人民币名义升值是否_人民币升值_.pdf

人民币名义升值是否 人民币升值0 刘纪显1 2 吕江林1 1 1 江西财经大学金融学院 21 广东商学院金融与投资研究中心 摘要 以开放的宏观经济为框架 以厂商利润最大化为微观经济基础 本文 提出并构建了两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型 应用此模型 本文对 1992 2000 年人民币汇率进行了定价 对 2001年的定价进行了预测 本文提出并建立了 基于定价汇率的本币升值新度量 以此为基础 本文度量了 1993 2000 年人民币 汇率升贬值过程 并预测了 2001 年人民币升贬值度量 本文对人民币粘性均衡定 价汇率及基于这一定价汇率的人民币升贬值度量进行了弹性分析 最后 本文获得 了名义汇率升值并不意味着汇率升值等重要结论 关键词 IS2LM 分析 汇率 通货膨胀 人民币升值 货币定价 中图分类号 F821 文献标识码 A Is the Nominal Appreciation of RMB Appreciation Abstract The paper sets the price for the rates of conversion from RMB to US dollars from 1992 to 2000 and predicts the pricing of 2001 1 The paper constructs the measurement of appreciation of exchange basing on pricing exchange1With the measurement the paper measures the process of appreciation of RMB from 1993 to 2000 and predicts the measurement of 2001 1 The paper conducts elasticity analysis on the measurement1Finally the paper concludes that the nominal appreciation of exchange is not the appreciation of exchange1 Key words IS2LM Analysis Exchange Rate Inflation Appreciation of RMB Monetary Pricing 引 言 当货币市场受到冲击时 产品市场对冲击的响应是滞后的 表现为粘性价格 the sticky price 因此 购买力平价短期内不成立 而长期内成立 Dornbusch 1976 1980 由于各种宏观变量相互抵消 以零为起点的货币供给增加未必能够对产品市场和价格产生实 际影响 但 Dornbusch 的粘性价格货币模型未找到能够对产品市场产生实际冲击的货币政 3 人民币名义升值是否 人民币升值0 本文获广东省自然科学基金管理学科项目 05003980 中国博士后科学基金应用经济学项目 2005037159 千百十工程0 基金 江西财经大学创新团队基金和教育部基金项目 06JA790025 等资助 策起点 这一起点就是通货中性的货币供给 这是其一 其二 没有考虑汇率决定的微观基 础 如利润最大化等 其三 不考虑经常性项目对汇率的作用 如进出口等 其四 不涉及 财政政策对汇率的影响 如政府购买 税收等 总而言之 Dornbusch 以货币为中心 其理 论所包含的宏观经济广度和微观经济深度都还不够 因此 模型在实证检验中很不理想 Obstfeld 和 Rogoff 1994 1995 1998 建立了汇率动态模型 模型具有微观经济基础 考虑了效用函数和垄断竞争 并可以分析货币和财政政策效应 但同样没有明确获得通货中 性的货币供给 并且假设过于严格 比如假设国内外居民有相同的偏好 没有交易成本 居 民能预见未来并使其总效用最大化等 实际难以满足 其次是模型过于复杂 包含了多达 70 个方程式 刘纪显 张宗益等 2004 2005 2006 试图把两国货币政策的均衡汇率效应和汇率均 衡定价问题纳入开放的宏观经济框架 以厂商利润最大化作为微观基础 进行一般均衡研 究 首先 获得了购买力平价的微分冲击形式 使货币均衡定价问题转化成为均衡价格的变 化率问题 即均衡通货膨胀问题 其次 以开放的宏观经济作为理论框架 以厂商利润最大 化作为微观基础 以严格的数学推导作为逻辑纽带 建立产品市场和货币市场同时均衡 并 且劳动市场非充分就业均衡的通货中性的货币供给跨时模型 从而找到能够对产品市场产生 实际冲击的货币政策起点 再次 以 Dornbusch 的粘性价格为理论依据 运用时间序列单 方程模型方法 建立货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型 最后 以通货中性的货币供给 跨时模型和货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型为基础 以购买力平价的微分冲击形式为 理论基础 构建了两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型 两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型是通用的国家模型和开发平台 利用中国和美国 的统计数据 我们在这个平台上开发建模 首先分别建立了中国和美国的通货中性的货币供 给跨时模型和货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型 以此为基础我们构建了中美两国货币 政策的粘性均衡汇率效应模型 应用这一模型 我们对 1992 2000 年人民币兑美元粘性均 衡汇率进行了定价 并且对 2001 年的定价进行了预测 另一方面 人们普遍认为本币名义汇率 直接标价 数值变小 也就是名义汇率走高 即 为本币升值 反之则为本币贬值 然而这种普遍看法的重大理论误区是只考虑即期名义汇率 本身的变动 而不考虑定价汇率或均衡汇率的变动 比如 本币名义汇率走高的同时 若定 价汇率走高的速度更快时 本币还是升值吗 因此 我们提出了基于定价汇率的本币升贬值 新概念 并建立了基于定价汇率的本币升贬值新度量 应用这一概念 我们度量了 1993 2000 年的人民币汇率的升贬值过程 并预测了 2001 年人民币的升贬值度量 为了证实汇率 定价及基于定价汇率的本币升贬值度量是合理有效的 我们对人民币粘性均衡定价汇率及基 于这一定价汇率的人民币升贬值度量进行了弹性分析 分析表明 汇率的粘性均衡定价及基 于定价汇率的汇率升贬值度量是合理的 有效的 由于基于定价汇率的汇率升贬值度量是合 理的 最后我们获得了本币名义汇率升值并不意味着汇率升值等重要结论 一 货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型 Michele Bernasconil Oliver Kirchkamp 2002 应用 OLG 模型 overlapping genera2 tions model 做了一个通货膨胀实验 实验中可以观察预期的形成及可以分解储蓄行为的过 程 Richard Dennis 1999 考虑了通货膨胀带来产出成本的增加如何自发地影响货币政策 向通货膨胀目标倾斜 Lars E1O1 Svensson 1999 澄清了通货膨胀目标的本质特征 比较 4 5数量经济技术经济研究6 2008 年第 4 期 了通胀目标 货币目标及 GDP 目标的不同 并获得了一些欧洲央行货币政策的结论 Al2 fred V1 Guender 2003 对简单随机宏观经济模型增加了一些工具性规定 并且检验了在 通货膨胀目标下 货币政策参数的最优集合 Jon Steinsson 2003 以菲利普斯曲线 Phil2 lips curve 为依据 研究了持续平稳通货膨胀的最优货币政策 Robert H1 DeFina Thom2 as C1 Stark 和 H erbert E1 Taylor 1996 实证研究和估计了稳定的利率的货币政策如何 影响通货膨胀和收入增长的长期关系 此外 Douglas K1 Pearce Motoshi Sobue 1997 Andreas Savvides 1998 和 Linda Kamas 1995 从不同的角度研究了货币政策与通货膨 胀的关系 我们试图找到以通货中性的货币供给为起点的货币政策与粘性均衡通货膨胀的数 量关系 根据开放经济的宏观经济学 计划实际的总需求由消费 C 投资 I 政府购买 G 及净出 口X M 构成 而消费函数由 C A B Y T 确定 B是边际消费倾向 Y 是收入 T 是税收 进口函数由 M Ma lm Y T 确定 lm是边际进口倾向 税收函数由 T T0 SY确定 S是边际税率 因此 C I G X M A B lm T0 B lm 1 S Y I G X Ma 当国内产品市场均衡时 四部门开放经济均衡收入 Y所满足的方程为 Y A B lm T0 I G X Ma 1 B lm 1 S 式中把投资 I 内生化 设投资函数为 I e dr r 是利率 即可获得 IS 线 Y A B lm T0 e dr G X Ma 1 B lm 1 S 设货币需求函数为 L kY hr 设名义货币供给为 M 价格水平为 P 那么实际货币 供给为 Mr M P 当货币市场均衡时 可获得 LM 线 Mr kY hr 这里实际货币供给 Mr是外生变量 所以 LM 线应为r k h Y Mr h 在产品市场和货币市场一般均衡条件下 收入由 IS2LM 线决定 也就是由 Y A B lm T0 e dr G X Ma 1 B lm 1 S IS 线 和 r k h Y Mr h LM 线 来决定 将 LM 线代入到 IS 线即可获得一般均衡的收入决定方程 Y L0 L1Mr L2G L2X 从收入构成看 一是工资 Z 二是利息 J 三是折旧 H 四是税前利润 隐成本 及间 接税 由于所得税与收入有明确的线性函数关系 将其从税前利润中分离而获得税后利润 R 同时获得净税收 T 包括间接税加所得税减补贴 于是税后利润可表示为 R Y Z J H T 将上式代入 然后两边乘以 P 即可获得 PR L0P L1M L2GP L2XP ZP J P HP TP 1 微观经济已经证明 收益 利润 函数一般情况下必存在最大化的利润 因此 为了 获得最大税后利润 只要税后利润 R 的一阶微分 dR 0 就可以了 对 1 式取微分 令 dR 0 再把工资 Z 分解为工资率 W 与劳动力 L 即 Z WL 利息 J 分解为利率 r 与 信贷B 即 J rB 折旧 H 分解为折旧率 q 与固定资产存量 N 即 H qN 然后令 dP P 0 我们获得了以第 i 1 年为基期 第 i 年 i 1 nc 通货中性的货币供给跨时 模型 5 人民币名义升值是否 人民币升值0 因版面有限 数学推导过程可向作者索取 dM M P 0 i H3G6 H2G3 H2G4 H2G5 dY Y H2G3 dW W d Y L Y L H2G4 dr r d Y B Y B H2G5 dq q d Y N Y N3 H1G1 dG G H1G2 dX X i 1 L n c 为了简便 我们将通货中性的货币供给跨时模型对应地记为 mi e1iyi e2i wi ai e3i ri bi e4i qi ci e5igi e6ixi i 1 n c 2 其中 H1 h d H2 H1 1 lm B 1 S k H3 SH2 如前所述 h d lm B S k 分别是第i 年相应变量的边际 G1 G Mr G2 X Mr G3 WL Mr G4 rB Mr G5 qN Mr G6 Y Mr 分别是第 i 1 年每单位实际货币供给的政府购买 外贸出口 工 资 利息 折旧和收入 mi是第 i 年通货中性时的货币供给 yi wi ai ri bi qi ci gi xi分别是第i 年相应宏观经济变量的增长率 ai bi ci分别是第 i 年劳动生产率 信 贷产出率和固定资产产出率增长的百分数 wi ai ri bi qi ci 等是成本抵补 分别是劳动生产率对工资率的抵补 信贷产出率对利率的抵补和固定资产产出率对折旧率的 抵补 e 1 i e 2 i e 3 i e 4 i e 5 i e 6 i分别是第 i 年货币供给的收入弹性 货币供给的工资抵 补 利率抵补和折旧抵补弹性以及货币供给的政府购买弹性和出口弹性 模型 2 是具有深刻宏观微观经济背景的数学推导模型 以模型 2 所确定的通货中 性货币供给为起点 我们来看看货币政策与均衡通货膨胀的粘性关系 我们定义货币政策变 量是即期货币供给相对通货中性货币供给的偏离 dM M m 一旦发生偏离 即偏离 0 则表明这一货币政策必然影响产品市场的价格 假设在第 t 期货币供给发生偏离 并 设受到这一偏离冲击前产品市场的均衡价格为 P 由于价格粘性 新的均衡价格 P dP 是 在以后的t 1 t 2等期里逐渐形成的 现在我们利用现期第t 1 期和历期第 t 2 t 3 t nc期各期的宏观经济变量冲击信息 通过模型 2 计算出各期的偏离 t 1 t 2 t 3 t nc 由于价格粘性 下一期第 t 期的均衡通货膨胀pt是现期或历期的某 个偏离 t i或以往各期的偏离 t 1 t 2 t i t nc的某种线性组合 从而粘性 均衡通货膨胀模型为 pt E nc i 1 Dt i t i 3 我们以即期通货膨胀pt为参照 对粘性均衡通货膨胀模型 3 进行最优参数估计 将 粘性均衡通货膨胀 pt与即期通货膨胀pt做比较 设两者的随机误差为pt pt ut 将模型 3 代入得 pt E nc i 1 Dt i t i ut 4 最后对模型 4 进行最优参数估计 获得参数记为 Kt j j 1 n n nc 和 K 从而 平移0 误差最小的粘性均衡通货膨胀优化模型为 pt K E n j 1 Kt j t j t nc 1 5 通货中性货币供给跨时模型 2 与粘性均衡通货膨胀优化模型 5 合成 即获得了货币政 6 5数量经济技术经济研究6 2008 年第 4 期 策的粘性均衡通货膨胀效应模型 它是建立两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型的基础 二 两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型 我们对购买力平价模型 S P P 两边取对数 再对两边微分 便获得购买力平价的微 分冲击形式 dS S dP P dP P 6 其含义是均衡汇率变化的百分比 dS S 等于本国均衡价格变化百分比dP P 减去外国均 衡价格变化百分比dP P 实际上就是相对购买力平价的微分形式 为了与货币政策的 粘性均衡通货膨胀效应模型一致 将购买力平价的微分冲击形式 6 对应地记为 s p p 7 购买力平价的微分冲击形式把购买力平价简化成了线性 和0 形式 经济意义明确 我们以购买力平价的微分冲击形式 7 为理论基础 构建了两国货币政策的粘性均衡 汇率效应模型为 st pt pt 8 pt K Kt 1 t 1 Kt n t n t nc 1 9 p t K K t 1 t 1 K t n t n t nc 1 10 t i mt i mt i i 1 n 11 mt i e1t iyt i e2t i wt i at i e3t i rt i bt i e4t i qt i ct i e 5 t igt i e6t ixt i i 1 n 12 t i m t i m t i i 1 n 13 m t i e 1 t iy t i e 2 t i w t i a t i e 3 t i r t i b t i e 4 t i q t i c t i e5 t ig t i e6 t ix t i i 1 n 14 其中 8 式同 7 式 9 和 10 式同 5 式 11 和 13 式分别是本国和 外国的货币政策变量 12 和 14 式同 2 式 货币政策的粘性均衡汇率效应模型既有 宏观经济的广度又有微观经济的深度 同时具有严格的数学推导 并且具备对粘性均衡汇率 定价及定价的预测的能力 值得注意的是 由于工资的僵固性 劳动市场实际上处于非充分就业均衡态 模型的推 导符合存在失业的基本假设 三 中国货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型 我们的研究以 1985 年为基期 1985 2000 年 其样本容量为 16 年 选取货币供给 M1 作为模型中的名义货币供给 M 除此以外 模型中所有以货币单位计量的宏观经济变量 均把它相应的名义统计量折合成以基期 1985 年的不变价格计算的实际变量 对开放经济和开放市场而言 实际货币供给 Mr和税收T 作为货币政策和财政政策变 量 是外生的 此外消费C 投资 I 收入 Y 利率r 和进口Um都是内生的 但是对中国的 7 人民币名义升值是否 人民币升值0 现实经济来说 利率尚未市场化 投资也有很强的计划性 因此 在建立中国模型的过程 中 把利率 r 和投资I 也作为外生变量 使用三阶段最小二乘法 3SLS 来估计参数 估计结 果为 表 1弹性系数及通货中性货币供给 年 份e2e3e4e1e5e6m 19860 1 399060 107323010155401788890 1 232660 1 158950 1 11768 19870 1 422870 107323010297501524830 1 225830 1 178760 1 04449 19880 1 500790 108306010469601731930 1 225940 1 222900 1 16296 19890 1 675120 111058010704811052610 1 257220 1 263130 1 15759 19900 1 914130 114182011080811358000 1 335020 1 322330 1 04947 19911 1 055710 118948011223711561520 1 351390 1 465890 1 11005 19921 1 064070 118981011393211569410 1 367560 1 497070 1 19704 19931 1 078060 117052011331211680000 1 355100 1 475490 1 40377 19941 1 163960 120177011373611686200 1 378140 1 444120 1 18450 19951 1 696680 127856011846721436590 1 494770 1 861370 1 39493 19962 1 143450 134608012467131130430 1 554461 1 031920 1 63407 19972 1 546990 141304012994841187670 1 592740 1 949430 1 20725 19982 1 443320 139057013227441383360 1 554420 1 963390 1 23746 19992 1 442480 133901013662541858050 1 534540 1 858410 1 09211 20002 1 042830 124477013496731587660 1 490550 1 763080 1 04005 表 2 即期货币供给偏离 即期通货膨胀 年 份mm p 19860 1 117680 1 26680 1 1491201065 19870 1 044490 1 16930 1 1248101073 19880 1 162960 1 20960 1 0466401188 19890 1 157590 1 0662 0 1 0913901180 19900 1 049470 1 08910 1 0396301031 19910 1 110050 1 24210 1 1320501034 19920 1 197040 1 35890 1 1618601064 19930 1 403770 1 3878 0 1 0159701147 19940 1 184500 1 26170 1 0772001241 8 5数量经济技术经济研究6 2008 年第 4 期 续 年 份 m m p 19950 1 394930 1 1678 0 1 2271301171 19960 1 634070 1 1888 0 1 4452701083 19970 1 207250 1 22130 1 0140501028 19980 1 237460 1 1185 0 1 11896 01008 19990 1 092110 1 17670 1 08459 01014 20000 1 040050 1 15950 1 1194501004 MSE 110023 R2 0 1 9876 C 1511343 0 1 532273 Y T 1 1375 58157 F 2 10777 Mr 811325 0 1001202Y 605 12722r 81926 17 1531 6 1889 F 85 13946 I 24326 92193r 11476 1 1526 F 16 121 Um 443 1886 01206267 Y T 01803 16 1538 F 4 19462 于是我们获得了中国的结构参数 B 0 1 5323 k 01001202 h 605 127 d 92193 lm 012063 因此 建立中国模型的参数 H1 6 1 565 10 3 现在逐年计算中国的边际税率 S 从而计算出中国模型参数 H2和 H3 根据 5中国统计年鉴6 历年的原始统计数据 计算出参数 G1 G2 G3 G4 G5 G6应用 已求参数 H1 H2 H3计算出相应年的各种弹性系数 根据增长率和 12 式便可计算出通货 中性货币供给 见表 1 根据各即期货币供给 可计算出货币政策变量 见表 2 根据历年 的货币政策变量 以及历年的即期通货膨胀 对 4 式进行参数估计 从而 9 式的中国 粘性均衡通货膨胀优化模型为 pt 01116641 0 1023089 t 1 0 1252074 t 2 0 1163746 t 3 0 125003 t 4 0 1000313 t 5 4 1459 2 1 384 21031 11981 21152 0 1921 0 100767 t 6 01163 R2 018001 F 31004 DW 2 1076 15 四 美国货币政策的粘性均衡通货膨胀效应模型 用类似的方法处理美国的统计数据 在参数估计中设实际货币供给 Mr 和税收T 作为货 币政策和财政政策变量 是外生的 此外都是内生的 使用三阶段最小二乘法 3SLS 来估计 参数 结果为 MSE 0 177368 R2 0 19982 9 人民币名义升值是否 人民币升值0 C 38321731 018776 Y T 91146 119 10 F 412432 Mr 961214 0 1000313Y 414 1131r 16 1063 8 1116 7 1339 F 1 17246 I 14641 32967r 11871 1 136 F 1111683 Um 2750 1912 0 11897 Y T 5 1414 21 1217 F 4 13233 于是我们获得了美国的结构参数 B 0 18776 k 01000313 h 414 1 131 d 32967 lm 011897 因此 美国模型的参数H1 0 1012562 同理 根据美国的边际税率 S 计算美 国模型参数H2和H3 根据 5国际统计年鉴6 等的数据计算出参数 G1 G2 G3 G4 G5 G6 应用已求参数H1 H2 H3计算出相应年的各种弹性系数 根据增长率和 14 式便可计算出 通货中性货币供给 根据各即期货币供给 可计算出货币政策变量 用同样的方法获得 10 式的美国粘性均衡通货膨胀优化模型为 pt 0 102688 0 1010111 t 1 0 1000042 t 2 0 1000625 t 3 0 1013166 t 4 0 100158 t 5 9 1923 2 1 756 2 1 592 2 1 098 014895 01146 01000009 t 6 01758 R 2 0 1832 F 1 1033 DW 21578 16 五 中美模型及人民币汇率定价弹性分析 根据中国和美国模型 15 和 16 我们构建货币政策的人民币粘性均衡汇率效应模 型为 st pt p t 17 pt 0 1116641 0 1023089 t 1 0 1252074 t 2 0 1163746 t 3 0 125003 t 4 0 1000313 t 5 41459 21384 2 1031 11981 2 1 152 0 1921 0 100767 t 6 01163 R2 018001 F 31004 DW 2 1076 18 p t 0 102688 0 1010111 t 1 0 1000042 t 2 0 1000625 t 3 0 1013166 t 4 0 100158 t 5 9 1923 2 1 756 2 1 592 2 1 098 014895 01146 0 1 000009 t 6 0 1758 R2 0 1832 F 1 1033 DW 21578 19 模型的 17 19 式包含了 8 14 式的含义 粘性均衡汇率变动的百分比 st的计算和预测见表 3 以 1992 年为基期 我们可以获得 1993 2000 年人民币兑美元的粘性均衡汇率定价 并且预测 2001 年的粘性均衡汇率定价 10 5数量经济技术经济研究6 2008 年第 4 期 粘性均衡定价汇率及其预测用 St表示 用 Et表示即期名义汇率 官方或市场汇率 见 表 4 另一方面 通过中美两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型的 18 式可以看到 前第 五年和第六年的货币政策变量 t 5和 t 6的回归不显著 所以中国的一般均衡价格粘性周期 是四年 通过 19 式还可以发现 前第四年 第五年和第六年的 t 4 t 5和 t 6的回归 不显著 所以美国的价格粘性周期是三年 主要原因是美国的产业层次 生产能力以及信息 与物流业都优于中国 这使得美国的价格粘性传递的过程和周期较中国短 六 基于人民币粘性均衡定价汇率的升贬值概念及其度量 首先让我们来定义一种货币被高估或低估的概念 用 St表示 t 时间两国货币的均衡汇 率或定价汇率 用 Et表示 t 时间两国货币的即期名义汇率 t 时间本币被高估 当且仅当 Et St 0 汇率均用直接标价法 从定义看出 所谓本币相对定价汇率被高估或低估指的是 在某一时间即期汇率低于定价汇率或高于定价 汇率的情况 这与金融领域人们的一般概念是一致的 颇有新意的是升贬值概念 我们用即期汇率和定价汇率的时间边际来定义本币的升贬值概念 用 Ect dEt dt 表示 即期名义汇率的时间边际 Sct dSt dt 表示定价汇率的时间边际 本币绝对升值 当且仅 当 Sct 0 且 Ect Sct 0 且 Ect 0 且 Ect 0 且 Ect Sct 0 时 表明 St的 值在逐步增大 表明定价汇率处在 走低0 的变化过程中 同样当 Ect 0 时 表明即期汇 率也处在 走低0 或不变的过程中 但是 由于 Ect Sct 0 也即Ect 0 或者当且仅当 Sct 0 本币 相对贬值 当且仅当 Sct 0 本币绝对贬值和相对贬值统称为本币 广义贬值或贬值 同样 当即期汇率名义升值没有定价汇率走高快时 即期汇率就相对贬值 表 3 人民币兑美元粘性均衡汇率变动百分比 年 份ptp tst pt p t 19930 1 119860102660 1 09326 19940 1 210030102940 1 18063 19950 1 167740102800 1 13974 19960 1 133070102780 1 10527 19970 1 01041010229 0 1 01249 1998 0 1 01615010181 0 1 03425 11 人民币名义升值是否 人民币升值0 续 年 份 pt p tst pt p t 1999 0103139010208 0105219 200001034530103440100013 20010108250 010220 0106040 注 表示预测值 表 4人民币兑美元粘性均衡汇率定价及升贬值度量 年 份SctEctEct SctB 升贬值 名义汇率 升贬值 Xt Mt C StEt 1992 43 1 5 5 1 5146 515146 19930 151430 1 2474 0 1 2669 51 1 90升值 19941 108902 1 8567117677162 132贬值 名义 贬值 12212 165 1 7610289517620 54 1 0176 1 2711179816187 19950 19946 012673 1 1 2619 126 1 88 19960 18541 010372 0 1 8913 104 1 36 1997 0 1 1120 010244 01087678121 1998 0 1 3033 010108 01292596144 1999 0 1 4463 010007 01445699184 升值 贬值 名义 升值 167 1 0113 1 0811125813514 122 1 2 44 18819666813142 404 1 2282 1 0818546812898 434 1 730 1 5815513812790 292 1 3 142 1 4811050812783 20000 100110 1 0002 0 1 0009 81 1 82 20010 14896 010019 0 1 4915 100 1 39 升值 名义贬值241 1 1 51 12811061812785 名义升值225 1 0 16 118 1 5957 812766 注 资料来源于即期汇率 Et和贸易顺差 Xt Mt 数据来自 1991 2001年中国国家统计局 5中国统计 年鉴6 贸易顺差 Xt Mt的单位是亿美元 表示预测值 由以上定义可知 可以将升值贬值的新概念定义为 本币升值 当且仅当 Ect Sct 0或 Sct 0 也无论 Ect 0 无论 Sct 0 或 Sct 0 也无论 Ect 0 或 Ect 0 于是我们定义即期名义汇率与定价汇率的相对 边际差 B Ect Sct Sct 作为本币升值或贬值的度量 称为升值或贬值率 由升贬值 概念及其度量可知 升贬值是指某一段时间内 即期名义汇率相对定价汇率的变化过程 从 以上定义也可知道 高估或低估是指在某一个时间段上 即期名义汇率相对定价汇率的大小 情况 区分这两个不同的概念是十分重要的 前者是动态比较 而后者是静态比较 在应用中美两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型完成了人民币粘性均衡汇率定价及定 价的预测后 我们可以分别计算得出定价汇率对时间的边际 Sct和即期名义汇率对时间的边 际Ect 及即期名义汇率对粘性均衡定价汇率的升贬值率 B Ect Sct Sct 见表 4 七 人民币粘性均衡定价汇率和基于定价汇率的升贬值度量的弹性分析 首先来看人民币兑美元定价汇率的走势 从表 4 和图 1 可以看出 以 1992 年为基期 1992 1996 年的四年间 定价汇率持续大幅下跌 人民币一直处于大幅贬值过程中 四年 间 定价汇率从 1992 年的 5 15146 跌至 1996 年的 8 19666 累计贬值幅度达 62 16 平均每 12 5数量经济技术经济研究6 2008 年第 4 期 年贬值 15165 还可以看出 1996 年开始 1997 1999 年 定价汇率平稳上升 人民 币处于平稳升值过程中 三年间 定价汇率从 1996 年的 8 19666 升至 1999 年的 8 1 1050 累计升值幅度为 9 161 平均每年升值 3 12 2000 年定价汇率稍有下跌 并且预期 2001 年人民币兑美元定价汇率将进一步下跌 大约从 2000 年的 8 11061 跌至 2001 年的 8 159 左右 我们来看人民币兑美元定价汇率走势形成的原因 1993 1995 年的三年间 中国通货 膨胀保持在两位数百分点 其中 1994年高达 24 11 是中国的第二次恶性通货膨胀 这是 1992 1996 年定价汇率大幅下跌的主要原因 为了治理通货膨胀 同时也为了抵御 1997 年 爆发的金融危机 1994 1997年中国政府采取了经济紧缩政策 但是货币供给和政府购买 及政府投资紧缩过度 同时未能采用适度扩张的税收政策 致使 1998 年 1999 年出现了空 前的通货紧缩 其中1999年高达 1 14 这是1997 1999年定价汇率上升的主要原因 2000 年中国通货紧缩稍有缓解 并且模型预期2001年中国通货紧缩将进一步缓解 相反2001年美国 的通货膨胀有所下降 因此模型预期从 2001 年开始 人民币兑美元定价汇率将进一步下跌 我国的贸易顺差 Xt Mt 出口 进口 及其增长 C计算见表 4 让我们来计算和分析 我国贸易顺差增长的人民币升贬值弹性 值得注意的是 这里的人民币升贬值指的是以上定 义的相对绝对升贬值 而不是人民币即期名义汇率的升贬值 中国外贸绝大多数以美元计价 所以人民币汇率升贬值应该对中国外贸市场产生明显影 响 从表 4 和图 1可以看出 以 1992 年为基期 1993年人民币汇率升值率为 5119 这时 外贸市场对汇率的升值反应灵敏 1993 年贸易逆差高达 12212 亿美元 贸易顺差相对上一 年大幅下降 降幅达 165 17 亿美元 并且外贸市场对外汇的反应富有弹性 1993 年贸易顺 差下降的汇率升值弹性为 3119 亿美元 百分点 也就是 1993 年汇率每升值一个百分点 引 起贸易顺差下降 3 119 亿美元 1994 年中国汇率并轨 实行人民币经常项目下的自由兑换 为了扭转汇率并轨前人民 币长期处于高估的局面 1994 年人民币大幅度贬值 贬值率达 162132 贬值后的汇率出 现了过去少有的严重的低估 在贬值的拉动下 1994 年实现了贸易顺差 5410 亿美元 贸易 顺差较上一年大幅上升 增加了 17612 亿美元 外贸市场对外汇的反应依然灵敏富有弹性 1994 年贸易顺差上升的汇率贬值弹性为 1 1086 亿美元 百分点 1995 和 1996 年人民币又大幅升值 升值率分别为 126188 和 104136 但是在人民 币汇率并轨后将继续大幅贬值的强大预期的拉动下 1995 年继续实现贸易顺差 167 10 亿美 元 贸易顺差较上一年继续大幅上升 增加了 11310 亿美元 尽管增幅较上一年的 176 12 亿 美元有所下降 强大的预期使 1995 年外贸对外汇的反应失灵 出现了贸易顺差上升的汇率 贬值的负弹性 0 1891 直到 1996 年随着继续贬值预期的减弱 市场才恢复了弹性 1996 年尽管继续实现贸易顺差 12212 亿美元 但贸易顺差增长已下降 降幅为 4418 亿美元 1996 年贸易顺差下降的汇率升值弹性为 0 143 1997 年 1998 年和 1999 年人民币汇率再次贬值 贬值率分别为 78 121 96144 和 99 184 1997 年贸易顺差高达 404 12 亿美元 贸易顺差大幅增长了 282 亿美元 增幅为历 年之最 1997 年贸易顺差增长的汇率贬值弹性高达 3 161 除了人民币汇率贬值引起贸易顺 13 人民币名义升值是否 人民币升值0 刘纪显 陈建梁 5一般均衡刚性粘性通货膨胀优化模型及中国通货紧缩的实证分析6 5经济科学6 2003 年第 2 期 第 21 32 页 图 1 即期汇率偏离 本币升值度量及外贸照差增长之间的关系 差增长以外 1997 年国家出台了一系列重要政策 全面扩大了企业的自营进出口经营权 打破了过去少数几家大型国有企业垄断进出口经营权的局面 大大激发了企业出口的积极 性 特别是激发了广大的中小企业的积极性 这一系列政策对 1997 年贸易顺差增长也起到 了促进作用 1998 年贸易顺差高达 434 17 亿美元 但贸易顺差增长已大幅滑落 仅为 30 1 5 亿美元 贸易顺差增长的汇率贬值弹性仅为 01316 是历年最低的 就这样一直发展到 1999 年外贸对外汇反应失灵 失去弹性 1999 年贸易顺差增长的汇率贬值弹性为 1 1426 1997 1999 年人民币汇率贬值不但没有确保贸易顺差持续增长 贸易顺差增长反而大 幅下降 直至 1999 年外贸对外汇反应失灵 失去弹性 这种反应失灵 失去弹性是东南亚 14 5数量经济技术经济研究6 2008 年第 4 期 1997 年 1 月 22 日出台 5对外贸易经济合作部关于印发 3经济特区生产企业自营进出口权自动登记暂行办法4 的 通知6 外经贸政发 1996 848 号 1997 年1 月 30 日 5国家经济贸易委员会 对外贸易经济合作部关于进一步推动生 产企业自营进出口工作有关问题的通知6 国经贸发 1997 55 号 1997 年 5 月 23 日 5对外贸易经济合作部 中华全 国供销合作总社关于 3国务院关于赋予供销合作社企业进出口经营权有关问题的批复4 的通知6 外经贸政发 1997 299 号 1997 年 6 月 16 日 5对外贸易经济合作部 国家科学技术委员会关于加快赋予科研院所和高新技术企业自营进 出口权的通知6 外经贸政发 1997 295 号 金融危机的直接结果 1997 年东南亚金融危机爆发以后 这些国家或地区的货币大幅度贬 值 以美元标价的出口产品价格大幅下降 使得这些国家出口产品的国际竞争力大大提升 因此中国大量的出口被这些国家或地区所替代 随着这种替代的不断扩大 虽然 1998 年贸 易顺差正增长 但到 1999 年外贸对外汇反应失灵 失去弹性 弹性竟然为 1 1426 2000 年中国外贸市场正走出东南亚金融危机带来的失灵 已走向对外汇反应灵敏 富 有弹性 2000 年人民币汇率升值 升值率为 81 1 82 2000 年贸易顺差增长继续下滑 贸 易顺差减少了 5112 亿美元 贸易顺差减少的汇率升值弹性为 0 1626 现在我们来看 2001 年的情况 模型预计 2001 年人民币汇率将继续升值 预计升值率约 为 100139 2001 年贸易顺差为 225 10 亿美元 贸易顺差下降了 16 11 亿美元 2001 年贸 易顺差下降的汇率升值弹性为 0116 通过以上分析 我们反观粘性均衡汇率的定价可知 货币政策的粘性均衡汇率效应模型 对 1992 2000 年人民币兑美元的粘性均衡汇率定价 以及 2001 年定价的预测是合理的 有 效的 基于人民币粘性均衡定价汇率 1993 2000 年人民币兑美元的升贬值度量及 2001 年 人民币升值的预测是合理的 有效的 模型及度量的实证检验是理想的 八 结 论 本文提出并构建的货币政策的粘性均衡汇率效应模型 走出了以货币为中心的思想模 式 第一 基本假设大大放宽 仅包括厂商利润最大化 存在失业 购买力平价在长期内成 立及均衡价格粘性等假设 使模型具有广泛的适应性 第二 不仅包含了货币政策而且还包 含了财政政策变量 使模型能够处理货币政策 财政政策的变化 第三 在开放的宏观经济 框架内建模 考虑了经常性项目对粘性均衡汇率的作用 使模型能够处理经常性项目变量 如进出口等 第四 以厂商利润最大化为微观基础 使模型的定价能力得到提高 因此 货 币政策的粘性均衡汇率效应模型具有经济理论意义 本文提出了基于定价汇率的本币升值贬值新概念 并建立了基于定价汇率的本币升值贬 值的新度量 这一概念及其度量不同于传统的即期名义汇率升贬值概念及其度量 也不同于 传统的即期名义汇率高低估概念及其度量 基于定价汇率的升贬值概念及其度量更加科学合 理 这一概念及其度量的提出和建立具有经济理论意义 弹性分析表明 货币政策的粘性均衡汇率效应模型对人民币的粘性均衡定价及其预测是 合理的 有效的 货币政策的粘性均衡汇率效应模型为一国政府了解货币财政政策对汇率影 响的深远程度 提供了定量工具 具有现实经济意义 弹性分析还表明 基于人民币粘性均衡定价汇率的人民币升值贬值概念及其度量是合理 有效的 既然基于定价汇率的汇率升贬值新概念及其度量是科学的 合理的 有效的 那么 一个传统的概念及度量就应修正澄清 即名义汇率升值 贬值 并不意味着汇率升值 贬 值 有时候甚至名义汇率升值时 汇率是贬值的 反之 名义汇率贬值 升值 并不意味 着汇率贬值 升值 有时候甚至名义汇率贬值时 汇率是升值的 以人民币为例 从表 4 和图 1 可以看出 1997 年 1998年 1999 年 人民币名义汇率升值 但这三年人民币汇率 却在贬值 1993年和 2000 年人民币名义汇率贬值 但这两年人民币汇率却升值 因此 基 于定价汇率的汇率升贬值新概念及其度量的提出和建立具有现实经济意义 通过中美两国货币政策的粘性均衡汇率效应模型可以看到 中国的一般均衡价格粘性周 期是四年 美国的价格粘性周期是三年 15 人民币名义升值是否 人民币升值0 参 考 文 献 1 Dornbusch R 1 Expectations and Exchange Rate Dynamics J Journal of Political Economy 1976 84 76 1161 1 2 Dornbusch R 1 Exchangerate economics Where do we stand J Brookings Paper on Activity 1980 9 143 205 1 3 Dornbusch R 1 Open Economy Macroeconomics M Basic Books