其是，隨著待檢驗(yàn)的協(xié)整關(guān)系個數(shù)的增加，所需要估計的參數(shù)個數(shù)不斷增加，自由度會顯著下降，而這里的臨界值是檢驗(yàn)統(tǒng)計量漸近分布（即時所得到的分布）的臨界值，所以，我們可以以更高的置信度判定：我們所建立的人民幣均衡匯率模型含有2個協(xié)整關(guān)系。協(xié)整向量和調(diào)節(jié)向量的無約束估計結(jié)果分別為：， ， 無約束的協(xié)整向量和調(diào)節(jié)向量只是確定了協(xié)整空間，其估計并不是唯一的。要得到具有經(jīng)濟(jì)含義的估計結(jié)果，還需要施加一定的約束條件，在誤差糾正模型中對估計結(jié)果進(jìn)行正規(guī)化處理，就（4）式的人民幣均衡匯率面板協(xié)整模型而言，約束條件為實(shí)

20、際匯率變量和的系數(shù)為1，由此我們得到模型（4）的正規(guī)化協(xié)整向量及其誤差糾正系數(shù)（表3）。表3： 協(xié)整向量及誤差糾正系數(shù) qitproditnfadit截矩對美元匯率協(xié)整向量15.80221.4940-2.6452誤差糾正系數(shù)-0.1250對日元匯率協(xié)整向量17.0951-4.63592.1230誤差糾正系數(shù)-0.1013四、檢驗(yàn)和估計結(jié)果分析（一）協(xié)整關(guān)系的分析顯然，在協(xié)整向量和誤差糾正系數(shù)的估計結(jié)果中，各參數(shù)的符號與第二部分中的理論分析的結(jié)論是吻合的：的系數(shù)為負(fù)值；在對美元的模型中，的系數(shù)為負(fù)，而在對日元的模型中，的系數(shù)為正。這一結(jié)果再次證明了以面板協(xié)整理論分析人民幣均衡匯率的必要性，以傳統(tǒng)

21、協(xié)整方法進(jìn)行分析所得出的結(jié)論很是不可靠的。估計結(jié)果中，誤差糾正系數(shù)具有正確的符號（均為負(fù)值），從而印證了協(xié)整關(guān)系的存在性以及面板協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。但誤差糾正系數(shù)分別為-0.1250和-0.1013，數(shù)值較小，表示實(shí)際匯率對均衡匯率的偏離可以在下一年得到10左右的修正，說明人民幣實(shí)際匯率存在自動糾偏而向均衡匯率調(diào)整的能力，但調(diào)節(jié)速度相對較慢。（二）匯率失調(diào)的偏離度分析根據(jù)（8）式和（10）式中人民幣均衡匯率面板協(xié)整模型的估計結(jié)果，我們可以得到各期的均衡匯率，并計算出觀測的當(dāng)期實(shí)際匯率對當(dāng)期均衡匯率的偏離（圖12）。 圖1：人民幣對美元的實(shí)際匯率、均衡匯率和匯率失調(diào)圖2：人民幣對日元的實(shí)際匯率、均衡

22、匯率和匯率失調(diào)估計結(jié)果顯示，就人民幣對日元匯率而言：在1993年以前，除1986和1987年非常接近均衡匯率外，人民幣始終處于被高估狀態(tài)，其中在19821984年間被高估嚴(yán)重，高估最嚴(yán)重時曾達(dá)到60%，在19881993年間偏離程度相對較小，偏離最大的1992年約被高估9%。19941998年間實(shí)際匯率基本接近均衡匯率。2000年以后人民幣相對日元開始出現(xiàn)一定程度的低估，在2004年和2005年，低估程度分別達(dá)到15%和17%左右。匯率形成機(jī)制改革以來，人民幣對日元對日元的小幅升值實(shí)際上就是對這種短期誤差的修正。人民幣對美元實(shí)際匯率相對于均衡匯率而言，人民幣在19821984年和1993199

23、6年間被高估，1982年高估最嚴(yán)重時達(dá)31%；在19851992年和19972004年間被低估，其中1986年低估最嚴(yán)重時達(dá)19%，但后一時期被低估程度較輕，最嚴(yán)重時是1999年被低估13%。而在樣本期末人民幣實(shí)際觀測匯率已接近均衡匯率水平。所以，就實(shí)際均衡匯率的角度而言，在基本經(jīng)濟(jì)因素沒有顯著變化的情況下，人民幣對美元匯率存在大幅升值的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。也就是說，伴隨著匯率形成機(jī)制的改變，人民幣對美元匯率波動幅度盡管會增大，但近期的持續(xù)升值，則主要還是由人民幣升值預(yù)期推動的。目前，美國等國家不斷對人民幣匯率提出質(zhì)疑，要求人民幣升值，在面臨外部的巨大升值壓力的情況下，人民幣出現(xiàn)了持續(xù)升值的趨勢。導(dǎo)

24、致這一結(jié)果的原因之包括以下幾個因素：第一，2005年7月21日出臺了完善人民幣匯率形成機(jī)制改革措施，人民幣匯率不再盯住單一美元，而是按照我國對外經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，選擇若干種主要貨幣，賦予相應(yīng)的權(quán)重，組成一個貨幣籃子，同時，根據(jù)國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)金融形勢，以市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣計算人民幣多邊匯率指數(shù)的變化，對人民幣匯率進(jìn)行管理和調(diào)節(jié)，從而初步形成了對人民幣對美元升值的預(yù)期。第二，在美國等強(qiáng)烈要求人民幣升值的國際環(huán)境下，又逐漸形成了人民幣對美元大幅升值的預(yù)期。第三，2006年4月2007年12月，為了穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期，中國人民銀行13次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，7次提高存貸款利率，也不斷地強(qiáng)化了人民幣

25、升值的預(yù)期。第四，美元相對于其他世界主要貨幣的持續(xù)走軟也是形成人民幣對美元升值預(yù)期的主要原因之一，例如，2001年開始，美元對歐元的匯率不斷貶值，到現(xiàn)在已經(jīng)貶值40。所以說，匯率形成機(jī)制改革，國外對人民幣升值的要求、人民幣連續(xù)加息、美元相對于世界主要貨幣貶值等因素共同形成了人民幣的升值預(yù)期，導(dǎo)致了人民幣對美元的持續(xù)升值。五、結(jié)論人民幣升值的原因一方面可能來自基本經(jīng)濟(jì)因素的變化，另一方面也可能是市場的升值預(yù)期推動。在考察貨幣的均衡匯率，基于時間序列數(shù)據(jù)、利用傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)方法很有可能導(dǎo)致不可靠的結(jié)論。鑒于此，本文基于中、美、日三國的面板數(shù)據(jù)，利用近期發(fā)展起來的面板協(xié)整理論，對人民幣相對于美元和日

26、元的匯率進(jìn)行分析，考察實(shí)際匯率與相關(guān)基本經(jīng)濟(jì)要素之間的關(guān)系，并對實(shí)際觀測匯率相對于均衡匯率的偏離程度進(jìn)行了分析。研究結(jié)果顯示，人民幣對美元和日元的實(shí)際匯率與三國的基本經(jīng)濟(jì)要素指標(biāo)之間存在著協(xié)整關(guān)系，即長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但匯率失調(diào)的自動修正速度較慢，目前所實(shí)施的參考一籃子貨幣的人民幣匯率制度將有助于加快失調(diào)的糾偏速度。當(dāng)前人民幣對美元升值的主要原因并非基本經(jīng)濟(jì)因素的影響，而主要是人民幣在國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境和加息環(huán)境下的升值預(yù)期所導(dǎo)致的。匯率形成機(jī)制改革，國外對人民幣升值的要求、美元持續(xù)走軟、人民幣連續(xù)加息等因素共同形成了人民幣的升值預(yù)期，導(dǎo)致了人民幣對美元的持續(xù)升值，而對日元的升值在相當(dāng)程度上還包括了對短期失調(diào)的修正。參考文獻(xiàn)：劉陽，2004：人民幣匯率均衡及匯率動態(tài)，經(jīng)濟(jì)科學(xué)第1期。秦宛順 靳云匯 卜永祥，2004：人民幣匯率水平的合理性-人民幣實(shí)際匯率與均衡匯率偏離度分析，數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究第7期。楊繼生 王少平 艾春榮，2006：工具變量法面板單位根檢驗(yàn)的有偏性及其修正，數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究第2期。趙西亮 趙景文，2006：人民幣均衡匯率分析：beer方法，數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究第12期。alberola, e.，(2003), “real convergence, external disequi