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铁磁金属、稀磁半导体和半导体量子点中自旋电子学的光谱的研究.pdf 104页
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第 一章 前 言
自旋整流效应 的理论基 础
2.1 磁动 力学 的经典理论
2.2 M axw ell 方程 与微波 的本 征模 式
第三 章 单 晶F e 薄膜 中的 自旋整流效应
3.1 背景和 实验方法介 绍
3.2 实验 结果讨 论
A M R 光 电压
石勺J， 咔0月
3.3 实验 结果讨论
PH E 光 电压
3.4 反常 H all效应 与光 电压
第 四章 G aM nA s/G aA s 薄膜 中的 自旋整流 效应
4 .1 背景介 绍
4 .2 G aN InA s体 系铁磁 性 的起 源
4.3 实验方法介绍
4.4 实验 结果讨论
(一 ) A M R 光 电压 的色散和温度 依赖 性
4.5 实验 结果讨论
(二 ) A M R 光 电压 的磁滞现 象
半 导体量 子 点 中 的 自旋 相 关 效应
5.1 背景和 实验 方法介 绍
Qn︻O八︻OO少，//4C︸斗O气0O、J曰0n
5.2 实验 结果讨 论
(一 ) 量子 点 间的藕 合效应
5.3 实验 结果讨 论
(二 ) 半 导体量子 点 的 g 因子
实验 结果讨 论
(三 ) M n 掺杂 的 C dse亿n se 量 子 点
5.5 实验 结果讨 论
(四) 量 子 点 的精 细光 谱 结 构
实验 结果 讨 论
(五 ) 核 自旋 导致 的超 精 细 光 谱 结 构
，总结 与 展 望
磁性材料 中微波光 电压 的发现使得人们 终于找 到 了利用 电子 自旋产 生 电能 的
途径 ，同时它给传统 的有关静磁 学与 自旋动 力学之 间相互关系 的 问题开辟 了新 的研
究方 向。在这 篇论 文 中，我们 首先讨 论在 分子 束外延 生长 的单 晶F e 薄膜 样 品 中利
用微波光 电压技术通过 电学方法探测铁磁共振 的可 能性 。为 了描述 实验 结果 ，我们
把 自旋整 流模 型推 广 到存 在 磁 晶各 向异 性 的情 形 ，拟 合 结 果证 明与 已知 的有 关 Fe
薄膜 中铁磁共振 的理论符合得很好 ，并精确地重现 了其 中的磁 晶各 向异性 ，展现 了
该技术 的拓展性和广泛适用性 。进 一步地 ，通 过 分析我们 发现 ，有 关磁矩进 动 的相
位信 息可 以通过光 电压 的线 型读取 出来 ，这使得 该技术有可 能被用于探测相位相关
的磁动 力学过程 ，因而对 于 目前 自旋 电子 学器件 的设计和应用 都具有重要 的意义 。
接着我们把研 究体系转换 到铁磁半导体材料 G aM llA S 薄膜 。通过微波光 电压技术我
们 系统测量 了其 中铁磁共振 的随温度 的变化情 况 ，为 了把 自旋整流模 型推广 到垂直
薄膜表面磁化 的情形 ，我们推 导 了不 同磁化状态下光 电压 的
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全球视角下的人民币汇率问题浙江工商大学金融学院 课题组1经济学是一门具有强烈应用性的学科，学者们在研究中不可避免地会带有本 身的价值倾向。 由于人民币汇率涉及国家利益，汇率政策更是全球经济博弈的核 心问题,对其研究和讨论更暴露出各国的利益动机和研究者的价值偏好。发达国 家的研究者从经典的汇率理论出发，根据中国持续双顺差的状况，普遍认为人民 币应该升值，人民币的汇率形成机制应更具弹性。对于这一主流倾向，中国学者 的研究视角主要侧重于与发达国家的经济关系， 其保持汇率稳定的论据显得相对 薄弱。本文试从经济和金融全球化的视角，从全球国际收支失衡入手，探讨现行 国际货币体系的内在矛盾， 分析不对称的国际货币体系下全球国际收支失衡的原 因， 指出人民币升值本质上是不对称国际经济和货币体系所导致的全球国际收支 失衡的反映， 提出在全球政治和经济博弈中，人民币汇率应该和可以采取何种对 策。 本文的第一部分首先分析当前全球国际收支失衡的特征，并以“新特里芬悖 论”揭示当前国际货币体系的内在矛盾，指出在不对称的国际货币体系下，全球 的国际收支失衡， 特别是美国的国际收支失衡具有结构性和制度性的特点，汇率 对“大三角”的国际收支调节无效，东亚国家低汇率，高储备政策是基于金融脆 弱性的安全性政策， 是金融全球化的直接后果，人民币汇率问题必须考虑当前国 际货币体系的内在矛盾。 本文的第二部分以贸易收支、失业率和物价水平为损失 函数， 以汇率为外部变量， 构建了一个汇率政策动态博弈模型， 得出了 “大三角” 间存在纳什均衡解，但必须以日元的大幅度升值为条件，中国与“大三角”间不 存在纳什均衡解，人民币升值将提高“大三角”的损失函数的结论。本文的第三 部分则从国际本位货币寡头垄断市场和发展中国家间完全竞争市场结构出发， 从1本课题由陈志昂主持，彭寿康、王毅中、方霞、张建明参与了本课题研究，其中陈志昂负责总体设计， 提出了总体思想，是最终执笔人。彭寿康负责博弈模型的设计和计算，以及相关部分的写作。王毅中负责 人民币均衡汇率和东亚国家长期购买力平价的设计和计算，参与了东亚国家新重商主义的写作。方霞是人 民币购买力平价和劳动力平价，以及东亚国家劳动力平价的主要计算者。张建明负责关键货币间国际收支 失调的实证研究。主持人感谢参与者的努力和合作，本文的问题由主持人负责。 1&&&&人民币的均衡汇率、 购买力平价、劳动生产力平价等多个角度估计人民币对美元 的汇率水平， 并与东南亚国家的长期购买力平价的相对水平进行比较，得出人民 币对美元存在升值条件， 但在于发展程度相同的东亚国家竞争中，不具备升值可 能性的结论。 第四部分则在总结以上研究的基础上，提出人民币汇率的政策建议一、全球国际收支失衡分析（一） 全球国际收支失衡特点 “9.11”以后，随着美国经济的衰退，原被美国经济繁荣所掩盖的国际货币 体系结构性和制度性危机日益显现。当前，全球国际收支失衡首先表现为美国的 持续性经常账户逆差。1995 年，美国的经常账户赤字仅为 700 亿美元，至 2000 年达到 3560 亿，2002 年为 4220 亿，2003 年更接近占 GNP5%的必须调整的经验 临界值，达到 5307 亿美元。为了弥补经常账户逆差，美国不得不依靠资本的输 入，至 2003 年底，美国的净债务已超过了 2 万亿美元；其次，美、欧、日“大 三角”间无法象 80 年代一样相互吸收冲击，国际收支的调节机制，特别是汇率 调节机制严重失灵（图 1） 。欧盟的进出口状况更受经济景气状况的影响，受汇 率变动的影响相对较小。90 年代中期后，在美国经济带动和货币大幅贬值的影 响下，欧盟经济经历了持续的高增长，2000 年达到了 GDP 增长 3.6％的高峰，然 后出现了衰退，2003 年仅为 0.6%，其中德法两国几乎是零增长。从进出口看， 1997 年，欧盟的贸易顺差高达 1630 亿欧元，1999 年后逐步下降，2000 年仅为 500 亿。但随着经济衰退，在欧元相对贬值的条件下，贸易顺差又呈增加趋势， 2002 和 2003 年分别达到 1600 和 1450 亿欧元。显然，经济衰退中的欧盟无法吸 收美国国际收支不平衡的冲击。从日本的情况看，由于日本泡沫经济的破灭，经 济基本面的恶化，近 10 年，日本经济一直处于零增长状态。日元汇率在 1995 年春天达到最高 1 美元等于 80 日元后，逐步走低，亚洲金融危机后曾一度跌到 130 日元，后又回升到 110 左右。但日元汇率的变动对日本的经常账户状况似乎 没有影响，90 年代中期后，顺差已跃上千亿美元，且对美国贸易长期处于出超 状态。日本国内经济状况越差，其对外部顺差的依赖性就越强，就越难以适应美 国国际收支调节的要求； 最后， 全球国际收支的失衡还表现为东亚国家成为经常 账户顺差国和全球主要国际储备地区， 呈现出风险转换特征。 从国际收支状况看，2&&&&危机前的 95-96 年，除中国和日本外，东亚有 280.5 亿美元的经常账户的逆差，
年，经常账户盈余保持在约 900 亿美元的水平，加上中国和日本的经 常账户盈余，东亚地区的经常账户顺差超过 2000 亿美元（表 1） ，国际储备也占 到全球储备的一半。 高额储备使东亚资本流动呈风险转换特征，即东亚国家购买 高质量美国、欧盟和日本政府以及机构的证券，而出售实物资产、股权、中低质 量的债券（BIS，2003） 。东亚资本流出入不仅体现在风险的不对称性，而且涉及 不同的投资对象。 流入到东亚的资本一般是投资私有部门的私人资产，而东亚资 本输出的主体是政府和银行。 以美国为核心的国际金融市场实际上已成为东亚经 济的中介银行，即吸入低成本资金，流出风险性资本，从中获取差价。 年间， 东亚借款者发行的美元或欧元债券，其平均利差超过美国国库券和其他政 府基准债券 233 个基点。 印度尼西亚或者韩国银行发行的以美元面值的次级债券 的收益率超过储备投资者所获取的无风险收益 3-4 个百分点（BIS，2003） 。如以 东亚国家 1 万亿美元储备计算，福利损失每年高达 400 亿美元。图 6-1 大三角实际有效汇率（）200 180 160 140 120 100 80 60 40 20 0 87 90 93 96 99 02 2003美国日本欧盟图6-2 大三角经常账户失衡状况(10亿美元）200.00 100.00 0.00 -100.00 -200.00 -300.00 -400.00 -500.00 -600.00美国日本欧盟3&&&&资料来源：IMF表1国家名称 日本 中国 中国台湾 新加坡 中国香港 韩国 马来西亚 印度尼西亚 泰国 菲律宾东亚国家经常账户.7 4.4 8.3 13.7 -4.1 -15.8 -6.6 -7.0 -14.1 -3.0 -24.1 7.4 20.8 8.6 16.2 8.2 18.4 10.5 6.9 10.9 8.2 108.7单位：十亿美元0.6 26.4 21.8 18.3 12.1 7.2 7.3 7.1 6.9 4.4 111.4东亚（除日本）注：东亚（除日本）包括：中国、中国香港、印度、韩国、马来西亚、菲律宾、 新加坡、中国台湾、泰国、印度尼西亚 资料来源：IMF表2国家官方持有的外汇储备 1998 金额 百分比 12.5 1.1 34.6 100.0 金额 203.2 17.2 562.9 1627.8单位：十亿美元，% 2002 百分比 19.5 0.9 40.0 100.0 443.1 19.9 908.8 2274.2日本 太平洋地区 东亚（除日本） 世界总额资料来源：BIS，2003（二） “大三角”间汇率调节有效性的实证检验 原 IMF 总裁 Koehler（2003）认为，全球的国际收支不平衡从中期看是不可 持续的，存在着不正常调节或剧烈变动的可能性。我们认为，其不可持续性关键 在于汇率调节对经常账户调节失效，发达国家间无法象 80 年代广场会议后，通 过美元贬值吸收美国国际收支调节的冲击。 为了说明发达国家间国际收支调节失效，我们选取美国与日本和德国的贸易 数据和汇率数据对汇率调节有效性进行实证研究。 考虑到广场协议这一重大的转 折点，研究数据选取 1985 年 1 月到 2002 年 12 月的美国对日本的进出口和美元 对日元的汇率数据； 在美国和欧洲经济关系方面，由于欧盟成立和欧元发行流通 时间太短， 时间序列样本数量太少缺乏说服力，我们采用德国和美国的贸易和汇4&&&&率数据。 考虑到两德统一的政治影响，时间段定为 1991 年 1 月到 2001 年 12 月。 汇率采用直接标价法， 并且汇率和进出口贸易量都是经过两国消费物价指数调整 后的实际值， 以反映实际汇率变动对贸易收支调节的有效性。由于基期的选择并 不影响我们实证分析的结果， 为了数据处理的方便，三大经济体的消费物价指数 基期全部定在 2000 年 9 月。 美日进出口和美德进出口以及汇率数据取自 Board of Governors of the Federal Reserve System，美国的消费物价指数来源于 U.S. Department of Labor: Bureau of Labor Statistics，日本的 CPI 来自日本国 家统计局，德国的 CPI 来源于 Federal Statistical Office Germany。所有的 数据处理都用统计软件 Eviews 3.1 完成。 我们通过格兰杰因果检验、向量自回归和协整分析对汇率变动和进出口贸易 额变动之间的内生关系进行检验，汇率变动率 rer 用exr ? exr(?1) 算出，同样进 exr(?1)口变动率 rem 和出口变动率 rep 分别用 到。im pt ? im pt(?1) expt ? expt (?1) 和 计算得 im pt(?1) expt (?1)为了检验汇率变动和进出口变动内在关系随时间发生的变化，我们把格兰杰 因果检验时间段区分为 1996 年 1 月之前和之后两段，分别进行检验。我们提出 的假设是：汇率变动在 90 年代中期（此处定为 1996 年）以前对进出口的调节有 效，之后属于失效阶段。为了防止由于滞后阶数选取差异而造成的结果变异，本 文进行了滞后阶数从 1 阶到 15 阶的格兰杰因果检验。从 Granger 检验可以清晰 地看到，1991 年 1 月到 1995 年 12 月期间，美德之间汇率变动引起进出口变动 全部在 5％的水平上 Granger 显著，美国对日出口在 1985 年 1 月到 1995 年 12 月期间在 5％的水平上 Granger 显著；同时期，美日汇率变动在 1％的显著性水 平上引起美国从日本进口的变动。无一例外地，从 1996 年开始，美国同两大经 济体之间的进出口关系都不受汇率变动的影响，它们均通不过原假设的 Granger 因果检验。而且，在所有的 Granger 检验中，进出口的变动对汇率的变动不存在 引导关系，这说明汇率变动在短期内主要受虚拟经济而不是实体经济的影响。 同样， 向量自回归模型 （VAR） 通常用于测量随机扰动对变量系统的动态影响， 也可以通过 t 统计量来估计内生变量（滞后）相互影响的显著程度。如果两个向5&&&&量之间存在着内在的相互关系， 则两个向量之间如果进行自回归，它们对各自的 t-统计量应该是显著的。严格来说，VAR 检验都要求向量是时间序列平稳的，所 以我们对平稳变量 rer 与 rep 和 rem分别进行向量自回归检验。 按格兰杰因果检验 的时间分段，我们分别建立了八个自回归方程，发现在 1996 年 1 月至 2002 年 12 月（德国为 2001 年 12 月）阶段，无论是进口还是出口变动与汇率变动进行 自回归过程中， 汇率变动的 t 值检验都是不显著的，这从统计学上来说就是汇率 的变动对进出口的变动不存在显著影响。反观上世纪 90 年代中期以前（1996 年 以前）在所有的 VAR 方程中至少有一个汇率变动的滞后变量是 t 检验显著的。 协整 （Cointegration）检验主要用于检验非稳定变量之间是否存在长期稳定 的比例关系，称为协整关系。在我们的数据中，进出口和汇率数据本身都是非平 稳的，可以进行协整检验。通过对 8 组方程的检验可以发现，在 1985 年到 90 年代前半段 （德国是从 1991 年开始） ，美国与日本的进出口以及从德国的进口和 汇率之间至少存在一个协整方程，说明它们之间存在着稳定的比例关系；而从 1996 年到上世纪末，只有美国从日本的进口和汇率之间存在协整关系。出乎我 们意料的是，美国对德国的出口与汇率之间在整个 90 年代两个阶段都不存在协 整关系，即使格兰杰因果检验表明在 90 年代前半段汇率变动对进出口变动有引 导作用， 但是从两德统一开始， 美德进出口和汇率之间就不存在稳定的线性关系 了。2 当前全球国际收支失衡还表现为东亚地区贸易顺差和储备的急剧增长，但从 时间序列看， 这一状况主要出现在东南亚金融危机后。正是东南亚国家货币的大 幅贬值和内部的金融体系重整， 才使这些国家克服了金融危机，重新步入经济发 展的轨道。 为了估计东南亚国家的货币低估状况，我们首先假设购买力平价为长 期均衡汇率，并运用 Johansen 最大似然估计方法对其进行协整检验。国外学者 的某些研究支持长期购买力平价 （Taylor and Sar, 1998； Pappell, 1997； Pedroni, 1997；Lothian, 1997；Frankel and Rose, 1996；Cheung and lai ,1998） 。关 于发展中国家的购买力平价，Mcnown 和 Wallance（1989）用 20 世纪 70 年代和 80 年代的消费者与批发价格数据，对美元实际汇率进行单位根检验，并使用 Engle-Granger 两步协整检验方法。检验结果表明购买力平价在阿根廷、巴西和2这似乎可通过区域经济一体化的贸易替代效应解释。 6&&&&智利等这些发展中国家成立。 然而， 运用同样的检验方法， Bahmani-Oskooee(1993) 认为购买力平价在东亚地区的欠发达国家不能成立 （菲律宾除外） 。 但 Liu （1992） 采用
年 10 个拉美国家的季度数据， 运用 Johansen 最大似然估计方法 进行协整分析，结果支持长期购买力平价成立。之所以出现不同的结论，原因在 于 Engle-Granger 两步检验法是假定变量之间存在着一个协整向量条件下的检 验，如果变量之间存在多个协整向量时，两步检验方法并不是一种满意的方法， 而 Johansen 最大似然估计方法可以克服这些局限性。 Holmes （ 2001 ）使用
年的季度数据并运用 Johansen 最大似然估计方法检验发展中国家的 购买力平价，其检验结果同样支持长期购买力平价成立。 本文分析的对象是受危机影响的七个东亚国家：菲律宾、韩国、泰国、马来 西亚、印度尼西亚、新加坡和中国香港。鉴于东亚国家的主要贸易伙伴是美国和 日本，外国价格水平以两国的生产者价格指数的加权平均得到3，实际汇率以实 际有效汇率替代， 国内价格水平以国内消费者价格指数表示。采用月度数据作为 分析数据集，样本区间为 1974 年 1 月到 2003 年 12 月（香港的数据区间是 1990 年 1 月到 2003 年 12 月） ，共 360 个样本。其中，实际有效汇率（reer）的原始 数据来自 Morgan-Guaranty4，消费者物价指数（cpi） 、生产者价格指数(ppi)、 名义汇率(ner)的原始数据来自 International Finance Statistics。为了方便 研究这几个变量之间的相互关系，我们对变量 reer，cpi，ppi，ner 取对数为 Lnreer，Lncpi，Ln ppi，Lnner。5 对每个变量的数据序列 Lnreer，Lncpi，Ln ppi，Lnner 的平稳性特征采用单 位根的 ADF 检验方法， 分别就每个变量的时间序列数据的水平和一阶差分（或二 阶差分）形式进行检验，其中，检验过程中滞后期的确定采用 AIC 最小准则，以 保证残差值非自相关性； 同时对协整方程中的时间趋势项、常数项的显著性进行 检验（张晓朴，2001；王学标和王志强，2001） ，检验结果附录 2。从表中计算 结果可知， 除香港消费者物价指数和名义汇率数据二阶差分平稳外（这可能与香 港数据不全所致） ，其他国家的所有变量的水平序列是非平稳的而一阶差分序列 是平稳的。3根据 Mokoyama.Changing Regional Relationships in East Asia as Manifested in Trade and Industrial Links.Pacific Business and Industries Vol.l,2001 NO.3. 4 见 http://www.jpmorgan.com。 5 由于我们只搜集到
的中国月度数据，因而无法与东亚数据进行相同处理。计算结果，中国也 通过了长期购买力平价检验，存在较大程度的低估。结果见附件 2 7&&&&本文采用 Johansen 提出的方法来检验变量之间的协整关系，以此判断变量 之间是否存在长期均衡关系。 通过建立基于最大特征值的似比统计量 ? max 来判 断变量，Lncpi 、Lnppi、Lnner 与 Lnreer 之间的协整关系。其中，最优滞后期的 选择根据无约束的 VAR 模型的残差分析确定。检验结果见附录 2。结果表明， 在 1%（5%）的显著性水平上，菲律宾、韩国、新加坡、中国香港（马来西亚、 泰国和印度尼西亚）的 Lnreer 与 Lncpi 、Lnppi、Lnner 之间存在着唯一的协整 关系，即存在着长期的动态均衡关系。也就是说，即使考虑危机因素，长期购买 力平价在东亚国家是成立的。 由于长期购买力平价在东亚国家成立， 可以以实际汇率与长期购买力平价之 差衡量名义汇率的高估或者低估。为了显示东亚危机前后政策变动状况，表 3 展示了 95 年底至 2003 年底的偏离度。除两个发达小经济体香港和新加坡，东亚 国家普遍存在较大幅度的货币币值低估。如果以 1997 年的 6 月为界，危机前 5 个国家平均为 10。5%，97 年的 12 月。低估程度达到 31。9%。随着经济的恢复， 东亚国家的货币低估程度相对降低并逐步趋于稳定，2000 年 12 月，低估程度为 27。7%， 2003 年 12 月份，菲比索低估 10.2%，韩元 28.3%，印尼盾低估程度 高达 33.9%，林吉特 24.3%，泰铢 21.9%，平均为 23。7%。从图 6-14 中也可见， 危机前，东亚国家的低估程度较低，危机中，东亚国家存在着恐慌性和传染性贬 值，危机后，发展中低估程度趋向于集中，除菲律宾外，基本上集中于 20-30% 的区间内。 表 6-39 东亚国家的汇率低估状况韩国 M12 95 M6 96 M12 96 M6 97 M12 97 M6 98 M12 99 M6 00 M12 00 M6 01 M12 01 M6 02 M12 02 M6 03 M12 03-0.5 -0.0 -0.8 -0.1 -0.2 -0.8 -0.9 -0.2828菲律宾0.7 0.9 -0.8 -0.5 -0.3 -0.5 -0.7 -0.1019马来西亚-0.0 -0.0 -0.9 -0.7 -0.4 -0.1 -0.1 -0.2431泰国-0.5 -0.9 -0.7 -0.9 -0.7 -0.6 -0.8 -0.2187香港-0.8 0.6 0.2 0.7 0.3 0.1 0.4 -0.0222新加坡-0.0 -0.4 -0.8 -0.0 -0.7 -0.2 -0.6 -0.0836印度尼西亚-0.4 -0.3 -0.6 -0.5 -0.7 -0.4 -0.5 -0.33898&&&&图3 金融危机前后东亚汇率失调程度0.4 0.2 0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 95 96 96 97 97 98 99 00 00 01 01 02 02 03 03 韩国 菲律宾 马来西亚 泰国 香港 新加坡 印度尼西亚二、人民币汇率政策动态博弈在经济和金融全球化的今天，作为发展中国家的经济大国，人民币汇率问题 已不是国内经济均衡或本国内外部经济均衡问题，更是一个全球经济均衡问题。 如果不能从全球一般均衡角度看待人民币汇率， 任何讨论的理论和政策意义均是 有限的。 而汇率政策博弈模型无疑能提供有效的技术工具，解决国家间的汇率均 衡难题。在此，我们试图证明，发达国家间是否存在自我调节个均衡机制，人民 币汇率对解决全球国际收支失衡是否有效。 （一）文献综述 第一次将国家间经济合作进行博弈分析的是Robinson (1937)，他分析了各 种状况下不同国家间的贸易博弈(对策)以及报复性行为6。库伯（1969）使用一 个有两个对称性依赖国家组成的模型（汇率和价格固定），考察政策设计和政策 调节动态过程的问题7。Hamada (1976)运用国际收支理论的货币分析法，假设每 个国家的货币当局使其目标函数最大化并以无差异曲线表示每个国家的福利函 数， 结果表明国家间的政策协调与合作比纳什均衡和斯坦尔伯格均衡更具有效率 （帕累托最优）。将汇率政策纳入博弈模型作为内生变量要归功于Canzone 和6Eui Jung Chang 、Marcelo Kfoury Muihozs and Joaní lio Rodolpho Teixeira,2002, & Macroeconomic Coordination and Inflation Targeting in a Two-Country Model &. 保罗·霍尔伍德和罗纳德·麦克唐纳： 《国际货币与金融》 ，北京师范大学出版社，1996 年第 1 版，第 126-128 页79&&&&Gray(1985)，他们模型包括两个相同经济状况国家和单一的（货币的）溢出渠道， 两国以静态方式制定决策。 各国经济承受供给方面的冲击，每个国家的政府都力 图维持充分就业水平上的产量，同时避免通货膨胀上升。其结论为：鉴于政策溢 出效应（正或负的外部性），国家间的政策协调与合作是最优均衡解。 为能体现跨时的政策制定和国家间的相互依赖，阐明合作的利益，80年代后 研究重点从静态博弈转向动态博弈。一些学者（ Miller and Wallcnce ， 1985 ； Hamada，1986；Turnovsky and Basar，1988）在动态一般均衡框架下分析国家间 政策合作， 他们比较纳什均衡和完全合作的货币财政政策下的社会福利，结论是 完全合作（通过最大化国家间加权社会福利）是帕累托最优。然而这一结论遭到 部分学者的质疑，因为当私人部门认为政府承诺行为不合理时，相对于不合作， 合作可能降低社会福利。例如，在两个国家当局同时决定提高就业率的情况下， 私人部门恐慌汇率贬值以及工资、价格上升而导致通货膨胀(Rogoff ，1985)；虽 然两个国家相信通过合作可以取得比非合作纳什均衡更好的结果， 但当两国间出 现讨价还价时，政策目标会出现偏离（Frankel and Rockett ，1988）；当两国面 临持久的需求转换以及政府预算平衡变化时，钉住汇率制是最优选择，两国间的 政策合作显得多余 （Kenen ， 1988） 。 Kehoe (1989)、 Carraro 和 Giavazzi (1991)8 用相反例子拒绝Rogoff的观点， 他们认为国家间政策合作是各国中央银行的占优 策略，可以通过合作使经济福利达到最大化，其结果优于非合作的纳什均衡。 Kawai（1993）运用货币政策工具的三阶段策略博弈方法选择最优和持续的汇率 制度。其结论可以总结为四点：第一，国家间合作能从纳什或完美纳什均衡中选 择帕累托最优汇率体制，而这可以建立在货币政策非合作基础之上。第二，当缺 乏政府可信的承诺时， 浮动汇率制是帕累托最优和纳什均衡，尽管有管理的浮动 汇率制是完美纳什均衡， 但因其以邻为壑的政策产生帕累托无效率。固定汇率制 不是最优和持续的体制。因此，需要国家间合作确保浮动汇率制的实施，避免有 管理浮动汇率制。第三，当国家间存在不对称承诺时，实施承诺国可以通过货币 供给控制来达到帕累托最优和完美纳什均衡。第四，当两国存在对称的承诺时， 浮动和有管理浮动汇率制产生相同结果，因而汇率制度选择的合作是不必要。固 定汇率制仅在两国政府遵守规则、 面对实际冲击是全球性以及两国商品生产完全 替代情况下才是最优选择。因此, Kawai认为确保最优结果需要国际间汇率制度 选择的合作。近期研究，如 Chang 、Munoz 和 Tierra（2002）在两国静态模型 基础上， 建立两国间多个变量动态博弈模型，他们认为宏观合作均衡比纳什和斯8见Christos Ioannidis and Oreste Napolitano:《Optimal Monetary Policy and the Asset Market:A Non-cooperative Game》10&&&&坦博格均衡更能减少通货膨胀和产量的起伏，缺乏有效合作情况下，反通货膨胀 导致更大的产量变动。他们还认为经济越开放越能抵制汇率冲击。 开放经济条件下， 国家间贸易和资本自由流动，一国的汇率政策变动对该国 贸易伙伴国的经济变量会产生影响。如果考虑一个重复博弈过程，多国间的汇率 政策变动可能带来一系列外生政策反映。Knoester and Donselaar（1996）考虑 各国间汇率变动的多国模型，其结果表明多国背景下的汇率变动不同于单一国 家。在单一国家模型里，在既定的条件下，汇率升值10%将导致工资和价格下降 10%，而在多国模型里，只引起工资和价格较小幅度的变化与对应国家工资和价 格的上升，这一结论成立的前提是一国变动汇率而他国没有采取“反馈措施”。 随全球市场的发展， 外汇和固定收入证券市场的价格日趋国际化，这样外汇和固 定收入证券价格动态变化也主要受国际市场影响而较少受国内影响。 Hedrick and Vassal(1999)检验了美国、日本、德国和英国的汇率和短期利率动态特征， 结果显示大多数情况下多国模型比两国和一国模型能更好地解释汇率和短期利 率的动态变化。 一国汇率的动态变动受其他国家的影响，日本的利率变动和德国 马克/美元汇率变动尤为显著。 在发达国家所主导的世界经济格局中， 理论界的研究中心也相对偏向于发达 国家间的汇率政策博弈。Yeh（2002）根据蒙代尔（2002）关于东亚国家实现货 币合作的设想，将中国、香港和台湾视作一个汇率分别盯住美元的中华经济区 （CEA），以经济增长、通胀水平和国际收支为损失函数，利率和财政政策为博 弈工具，构建了与美国，日本和欧盟的的动态博弈模型，得出了CEA中中国和香 港与美、日存在博弈均衡，蒙代尔建立东亚货币合作区的建议难以实施的结论。 （二）模型设计 我们选择美元、日元和欧元作为人民币汇率政策的博弈对象。美国、日本与 欧盟代表了当今世界最主要的经济力量，它们既是中国主要的贸易伙伴，同时美 元、日元和欧元也是当今世界的主要货币。而且，如果人民币的汇率政策从钉住 美元变革成钉住“一篮子”货币，这些货币也最有可能被纳入“篮子”中。同时， 基于当前国际经济中美国单变化倾向增大，各国对国际收支合作程度下降等状 况，我们在博弈模型中主要考虑非合作博弈的纳什均衡解 假设中国、 美国、 日本与欧盟的汇率政策目标均由国内目标与国外目标所构 成， 其中各经济体的国内目标是尽可能低的通货膨胀率和失业率，国外目标是尽11&&&&可能低的经常项目逆差。这样各经济体的损失函数 L 可以用Li ? Pi ? S i ? Ci , i ? cn, us, jp, eu来表示，其中 P i , S i 为各个经济体的通货膨胀率与失业率，C i 为各个经济体的贸 易顺差占本国 GDP 的比重， cn , us , jp, eu 分别代表中国、美国、日本与欧盟。需 要指出的是， 在经济实际中， 各国汇率政策目标所考虑的内容可能不会完全一样， 汇率政策博弈时损失函数的具体表达形式可能也会更加复杂， 需要考虑的因素可 能还会更多， 但这儿为能够分析问题起见，我们对各经济体的损失函数作了必要 的简化。 我们考虑四个经济体的汇率政策的非合作博弈，即在汇率政策博弈过程中， 我们假设各个经济体都是按照个体行为理性（本国损失函数最小化）原则行事， 各博弈方可选择的策略是对本国实际有效汇率 h 的确定。 由于美国具有超强的经 济实力，我们假设在策略选择中，美国可直接确定本国的实际有效汇率水平，其 他几个经济体则只能确定扣除美国实际有效汇率影响后的汇率水平。 进一步我们 假定各国实际有效汇率对各经济体的损失函数的影响是二次型的，L 可以用各国 实际有效汇率的二次函数来表示，即假设各国损失函数具有如下形式的表达式：Li ? ?? jk h j h k , i, j, k ? cn, us, jp, eu(1)这样， 建立博弈模型后， 模型参数估计及博弈分析所需指标数据共涉及四个 经济体的实际有效汇率（间接标价法，上升表示该货币升值） 、通货膨胀率、失 业率和贸易顺差（逆差）占 GDP 的比重。本文数据主要来源于 IMF 数据库，各指 标数据均为年度数据，时间跨度为 1985 年～2002 年。由于基本数据中，实际有 效汇率与通货膨胀率均是以 1995 年为基期 （即四个经济体在 1995 年的实际有效 汇率、通货膨胀率的值均为 100） ，且不同变量之间数值差距较大，我们首先对i 各指标数据进行单位化变换，即若指标 xi 经单位化变换后的值为 x* ，则就有： i x* ? ( x i ? Exi ) / Var( x i ) ,i ? cn, us, jp, eu 。各指标的基本数据由附表 1 给出。由于各国实际有效汇率之间存在显著的相 关性，不能直接利用最小二乘法来估计（1）中的各个模型参数，为此我们首先 对实际有效汇率进行主成分分析。根据分析结果，四个主成分的表达式分别为：12&&&&P hcn ? 0.573hus ? 0.462h jp ? 0.381 heu 1 ? 0.560 P2 ? 0.100hcn ? 0.036hus ? 0.586h jp ? 0.803heu ，P3 ? 0.540h cn ? 0.292hus ? 0.662h jp ? 0.429h euP hcn ? 0.765hus ? 0.065h jp ? 0.159heu 。 4 ? ?0.621(2)需要指出的是，尽管前三个主成分的累计贡献率已超过 98%，为避免参数估 计有偏，在估计损失函数时，我们还是采用全部四个主成分。 利用各主成分变量，现在各个经济体的损失函数可以表示为：Li ? ? ? jk Pj Pk , i ? cn, us, jp, eu, j, k ? 1,2,3,4其中有些主成分的一次或二次项可以为 0（假如估计参数不能通过显著性检验） 。 现在利用最小二乘估计，可得到各经济体损失函数为（回归分析结果见附表 2~ 附表 5） ：Lcn ? ?0.550? 0.543P P2 ? 1.908P4 ? 3.848P42 , 1 ? 0.658Lus ? ?1.363? 0.606P3 ? 0.698P22 ? 2.269P32 ? 5.864P42 ? 2.465P2 P3 ，2 Ljp ? ?0.579? 1.034P P2 ? 2.921 P3 ? 3.800P4 ? 0.214P 1 ? 2.105 12 Leu ? ?3.568P P 4 ? 5.213 4 。(3)（三）人民币与世界主要货币汇率政策博弈分析 扣除美国实际有效汇率带来的影响后，日本、欧盟和中国的汇率水平（记作 ： hjp , heu hcn ）可表示为（分析结果见附表 6～附表 8）hus ， heu ? heu ? 0.6176 hcn ? hcn ? 0.9269 hus ， hjp ? h jp ? 0.6987 hus 。将以上各表达式代入四个经济体的损失函数，可推出在非合作博弈中，各经 济体追求本国损失最小所必须满足的一阶条件分别为：Lcn / ? 0.814? 2.963hcn ? 0.222hus ? 0.311 hjp ? 0.758heu ? 0 Lus / ? ?0.039? 0.207hcn ? 0.036hus ? 0.113h jp ? 0.277heu ? 0 Ljp / ? ?0.471? 0.111 hcn ? 0.326hus ? 0.091 hjp ? 0.075heu ? 0 Leu / ? ?0.566? 0.926hcn ? 2.729hus ? 0.764hjp ? 0.631 heu ? 0 。13&&&&现在，汇率政策非合作博弈存在那什均衡的充分必要条件为：四个经济体的 一阶条件所构成的联立方程组有解。而此方程组的解可以由hcn ? Dcn / D , hus ? Dus / D ,表示，解此方程组可以得到：h jp ? D jp / D , heu ? Deu / DD ? 0.000 , Dcn ? ?0.011, Dus ? ?0.181, D jp ? -1.013 , Deu ? 0.428 ,D 的小数点后面四位有效数字均为 0） 现在由于 D ? 0 （实际上是十分接近于零， ，联立方程组无解，因此在汇率政策非合作博弈中并不存在纳什均衡解。 汇率政策非合作博弈不存在纳什均衡解的结论说明，在非合作（各经济体都 只顾追求自身的政策目标） 的情况下，各经济体间的汇率政策博弈会一直进行下 去， 因为无论当时各经济体的实际有效汇率处在何种水平上，总会有一个或多个 经济体，可以试图通过改变当前的汇率状况，来为本国获得更多的利益（或者可 以进一步减少本国的损失） 。这个结论告诉我们，在目前这场人民币汇率政策博 弈中，我们不能指望通过为人民币确定一个“均衡”汇率水平，来既保证我国政 策目标的实现， 又能较长时期的化解世界主要货币企图迫使人民币汇率变动的压 力。实际上，人民币的这种“均衡”汇率水平根本不存在。这样从长远来看，人 民币汇率政策的变革，重要的不是如何确定一个“理想”的汇率水平，重要的是 应该进一步探索和完善人民币汇率的形成机制， 在有效捍卫本国经济利益的前提 下，使汇率能适应全球汇率政策博弈的要求。 当前人民币升值的国际压力和市场预期都很强，为缓解来自各方的压力，国 内有些学者提出适度放宽人民币汇率浮动区间的应对之策。由于在目前情况下， 放宽人民币汇率浮动区间必然造成人民币币值上升，这就带来一个问题：适度提 高人民币的现有汇率水平， 能否使四个经济体都有所收益（同时减少四个经济体 的损失函数） ，从而是人民币升值的国际压力有所缓解？结合本文提出的非合作 汇率政策博弈模型，在两种不同假设条件下，我们对此问题进行分析。 首先， 如果人民币实际有效汇率比 2002 年（这是本文所用数据时间跨度的最 近一年）提高 10%（间接标价法，相当于人民币币值上升） ，同时假设其他三个 经济体的汇率水平保持不变（维持在 2002 年的实际有效汇率水平） 。则利用（2） 式、 （3）式可以得到四个经济体的损失函数的变化值分别为：?Lcn ? 1.646 , ?Lus ? 0.73 , ?L jp ? 0.045 , ?Leu ? 2.831，14&&&&这样，根据我们的模型，如果人民币实际有效汇率在 2002 年的基础上上升 10%，同时假设其他经济体的实际有效汇率保持不变，则四个经济体损失函数值 均会有所提高，这说明在现阶段，人民币汇率水平的提高，不仅对中国不利，即 使对其他三个经济体也并非有利。 其次，如果人民币的实际有效汇率在 2002 年基础上提高 10%，同时假定其他 三个经济体的汇率水平有所下降 （实际有效汇率比 2002 年下降 10%） ， 则利用 （2） 式、 （3）式可以得到四个经济体的损失函数的变化值分别为：?Lcn ? 1.205 , ?Lus ? 8.789 , ?L jp ? 3.118 , ?Leu ? 2.022。在这样情况下四个经济体的损失函数值同样还是都会提高。 人民币汇率变动不仅损害中国的经济利益，而且也会降低发达国家福利水平 的动态政策博弈解说明， 中国与发达国家间的经济关系主要是互补， 而非竞争的。 中国出口商品所具有的较强竞争力，不应简单地归咎为低估汇率，而要综合考虑 直接投资，发展中国家普遍低估汇率，经济和金融全球化的冲击等因素。这个分 析结论也从一个角度证实： 现阶段保持人民币汇率的稳定不仅对中国经济的发展 有益， 而且也有利于亚洲及世界经济的发展。强制人民币升值将打破现存的国际 经济格局，导致中国经济受损，并进而导致发达国家的损失。 （四）美日欧三方汇率政策非合作博弈分析 按照类似方法，我们可以建立美元、日元与欧元三种货币的汇率政策非合作 博弈模型。现在还是假设三国（经济体）的汇率政策目标为尽可能低的通货膨胀 率和失业率、尽可能低的贸易项目逆差，采用主成分回归分析方法，可以得到三 国（经济体）损失函数的具体表达式为： 美国： Lus ? ?0.5189p1 ? 0.6810p2 ? 1.9071p3 ? 0. ， 日本： Ljp ? ?3.0823p3 ? 1. ， 欧盟： Leu ? 1.2707p1 ? 0.5974p12 。 其中，三个主成分的表达式为：p1 ? ?0.6726 hus ? 0.5453 h jp ? 0.5002 h eu ， p2 ? 0.0252 h us ? 0.6587h jp ? 0.7520 n eu ，15&&&&p3 ? 0.7395 hus ? 0.5185 h jp ? 0.4293 h eu 。同样假设在非合作博弈中，美国可独立决定美元汇率 h us ，日本、欧盟可以决定 扣除 h us 影响后的汇率水平 h jp , heu ，其中h jp ? h jp ? 0.7184 hus ， heu ? h eu ? 0.5040 h us 。在非合作博弈中，各国（经济体）的最优策略所必须满足的一阶条件为： 美国： 0.220hus ? 0.131 h jp ? 0.172heu ? 0.95 ， 日本： ? 0.806hus ? 0.706h jp ? 0.616heu ? 1.598， 欧盟： ? 0.814hus ? 0.326h jp ? 0.299heu ? 0.636。 解此方程组有：h us ? 0.1625， h jp ? 4.257， heu ? ?2.074 。这样，美元、日元、欧元三种货币汇率政策非合作博弈存在纳什均衡，容易 计算，达到纳什均衡的最优汇率为：h us ? 0.1625， h jp ? 4.143， h eu ? ?2.174 。由于以上数据是经标准变化后的值，将其还原为世界银行实际有效汇率数据 的形式就有：当达到非合作博弈的纳什均衡时，美元的实际有效汇率：125.76， 日元的实际有效汇率： 124.15， 欧元的实际有效汇率： 68.67。 与这三种货币 2002 年的汇率水平相比，为达到三方博弈的纳什均衡，美元汇率应下降 6.8%，日元 汇率应上升 65%，而欧元汇率也应下降 8.1%。 再观察 2003 年度美元、日元与欧元的实际有效汇率，在 2003 年，根据世界 银行公布的数据，三种货币的实际有效汇率为：美元 147.5、日元 88.3、欧元 82.22。这样与 2002 年比较，尽管日元的汇率在向纳什均衡汇率接近，但美元、 欧元的汇率则是更加远离纳什均衡汇率。就现实世界而言，日元的大幅度升值是 无法想象的。 从这仪角度看， 当前发达的国际收支失衡已无法通过汇率调节实现。 四国汇率政策博弈无解和三国博弈有解似乎也证实了这样的事实：即美国、 日本、 欧盟为实现本国政策目标而进行的汇率政策博弈，其范围并不局限于三方 之间。实际上，从上面两种不同的损失函数表达式中可以看到，在四方博弈中，16&&&&在其它三方的某些汇率水平下，美国或日本等的损失函数值可小于在三方博弈 中，达到纳什均衡时的损失函数值。因此，追求本国利益最大化的美、日、欧各 方会将汇率政策的博弈范围扩大到更广的范围。 随着近年来中国经济实力的不断 增强，国际竞争力的不断提高，或许还随着对中国迅速崛起的某种恐惧心态，一 些西方国家将在一定程度上采取汇率政策的合作博弈， 共同把调节的压力指向中 国。在这次压迫人民币升值的浪潮中，最应该促使日元升值，最无权利要求人民 币升值的日本政府却积极配合美国政府，共同向中国政府施压，正是这一状况的 写照。四、全球国际收支失衡与人民币汇率水平当前全球的国际收支失衡首先是美国国际收支的失衡。 美国的国内经济不均 衡和外部经济不均衡需要美国进行全面的调整， 但收缩性的国内经济政策将导致 美国经济的衰退，并引起资本的外流，使美国的外部不平衡更加严重。美元贬值 既能调节国际收支， 又不会导致国内经济的收缩，但必须有相应的经济体吸收美 元贬值的冲击。从以上分析看，当发达国家，特别是“大 3 角”间不具备吸收美 国调节冲击能力， 将中国视为吸纳美国调节冲击的对象似乎是合乎逻辑的。 因为， 无论从经济规模、增长速度、国际收支、国际储备等方面看，中国似乎均符合吸 纳国际收支调节冲击的条件。 由于人民币盯住美元，不改变汇率似乎就难以让中 国吸收美国的调节冲击。为此，有必要从全球视角，评估人民币汇率水平。 （一）实际汇率、均衡汇率和购买力平价 尽管大量的文献均证明购买力平价不宜作为估计均衡汇率水平的依据，但理 论界至今还不能提出替代购买力平价的长期均衡汇率决定理论。 Mckinnon （1997） 坚持认为购买力平价，特别是贸易平价，应成为估算长期均衡汇率的基础。就中 期名义均衡汇率看，Wiliamson（）认为其应是能保持经常帐户均衡 的，并与实际汇率相一致的汇率。从三者的关系看，实际汇率的水平取决于购买 力平价和名义汇率。当购买力平价成立时，实际汇率相对于基期汇率保持不变。 当购买力平价不成立时， 实际汇率相对于基期汇率就会产生偏离。实际汇率高于 基期汇率，就称之为实际汇率贬值。反之，则称为升值；同样，由于均衡名义汇 率是指受基本经济因素影响，能保持经常帐户均衡的虚拟汇率。以其做为基准，17&&&&比较与实际汇率的差距，就能估算汇率的相对水平。当实际汇率高于均衡汇率， 就称为实际汇率贬值。 反之， 就称为升值； 最后， 就购买力平价与均衡汇率而言， 实际汇率可以成为衡量中期与长期均衡汇率偏离程度的相对指标。 应该指出，由于发展中国家还没有完全融入金融全球化，国际资本流动的主 体是直接投资， 购买力平价作为长期均衡汇率更有其实际意义。我们对东亚的研 究已经证明长期购买力平价成立。 根据我们对
年中国长期购买力平价 的实证研究，中国的长期购买力平价依然成立。 （附录 4）9 （二）中国购买力平价，实际汇率与劳动力平价10 与实际汇率相关的主要是相对购买力平价。 相对购买力平价有多种表达方式， 本研究计算了一般购买力平价、扩展购买力平价 Erppp2 和可贸易品平价 Erppp3，其 表达式分别为： 1、Erppp1 = E0· （I / I*） ，其中 E0 表示基期名义汇率，I 和 I*的分别代表中国和 美国的消费物价指数。 2、Erppp2 = E0·(I / I*)·[1+n*·(I*N/ IT * -1 )] / [1+n·(IN/ IT -1 )]，其中 n 和 n*为中国和美国可贸易品权重，IN 和 I*N 分别代表中国和美国的消费者不可 贸易品物价指数，IT 和 IT *分别代表中国和美国的消费者可贸易品物价指数。 3、Erppp3 = E0· （IT/ IT *） 从表 4 可见，无论用那种方法，人民币的相对购买力平价值均小于市场汇 率，实际汇率是低估的，其程度在 18%和 26 之间。其中，一般购买力平价计算 的最低，贸易平价最高，扩展的购买力平价居中，为 23%。从动态看，人民币实 际汇率的贬值 1994 年汇率并轨时最大，然后随着名义汇率的下降而降低。1997 年后，随着东南亚金融危机的产生，我国固化了汇率波动，实际汇率的贬值幅度 随通货紧缩而扩大。以上的研究结论，大致与国内的若干研究相同，如杨帆 （2000） ，刘向华（2000 年）等。图 3 人民币汇率的购买力平价9由于我们只搜集到 78-98 年通胀的月度数据， 实证检验只能以 1998 年为界。 为与东亚国家进行比较研究， 我们在后面主要利用了 90-2002 年的购买力平价数据。 10 具体数据处理等，请参见陈志昂和方霞（2004） 18&&&&10 8 6 4 2 0 92 95 98 01 2002 年份E Erppp1 Erppp2 Erppp3表 4 人民币实际汇率变动 年份 92 95 98 01 2002 e 4.78 5.32 5.52 5.76 8.62 8.35 8.31 8.29 8.27 8.28 8.28 8.28 8.28 Er1 4.78 5.36 5.38 5.05 6.21 5.28 5.00 4.96 5.07 5.26 5.42 5.53 5.66 Er2 4.78 5.39 5.42 5.04 6.20 5.30 5.024 5.02 5.09 5.37 5.55 5.68 5.89 Er3 4.78 5.39 5.44 5.19 6.37 5.39 5.15 5.21 5.16 5.44 5.80 5.90 6.04 Er1/E0 1.00 1.12 1.13 1.06 1.30 1.11 1.06 1.04 1.06 1.10 1.13 1.16 1.18*Er2/E0 1.00 1.13 1.13 1.05 1.30 1.11 1.05 1.05 1.07 1.12 1.16 1.19 1.23Er3/E0 1.00 1.13 1.14 1.09 1.33 1.13 1.08 1.09 1.08 1.14 1.21 1.23 1.26注： （1）Eri 以一般购买力平价为基础，按实际汇率公式 Ert= Et· （I / I ）计算得出； （2）Er2 是以扩展的购买力平价为基础，按实际汇率公式 E rt= Et· （I*T / IT ） ·[(1-n*)+n*·(I*N/ IT * )] / [(1-n)+n·(IN/ IT )] 计算； （3）Er3 计算的是可贸易品的实际汇率，Er3＝Et· （I*T/IT）二、中美劳动生产率和工资水平研究为了研究中国与美国在国际收支中汇率调节的可能性，我们进一步探讨中美 两国在劳动生产率和工资水平的差异，分析其对汇率和出口竞争力的影响。 （一）劳动力平价 根据劳动力平价， 假定生产过程仅使用劳动投入，那么对于每一种商品而言，19&&&&其产出品的价格恰恰好等于 1 单位商品生产中耗费的劳动成本， 每单位商品需要 1/ a 单位的劳动。当工资水平为 w 时生产 1 单位商品的劳动成本是 w/a。因此： P＝w/a （1）其中 P 表示商品价格， w 表示工资水平， a 代表劳动生产率 （就业人均产出） 。 我们同样可以给出以贸易国的价格（以贸易国货币表示） P*＝w*/a* 现在，我们假定绝对购买力平价成立， 即 Eappp＝P/ P* （3） （2）我们将公式（1）和公式（2）代入公式（3） ，可得 Eappp＝（w/ w*） · （a*/a） 同样，相对劳动力平价可表达为： Et = E0 .[(Wt/W0)/(Wt*/W0*)].[(at*/a0*)/ (at/a0)] = E0 . [(Wt/W0)/ （5） （4）(at/a0)]/[ (Wt*/W0*) /(at*/a0*)]从上式我们可以发现，汇率与两国间的工资比和劳动生产率比有关，如果一 国的劳动生产率高于外国的劳动生产率， 或者一国的工资上涨幅度小于外国的工 资上涨幅度，那么会导致本币升值，外币贬值，反之则相反。从相对劳动力平价 的角度看， 如果基期的选择是合理的，两国工资和劳动生产率动态变动之比决定 了币值变化的方向和水平。即当 Et/E0 大于 1 时，本国的实际汇率升值，反之， 则贬值。同时，采用相对数可避免各国统计口径不同和名义汇率变动的影响，具 有技术上的合理性。 （二）人民币对美元的劳动力平价 表 6-18 中美两国工资增长和可贸易部门劳动生产率年份 w wt/w0 aT aTt/aT0 1 I w* 1 2716712 wt*/w0* a*T 1 54550.2 aTt*/aT0* I* 1 1 I/ I* 1 0.93 0.93 0.84 0.76 0.77 0.73 0.01
.186 0.92 .025 . .27
0.83 .085 . .58 .122 0.74 .123 . .12
0.74 .178 . .57
0.72 .247 . .09
0.76 .32 .&&&&.02
0.67 .416 . .49
0.75 .526 . .9
0.77 .628 .479 1.1 .38
0.73 .762 ..64 0.69 0.7 0.65注： （1）w 和 w*分别指的是中国和美国的工资水平，平均工资用的是就业人员平均工资，单位为： 元/每人（中国） ，美元/每人（美国） 。 (2) a 和 a 分别指是中国和美国的就业人员的人均年 GDP （3）I＝（wt /w 0）/(a Tt/aT0), I*=（w*t /w* 0）/(a* Tt/a*T0)*数据来源：1、工资： （1）中国就业人员人均工资来自中国统计网，www.stats.gov. （2）美国就业人员工资来自美国劳工统计局，www.bls.gov 2、GDP 和就业人数来自国际货币基金组织，www.imf.org表 6-19 中国与美国的工资变动、劳动生产率变动以及汇率变动表年份 汇率 就业人数 （千人） GDP（亿） WCt(元） wCt/wC0 aCt aCt/aC0 ecT/ec0 aAt/aA0 wAt/wA0 hC hA MCA 9.2 .5 . .4 na na 0.0 1.0 0.0 1.1 1.0 1.3 1.0 1.6 . . 69.1 .1 0.0 2.6 0.0 2.9 0.0 3.0 9.0 3.5 6.0 3.9 1.0 4.4 7 1 2 4 6 0 7 4 2 8 0 3 51.537 0.615 0..159 0.45 0.652.06 3.99 6.2 9.7 11.4 12.67 1.36 2..25 3.69 4.28 1 1.91 1.874 1.2 1.84 1.74 1.95 1.171 1.06 1.731 1.521 1.08 1.526 1.08 1.47 1.43 1 0.4 0.852 0.15 0.09 0.47 1.560.87227 na 0.539 0.8754 na1 0.89 0.001 0.69 0.78 1 0.870.465 0.04 0.24 0.23注： （1）hC=(WCt/WC0)/ (aCt/aC0)（2）hA=(WAt/WA0)/ (aAt/aA0) (3) MCA= hC/ hA(4)相关系数指的是 eCt/eC0 与 MCA 之间的相关系数从表 6-18 可见，自 1990 年以来中国的可贸易品人均产出水平的增幅要远高 于美国， 而工资的增幅却远低于美国。中国可贸易品部门的工资增幅和劳动生产 率增幅之比一直小于 1，2000 年仅为 0.73。美国的这一比例在 1995 年前一直小 与 1， 反映了克林顿政府压低工资， 货币贬值， 提升美国竞争力的努力。 但在 1995 年后， 美国的工资增幅超过了劳动生产率的提高， 从而进一步降低了劳动力平价。21&&&&按可贸易劳动力平价，人民币汇率应升值 54%。但在这期间，人民币名义汇率却 贬值了 42%， 实际汇率的贬值幅度也超过了 20%。 但从一般劳动力平价 （表 6-19） 角度看，虽然总体上看人民币汇率应是升值的，但程度很小，2000 年两国的劳 动力平价应为基期汇率的 0.96。两者的差异在一定程度上证实了 B-S（1964）假 说， 即发展中国家可贸易品部门的劳动生产率要高于不可贸易部门，但工资水平 却有均等化倾向， 而发达国家的不可贸易品部门的劳动生产率则与可贸易部门的 基本相当或更高，表 6-18 中中美两国两大部门的物价水平变动就充分反映了这 一区别。 年间，中国的不可贸易部门与可贸易部门的物价变动之比为 1.78，而美国为 1.19。 从劳动力平价的角度看，人民币应是升值而不是贬值。从绝对工资水平看， 1990 年中国按美元计算的平均工资为 448 美元，为美国的 1.6%。2000 年，平均 工资为 1132 美元，为美国的 2.3%，中国在劳动力的比较优势上是非常巨大的， 这也正是促使全球制造业向中国转移的重要原因。B-S 假说认为是发展中国家可 贸易品的劳动生产率低于发达国家，而可贸易品要参与国际竞争，较低的劳动生 产率使其不得不贬值以恢复竞争力。 但中国的情况显然与 B-S 假说相悖， 出现了 劳动生产率高，工资增幅低，货币贬值的情况。对此，合理的可能性解释就是中 美两国的贸易结构是产业间贸易， 中国基建于劳动禀赋优势的出口竞争力不是主 要取决于美国的竞争力，而是取决于其它发展中国家的出口竞争力。 在当前不合理的国际货币经济体系下，发展中国家的出口市场是一个完全竞 争市场， 发展中国家的金融脆弱性决定了发展中国家不得不牺牲当前的福利以稳 定经济和金融。这一零和搏弈关系决定了人民币对美元的汇率水平只能是低估 的，人民币汇率水平的决定符合刘易斯无限劳动力供应条件下的工资决定模型。 人民币升值根本无从改变中美之间在劳动力成本上的巨大差异， 也就无从改变美 国的贸易逆差。它只能改变美国逆差的来源国，使中国失去美国的市场。最后， 发展中国家与发达国家之间的汇率形成机制是难以用传统的购买力评价， 特别是 劳动力平价解释的。22&&&&图6-6 中美可贸易部门工资和劳动生产率变动和劳动力平价765 wt/w0 aTt/aT0 wt*/w0* aTt*/aT0* I/ I* Er1/E0 Er2/E0 Er3/E0 93
年份 98 图 6-7 中美的工资和劳动生产率变动及实际汇率变动图5 4.5 4 3.5 3 2.5 2 1.5 1 0.5 0 87 90 93 96 99 2000aCt/aC0 wCt/wC0 ecT/ec0 aAt/aA0 wAt/wA023&&&&注： （1）aCt、wct、eCt 分别表示中国计算期的劳动生产率、工资、汇率（采用美元标价） （2）aC0、wC0、eC0 分别表示中国基期（即 1990 年）的劳动生产率、工资、汇率（采用美元标价） （3）aAt、wAt 分别表示美国计算期的劳动生产率、工资 （4）aA0、wA0 分别表示美国基期（即 1990 年）的劳动生产率、工资三、人民币均衡汇率(一)均衡汇率的影响因素 购买力平价理论没有考虑资本流动等因素，因而它只能揭示汇率变动的长期 方向，而难以解释中短期汇率的变动。20 世纪 80 年代后，多因素决定均衡汇率 的思路得到拓展，其中代表性的理论模型包括 Wolliamson(1983)构建的基本要 素均衡理论（FEER） ， Stein(1994)提出自然均衡汇率理论（ NATREX）, Clark 和 MacDonald(1998)的行为均衡汇率理论(BEER)，以及 Edwards 和 Elbadawi 建 立适合发展中国家的均衡汇率模型（ERER）11。正是建立在这些模型上,国内众多 学者测算了人民币汇率的失调情况。张晓朴（2001）分别测算了 ERER 和 FEER 模型的人民均衡汇率， 通过这两个模型的比较，表明两种模型对于人民币汇率的 评估结果总体上是高度一致的。具体来说, 年人民币高估, 年低估, 年高估, 年低估。而刘莉亚和任若恩（2002）认为 采用 ERER 模型测算人民币的均衡有效汇率较为合理,他们的结果是:
年人民币汇率低估, 年高估。林伯强(2002)的研究结果表明:改革开放 后,均衡实际汇率长期处于贬值状况,现实的实际汇率长期被低估,在东亚金融危 机期间,人民币汇率出现明显的高估,之后高估现象有所缓解。 计算均衡汇率首先要考察影响汇率变动的变量，然后对其进行筛选，找出主 要因素。我们选择了 8 个变量，即资本净流动(CF)、政府财政收支差额（GV） 、 货币供给(M2)、贸易差额(TR)、开放度(OP)、利差(IR)、外汇储备(FE)和经济增 长(GDP)， 考察其对人民币均衡汇率形成的影响。采用年度数据作为分析数据集， 样本区间为 1982 年到 2002 年，所有原始数据都来源于 International Finance Statistics。 用一年期人民币存款利率与美国 3 个月国库券利率表示利差；开放 度用进出口的贸易量与 GDP 之比表示；资本净流动(CF)=直接投资+证券投资+其 它投资+净错误与遗漏；以 GDP 衡量经济增长。人民币汇率采用国际货币基金组11有关这三个模型的详细内容介绍可参见张晓朴： 《人民币均衡汇率研究》第 48-64 页。 24&&&&织测算的实际有效汇率，并取对数，其数值变大表明汇率升值，数值变小表明汇 率贬值；货币供给(M2) 、外汇储备(FE)、经济增长(GDP)也采取对数形式；政府 财政收支差额（GV）和贸易差额(TR)以占 GDP 的比重衡量，以百分比表示；政府 财政收支差额、贸易差额和资本净流动这三个变量中含有负数，不能取对数。 （二）实证检验 第一步：检验系数的显著性。首先以人民币均衡汇率为因变量，其余为自变 量做简单的线性回归，由表 6 的结果可知，模型的拟合度较高（R2=0.95） ，DW 接近于 2，表明不存在自相关性。但有些变量明显是不显著的，这样，按显著性 大小逐步剔除不显著变量。 （见附录 5）结果发现，显著影响人民币均衡汇率的 变量只包括资本净流动、政府财政收支差额、利差和开放度。所以人民币均衡汇 率的理论模型应该是：EER ? f (CF , GV , IR , OP )? ? ? ?(1)（1）式下方的正负号表示这些变量增加时，人民币汇率的变动方向，即资本 净流动和政府财政赤字的增加导致人民币均衡汇率的增加（升值） ，利差和开放 度 的减少引起人民币均衡汇率的减少（贬值） 。还需要指出的是，传统观点可能 认为资本项目存在管制的国家，净资本流动下降，从而对实际汇率的影响较小。 然而，大多数研究表明，资本管制(包括直接的外汇管制、 “征收智利式的资本流 入税”以及隐含的双重汇率体制等)并没有减少资本流入量而只是改变资本流动 的结构（ Montiel and Reinhart,1999；Kathryn Campion and Rebecca,2003； Cordella,2003） 。 第二步：单位根检验。对每个变量的数据序列 CF、GV、IR、LNOP、LNREER 的平稳性特征采用单位根的 ADF 检验方法， 分别就每个变量的时间序列数据的水 平和一阶差分（或二阶差分）形式进行检验，其中，检验过程中滞后期的确定采 用 AIC 最小准则，以保证残差值非自相关性；同时对协整方程中的时间趋势项、 常数项的显著性进行检验，检验结果表明 5 个变量都是一阶整形序列（见表 3） ， 所以可以进行协整分析。 （见附录 5） 第三步：协整分析。由于数据为年度数据，所以利用 Engle-Granger 两步法 对 LNREER 与 CF、GV、IR、LNOP 之间的关系进行协整检验的效果更好。首先 利用 OLS 作静态回归，结果表明回归方程中的各变量较为显著（见表 4） 。第二 步，对静态回归的残差 RESID 做单位检验：ADF 检验统计量为-3.2122，5%显著25&&&&性水平下的临界值为-3.0294，这表明，残差不存在单位根，是平稳序列。因此， LNREER 与 CF、GV、IR、LNOP 之间的确存在协整关系，其协整方程为： LNREER = 0.076CF + 0.051GV - 0.064IR - 0.477LNOP + 6.496 （2） 从上面方程可以看出， 影响人民币均衡汇率水平的因素与前面的定性分析相 一致：政府财政收支和资本净流动的增加导致实际有效汇率变大，即出现升值， 而利差的扩大和开放度的提高导致人民币均衡汇率贬值。表 6-22 变量 CF IR LNOP GV C 2 R 2 经调整的R 回归标准差 残差平方和 对数似然比 D·W统计量 系数 0..........774 静态回归结果 标准差 0....022481 T统计量 3....283531 概率值 0.0 0.4 0.438 0.... 25.99600 因变量均值 因变量标准差 AIC Schwarz条件 F统计量 F检验的显著性水平第四步:误差修正模型。由于实际有效汇率与各变量之间存在协整关系，根 据 Granger 定理， 一定存在描述实际有效汇率由短期波动向长期均衡调整的误差 修正模型。 以 ECt ?1 表示协整方程的一阶滞后残差(误差修正项),其大小表明了从 非均衡向长期均衡状态调整的速度。我们把长期均衡误差 ECt ?1 作为短期波动的 修正项引入到动态方程中。模型的一般形式为：? Re ert ? ? 0 ? ??1i ? Re ert ? i ? ?? 2i ?Gvt ? i ? ?? 3i ?M 2t ? i ? ?? 4i ?Irt ? i ? ?? 5i ?Rgt ? i ? ? 6 ECt ?1 ? ? ti ?1 i ?1 i ?1 i ?1 i ?1 p p p p p考虑到数据为年度数据，我们从滞后 2 期开始检验模型，估计结果见表 5。 在短期内，资本净流动、政府财政收支差额和利差的影响很明显，其显著性水平 分别高达 1.5%、1.7%和 0.67%，同时，短期影响的方向与长期影响的方向也是一 致的。但开放度对人民币均衡汇率的影响是不显著的。 （见附录） (三)人民币均衡汇率分析 均衡汇率方程（2）中并没有考虑自变量 CF、GV、IR 和 LNOP 的“均衡”问 题，事实上，这些变量有可能不满足长期均衡的假定。所以，为了得到正确的人 民币均衡汇率值，必须计算这些变量的“均衡值” 。我们利用 H-P 滤波法对这些 变量进行处理，以便得到“均衡值” 。然后根据滤波后的数据推导人民币均衡汇 率值，结果见表 6-24。表 6 -24 年份 人民币汇率失调程度 REER 均衡汇率 失调程度 26&&&&84 87 90 93 96 99 025.............................................. -0.................通过以上的实证分析，我们可以发现，在资本净流动、政府财政收支差额、 利差和开放度中， 政府财政收支和资本净流动的增加导致均衡汇率上升，使实际 有效汇率升值， 而利差的扩大和开放度的提高导致人民币均衡汇率贬值。除开放 度在短期对均衡汇率影响不显著外， 其他三个因素在短期对人民均衡汇率的影响 是显著的。 第二，改革开放以来，以均衡汇率为标准，人民币汇率经历了两次低估 （ 和 ） ， 其余年份都保持着一定程度的高估。尤其在东亚金 融危机中， 其他东亚国家实行汇率贬值政策而人民币保持稳定的政策，使得人民 币出现 10%左右的高估，之后高估程度有所缓解，但 2001 年依然高估近 5.8%， 2002 年高估程度迅速降低， 只有 1.7%，表明了 2002 年人民币汇率基本上处在均 衡状态。 显然， 由于均衡汇率与购买力平价的影响因子不同，其所得出的结论也是明 显不同的。 如考虑资本流动和利差等因素，美国和日本等国家所宣称的人民币的 严重低估是难以成立的。四、东亚国家的购买力平价与人民币汇率的竞争性均衡（一）购买力平价的长期均衡研究 人民币汇率在购买力平价上的低估和在均衡汇率上的合理性可导出以下的猜27&&&&想： 由于均衡汇率是市场竞争的结果， 是一种竞争性均衡， 那么在发展中国家中， 普遍存在着实际汇率贬值， 存在着劳动力平价的偏离，特别是当东亚国家基于金 融脆弱性采取低汇率、 高储备政策时，人民币汇率水平是否与东亚国家货币汇率 存在一种竞争性均衡关系呢？考虑到发展中国家是以实体经济为主的， 以购买力 平价作为衡量各货币汇率相对均衡水平具有合理性。 购买力平价理论（PPP）认为，在短期中，汇率有可能偏离购买力平价，然 而，长期中对购买力平价的偏离会激发那些促使汇率回到 PPP 值的力量发挥作 用，就此而论，购买力平价是长期的均衡汇率理论。因此，可以以长期购买力平 价作为汇率高估或者低估的判别标准。换句话说，如果 PPP 能在统计意义上成为 实际均衡汇率，实际汇率应该是平稳的或者说向其均值回归（定义为无条件均 值） ，而均值回归要求 p f , ph ，S 与 E 之间存在着协整关系。 国外学者的某些研究支持长期购买力平价（Taylor and Sarno, 1998；Pappell, 1997； Pedroni, 1997； Lothian, 1997； Frankel and Rose, 1996； Cheung and lai ,1998） 。 关于发展中国家的购买力平价，Mcnown 和 Wallance（1989）用 20 世纪 70 年代 和 80 年代的消费者与批发价格数据，对美元实际汇率进行单位根检验，并使用 Engle-Granger 两步协整检验方法。检验结果表明购买力平价在阿根廷、巴西和 智利等这些发展中国家成立。 然而， 运用同样的检验方法， Bahmani-Oskooee(1993) 认为购买力平价在东亚地区的欠发达国家不能成立 （菲律宾除外） 。 但 Liu （1992） 采用
年 10 个拉美国家的季度数据，运用 Johansen 最大似然估计方法 进行协整分析，结果支持长期购买力平价成立。之所以出现不同的结论，原因在 于 Engle-Granger 两步检验法是假定变量之间存在着一个协整向量条件下的检 验，如果变量之间存在多个协整向量时，两步检验方法并不是一种满意的方法， 而 Johansen 最大似然估计方法可以克服这些局限性。 Holmes （ 2001 ）使用
年的季度数据并运用 Johansen 最大似然估计方法检验发展中国家的购 买力平价， 其检验结果同样支持长期购买力平价成立。有关东亚汇率合理水平的 研究主要集中在对危机前实际汇率是否高估上而没有对危机后的汇率水平进行 检验。Phylaktis 和 Kassimatis（1994）研究了太平洋地区的一些国家的购买力平 价，结果证明购买力平价在这些国家是成立的。Furman and Stiglitz (1998)估计危 机前韩元低估-5%，泰铢高估 11%，菲比索高估高达 37%。Chinn () 运用三种测算均衡汇率的方法： 长期购买力平价法、劳动生产率差异法和名义汇 率的货币模型。第一种方法表明危机前港元、泰铢、林吉特、菲比索高估，而韩 元低估；考虑劳动生产率因素，菲比索大大高估，韩元低估，泰铢和林吉特的币 值扭曲较小； 货币模型所估算的均衡汇率表明各国汇率没有出现较大地与短期汇28&&&&率偏离。Fujii（2002）通过检验危机前后东亚五国（印度尼西亚、马来西亚、韩 国、菲律宾和新加坡）的购买力平价汇率，结果表明：1）尽管危机期间各国汇 率动荡较大， 除印度尼西亚外， 危机前后其它国家的长期购买力平价都是成立的?2?；2）除韩国外，危机对购买力平价的影响可以忽略不计。然而，Fujii 所得出 （二） 、数据和变量 本文分析的对象是受危机影响的七个东亚国家：菲律宾、韩国、泰国、马来的结论并没有表明危机后东亚汇率的低估或者高估程度。西亚、印度尼西亚、新加坡和中国香港。鉴于东亚国家的主要贸易伙伴是美国和 日本，外国价格水平以两国的生产者价格指数的加权平均得到?3?，实际汇率以实 际有效汇率替代，国内价格水平以国内消费者价格指数表示。 采用月度数据作为分析数据集， 样本区间为 1974 年 1 月到 2003 年 12 月 （香 港的数据区间是 1990 年 1 月到 2003 年 12 月） ，共 360 个样本。其中，实际有效 汇率（reer）的原始数据来自 Morgan-Guaranty?4?，消费者物价指数（cpi） 、生产 者价格指数(ppi)、名义汇率(ner)的原始数据来自 International Finance Statistics。 为了方便研究这几个变量之间的相互关系，我们对变量 reer，cpi，ppi，ner 取对 数为 Lnreer，Lncpi，Ln ppi，Lnner。12 （三）单位根检验 对每个变量的数据序列 Lnreer，Lncpi，Ln ppi，Lnner 的平稳性特征采用单 位根的 ADF 检验方法，分别就每个变量的时间序列数据的水平和一阶差分（或 二阶差分）形式进行检验，其中，检验过程中滞后期的确定采用 AIC 最小准则， 以保证残差值非自相关性； 同时对协整方程中的时间趋势项、常数项的显著性进 行检验（张晓朴，2001；王学标和王志强，2001） ，检验结果见表 6-25~表 6-31。 从表中计算结果可知，除香港消费者物价指数和名义汇率数据二阶差分平稳外 （这可能与香港数据不全所致） ，其他国家的所有变量的水平序列是非平稳的而 一阶差分序列是平稳的。表 6-25 变量 LnREER △LnREER LnCPI △LnCPI?2 ?菲律宾 检验类型(C，T，L) (C，0，10) (C，0，12) (C，T，13) (C，T，12)ADF 统计量 -3.319 -5.024 -0.634 -5.193临界值 -3.1 -3.4显著性水平 1% 5% 1% 5%?3?Fujii 区分了钉住美元和日元两种情况，以美元为基础的长期购买力平价成立而以日元为基础的长期购买力平价解释力不够。根据 Mokoyama.Changing Regional Relationships in East Asia as Manifested in Trade and Industrial Links.Pacific Business and Industries Vol.l,2001 NO.3. ?4 ? 见 http://www.jpmorgan.com。 12 由于我们只搜集到
的中国月度数据，因而无法与东亚数据进行相同处理。计算结果，中国也 通过了长期购买力平价检验，存在较大程度的低估。结果见附件 2 29&&&&LnPPI △LnPPI LnNER △LnNER(C，0，8) (C，0，7) (C，T，10) (C，T，7)-2.566 -4.699 -2.408 -4.690-3.9 -3.31% 5% 1% 5%注：检验结果用 Eviews 3.1 软件计算得出，检验类型(C，T，L)分别表示单位根检验方程包括常数项， 时间趋势和滞后阶段，0 表示无时间趋势，△表示差分算子。以下表格相同。 表 6-26 变量 LnREER △LnREER LnCPI △LnCPI LnPPI △LnPPI LnNER △LnNER 韩国 检验类型(C，T，L) (C，0，13) (C，0，12) (C，T，13) (C，0，12) (C，0，8) (C，0，7) (C，0，12) (C，0，11) ADF 统计量 -0.661 -6.248 -1.608 -3.187 -2.566 -4.699 -1.312 -5.509 临界值 -3.1 -3.4 -3.9 -3.1 显著性水平 1% 5% 1% 5% 1% 5% 1% 5%表 6-27 变量 LnREER △LnREER LnCPI △LnCPI LnPPI △LnPPI LnNER △LnNER 表 6-28 变量 LnREER △LnREER LnCPI △LnCPI LnPPI △LnPPI LnNER △LnNER 表 6-29 变量 LnREER △LnREER LnCPI △LnCPI LnPPI △LnPPI LnNER △LnNER 表 6-30 变量 LnREER △LnREER LnCPI △LnCPI LnPPI马来西亚 检验类型(C，T，L) ADF 统计量 (C，0，1) -0.970 (C，0，2) -9.081 (C，T，14) -1.705 (C，T，12) -3.739 (C，0，8) -2.566 (C，0，7) -4.699 (C，0，1) -0.680 (C，0，1) -11.798 印度尼西亚 检验类型(C，T，L) ADF 统计量 (C，0，5) -1.708 (C，0，4) -7.239 (C，T，13) -1.974 (C，T，12) -5.058 (C，0，8) -2.566 (C，0，7) -4.699 (C，0，5) -0.643 (C，0，4) -6.64 泰国 检验类型(C，T，L) (C，0，1) (C，0，1) (C，T，15) (C，T，14) (C，0，8) (C，0，7) (C，0，1) (C，0，1) 新加坡 检验类型(C，T，L) (C，0，12) (C，0，11) (C，T，14) (C，T，13) (C，0，8) ADF 统计量 -1.423 -12.685 -2.012 -3.692 -2.566 -4.699 -0.932 -12.023 ADF 统计量 -1.113 -4.888 -1.652 -3.729 -2.566临界值 -3.9 -3.4 -3.9 -3.8 临界值 -3.9 -3.4 -3.9 -3.9 临界值 -3.8 -3.5 -3.9 -3.8 临界值 -3.1 -3.5 -3.4501显著性水平 1% 5% 1% 5% 1% 5% 1% 5% 显著性水平 1% 5% 1% 5% 1% 5% 1% 5% 显著性水平 1% 5% 1% 5% 1% 5% 1% 5% 显著性水平 1% 5% 1% 5% 1% 30&&&&△LnPPI LnNER △LnNER 表 6-31 变量 LnREER △LnREER LnCPI △△LnCPI LnPPI △LnPPI LnNER △△LnNER(C，0，7) (C，0，12) (C，0，11) 香港 检验类型(C，T，L) (C，0，12) (C，0，11) (C，0，8) (C，0，11) (C，0，8) (C，0，7) (C，0，18) (C，0，16)-4.699 -1.472 -3.467 ADF 统计量 -1.595 -3.157 -2.172 -6.342 -2.566 -4.699 -1.949 -4.263-2.1 -2.8701 临界值 -3.1 -3.2 -3.9 -3.95% 1% 5% 显著性水平 1% 5% 1% 5% 1% 5% 1% 5%（四）协整分析 本文采用 Johansen 提出的方法来检验变量之间的协整关系，以此判断变量 之间是否存在长期均衡关系。 通过建立基于最大特征值的似比统计量 ? max 来判 断变量，Lncpi 、Lnppi、Lnner 与 Lnreer 之间的协整关系。其中，最优滞后期的 选择根据无约束的 VAR 模型的残差分析确定。 检验结果见表 8~表 14。结果表明，在 1%（5%）的显著性水平上，菲律宾、 韩国、新加坡、中国香港（马来西亚、泰国和印度尼西亚）的 Lnreer 与 Lncpi 、 Lnppi、Lnner 之间存在着唯一的协整关系，即存在着长期的动态均衡关系。也就 是说，即使考虑危机因素，长期购买力平价在东亚国家是成立的。表 6-32 特征值 0....010479 表 6-33 特征值 0....005331 表 6-34 特征值 0....003077 表 6-35 特征值 0....010465 表 6-36 菲律宾 LR统计量 57.19 15.729 韩国 LR统计量 67.32 7..897728 LR统计量 53.50 7..100163 LR统计量 68.39 10.556 泰国 1%临界值 54.46 35.65 20.04 6.65 马来西亚 5%临界值 47.21 29.68 15.41 3.76 新加坡 1%临界值 54.46 35.65 20.04 6.65 Hypothesized No. of CE(s) None ** At most 1 At most 2 At most 3 Hypothesized No. of CE(s) None ** At most 1 At most 2 At most 3 Hypothesized No. of CE(s) None * At most 1 At most 2 At most 3 1%临界值 54.46 35.65 20.04 6.65 Hypothesized No. of CE(s) None ** At most 1 At most 2 At most 3*（**）表示在 5%（1%）的显著水平上拒绝原假设，以下同。31&&&&特征值 0....009470 表 6-37 特征值 0....025280 表 6-38 特征值 0....000108LR统计量 48.55 12.187 香港 LR统计量 59.01 14.121 LR统计量 52.34 4..0385465%临界值 47.21 29.68 15.41 3.76 1%临界值 54.46 35.65 20.04 6.65 印度尼西亚 5%临界值 47.21 29.68 15.41 3.76Hypothesized No. of CE(s) None * At most 1 At most 2 At most 3 Hypothesized No. of CE(s) None ** At most 1 At most 2 At most 3 Hypothesized No. of CE(s) None * At most 1 At most 2 At most 3（五）东亚国家的汇率低估与人民币汇率 既然长期购买力平价在东亚国家是成立的， 可以以实际汇率与长期购买力平 价之差衡量名义汇率的高估或者低估。为了显示东亚危机前后政策变动状况，表 6-39 展示了 95 年低至 2003 年低的偏离度。除两个发达小经济体香港和新加坡， 东亚国家普遍存在较大幅度的货币币值低估。如果以 1997 年的 6 月为界，危机 前 5 个国家平均为 10。5%，97 年的 12 月。低估程度达到 31。9%。随着经济的 恢复，东亚国家的货币低估程度相对降低并逐步趋于稳定，2000 年 12 月，低估 程度为 27。7%， 2003 年 12 月份，菲比索低估 10.2%，韩元 28.3%，印尼盾低 估程度高达 33.9%，林吉特 24.3%，泰铢 21.9%，平均为 23。7%。 从图 6-14 中也可见，危机前，东亚国家的低估程度较低，危机中，东亚国 家存在着恐慌性和传染性贬值，危机后，发展中低估程度趋向于集中，除菲律宾 外，基本上集中于 20-30%的区间内。相对于以人民币一般购买力评价计算的实 际汇率低估状况（表 3-17） ，危机前，人民币汇率得益于 1994 年的汇率调整，95 年低估程度基本相等。 危机中， 东亚国家货币的低估程度远高于人民币。 危机后， 人民币汇率与东亚国家货币的低估程度趋向接近， 但东亚国家货币的平均低估程 度要高于人民币。 从国别和经济体的角度看， 菲律宾是发展中国家中低估程度最低的，但其在 东亚经济体中的经济表现也相对较差，其 90 年代后期将近 10%左右的通胀水平 逐步抵消了汇率的贬值效应， 经济增长率不到 4% 。 而低估程度最高的印度尼西 亚，也一直困于双位数的通账，只是到 2000 年后才趋于稳定。马来西亚是在危 机后严格控制资本流动，并实现盯住美元汇率政策的国家，经货币低估后，经济 出现了高增长的势头，国际收支也保持了顺差。泰国的情况类似于马来西亚，但32&&&&其金融开放度高， 其货币汇率的波动在一定程度上体现了政府保持币值低估，稳 定金融的努力。在东亚经济中，最使人不解的是韩国货币的大幅度低估。作为新 工业化国家，理论上她应与香港等一样，保持汇率的均衡水平。当前，高程度的 低估既是金融脆弱性的表现，也反映了韩国经济既要与日本经济在产业内竞争， 也要考虑与中国等的产业间竞争关系的困境。 根据我们对中国
年长期购买力平价的计算，人民币在 1998 年的 低估程度为 31%， 与韩国大体相当。 从当前看， 人民币汇率的低估程度是适宜的， 是发展中国家竞争性均衡的结果。当前，人民币对东亚国家货币的适当高估有助 于促进区域稳定和合作， 减少中国的贸易顺差水平。而对发达国家货币的低估则 使我国能继续保持和提高国际竞争力，稳定经济和金融。表 6-39 东亚国家的汇率低估状况韩国 M12 95 M6 96 M12 96 M6 97 M12 97 M6 98 M12 99 M6 00 M12 00 M6 01 M12 01 M6 02 M12 02 M6 03 M12 03-0.5 -0.0 -0.8 -0.1 -0.2 -0.8 -0.9 -0.2828菲律宾0.7 0.9 -0.8 -0.5 -0.3 -0.5 -0.7 -0.1019马来西亚-0.0 -0.0 -0.9 -0.7 -0.4 -0.1 -0.1 -0.2431泰国-0.5 -0.9 -0.7 -0.9 -0.7 -0.6 -0.8 -0.2187香港-0.8 0.6 0.2 0.7 0.3 0.1 0.4 -0.0222新加坡-0.0 -0.4 -0.8 -0.0 -0.7 -0.2 -0.6 -0.0836印度尼西亚-0.4 -0.3 -0.6 -0.5 -0.7 -0.4 -0.5 -0.338933&&&&6-8金融危机前后东亚汇率失调程度0.4 0.2 0 -0.2 -0.4 -0.6 -0.8 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 M6 M12 95 96 96 97 97 98 99 00 00 01 01 02 02 03 03 韩国 菲律宾 马来西亚 泰国 香港 新加坡 印度尼西亚五、东亚各国与中国的劳动力平价分析为了进一步搞清人民币与主要东亚经济中发展中国家货币的币值低估状况 和相对竞争力， 考虑到这些国家的比较优势主要是劳动成本优势，我们继续对劳 动力平价状况进行比较分析。 （一）中国与印度尼西亚 根据以上相对购买力平价分析，印度尼西亚是低估程度最高的国家，这一状 况也充分体现在劳动力平价上。 表 6-40 中国与印度尼西亚两国工资、劳动生产率变动状况表年份 Wc Wct/Wc0 act act/ac0 Ic 1 1 WI 673.74 WIt/WI0 aIt 1 2780 aIt/aI0 II 1 1 IC/II eCt/eC0 eIt/eI0 1 1 1 1.1
.186 0.92 .27 .12 .57 .09 .02 .49 .9 .38
0.73 .58 .122 0..03 .18 0.87 1.06 1.11 1.06 875.15 1.09 .08 1.11 .3 0.84 0.99 1.15 1.5 0.74 1 1.2 1.13 1.8 1..12 .72 0.65 1..592 0.72 .17 .99 0.59 1.22 1.75 1.22 .23 .24 0.55 1.38 1.74 1.27 na 1.28 .59 0.49 1.37 1.73 1.58 542.88 1.36 848.58 1.43 925.22 1.51
0.35 2.14 1.73 5.43
0.32 2.41 1.73 4.26
0.29 2.52 1.73 4.57注： （1）wC 和 wI 分别指的是中国和印度尼西亚的工资水平，平均工资用的是就业人员平均工资，单 位为：元/每人（中国） ，印度尼西亚盾/每人（印度尼西亚） 。 (2) aCt 和 aIt 分别指是中国和印度尼西亚的就业人员的人均年 GDP34&&&&（3）IC＝（wCt /w C0）/(a Ct/aC0),II=（wIt /wI0）/(a It/aI0)（4）eCt、eC0 分别代表是人民币兑美元的计算期和基期（1990 年为基期）汇率（年平均价） （5）eIt、eI0 分别代表是印度尼西亚盾兑美元的计算期和基期（1990 年为基期）汇率（年平均价） 数据来源：1、工资： （1）中国就业人员人均工资来自中国统计网，www.stats.gov. （2） 印度尼西亚就业人员人均工资来自亚洲发展银行的工作报告， “Competitiveness, Income Distribution, and Growth in the Philippines: What does the Long-run Evidence Show?” , ERD Working Paper NO.53, Jesus Felipe, June 2004 2、GDP 和就业人数来自国际货币基金组织，www.imf.org图 6-10 中国与印度尼西亚两国劳动力平价和名义汇率变动图35&&&&65 IC/II 43eCt/eC02 eIt/eI0 10 92 95 年份 98 由以上图表可以发现，从劳动力平价的角度出发，中国的产品相对于印度尼 西亚而言是没有劳动力比较优势， 因为尽管中国的劳动生产率增长快于印度尼西 亚，但同时中国就业人员的工资涨幅远高于印度尼西亚。按此，人民币对印度尼 西亚盾应贬值 60%。但实际上，由于东南亚金融危机，印度尼西亚盾贬值幅度很 大， 年间，贬值 78%，而人民币在同一时段内贬值 42%。（二）中国与马来西亚 表 6-41 中国与马来西亚两国工资、劳动生产率变动状况表年份 Wc Wct/Wc0 1 1.09 1.27 1.58 act 4078 act/ac0 1 Ic WM 1 2975.6 WMt/WM0 aMt 1 17813.2 na aMt/aM0 1 IM 1 IC/IM eCt/eC0 eMt/eM0 1 1 1 na 1.11 1.02 0.8 na 1.2 0.95 1.8 0.97 91 11 94 00 97 79 00 .186 0.92 .065
0.83 .267 na na 1.446 0.9 na na4 na1 0.83 1.15 0..122 0.74 .341
0..617 . 0.83 1.75 0.93 8 0.9 0.89 1.74 0.93 na 1.73 1.45 1.4 1.4 na 1.733.09
0.76 .809 3.49
0.73 na na3.02
0.67 .838 . 0.86 1.73 1.04 na .3786 na na .8771 na 3.9
0.77 .408 . 1.38 1.7336&&&&注： （1）wM 分别指的是马来西亚的工资水平，平均工资用的是就业人员平均工资（单位：马来西亚 元/每人） 。 (2) aMt 分别指是马来西亚的就业人员的人均年 GDP（单位：马来西亚元/每人） 。 （3）IM=（wMt /wM0）/(a Mt/aM0) （4）eIt、eI0 分别代表是马来西亚元兑美元的计算期和基期（1990 年为基期）汇率（年平均价） 数据来源：同上表。图 6-11 中国与马来西亚两国劳动力平价和名义汇率变动图2 1.8 1.6 1.4 1.2 1 eCt/eC0 0.8 0.6 0.4 0.2 0 92 95 年份 98
eMt/eM0 IC/IM由以上图表可以发现，从劳动生力平价的角度出发，中国的产品相对于马来 西亚而言是有劳动力比较优势， 虽然马来西亚的工资涨幅很小，远远小于中国同 期的工资涨幅，但同时我们可以发现中国的劳动生产率远高于马来西亚。只有 1999 年例外，马来西亚比中国更具有劳动力比较优势，主要原因是因为 1999 年 马来西亚的工资涨幅下降， 但同时中国人均工资却仍大幅度增长。从两国的汇率 走势来看，人民币的名义汇率贬值率高于马来西亚元。 （三）中国与泰国表 6-42 中国与泰国两国工资、劳动生产率变动状况37&&&&年份 92 95 98 Wc 11 00 79 Wct/Wc0act 1 4078.4act/ac0 1IcWT 1 2503.2 naWTt/WT0aTt 1 70.798 naaTt/aT0 1IT 1 naIC/IT eCt/eC0 1 0.9 1 1.11 1.15 1.2 1.8 1.75 1.74 1.73 1.73 1.73 1.73eTt/eT0 1 1 0.99 0.99 0.98 0.97 0.99 1.23 1.62 1.48 1.571.09 .27 2.12 2.57 3.09 3.02 3.49 3.9 4.38
0.9 .528 0.8 2.122 0.7 .852 0.7 .592 0.7 4.097 0.8 4.541 0.7 4.659 0.8 5.043 0.8 5.989 0.7 na na na na na na1. 1. 87.42 1. 98.452 1. 0.86 1. 1. 0.89 na 128.76 1.8187 na 143.06 2.0207 na 142.71 2.0158 na 143.96 2.0333 na 144.52 2.0413 na 148.98 2.1043 na na na na na na na na na na na na注： （1）wT 分别指的是泰国的工资水平，平均工资用的是就业人员平均工资（单位：泰铢 /每人） 。 (2) aTt 分别指是泰国的就业人员的人均年 GDP（单位：泰铢/每人） 。 （3）IT=（wTt /wT0）/(a Tt/aT0) （4）eTt、eT0 分别代表是泰铢兑美元的计算期和基期（1990 年为基期）汇率（年平均价） 数据来源：同上表。图 6-12 中国与泰国劳动力平价和名义汇率变动图2 1.8 1.6 1.4 1.2 1 0.8 0.6 eTt/eT0 0.4 0.2 0 92 95 年份 98
IC/ITeCt/eC0由以上图表可以发现，从劳动生力平价的角度出发，中国的产品相对于泰国38&&&&而言是有劳动力比较优势， 虽然泰国的工资涨幅很小，远远小于中国同期的工资 涨幅， 但同时我们可以发现中国的劳动生产率远高于泰国。从两国的汇率走势来 看，人民币的名义汇率贬值率高于泰铢。 （四）中国与韩国 表 6-43 中国与韩国两国工资、劳动生产率变动状况表年份 Wc Wct/Wc0 act act/ac0 1 Ic 1 WK 9352.59 WKt/WK0 1 aKt 9886.48 aKt/aK0 1 IK 1 IC/IK eCt/eC0 eKt/eK0 1 1 1
.186 .27 .12 .57 .09 .02 .49 .9 .38
.58 .47.3 1.. 0.92 1.11 1.10 1.2 1.13 1.8 1.140.83 ..2 1. 0.86 1.15 1.10 0.74 ..4 1. 0.79 0.74 .76 1.532 17 1.649 0.93 0.8 0.72 ..98 0.74 1.75 1...2 2. 0.78 1.74 1.14 7 0.52 1.44 1.73 1.98 6 0.6 1.29 1.73 1.68 1.60.67 ..7 2. 0.82 1.73 1.34 0.75 . .14.1 1..8 2. 1.12 1.73注： （1）wK 分别指的是韩国的工资水平，平均工资用的是就业人员平均工资（单位：美元 /每人） 。 (2) aKt 分别指是韩国的就业人员的人均年 GDP（单位：韩元（千） /每人） 。 （3）IK=（wKt /wK0）/(a Kt/aK0) （4）eKt、eP0 分别代表是韩元兑美元的计算期和基期（1990 年为基期）汇率（年平均价） 数据来源：同上表。图 6-13 中国与韩国劳动力平价和名义汇率变动图39&&&&2.521.5IC/IK eCt/eC0 eKt/eK010.50 92 95 年份 98 由以上图表可以发现，从劳动力平价的角度出发， 年中国的产品 相对于韩国而言是有劳动力比较优势， 虽然韩国的工资涨幅小于中国同期的工资 涨幅，但同时我们可以发现中国的劳动生产率远高于韩国；但 1997 年以后，中 国的产品相对与韩国产品而言已经不在有劳动力比较优势了，主要原因就在于 1997 年后中国工资涨幅提高，而韩元在亚洲金融危机后大幅度贬值。韩国是新 兴工业化国家， 其产业结构与对外贸易结构与中国存在较大差异，韩元的贬值在 很大程度上是要恢复与日本等工业化国家的国际竞争力。但也应看到，韩国的产 业结构也与中国的产业结构在一定程度上重合，两国之间是既竞争，又互补的关 系。 如果人民币大幅度升值， 将导致我国在制造业和高新技术产业上竞争力的下 降。 六 总结 从以上的分析看，人民币汇率相对于美元而言，无论从购买力平价和劳动力 平价角度看，均存在一定程度的低估状况；而从均衡汇率角度看，人民币的实际 有效汇率并不存在严重低估问题，而在东南亚危机中还存在一定程度的高估；从 长期购买力平价的角度看， 东亚国家货币普遍存在对美元的低估，其低估程度高 于人民币，但从劳动力平价的角度看，由于我国劳动生产率提高程度相对较快， 因而在总体上看存在一定的优势。但由于韩国不仅在购买力平价，而且在劳动力 平价上均存在较大的低估度， 其与中国的在制造业上，特别是高新技术产品上存40&&&&在着激烈的竞争。因而，就东亚经济而言，中国并不存在着所谓的严重货币低估 问题。 人民币对美元的相对低估和对东亚货币的相对均衡状态也充分体现在中国的 贸易格局上。 在中国对美国保持持续的贸易顺差情况下，对东亚国家却出现了持 续的逆差。同时，日本随着中国经济的增长，在 2002 年后贸易顺差不断扩大。 正如关世雄（2003）的研究所说，日本和中国经济不存在严格的竞争关系，而是 互补关系， 汇率并不是影响两国贸易均衡的主要因素。而日本与美国和欧盟等却 存在竞争性关系，汇率的高低影响其对中国的贸易均衡。显然，日本对美国和对 中国的高额顺差均在一定程度说明了日本在产业间和产业内贸易中存在比较优 势。日元存在明显的低估状况13。从这个角度看，日本要求人民币升值不具有经 济意义。表 6-42 中国与各国的出口与进口差