汇率制度的外生性检验-基于人民币实际有效汇率的分析.doc

国际经济学汇率制度外生性检验基于人民币实际有效汇率的分析* 本文是郑建明主持的国家社会科学基金项目“中国的汇率制度选择、宏观绩效与金融稳定性研究”（06BJL052）的阶段性研究成果，在此感谢国家哲学社会科学基金会的资助。郑建明1 张海森1 李文锋2（1.对外经济贸易大学；2.商务部）【摘要】本文通过构建条件ECM模型对人民币汇率与宏观经济变量关注参数的内生性或外生性进行检验，结果表明，人民币实际有效汇率贬值从总体上有利于GDP的增长，但是由于人民币实际有效汇率具有弱外生性、强外生性和超外生性，汇率制度缺乏弹性不利于我国国民经济的发展。加快人民币汇率形成机制的市场化进程，是大势所趋。关键词 实际有效汇率，外生性检验，误差修正模型中图分类号：F064.1 文献标识码：AExogeneity Test of Exchange Rate System: Analyse Based on RMB Real Exchange RateZheng Jianming Zhang Haisen Li WenfengAbstract: Based on Error Correction Model, this paper is to testify the exogenoeity of RMB exchange rate in China. Our study shows that although depreciation of real exchange rate of RMB may benefit the growth of GDP, but RMB exchange rate is weak exogenous and superexogenous of the parameter of GDP. The market-oriented and internationalization reform will be favored for the development of Chinas economy. Key words: Real Exchange Rate(REER), Exogeneity test, Error Correction Model(ECM)JEL classification: F064.1一、引言左右汇率制度选择的决定性力量到底是政府还是市场，决定了汇率制度的“外生性”或“内生性”特征。从表面上看，各国政府似乎都是汇率制度的直接决策者，但其背后的汇率形成机制各有不同，这决定着汇率制度的性质。 迄今为止，理论界只是提出了汇率制度内生性这一术语，但对其研究不深。Eichengreen（1993）最早提出了汇率制度内生性的概念，Levy-Yeyati et al.（2002）也涉及到这一问题。一般而言，汇率制度的内生性与自由浮动的汇率制度相联系，汇率制度灵活性的提高也意味着其内生性的增强。由于西方发达国家大多实行政府干预极少的自由浮动汇率制度，因此，汇率制度内生性问题在这些国家缺乏研究的实践基础和政策意义。对于中国来说，无论是汇率的市场化改革，还是人民币自由兑换进程的推进，都意味着汇率制度内生性的加强，其理论意义不言而喻。郑建明（2003）首次从贸易利益集团的“公共选择”和中央银行“差额干预”的角度论述了人民币汇率制度的外生性，但仍未对检验汇率制度外生性的计量方法加以研究。近年来，随着中国国际收支的持续顺差和外汇储备的加速积累，关于人民币汇率是否应升值，对于人民币汇率市场化的争论已成为学术研究的焦点。目前，国内外学术界对人民币汇率的研究主要沿着两个方面展开：一是人民币均衡实际汇率行为与经济基本面变量之间有怎样的关系，在此基础上讨论人民币汇率失调情况（张晓朴，2000；张志超,2001；张斌，2003；施建淮、余海丰，2005等）；二是人民币汇率改革市场化和国际化中制度变迁的路径和策略选择（俞乔,1999，易纲,2004）。在研究人民币实际均衡汇率 均衡汇率定义为同时满足内部均衡和外部均衡的汇率水平（Williamson,1994）。其中，内部均衡定义为充分就业水平下的国内非贸易品市场均衡。外部均衡是指中长期自主性国际收支平衡。和汇率失调时，主要使用的方法包括三类：一是依据卡塞尔(Kassel)提出的购买力平价（PPP）方法。二是根据麦克唐纳德(McDonald,1998)提出的行为均衡汇率(BEER)方法；三是依据爱德华兹(Edwards,1989,1994)提出的发展中国家均衡汇率(ERER)方法。但是上述研究在测算结论方面存在加大的差异，除了使用方法不同之外，很重要的是是否考虑到中国是转型中的发展中国家，人民币汇率市场化进程的特殊性和复杂性。对人民币汇率与宏观经济变量的内生性或外生性进行检验，就成为研究人民币均衡汇率的前提条件。否则，其研究结论就可能缺乏可信性。早期的经典计量经济学通常根据经济学理论或模型隐含假设来主观确定外生变量，而且，传统计量经济学将外生变量定义为回归变量与随机误差项之间的线性不相关性。但这种外生性的定义是不够严谨的，外生性不仅取决于这种不相关性，而且与模型设定参数有关。严格地讲，外生性应该要求统计学的回归原理与经济学的行为模型有一致的计量经济学含义，变量的外生性将影响到协整系统参数估计量的分布，因此，建立计量经济学模型不能仅限于在特定的经济理论规定和简单的统计推断内，而应该首先考虑所有经济变量的联合概率分布函数以及有关这些变量过去所有可利用的有效信息（马薇，2004）。Engle、Hendry和Richard（1983）基于模型所有变量的联合分布函数提出了与模型中重要的参数相关联的弱外生变量的定义，并发展了检验弱外生变量的HER方法。Johansen（1995）还将弱外生性检验扩展到ECM模型，使得能基于ECM和条件ECM检验弱外生性。其思路是基于Granger协整表述定理，从VAR入手，利用条件期望定理，推导条件ECM和边际ECM，并可基于ECM表述边际变量对协整向量的弱外生性及其检验。EHR方法不仅可检验出变量的各种外生性(弱外生性、强外生性及超外生性),而且可进行政策评价。目前国内学者大多数是利用条件ECM检验中国货币供给的外生性检验，对人民币汇率外生性检验的很少，关于结构突变检验就更少，王少平（2003）运用结构突变的单位根模型对人民币汇率做了结构突变的检验，结果表明，我国的汇率由一个具有结构突变的单位根过程所生成，然而1997年爆发的亚洲金融危机并没有出现结构突变，人民币汇率保持了稳定。因此,本文应用EHR方法研究人民币外汇供给的外生性问题。一个基本判断是如果人民币汇率变动对经济基本面变量的关注参数是外生性的，则说明汇率制度变化是缺乏弹性的，不能反映实际经济的变化。二、 汇率制度外生性的界定汇率制度外生性的检验不仅是进行均衡汇率测算等建模的前提，也是判断外汇管理当局对汇率干预程度的指示器。一般而言，汇率内生性或外生性性质与该国的经济体制有很大的关系。若汇率汇率制度是内生的，则汇率水平由基本经济因素所决定，外汇管理当局对汇率的干预行为受到很大的约束。若汇率制度是外生的，外汇管理当局就有可能通过调控汇率对经济运行施加影响。对一个转轨时期的宏观经济体而言,由于市场化进程中经历着急剧的制度变迁,构造一个结构性模型是相当困难的，因此,本文采用简约模型来检验人民币汇率制度的外生性。在开放经济中，国内需求是实际汇率、可支配收入、投资需求和政府购买的函数，当总需求与总供给相等时，市场达到均衡，从而决定实际均衡产出水平（保罗.克鲁格曼，1998）。一般地，汇率的调整主要通过三个渠道对我国宏观经济产生影响：一是汇率的调整将引起进出口相对价格的变动，进而将对进出口产生影响，最终对经济增长产生影响；二是汇率的调整将通过对各种价格指数的影响作用于GDP 减缩指数，进而影响到GDP 增长率；三是汇率的调整将通过对外商来华直接投资的影响对固定资产投资产生影响，继而波及到经济增长（何新华，2003）。在此，假定国内生产总值()的和人民币实际有效汇率()具有如下关系: = + (1)其中 和 的数据生产过程（联合分布）为(, )服从二元正态分布，均值向量和方差协方差矩阵分别为：在给定 的条件分布为:| IN( , ) (2)其中“IN”表示独立正态,由贝叶斯公式得： 可将(, )的联合分布密度函数写为:F( , )=G( | )h( ) (3)其中条件密度函数G( | )包含参数,H( )是 边际密度函数。在方程(3)的基础上,EHR定义了三种外生性(弱外生性、强外生性和超外生性):1)一个变量 被称作是关于一组关注参数弱外生变量,如果以 为条件的推断不损失任何信息.换句话说,若边际分布H( )不包含,则称 是弱外生的。2)如果 是弱外生的,并且不存在 到的Granger因果关系,则称 是强外生的。“不存在 到 的Granger因果关系”是强外生性的必要条件。3)如果 是弱外生的,并且G(| )中的参数对 的分布保持结构不变,即具有方差抗变性，则称 是超外生的。也就是说,超外生性包括弱外生性和结构不变性 HER注意到,超外生性与Lucas批判紧密相联。Lucas认为,由于所有经济机构都是以完全信息为基础作出决策,政策的任何变化都将系统地改变计量经济模型的结构。但若RERt对于GDPt是超外生的,则Lucas批判不起作用（魏巍贤，2000）。三、模型设定与检验方法根据有关条件期望的引理，GDP的均值（）和外汇供给量的均值（），具有如下关系： 其中 （4）以小写字母记各变量的对数，下同。假设 (5)由方程（3）知：若是一组工具变量，其与其它变量间的关系为： （6）将（6）代入（4）得： （7）将（7）代入（5）得： （8）方程（6）关于的条件模型为： （8）在中长期，均衡汇率水平主要受经济基本面因素（实际变量，而不是名义）的影响，反映了一个国家中长期内的均衡汇率运动趋势。关于实际均衡汇率的决定因素，不同的理论和分析方法选取的基本经济因素常常都不同。由于FEER和NATREX 方法只适合发达国家，而BEER方法主要是通过对实质汇率有影响的相关经济变量来解释实际观察到的名义汇率和实际汇率（Clark & MacDonald，1999）。由于BEER 法只涉及到单一方程简约模型的估计，较之FEER 方法具有可操作性强的优点而且BEER 法运用近年来计量经济学发展起来的协整技术，从统计学意义上发现实质汇率和早先文献识别出的各种中长期汇率决定因素之间的协整关系，以此作为确定均衡实质汇率和评估汇率是否失调的基础4。此外，还能较好地处理发展中国家的实证分析中存在诸如样本量小，数据质量不高以及经济结构不稳定等问题，因此，近年来BEER 法被广泛应用于均衡实质汇率测算和汇率失调问题的实证研究（Montiel，1999）。关于均衡实际汇率的具体决定因素，Montiel 将之分为两类，一是与巴拉萨-萨缪尔森效应（Balassa-Samuelson Effect）相联系的相对生产率增长等供给面因素，二是对不同部门需求收入弹性等需求面基本因素，并讨论四组影响均衡实际汇率因素。一是国内供给面因素即巴拉萨-萨缪尔森效应因素，即对可贸易部门有利的不对称生产率增长冲击导致实际汇率升值。二是财政政策作用，政府支出在贸易品与非贸易品之间构成比例变动影响均衡实际汇率。三是国际经济环境变动因素，如贸易条件、外部收入转移可获得性、世界真实利率和通货膨胀水等。四是商务政策因素，如减少出口补贴的贸易自由化政策促使资源向非贸易部门流动，并通过改变非贸易部门供给而影响实际汇率调整方向。综合考虑中国的特点、数据的可得性，并结合国内外其他学者在人民币汇率实证中变量显著性的研究成果，选取下面变量：实际有效汇率（RER）: 主要是由于真正对一国产品的国际竞争力和宏观经济运行产生影响的是实际汇率，在此采用了IMF 计算的实际有效汇率。贸易条件（TOT）也是其他大多数学者在实证中选取的变量，它通过收入效应和替代效应影响均衡汇率，代表商品市场变化对实际均衡汇率的影响。一般认为，贸易条件和劳动生产率是影响均衡汇率的长期、最重要的基本经济要素。净对外资产（NFA）：把净对外资产作为实质汇率的一个决定因素，在开放经济宏观经济学中有长久的历史，它是基于实质汇率决定的国际收支模型的考虑。这里NFA代表资本市场变化对汇率的影响。贸易政策（TRADE）:贸易政策是影响实际汇率的一个重要因素。一般采取进出口总额（IEP）占GDP的比率（即开放度）来模拟贸易政策对汇率的影响。对上式取自然对数同样，可得到的边际模型： （8）根据Johansen定理，检验人民币实际汇率对GDP关注参数的弱外生性检验只需要利用Wald或t检验来检验条件变量中调节向量估计值系数的零约束。如果零约束成立，则 的弱外生性成立；反之亦反。即应用OLS方法，从方程（8）中得到的估计值，将或作为一个回归量加入方程（8）中，并检验或的显著性。如果该回归量的估计系数显著异于零，则拒绝“外汇供给是弱外生变量”的原假设，将和（或和）加入方程（8）中，并检验它们的联立显著性。如果它们的估计系数显著异于零，则拒绝“外汇供给是超外生变量”的假设。四、实证检验在选取一定的样本进行实证分析时, 考虑到1994年中国进行汇率制度改革，实行有管理的浮动汇率制度，并且在1996年12月实现了经常项下人民币可兑换，而使用季度数据不仅可以增加样本，而且包含的信息更多，因此,本文采用1994年第1季度2006年第1季度的季度数据进行分析。GDP数据来自国家统计局，人民币实际有效汇率、贸易条件和净对外资产的数据来自IFS。软件使用Eviews3.1版本。1单位根检验 由于使用的是季度数据，因此，首先对原序列分别进行季节性调整，然后经过自然对数变换,以减少序列的波动。我们采用扩展的迪基富勒(Augmented Dickey-Fuller，ADF)方法进行序列单位根检验，滞后阶数根据AIC信息准则和Schwarz 信息准则最小化来确定，接受原假设意味着时间序列含有单位根，具体检验结果如下：表1：ADF单位根检验结果变量截距时间趋势滞后阶数ADF统计量1%临界值D(rer) 有有无5.1143-4.1630D(gdp)有有54.6016-4.1896D(tot)有有无8.3245-4.1630D(nfa)有有15.3245-4.1678D(iep)有有54.5803-4.1896注：D代表一阶差分ADF单位根检验的结果表明, 实际有效汇率指数（RER）、国内生产总值（GDP）、贸易条件(TOT)、净对外资产（NFA）等变量都是非平稳序列，但经一阶差分后，在1显著水平均已平稳,全部为一阶单整时间序列，即I（1）。2、VAR构造协整检验前要估计有个不受限制的VAR(unrestricted vector autoregression)模型，鉴于使用的是季度数据，并根据AIC和SC信息准则最小化，以及经济学含义选择最大滞后阶数为5，各方程与整体检验结果如下：表2：VAR(5)模型各方程及整体检验结果rertotnfaiepgdp样本决定系数 0.965224 0.717233 0.998830 0.997421 0.982163修正的样本决定系数 0.916923 0.324502 0.997204 0.993839 0.957389 F检验统计量 19.98375 1.826268 614.5483 278.4380 39.64476 对数似然比 134.5272 105.0399 100.4512 93.91836 85.32970 赤池信息量-4.933054-3.592722-3.384145-3.087198-2.696805 施瓦兹信息量-3.878760-2.538429-2.329851-2.032904-1.642511 残差协方差 1.62E-17 对数似然比 538.4007 赤池信息量（AIC）-18.56367 施瓦兹信息量(SC)-13.292203协整分析单位根检验的结果表明，VAR模型中的所有变量序列都是I(1)，即它们具备构造协整方程组的必要条件。为此，我们对上述各个变量序列之间做长期的协整分析。就协整检验的方法而言，恩格尔和格兰杰提出用两步法估计协整向量，虽然由这种两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性，但是在样本容量有限的条件下，这种估计量是有偏差的，而且样本容量越小, 偏差越大。为了克服两步法参数估计的不足，本文采用多变量Johnsen协整检验方法对人民币汇率等变量进行协整检验。表3：VAR(5)协整检验结果特征值迹检验 5 临界值1临界值原假设协整秩r0.56663993.0703768.5276.07没有协整秩*0.46246856.2783047.2154.46至多1个协整秩*0.30517228.9645429.6835.65至多2个协整秩0.22340912.9445215.4120.04至多3个协整秩0.0405091.8195203.766.65至多4个协整秩*(*) 表明在5（1）的显著水平上拒绝原假设 由于表中第二行似然比统计量56.28大于5水平下的临界值47.21,而第三行似然比统计量28.97小于5水平下的临界值29.68，因而存在2个协整关系，由于一般只关心被似然比检验证实的前r个协整关系，所以在此只考虑第一个协整关系。标准化处理后可得到协整方程为 (9)表明汇率的贬值，相对贸易条件与均衡实质汇率成反向关系，说明贸易条件的改善（恶化）所产生的替代效应大于它所产生的收入效应，对外净资产的增加将促使实际汇率的升值。而随着贸易规模的扩大和对外开放度的提高，常常会导致汇率的贬值，这也与许多发展中国家的情况类似。而随着GDP的增长，又会导致汇率的升值，一般而言，GDP每增长一个百分点会带动人民币实际汇率升值2.24%。4条件和边际模型由于上述变量存在协整关系，又由Granger表述定理 格兰杰(Granger)表述定理的重要意义在于证明了协整概念与误差修正模型的必然联系。若非平稳变量之间存在协整关系，则必然可以建立误差修正模型；若用非平稳变量可以建立误差修正模型，则该变量之间必然存在协整关系（马薇，2004）。，上述VAR(5)模型可以等价地表示为（无条件）误差修正模型（ECM），进一步地根据有关条件期望的引理，可以得出GDP的条件ECM模型，并参照Hendry的一般到特定的建模程序,对VAR(5)删除不显著变量,最终得到GDP的条件模型及其诊断结果如下:(1) 的条件模型修正的样本决定系数：0.84，F检验统计值：23.14Jarque-Bera正态检验统计值：4.1968 ARCH检验统计值：0.00 由于D.W.检验失效，采取检验残差自相关的LM检验代替，输入滞后期1，得到检验的伴随概率为0.12，不能拒绝残差序列不存在自相关的零假设，Jarque-Bera正态检验表明，在通常的显著水平下，不能拒绝“残差是正态白噪声”的原假设，自回归条件异方差（ARCH）检验也表明不存在条件异方差，该模型可以作为“一般模型”。（2）边际模型同样可以得到边际模型:修正的样本决定系数：0.59, Jarque-Bera正态检验统计值：1.20ARCH检验统计值：0.98 同样采取检验残差自相关的LM检验代替，输入滞后期1，得到检验的伴随概率为0.21，不能拒绝残差序列不存在自相关的零假设，Jarque-Bera正态检验表明，在通常的显著水平下，不能拒绝“残差是正态白噪声”的原假设，但自回归条件异方差（ARCH）检验也表明存在条件异方差。 5外生性检验（1）弱外生性检验 调整后的样本决定系数:0.83 F检验统计值: 20.43当边际模型的回归残差估计值加入 条件模型时, 的t值不显著，进一步的对 的系数进行参数wald检验，结果得到相伴概率为0.86,不能拒绝的系数为0的原假设。因此,人民币实际有效汇率是国内生产总值的弱外生变量，使用单方程估计人民币汇率对经济的影响是正确的，由估计结果知,自改革开放以来,人民币汇率变量的变化对GDP的变化有着重要影响。 （2）强外生性检验进一步地对人民币实际有效汇率和GDP进行滞后4期的Granger因果检验，结果显示，国内生产总值不是人民币实际有效汇率变化的原因，同时由于人民币实际有效汇率对GDP关注参数具有弱外生性，因此，人民币实际有效汇率是强外生的。表5：人民币实际有效汇率与GDP变化的格兰杰检验结果零假设:观测值F检验统计值相伴概率人民币实际有效汇率不是GDP变化的格兰杰原因450.547020.70231GDP不是人民币实际有效汇率变化的格兰杰原因1.419730.24722（3）超外生性检验 修正的样本决定系数: 0.83，F检验统计值: 18.17将e和 同时加入条件模型时, t值都不显著。进一步地，对e和的系数作Wald检验, 结果得到伴随概率为0.96，不能拒绝它们的系数为零的原假设。因此，接受弱外生性和结构不变性的联立假设，这一发现说明,人民币汇率政策不受Lucas批判的制约，人民币汇率是超外生的。表明近年来，我国汇率制度并没有随国内外经济情况的变化而作大的调整。主要是由于中国外汇市场的性质与发达国家不同，中国外汇市场是单纯由贸易结算以及将引进的外币资金转换为本币等实际需求交易构成的，而且中国人民银行为了进行稳定外汇干预，其管理汇率制的色彩很浓，人民币汇率制度总体缺乏弹性。此外，我们应用递归回归法检验条件模型（10）和（13）的稳定性，这一方法不受主观选择发生结构变化时间的影响.如果模型确实发生了结构变化,则基于递归回归法的残差检验能辨明发生结构变化的时间和方向，递归残差累计和（CUSUM of Squares）稳定性检验结果表明2001年以来我国人民币汇率结构发生了较小程度的变化，从而进一步验证了人民币汇率制度超外生性的特点。 五、结论与建议本文利用季度数据对人民币实际有效汇率和其他宏观经济变量之间的关系加以分析，表明人民币具有弱外生性、强外生性和超外生性。当前的汇率制度和外汇市场机制不足以有效实现外汇市场的资源配置功能。汇率制度缺乏弹性不利于我国国民经济的发展。加快人民币汇率形成机制的市场化进程，实现人民币汇率制度从外生性向内生性的转变，是大势所趋。 参考文献1 Edwards S. ,1989, Real Exchange Rates, Devaluation and Adjustment: Exchange Rate Policy in 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