人民币均衡汇率与制度转换相关问题研究 study of rmb equilibrium exchange rate system...

“ 博士论金融”系列学术讲座

人民币均衡汇率与制度转换相关问题研究Study of RMB Equilibrium Exchange Rate System

and System Switch

报告人：吕剑

学校：南开大学金融系


人民币均衡汇率对进出口贸易的影响研究人民币均衡汇率对进出口贸易的影响研究

一、引言

近年来我国进出口贸易顺差增长较快，尤其是 2006 年，顺差总额达到 1775 亿美元，比上年大幅增加 755 亿美元。其实，贸易顺差并不是越多越好，巨额贸易顺差也会带来许多问题，如外汇储备的膨胀，与贸易伙伴国之间贸易摩擦的加大，国内经济通货膨胀风险的增加等。当前国际舆论普遍认为，我国巨额贸易顺差反映的是人民币被严重低估，给人民币施加了巨大的升值压力。我国政府对此高度重视，力争在今年缓解贸易顺差问题，处理好人民币汇率与进出口贸易之间的关系。


我们主要考察人民币实际汇率及其错位这两个汇率变量。值得注意的是，我国是世界上最大的发展中国家，具有发展中国家普遍存在的二元经济结构特征，即传统农业部门和现代工业部门并存，传统农业部门的劳动边际生产力远远低于现代工业部门的劳动边际生产力，工农业发展水平存在显著差距。二元经济结构已经成为影响我国国民经济现代化的最大障碍，也是在新农村建设过程中急需解决的一个问题。

因此，我们试图结合我国实际国情，研究二元

经济结构、人民币实际汇率及其错位对进出口贸易的影响程度，进、出口对这些变量的动态调整功能，实际汇率错位与净出口之间的关系等，为解决我国巨额贸易顺差问题找到最有效的方法。



二、文献综述二、文献综述

从大量的国外研究文献可以看出，实际汇率及其错位会对一国进、出口贸易产生影响。 Cerra & Dayal-

Gulati （ 1999 ）分析结果表明，我国进出口对人民币实际有效汇率的反应越来越富有弹性。 Edwards （ 1989 ）， Cottni, Cavallo & Khan （ 1990 ）， Ghura &

Grennes （ 1993 ）， Daniel H.Pick & Thomas L.

Vollrath （ 1994 ）， Ofair Razin & Susan M （ 1997 ）， Domac & Shabsigh （ 1999 ）， Gue Dae Cho,

MinKyoung Kim, Edwin Sun, Hyun Jin & Won W. Koo

（ 2003 ）均发现汇率错位对进、出口有明显的负面影响。

谢建国、陈漓高（ 2002 ），许和连、秘明勇

（ 2002 ），殷德生（ 2004 ），沈国兵（ 2004 ），任兆璋（ 2004 ），欧元明（ 2005 ），唐国兴、徐剑刚（ 2003 ），李广众、 Lan P.Voon （ 2004 ），吴丽华、王锋（ 2006 ）从不同的角度对人民币实际汇率错位的经济效应进行了研究。



国内外研究二元经济结构主要是规范性研究，即从理论上探讨了二元经济结构对产业结构、经济增长的影响，而涉及到二元经济结构对进、出口贸易影响的文献寥寥无几。以刘易斯、费景汉、拉尼斯为代表的发展经济学家们提出了二元经济结构概念，他们认为实现二元经济结构转换的根本途径是促使传统部门剩余劳动力向现代部门转移。石磊（ 2002 ），郭克莎（ 2004 ），笔者（ 2006 ）构建模型，发现模型中的解释变量和反映二元经济结构特征的控制变量均具有很强的显著性，模型可靠稳定。


三、二元经济结构、实际汇率错位对进出口贸易影响的理论依据

三、二元经济结构、实际汇率错位对进出口贸易影响的理论依据

（一）实际汇率及其错位对进出口贸易影响的理论依据

从理论上来说，实际有效汇率与进出口贸易有较强的相关性。由于实际有效汇率的变动会直接影响到本币的实际购买力，从而影响产品的价格及其在国际市场上的竞争力，进而影响商品进、出口。实际有效汇率下降，有利于出口，不利于进口，形成进出口贸易顺差。实际有效汇率上升，有利于进口，不利于出口，形成进出口贸易逆差。另外，人民币实际有效汇率变化对我国进出口的调整可能存在明显的“ J曲线效应”。一国货币贬值或升值后，可能要经过一段时间才会出现贸易收支状况的变化，呈现出 J形。


实际汇率错位是根据实际有效汇率偏离长期均衡汇

率之间的差异计算出来的。其中，长期均衡汇率是能够使国际收支的经常项目实现均衡，对进、出口没有特别的鼓励或限制措施下的汇率水平。因此，本文借鉴Edwards （ 1989 ）模型估算出人民币长期均衡汇率水平。通过考察贸易条件、技术进步、政府消费、开放度四个变量，在此基础上又加入了二元经济结构这个变量，采用非农就业人口比重作为其代理变量，来计算人民币长期均衡汇率水平。

然后，通过运用 H-P滤波方法，对这五个变量进行平滑，以提取长期趋势成份，再将这些变量的长期均衡值代入人民币均衡汇率方程式（上式）中得到人民币长期均衡汇率水平。最后，通过对比人民币实际汇率与长期均衡汇率，计算得出人民币实际汇率错位幅度。错位幅度的计算公式为：

其中，汇率错位是正数时表示高估，汇率错位是负数时表示低估。实际汇率低估幅度越大，净出口的概率越大，越有利于出口，从而形成贸易顺差。实际汇率高估幅度越大，净出口的概率越小，越有利于进口，从而形成贸易逆差。


（二）二元经济结构对进出口贸易影响的理论依据（二）二元经济结构对进出口贸易影响的理论依据

在如今经济全球化和经济一体化的背景下，任何一个国家经济的发展都不能独立于其它国家，二元经济结构问题同样受到国际经济联系的重大影响。一国产业结构与进出口贸易之间是相辅相成、相互促进的关系，产业结构调整会持续、深刻地影响着其进、出口商品的结构；反过来，优化进、出口商品结构，可以更好地带动国民经济的发展，促进产业结构的升级。而二元经济结构对国内产业和市场来说都是某种形式的扭曲，这种扭曲程度越高对国内产业和进出口效率影响越大。


在二元经济结构下，现代工业部门劳动生产率比较高，城市居民收入水平相对高，传统农业部门的劳动生产率比较低，农村居民收入相对低。这种显著的城乡居民收入差距导致大量的农村剩余劳动力涌向城市寻找工作机会，劳动力市场长期供过于求，促使城市的就业压力空前加大。大量的农村剩余劳动力几乎完全配置在劳动密集型产业中，生产出大量的劳动密集型产品。当国内的有效需求无法满足供给需要，大量的产品就只有在国际市场销售，会带来贸易顺差的结果。


因此不难看出，近年来我国巨额贸易顺差的根源在于二元经济结构，即不完全的市场和扭曲的生产要素结构所致，而并非完全由汇率政策所致。二元经济结构下产生出的大量农村剩余劳动力，是低廉的生产成本，可以生产出在国际市场有比较优势、竞争优势的劳动密集型产品。而且在我国实行出口导向型的发展战略的背景下，自然会带来贸易顺差。今后随着大量农村剩余劳动力的持续转移，这种顺差的现象还会持续较长的一段时间。



四、二元经济结构、实际汇率错位对进出口贸易影响的实证分析

四、二元经济结构、实际汇率错位对进出口贸易影响的实证分析

（一）人民币均衡汇率的测算本文采用 Eviews 5.0软件。首先，对各个变量进行单位

根检验（ ADF检验）。

其次，做 Johanson协整检验，结果表明人民币REER模型设定较为理想。

再次，通过运用 H-P滤波方法，对这五个变量进行平滑，以提取长期趋势成份。再将这些变量的长期均衡值代入人民币均衡汇率方程式中得到人民币长期均衡汇率水平。

最后，通过（ 3 ）式，对比人民币实际汇率与长期均衡汇率，计算得出人民币实际汇率错位水平。结果见表 2 。



（二）二元经济结构、人民币实际汇率错位对进出口贸易影响模型的构建

模型左边是因变量——出口和进口。模型右边是一系列的解释变量，分别是：二元经济结构，即非农就业人口比重；人民币实际汇率；人民币实际汇率错位；控制变量本国 GDP 和外国加权 GDP 。一般假设外国国民收入会对本国出口产生正面促进作用，而对本国进口不存在显著影响。本国国民收入会对本国进口产生正面促进作用，而对本国出口不存在显著影响。因此，本文在构建进、出口需求模型时，对于出口需求方程，加入外国国民收入作为控制变量；而对于进口需求方程估计时，加入本国国民收入作为控制变量。进、出口需求模型的形式如下：


（三）二元经济结构、人民币实际汇率错位对进出口贸易影响的实证分析

1. 单位根检验首先，对各变量进行单位根检验以确定其平稳性

，其中原假设是变量序列存在一个单位根。结果见表 3 。


2．协整检验分析接下来，运用 E-G 两步法进行协整检验。因为

对各变量已取过对数，所以消除了异方差。另外，根据Klein判别法，任意两个解释变量之间的相关系数均小于可决系数，所以模型中不存在多重共线性问题。第一步，用普通最小二乘法做静态回归。得到结果如下：


从上式可以看出，出口与二元经济结构、实际有效汇率、实际汇率错位和外国加权 GDP 之间存在显著的协整关系；进口与二元经济结构、实际汇率错位和本国 GDP 之间存在显著的协整关系。

二元经济结构对出口和进口的估计系数分别为 8.7101 和6.4466 ，呈现显著的正相关关系。在其他控制变量不变的条件下，二元经济结构每增加 1% ，即非农就业人口比重每增加 1% ，会引起出口增加 8.7101% ，引起进口增加 6.4466% 。与理论相符，即近年来农村剩余劳动力的转移是我国出口持续增加，形成贸易顺差的最主要的原因。

实际汇率错位对出口和进口的估计系数分别为 -1.2796和 -0.3550 ，呈现负相关关系，但是程度不大，表明实际汇率错位对进、出口有一定的负面影响，与外国相关文献相符。人民币实际汇率错位每增加 1% ，会引起出口减少 1.2796% ，引起进口减少 0.3550% 。


实际有效汇率采用滞后一期变量，这样得到的回归方程拟合度更高。实际有效汇率对出口的估计系数为 1.9942 ，表明人民币贬值与出口之间是显著的正相关关系。在其他控制变量不变的条件下，人民币每贬值 1% ，会促进出口增加 1.9942% ，与理论相符。但是实际有效汇率对进口的估计系数没有通过显著性检验（ t检验值为 1.83 ），表明实际有效汇率对进口的影响微乎其微，与理论相悖。分析其原因在于：第一，我国的进口商品多为资本密集型，其知识、技术附加值较高。由于受这类商品国内供给不足和受技术、设备条件的约束，限制了我国进口企业的议价能力。第二，我国企业对于实际汇率并不敏感，在一定程度上抑制了进口需求，使得进口需求对人民币实际有效汇率的波动反应不敏感。

外国加权 GDP 对出口有显著的正面影响，系数为 6.6353，而国内 GDP 对进口有显著的正面影响，系数为 2.5265 ，这两个变量分别对于进、出口而言，都是显著性很强的变量。表明外国国民收入对本国出口会产生正面促进作用，在其他控制变量不变的条件下，外国国民收入每增加 1% ，会促进出口增加 6.6353%；本国国民收入对本国进口会产生正面促进作用，在其他控制变量不变的条件下，本国国民收入每增加 1% ，会促进进口增加 2.5265% 。


第二步，对 E-G 两步法得到的残差序列进行各项标准检验，包括平稳性、异方差、条件异方差和正态性等各项检验。首先，对残差序列进行 ADF 单位根检验，考察回归方程的残差是否平稳，也就是检验残差序列是否存在单位根。结果见表 4 。

从表 4 可以看出，在 1% 的置信水平下，残差序列不存在单位根，即残差序列是平稳的，也就是说这个回归方程不是伪回归。

其次，运用 White检验残差序列是否存在异方差

，结果见表 5 。

表 5 的结果表明，各个模型的值均大于 0.05

，接受原假设，说明（ 6 ）和（ 7 ）式的残差序列不存在异方差。


再次，运用条件异方差 ARCH-LM检验该模型的残差是否含有效应。见表 6 。

从表 6 可以看出，各个模型统计量的 P 值均大于 0.05 ，接受原假设，说明（ 6 ）和（ 7 ）式的残差序列均不存在 ARCH 效应。


最后，进行 JB 正态性检验。结果见表 7 。

表 7 的结果表明，统计量的 P 值均大于 0.05 ，因此，（ 6 ）和（ 7 ）式分布均为正态分布。



3．误差修正模型分析

根据格兰杰定理，有长期均衡关系的两个变量在短期内也会出现失衡，因此，可以用误差修正模型对这种短期失衡加以纠正，误差修正模型的表达式如下：


从（ 8 ）和（ 9 ）式可以看出，误差修正项的系数分别为 - 0.1436 和 - 0.2657 ，小括号内是标准误差，系数都通过了显著性检验，符合修正机制，是一种长期均衡关系对短期变动“负反馈”的调整机制，反映了系统本身对偏离长期均衡的动态调整功能。（ 8 ）和（ 9 ）式表明进、出口对二元经济结构、实际汇率错位等变量具有自我修正的动态机制，它们的短期波动导致进、出口的波动，但受长期均衡机制的影响，通过误差修正模型的反向调整，使得其一定会回归到长期均衡路径。由于误差修正项的系数绝对值越大，对偏离长期均衡的调整力度越大，系统自我修正功能就越强。（ 8 ）式中出口的误差弹性系数为 - 0.1436 ，表明当短期波动偏离长期均衡时，出口将以 -0.1436 的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。（ 9 ）式中进口的误差弹性系数为 -0.2657 ，表明当短期波动偏离长期均衡时，进口将以 -0.2657 的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。因此，进口比出口有更强的自我修正功能。


4 ． Logit 模型分析4 ． Logit 模型分析

我们运用 Logit模型，将进、出口贸易的差额作为二元离散变量，分为净进口（贸易逆差）和净出口（贸易顺差）两种状态，若为净出口则赋值为 0；若为净进口则赋值为 1

，从概率统计的新视角进行了分析。将这个二元离散变量与二元经济结构（ DAI ）、人民币实际汇率错位（ MIS ）联合进行回归检验，得到模型的的表达式是：

因此，模型的概率模型为：

从图 1 可以看出，人民币实际汇率错位可以明显地分为四个阶段，分别是从 1980-1985 年的高估、 1986-1995 年的低估、 1996-2002 年的高估和 2003

年至今的低估。净出口概率的折线图与人民币实际汇率错位的柱状图的方向对应相反：人民币实际汇率高估幅度越大，净出口的概率越小；实际汇率低估幅度越大，净出口的概率越大。


具体来说，从 1980-1985 年，人民币出现了持续的高估，即存在贬值压力，净出口的概率都在 5.38% 以下。其中，在 1983 年汇率高估达到 14.57% 的条件下，净出口的概率只有 0.04% 。从 1986-1995 年，人民币出现了持续的低估，即存在升值压力，出现了严重的内外不均衡，净出口的概率均在 88.34% 以上。尤其在 1988 年汇率低估幅度最大的时候，净出口的概率是 99.99% ，贸易顺差。从 1996-2002 年，人民币又出现了持续的高估，即存在贬值压力，净出口的概率在 7.42% 以下。说明汇率的持续高估不利于贸易顺差，尤其是在 1998 年汇率高估达到 15.30% 的水平下，净出口概率只有 0.03% 。从 2003 年以来，人民币又出现了低估，而且低估的趋势越来越明显，即人民币存在着升值压力，净出口的概率随之也开始逐年上升，净出口概率从 83.95% 上升到99.63% 。说明人民币低估，即存在升值压力，有利于维持贸易顺差。总体表明，人民币实际汇率高估幅度越大，净出口的概率越小，越易形成贸易逆差；实际汇率低估幅度越大，净出口的概率越大，越易形成贸易顺差。



基于汇率错位视角的人民币汇率制度转换概率研究

一、引言


一、引言汇率问题一直以来都是各国政府部门和经济学者关注的焦点问题

。

汇率错位（ misalignment ）是指实际汇率水平偏离了长期均衡水平，表现为汇率的升值或贬值压力。汇率错位对国民经济、对外贸易和就业等方方面面产生了重要的影响。

汇率制度转换（ transition ）是指一国的汇率制度根据宏观经济因素和经济发展状况的变化，进行调整和转变的动态过程，主要通过对样本国家历年一系列经济、金融数据进行实证分析，研究汇率制度在转换过程中出现的规律性的问题和现象。

回顾过去的几年，人民币汇率制度总体来说是合理、稳定的，汇率水平也维持了基本稳定。但是不可否认，人民币实际汇率错位是经常发生的，如在 1998

年和 2003 年巨大的贬值和升值压力成为了当时摆在我国政府部门和经济学者面前的一个严峻的难题。自2005 年 7 月 21日起，我国开始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。人民币汇率不再钉住单一美元，形成了更富弹性的人民币汇率机制。这次汇率制度的调整有着深远的意义。



因此，我们基于汇率错位的视角，运用二元 Logit模型对东南亚 6 国汇率错位幅度与汇率制度转换概率的关系进行实证分析。在此基础上，对人民币汇率制度的转换概率进行研究。


二、文献综述二、文献综述

Cottni, Cavallo & Khan （ 1990 ） ; Daniel H.Pick &

Thomas L. Vollrath （ 1994 ） ; Ofair Razin & Susan M. Collins （ 1997 ） ; Gue Dae Cho, MinKyoung Kim, Edwin Sun, Hyun Jin & Won W. Koo （ 2003 ）分别以不同的国家为研究样本，计算出了各国的汇率错位水平，并对汇率错位的影响效应进行了分析。

对于我国来说，张晓朴（ 2001 ） ; 林伯强（ 2002 ） ; 唐国兴和徐剑刚（ 2003 ） ; 李广众和 Lan P.Voon （ 2004 ） ; 施建淮和余海丰（ 2005 ） ; 吴丽华和王锋（ 2005 ）计算出了人民币汇率错位水平，并对其影响效应进行了分析。

但是，关于汇率错位的研究文献中很少涉及到汇率制度转换的研究。

关于汇率制度转换的相关文献综述。 Klein &

Marion （ 1994 ）； Collins （ 1995 ）； Eichengreen

& Masson （ 1998 ）； Frankel （ 1999 ）； Edwards

（ 2000 ）； Paul Masson （ 2000 ）； Gabriela

Mundaca （ 2000 ）； Sergio ， Rebelo &

Vegh （ 2002 ）；王爱俭（ 2004 ） ; 储幼阳（ 2006 ）。但是，关于汇率制度转换的研究文献中很少涉及到汇率错位这个重要因素。



综上所述，研究汇率错位与汇率制度转换之间关系的

文献寥寥无几。除 Klein & Marion （ 1994 ）和Collins （ 1995 ）两篇文献中涉及到汇率错位这个因素外，其他的研究文献很少涉及这个因素。我们认为，汇率错位与汇率制度转换之间的关系非常密切。对于东南亚 6 国来说，无论是在钉住汇率制下还是浮动汇率制下，由于存在贸易和资本管制，汇率错位都可能经常发生（特别是在钉住汇率制度比浮动汇率制度下发生的可能性更大）。汇率错位在某种程度上容易引发汇率制度的转换。

基于汇率错位的视角进行研究，不仅可以从这个新视

角对汇率制度转换概率进行经验分析，而且可以避免导致省略变量偏误（ omitted variable bias ），即计量模型的设定失误（ specification error ）。因此，我们将汇率错位与汇率制度转换联合进行考察，对二者的关系进行计量回归分析，在此基础上对人民币汇率制度转换概率进行分析。



三、计量模型、数据与变量度量三、计量模型、数据与变量度量

我们采取二元 Logit模型，对汇率错位幅度与汇率制度转换的关系进行考察。该模型是 McFadden 于 1973 年首次提出，其采用的是 logistic概率分布函数。其形式是

表示汇率错位幅度，表示汇率制度发生转换的概率。将被解释变量汇率制度转换作为一个二元离散变量，分为两种状态，分别是发生转换和不发生转换。如果发生转换，赋值为 1；如果不发生转换，赋值为 0 。

i ii i i -y -( + x )

1 1p = F(y ) = F( + x ) = = .............(1)

1+e 1+e

i

i i i

i

1 + x 1

p = + 0 + x <1 ........................................(2)

0 + x 0

ix ip


我们选取了东南亚 6 国作为研究样本，分别是马来西亚、泰国、韩国、印度尼西亚、菲律宾和新加坡。各国从 1980-2004 年

汇率制度的类型见附录 1 ，资料来源于 Levy Yeyati &

Sturzenegger （ 2005 ）的研究成果。

根据附录 1 ，我们分别统计出东亚 6 国汇率制度发生转换的方向。如果发生转换，赋值为 1；如果不发生转换，赋值为 0 。结果见附录 2 。实际汇率的数据来源于《 EIU Country data》数据库。

根据 Klein and Marion （ 1994 ）， Collins （ 1995 ）的

研究成果，开放度、贸易条件和通货膨胀率同样是影响汇率制度发生转换的重要因素。因此，我们将这三个变量作为控制变量一同参与回归检验。数据同样来源于《 EIU Country

data》数据库和中国统计年鉴各期。

Klein M. and N. Marion （ 1994 ）， Explaining the duration of exchange rate pegs ， Journal of Development Economics ， 54 ， (2) ： 387-404

Susan M. Collins （ 1995 ）， On becoming more flexible ： exchange rate regimes in Latin America and the Caribbean ， Journal of Development Economics ， 51 ：117-138



四、回归结果分析四、回归结果分析

根据二元 Logit模型回归检验，我们得到结果如表 1 。

接下来，利用格兰杰因果检验法对汇率错位与汇率制度

转换概率关系进行因果检验。可以看出，在最优滞后期为 4时，检验结果拒绝了“汇率错位不是汇率制度转换概率的Granger原因”的原假设，没有拒绝“汇率制度转换概率不是汇率错位的 Granger原因”的原假设（见表 2 ），说明汇率错位是汇率制度转换的原因，而汇率制度转换不是汇率错位的原因。



从表 2 和图 2 中可以看出，东南亚 6 国汇率错位幅度与汇率制度转换概率呈现明显的正相关关系，即汇率错位幅度越大，汇率制度转换的概率越大；汇率错位幅度越小，汇率制度转换的概率越小。因此，得出结论，汇率水平的高低与汇率制度的稳定性有很强的关系。

我国与东南亚国家有着相似的经济结构和经济发展水平，开放程度相对较高，进出口总值占到了 GDP 的 40% 以上，通货膨胀率相对比较低，劳动力市场的流动性比较高，而且普遍实施出口导向政策，优势产业雷同，鼓励吸收外资政策，长时期实行钉住汇率制度。

可以看出，我国基本国情与东南亚国家有很大的相似性。因此，考虑到国情的相似，尤其是实施汇率制度的基本一致性，模型同样适用于我国的经验分析。接下来，将我国从 1980-2006 年各个变量的数据分别代入到模型式（ 4 ）中，即可得出我国在每年发生汇率制度转换的概率（见表 3 ），对人民币汇率制度当前是否应该进行转换得出了有益的结论。



接下来，对汇率错位与汇率制度转换概率关系进行因果检验。利用格兰杰因果检验法对汇率错位与汇率制度转换概率之间的因果关系做进一步分析，可以看出，在最优滞后期为 5

时，检验结果拒绝了“汇率错位不是汇率制度转换概率的Granger原因”的原假设，没有拒绝“汇率制度转换概率不是汇率错位的 Granger原因”的原假设（见表 4 ），说明人民币汇率错位是汇率制度转换的原因，反之不然。


从表 4 和图 3 中可以看出，除个别年份外，人民币汇率错位幅度与汇率制度转换概率同样呈现明显的正相关关系。

（ 1 ）从 1986-1989 年，当人民币汇率错位幅度在 14.53% 以上时，汇率制度转换的概率在 84.81% 以上，其中在 1988 年汇率错位幅度达到最大，是 22.26%时，汇率制度转换概率相应也是最高的，达到 97.28%

；（ 2 ）从 1990-1994 年，随着人民币汇率错位幅度从 2.53% 上升到

18.23%时，汇率制度转换的概率相应地从 17.14% 上升到 82.16% ，二者有相同的上升趋势。其中，在 1990 年当汇率错位幅度是 2.53%时，汇率制度转换的概率是相应最低的，是 17.14%；在 1993 年当汇率错位幅度是 18.23%时，汇率制度转换的概率是相应最高的，是 82.16% 。

（ 3 ）从 2000-2007 年当人民币汇率错位幅度在 9.38% 以下时，人民币汇率制度转换的概率在 27.88% 以下。特别是从 2003 年以来，人民币汇率错位幅度在 5% 以内，汇率制度转换的概率也是比较稳定，在 20%

上下波幅不大，即当前人民币汇率制度发生转换的概率不大。进一步说，若要维持人民币汇率制度的稳定，保持人民币汇率水平的基本稳定是至关重要的。


从我国现实情况来看，虽然自 2005 年 7 月 21日起，我国开始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。人民币汇率不再钉住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制。本文认为这次改革是一把“双刃剑”：一方面，它向外界重新定义了未来人民币汇率制度调整的方向，即为更富有弹性的浮动汇率制度，标志着我国的市场经济建设的步伐又向前迈进了重要的一步；但是同时，又没有公开人民币货币篮子中的货币权重和调整的具体路径，可以看出我国还是有意保持汇率水平的基本稳定，继续维持现行汇率制度不变，以保持我国经济和社会的稳定。


基于马尔可夫链模型的汇率制度转换概率研究一、引言

基于马尔可夫链模型的汇率制度转换概率研究一、引言

汇率制度转换是一个崭新的研究领域。相对于汇率制度选择来说，汇率制度转换是指一国的汇率制度随着宏观经济状况和经济体制的变化，频繁地进行调整、转变和协调的动态过程。它主要研究一国是否应该退出当前的汇率制度？如果需要退出，应该在什么最优时机退出？依赖什么路径退出？退出的概率有多大？转换到其他各种类型的汇率制度的概率又有多大？能否预测在下一期转换的概率？最终能否达到均衡状态，并且概率有多大？


众所周知，东亚国家长期以来实行的是钉住 ( 主要是美元 )

的汇率制度。那么随着世界经济一体化、金融全球化和宏观经济金融形势的变化，这种汇率制度是否有转换的需要？对于我国来说，自 2003 年以来，人民币存在着巨大的升值压力而成为全球关注的焦点，人民币汇率制度的改革同样倍受世界关注。我国在 2005 年 7 月 21日也做出了相应微调，目前我国是否应该继续调整，转换到一种新的汇率制度？这些问题显得至关重要。

我们基于于马尔可夫链模型，选取了东亚 9 个国家为研究样本，首先对汇率制度转换的概率进行了实证分析，其次从理论上进行解释，最后对人民币汇率制度的改革提出了政策建议。


二、文献综述：二、文献综述： Dornbusch(1997) ； Klein 和 Marion(1997) ； Eichengreen(1998) ； McKinnon 和 Pill(1998) ； Chang 和 Velasco(1998) ； Frankel(1999) ； Kaminsky 和 Reinhart(1999) ； Edwards(2000) ； Domac 和 Peria(2000) ； Paul Masson(2000) ；王爱俭 (2004 ， 2005) ；储幼阳 (2004) 。可以看出，关于汇率制度转换的研究文献比较丰富。但是除了 Paul Masson(2000)运用马尔可夫链方法研究“中空论”假说以外，通过运用马尔可夫链方法研究汇率制度转换的文献寥寥无几。因此本文试图建立一个汇率制度转换的马尔可夫链模型。


三、汇率制度转换的马尔可夫链模型三、汇率制度转换的马尔可夫链模型我们将汇率制度的转换在理论上看作是一随机过程，即

一国汇率制度转换的概率只依赖于最近时期汇率制度的状态，而与前期的状态无关，这样汇率制度转换就服从马尔可夫过程 (Markov process) 分布，即当系统在时刻所处的状态为已知的条件下，过程在时刻所处的状态与其在时刻之前所处的状态无关。因此，建立马尔可夫链(Markov chain)模型对汇率制度的转换概率进行实证分析。马尔可夫链模型是参数与状态都是离散的马尔可夫过程，记作。如果用来表示马尔可夫链的状态空间，表示参数集，则马尔可夫链模型的性质是：对任意正整数 n 和 r ，

1 2 30 ...... rt t t t m

{0,1,2,3......}T

0t t

0t

{ }, 0,1,2......nX n 1 2 3{ , , ......}I a a a

{0,1,2,3......}T

1 1 2 2{ | , ,......, , } { | }(1)

r rm n j t t t t t i m i m n j m ip X a X a X a X a X a p X a X a


(1)式表示汇率制度从时刻的状态，转换到时刻

的状态的概率，并简记为，称为 n 步转换概率

。由于状态空间是离散集，因此我们用一个矩阵把所有的

转换概率表示出来，即，并称为 n步转换概

率矩阵。特别当时，将称为一步转换概率，将

称为一步转换概率矩阵。

m ia m n

ja ( , )ijp m m n

( ) ( ( ))i jP n p n ( )P n

1n (1)i jp

(1) ( (1))i jP p


关于汇率制度的分类方法借鉴 Levy Yeyati 和Sturzenegger(2002) 的研究成果，他们基于 183 个国家，从1974—2004 年汇率表现和中央银行的干预行为，完善和扩展了各国“事实上的 (de facto)” 汇率制度分类。他们将汇率制度分为四类，分别是浮动（ 1 ）、肮脏浮动（ 2 ）、爬行钉住（ 3 ）和固定汇率制度（ 4 ）。概率转换矩阵是一个矩阵，见 (2)式。

11 12 13 14

21 22 23 24

31 32 33 34

41 42 43 44

.................................................................................(2)

p p p p

p p p pP

p p p p

p p p p


根据马尔可夫性，得知汇率制度转换的概率矩阵遵循这样一个规律，即，，

且如果对于所有的， ( 与无关 )….……..(6)

所以

则称该马尔可夫链具有平稳性。即无论初始时刻从什么状态出发，经过足够多步以后到达的概率都为，与初始状态无关。在本文中，东亚国家在最终均衡状态时实行四种类型汇率制度的概率，如 (8) 式：

1 0P 22 1 0P P 1

1 0 ...........................(4)nn n P P

,1 ,2 ,3 ,4 1.........................................................................................(5)t t t t

, i ja a I lim ( )ij jnP n

1 2

1 2

1 2

... ...

... ...

lim ( ) ......................................................(7)

... ...

j

jn

n

j

P n P

ja j

1 2 3 4

1 2 3 4

1 2 3 4

1 2 3 4

lim ( ) .................................................................(8)n

nP n P

i


四、汇率制度转换模型的实证分析与理论解释四、汇率制度转换模型的实证分析与理论解释

我们选取了东亚 9 个国家作为研究样本，分别是中国、老挝、马来西亚、泰国、韩国、印度尼西亚、缅甸、菲律宾和新加坡。资料来源于 Levy Yeyati & Sturzenegger (2005) 的研究成果“ De facto classification of exchange rate regimes”Exchange Rate Classification数据库。从1974—2004 年统计的汇率制度转换次数应是 30次，因为个别国家某阶段的数据统计资料不完全，所以我们只能将其忽略，但是不影响结论的准确性。最后，得到东亚 9 国汇率制度转换次数总计是 202次。


以矩阵形式表达，见 (9)式：

将转换矩阵中的每一个数字除以每一行的加总数字，对应得到的是一国从某一种汇率制度转换到另一种汇率制度的转换概率。所以，一步转换概率矩阵，见 (10)式：

19 4 10 7

5 5 4 11*(202) .............................................................................(9)

9 9 20 6

7 8 8 70

P

19 4 10 7

40 40 40 400.4750 0.1000 0.2500 0.17505 5 4 110.2000 0.2000 0.1600 0.440025 25 25 25 ..........0.2046 0.2046 0.4545 0.13639 9 20 6

44 44 44 44 0.0753 0.0860 0.0860 0.75277 8 8 70

93 93 93 93

P

.......(10)


通过这些数字可以清楚地看出，从 1974—2004 年期间，东亚国家汇率制度转换概率的大小关系：维持固定汇率不变的概率 >维持浮动汇率不变的概率 >维持爬行钉住汇率不变的概率 > 从肮脏浮动转换到固定汇率的概率 > 从浮动汇率转换到爬行钉住的概率 > 从爬行钉住转换到浮动汇率的概率 > 从爬行钉住转换到肮脏浮动的概率 > 从肮脏浮动转换到浮动汇率的概率 =维持肮脏浮动不变的概率 > 从浮动汇率转换到固定汇率的概率> 从肮脏浮动转换到爬行钉住的概率 > 从爬行钉住转换到固定汇率的概率 > 从浮动汇率转换到肮脏浮动的概率> 从固定汇率转换到肮脏浮动的概率 = 从固定汇率转换到爬行钉住的概率 > 从固定汇率转换到浮动汇率的概率。可以看出，在所有的转换概率中最明显的特征是：以原先实行固定汇率，仍然维持固定汇率的概率最大为75.27%；从固定汇率转换到浮动汇率的概率最小，仅为 7.53% 。


在此基础上，我们可以通过运用汇率制度的一步转换概率矩阵，预测出一国在下一年汇率制度转换的概率大小。例如东亚某国在 2004 年实行的是固定汇率制度，那么它在下一年将以75.27% 的概率继续维持固定汇率，以7.53% ， 8.60% 和 8.60% 的概率转换到浮动、肮脏浮动和爬行钉住汇率制度。若东亚某国在2004 年实行的是浮动汇率制度，那么在下一年将以 47.50% 的概率继续维持浮动汇率，而以10.00% ， 25.00% 和 17.50% 的概率转换到肮脏浮动、爬行钉住和固定汇率制度。依次类推。


当时间趋于无穷时，根据步转换概率矩阵的平稳性质，得到东亚国家最终的均衡概率，如下：

将矩阵 P 代入方程式（ 11 ）得到：

以方程式形式表达如下：

1 2 3 4 1 2 3 4( , , , ) ( , , , ).....................................................................(11)P

1 2 3 4 1 2 3 4

0.4750 0.1000 0.2500 0.1750

0.2000 0.2000 0.1600 0.4400( , , , ) ( , , , ).............(12)

0.2046 0.2046 0.4545 0.1363

0.0753 0.0860 0.0860 0.7527

1 2 3 4 1

1 2 3 4 2

1 2 3 4 3

1 2 3 4 4

0.4750 0.2000 0.2046 0.0753

0.1000 0.2000 0.2046 0.0860.........................................

0.2500 0.1600 0.4545 0.0860

0.1750 0.4400 0.1363 0.7527

.(13)

1 2 3 4 1...........................................................................................(14)


联立方程（ 13 ）和（ 14 ），解得：

即：

可以看出，无论初始状态如何，经过无穷多步转换以后，达到最

终均衡状态的概率是稳定的。即以 47.57% 的概率实行固定汇率制度，以 19.53 ％的概率实行浮动汇率制度，以 12.72% 的概率实行肮脏浮动汇率制度，以 20.18% 的概率实行爬行钉住汇率制度。综上所述，东亚国家实行固定汇率的概率最大，证明固定汇率是东亚国家汇率制度的最优选择。因此，本文认为东亚各国最终应该将汇率固定下来，或者通过东亚货币合作实施统一货币 “ 亚元”。 McKinnon(2005) 认为，东亚各国不应单方面做出汇率固定或浮动的决策，要采取集体行动，完善美元本位制。陈全功 (2006) 认为目前东亚各国非正式的共同“软钉住美元”，有一定的合理性；但从长远看，这种集体钉住美元制度难以维持。本文在一定程度上支持 McKinnon 的观点，同时为亚洲形成统一货币“亚元”的诞生提供了实证上的支持。

1

2

3

4

19.53%

12.72%

20.18%

47.57%

19.53% 12.72% 20.18% 47.57%

19.53% 12.72% 20.18% 47.57%lim ( ) ......................................(13)

19.53% 12.72% 20.18% 47.57%

19.53% 12.72% 20.18% 47.57%

nP n


从理论上解释，东亚各国都实行固定汇率，可以产生规模效应，增强汇率制度的公信力，坚定市场信心，从而保持整个区域经济和金融的稳定。此外，东亚国家的中央银行可以更多地依靠本币汇率的稳定性来稳定国内价格，有利于对外贸易的发展。蒙代尔 (2003) 认为，截止 2021 年亚洲经济将与美国、欧洲并驾齐驱，由于美元及欧元两大区域已形成，所以亚洲迫切需要有自己的共同货币，同样世界货币也需要“亚元”。一旦亚洲形成亚元区，那么将和美元区、欧元区并列，成为世界第三大货币区，也将有利于亚洲区域内部各个国家和地区的利益。

目前，既然东亚国家的大多数货币都与美元挂钩，相当于它们之间的汇率就是固定的，形成了一种共同的货币区域。当达到一定程度的协调之后，各国都可以与美元脱钩。凭借相互之间的比例，自然会产生共同的亚洲货币“亚元”。但是我们也要注意到，亚洲国家大多是发展中国家，多样性突出，发展水准参差不齐，所以实行共同货币应采取“渐进性”分步走的战略：第一步，东亚国家应将本币与美元汇率固定下来，形成共同的美元浮动汇率；第二步，说服日本和韩国，将日元和韩元兑美元的汇率固定下来；第三步，将东亚固定汇率地区逐步过渡为货币地区，形成共同货币“亚元”的基础；第四步，通过东亚货币合作实施统一货币“亚元”，可以是区域内的几种货币共同组成，并由一个亚洲货币基金发行管理，让“亚元”在区域内流通。


五、对人民币汇率制度改革的政策建议

五、对人民币汇率制度改革的政策建议

我们基于马尔可夫链模型对汇率制度转换的概率进行研究，得出了有益的结论：（ 1 ）在东亚国家汇率制度所有的转换概率中，以维持固定汇率不变的概率最大，从固定汇率转换到浮动汇率的概率最小。（ 2 ）通过利用汇率制度的一步转换概率矩阵，可以预测出一国在下一年汇率制度转换的概率；（ 3 ）根据汇率制度转换概率矩阵的平稳性质，得出东亚国家在最终均衡状态时实行固定汇率的概率最大，证明固定汇率是东亚国家汇率制度的最优选择。


对于我国来说，从 1994—1997 年期间实行的是以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度，但是从 1997 年以来，人民币汇率制度在实际运行中转变为固定钉住美元的汇率制度，人民币对美元的名义汇率上下波幅不超过 0.3% 。事实证明，固定钉住美元的汇率制度保证了我国宏观政治、经济的稳定，增加了外商直接投资与对外投资和贸易的迅速发展。特别是在东南亚金融危机爆发的时候，保证了人民币币值的稳定，向国内外充分显示了我国政府对经济的控制和驾驭能力，增强了国内外对人民币的信心。自从 2003 年以来，美国在全球采取了“弱势美元政策”，美元汇率大幅度贬值，而由于我国实行的是固定钉住美元的汇率制度，结果造成人民币相对于非美元的国家或地区的货币贬值了，也就是说，人民币存在着升值压力。我国政府在不屈服于任何外界压力的条件下，采取独立自主，高度负责的态度，坚持从我国的根本利益和经济社会发展的现实出发，再次稳定了人民币汇率，并积极完善人民币汇率形成机制，使得人民币汇率在合理、均衡的水平上保持基本稳定。


自 2005 年 7 月 21日起，我国开始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。人民币汇率不再钉住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制。此次改革具有深远的意义，本文分析它是一个“双刃剑”：

一方面，它向外界重新定义了未来人民币汇率制度调整的方向，即为更富有弹性的浮动汇率制度，标志着我国的市场经济建设的步伐又向前迈进了重要的一步；

另一方面，又没有公布公开人民币汇率制度调整的货币篮子和具体路径，可以看出我国没有放弃积极探索“亚元”形成方案的努力。

因为我国是一个政治、经济大国，一直以来在亚洲的政治、经济舞台上都发挥着举足轻重的作用，所以若能够在亚洲货币合作中发挥核心作用，最终实施统一货币“亚元”，那么对于我国来说无非是一个更优的选择，因为能够从中得到更多的利益。其中，最显著的利益是我国可以获得巨大的铸币税收入，能够彻底结束“一国四币”的历史，使得人民币的使用效率得到大大提高，人民币在亚洲货币区域内汇兑、储备和支付的成本将会变得降低，而且金融资本在亚洲区域内部的流动将变得更加便利。


从长远来看，人民币是很有潜力的货币，有可能成为亚洲中心货币或“亚元”主导货币。因此，我国必须一方面向更具富有弹性的浮动汇率制度方向改革；另一方面又要有长远眼光，在条件成熟的情况下，通过东亚货币合作再次实行固定汇率，这样既有利于我国自身的经济政治利益，也有利于整个亚洲区域的经济金融利益。这是我国成功实现汇率制度转换的最优目标和路径。

运用三元 Logit 模型的人民币汇率制度转换研究运用三元 Logit 模型的人民币汇率制度转换研究

一、问题的提出随着经济全球化进程的日益加快和地区性金融危

机的频繁爆发，汇率制度的选择和转换问题成为了世界各国，尤其是转型经济国家所必须面对的重要问题。所谓汇率制度转换是指一国的汇率制度随着宏观经济因素、经济发展状况和经济体制的变化，频繁地进行调整、转变和协调的动态过程。一国应该确定什么样的汇率制度，并在什么时机，依赖什么路径进行转换，是其研究的主要内容。


在世界上现存着 30 个左右具有“二元经济结构”特征的转型经济国家，汇率制度的转换对于这些国家来说显得更加复杂和重要。当前，我国也是正处于经济体制改革和转轨的攻坚阶段，是否应该转换到一种新的、合适的汇率制度，对于我国构建稳定的宏观经济和金融体系来说非常关键。


二、文献综述汇率制度转换的理论研究文献主要有：

Krugman(1979), Obsfeld(1986), Calvo(1998), McKinnon

& Pill(1998) ， Kaminsky & Reinhart(1999).

汇率制度转换的实证研究文献主要有：Krugman(1979) ， Flood & Garber(1984) , Klein &

Marion(1994) , Collins(1995) , Eichengreen & Masson

(1998) , Frankel(1999) , Edwards(2000), Paul

Masson(2000), Mundaca(2000), Sergio ， Rebelo &

Vegh(2002) .


2000年以来，国内学者也开始对汇率制度转换问题进行了研究。张志超（ 2001 ），王爱俭 (2004) ，储幼阳 (2004) ，汪茂昌（ 2005 ）等。

其中，储幼阳 (2004)分别采用模型和模型，对人民币汇率制度是否应该发生转换进行了研究，结果认为我国目前的“硬钉住”的“浮动汇率制度”是合理的，目前人民币汇率制度没有转换的必要，应该在同一汇率制度框架内进行汇率调整。


三、汇率制度转换模型的建立转型经济国家在转轨过程中，由于经济发展阶段和经济结构

的因素，表现出了明显的“二元经济结构”的特征，即工业和农业发展极端不平衡，城乡差距明显。“二元经济结构”是转型国家经济结构发展中存在的突出矛盾，对经济体制改革的方方面面都产生了突出的影响。因此，我们在分析汇率制度转换的过程中，必须考虑到“二元经济结构”因素。


（一）构建三元 Logit 模型

1 2 i 1 i 2t x x

1 1P(Y =0)= ................................(1)

1+e +e 1+e +ey y

1 i 1

1 2 i 1 i 2

x

t x x

e eP(Y =1)= .............................(2)

1+e +e 1+e +e

y

y y

2 i 2

1 2 i 1 i 2

x

t x x

e eP(Y =2)= .............................(3)

1+e +e 1+e +e

y

y y


（二）被解释变量的选取以 26 个具有“二元经济结构”特征的转型经济国家为研究对象，包

括前苏联解体形成的 12 个国家，东欧 11 个国家和亚洲 3 个国家。各国汇率制度分类的数据来源于 Levy Yeyati — Sturzenegger(2005) 的

研究成果“ De facto classification of exchange rate regimes” 。本文总共选取了这 26 个国家从 1995-2004年期间汇率制度转换的 208

个样本。对于被解释变量来说，转换的方向分为三种情况分别是：保持汇率制度不变 (Yt=0) 的样本数目是 139 个，占到总样本的 66.8% ；汇率制度转换到更加固定 (Yt=1) 的样本数目是 36 个，占到总样本的17.3%% ；汇率制度转换到更加浮动 (Yt=2) 的样本数目是 33 个，占到总样本的 15.9% 。


（三）解释变量的选取主要借鉴了

Edwards(1996) ， Rizzo(1998) ， Poirson(2001) ， Hagen & Zhou(2002)

， Levy-Yeyati ， Sturzenegger & Reggio(2004) 的研究成果，选择了GDP 、 GDP增长率、通货膨胀率 (消费价格指数 ) 、贸易条件、出口增长率、外汇储备增长率、商业银行外债变动率、国内信贷变动率变量、开放度、名义汇率变动率、实际有效汇率变动率、利率、失业率变量。考虑到这些转型经济国家的“二元经济结构”特征，特别加入了工农业对 GDP 的贡献度之差这个控制变量。数据来源于《 EIU

Country data》数据库、 IMF International financial Statistics 各期和中国统计年鉴各期。


四、汇率制度转换模型的估计（一）三元模型的估计结果运用 SPSS 软件，将 208 个样本的 14 个解释变量的数据分别代入到三元 Logit 模型中进行实证分析。将显著性不强的解释变量一一剔除，最后保留下来的显著性强的变量分别是：开放度 (OPEN) 、贸易条件 (TOT) 、消费物价指数 (CPI) 和工农业对贡献度之差 (DAI) 四个变量。

模型的概率为 0.000 ，证明模型的稳定性和可信度非常好。从表中看出，模型所选用的这四个变量的概率都在 0.000-0.023之间，明显小于 0.050 ，所选变量和控制变量的显著性都非常强。


(6)、 (7)、 (8)式就是转型经济国家的汇率制度转换的概率公式。通过这组公式，可以预测转型经济国家的汇率制度在某年向各种方向发生转换的概率大小。

1t 2.042* 1.262* 0.015* 0.046* 2.366* 1.412* 0.015* 0.040*

1P(Y =0)= (6)

1+e +eOPEN TOT CPI DAI OPEN TOT CPI DAI

1

1

2.042* 1.262* 0.015* 0.046*

t 2.042* 1.262* 0.015* 0.046* 2.366* 1.412* 0.015* 0.040*

eP(Y =1)= (7)

1+e +e

OPEN TOT CPI DAI

OPEN TOT CPI DAI OPEN TOT CPI DAI

1

2.366* 1.412* 0.015* 0.040*

t 2.042* 1.262* 0.015* 0.046* 2.366* 1.412* 0.015* 0.040*

eP(Y =2)= (8)

1+e +e

OPEN TOT CPI DAI

OPEN TOT CPI DAI OPEN TOT CPI DAI


（二）人民币汇率制度转换概率的模拟与预测

将我国从 1995-2006年的数据分别代入到模型 (6) 、 (7) 和

(8) 式中，即可得出我国在每年发生汇率制度转换的概率，对人民币汇率制度当前是否应该进行转换得出了有益的结论。可以看出，从 1995年到 2006年期间， D=2 的值明显高于D=0 和 D=1 的值， D=2代表汇率制度转向更加浮动的方向，因此得出人民币汇率制度从 1995年以来就应该向更加浮动的方向进行转换的结论。


储幼阳 (2004) 认为，目前人民币汇率制度应该采取紧钉住汇率制度，而且应该在目前的汇率制度框架内进行调整。本文这一结论与储幼阳 (2004) 的结论正好完全相反。原因在于：储幼阳采用了 34 个国家，没有区分发达国家、发展中国家、新兴市场国家和转型经济国家等各种国家类型，而是将数据笼统地代入模型中进行了实证分析。其次，储幼阳的汇率制度转换数据只包含了 1985-2002年中期从钉住汇率制度中退出的样本数据进行研究，而没有考虑从中间和浮动汇率制度退出并转换到其他汇率制度的情况。


然而，我国正处于经济转型之中，正处于经济结构改革的关键时期，我国国有企业，国有银行体系、城乡差距、三农问题、西部大开发、东北老工业经济，都存在薄弱的环节需要改善和缓解。本文的创新之处在于提出的汇率制度转换模型考虑了我国经济发展水平和经济运行特点，反映了我国“二元经济结构”特征，在模型中加入了反映“二元经济结构”特征的控制变量。其次，本文的数据样本涵盖了从固定、浮动和中间汇率制度三种情况进行不断转换的情况，建立了三元模型并进行稳定性检验，证明模型更加可靠，变量显著性更强。



人民币汇率制度与金融危机发生概率的关系研究


随着经济一体化和金融全球化的到来，金融危机的发生概率大大增加。其原因是多方面的，其中汇率制度就是引发金融危机的重要原因之一。关于汇率制度选择的问题，一直都是世界各国政府和经济学者关注的热点。汇率制度与金融危机之间存在多大的相关关系？实行何种汇率制度能有效防范金融危机的发生？世界上现存 30 个左右转型经济国家，对于这些国家来说应该如何进行汇率制度的选择？当前，我国也正处于经济体制改革和转轨的攻坚阶段，人民币汇率制度应该如何改革？这对于构建我国稳定的宏观经济和金融体系，有效降低金融危机的发生概率来说非常重要。


一、文献综述：一、文献综述：关于汇率制度与金融危机关系的研究文献主要集中在货

币危机理论和银行危机理论上： Krugman(1979) ； Diamond & Dybvig(1983) ； Obstfeld & Maurice (1986) ； Calvo & Mishkin (1998)

McKinnon & Pill(1998) ； Obstfeld(1998) ； Eichengreen & Rose(1998) ； Chang & Velasco(1998)

Kaminsky & Reinhart(1999) ； Eichengreen, Barry &

Hausmann (1999) ； Domac & Peria(2000)；张志超 (2001) 。


迄今为止，关于转型经济国家汇率制度与金融危机

之间关系的研究文献比较少。

Goldstein & Turner(1996) ； Roubini &

Wachtel(1998) ； Radelet & Sachs(1998) ；

Eichengreen & Arteta(2000) ； Calvo &

Reinhart(2000) 。


二、金融危机发生概率模型的构建二、金融危机发生概率模型的构建

我们以 26 个转型经济国家为样本，分别建立 Probit 和

Logit模型，试图通过实证分析，对这些国家汇率制度与金融危机发生概率之间的关系进行分析，得出模型的系数，验证模型的稳定性，再从理论上进行阐述。


（一）构建 Probit和 Logit模型（一）构建 Probit和 Logit模型

我们将金融危机的发生概率看作是被解释变量，将其定义为一个二元定性变量，即当金融危机不发生时，定义为 0；当金融危机发生时，定义为 1 。分别建立 Probit 和 Logit模型，通过一系列解释变量的观测值分析金融危机发生的概率问题。 Probit模型假定：，即服从正态分布，相应概率值大于 0且小于 1 。 Logit模型的分布函数是服从 logistic概率分布函数，其形式是

= ，对于给定的，表示相应的概率。 Probit曲线和 Logit曲线很相似。两条曲线都是在

处有拐点，但 Logit曲线在两个尾部要比 Probit曲线厚。

i iy x ( )i ip F y

iyt

dte 2

2

2

1

iy

( )i ip F y

iye 1

1)(1

1ixe ix ip

0.5ip


（二）被解释变量的选取（二）被解释变量的选取

我们以 26 个转型经济国家为研究对象，包括前苏联解体形成的 12 个国家，东欧 11 个国家和亚洲 3 个国家。总共选取这些国家从 1995-2004 年期间金融危机（货币危机和银行危机）发生与否的 208 个样本。其中，当金融危机发生，定义为 1 的样本数是 24 个；当金融危机不发生，定义为 0 的样本数是 184 个。

发生金融危机的国家和年份阿尔巴尼亚 1997；克罗地亚 1997；立陶宛 1999；亚美尼

亚 1996；克罗地亚 2001；马其顿 1997；阿塞拜疆 1999；捷克 1997；摩尔多瓦 1998；白俄罗斯 1997；捷克1998；罗马尼亚 1997；白俄罗斯 1998；爱沙尼亚 1999；罗马尼亚 1998；波黑 1999；格鲁吉亚 1999；俄罗斯1998；保加利亚 1996；哈萨克斯坦 1999；斯洛伐克 1998；越南 1998；老挝 1997；乌克兰 1998 。


（三）解释变量的选取（三）解释变量的选取

1．定量变量。本文主要借鉴了

Edwards(1996) ， Rizzo(1998) ， Poirson(2001) ， Hagen 和Zhou(2002) ， Levy Yeyati ， Sturzenegger 和 Reggio(2004) ，以及 Lestano ， Jacobs 和 Kuper(2003) 的研究成果，从中选取了 22 个宏观经济变量和金融变量作为解释变量。其中宏观经济变量包括 GDP 增长率、人均 GDP 、实际利率、通货膨胀率 (消费价格指数 CPI) 、中央政府赤字 /GDP 、实际汇率、出口增长率、进口增长率、贸易条件、经常帐户 /GDP 、国民储蓄率和财政赤字 /GDP 这 12 个指标；金融变量包括M1 增长率、 M2 增长率、货币乘数、外汇储备增长率、 M2/ 外汇储备、私人部门信贷 /GDP 、商业银行外债变动率、商业银行流动储备与资产之比、国内信贷增长率和国内信贷 /GDP 这 10 个变量。数据来源于 EIU Country data数据库、 IMF International Financial Statistics各期和中国统计年鉴各期。


2．虚拟变量。根据虚拟变量的设置原则，即若定性变量含有 m 个

类别，应引入个 m-1虚拟变量，以避免多重共线性问题。本文将汇率制度分为了 3 个类型，即固定汇率制度、浮动制度和中间汇率制度，因此应该引入 2 个虚拟变量 D1 和D2 。 D1 表示当汇率制度类型是固定汇率制度时变量取值为1 ，其他汇率制度类型时变量取值为 0 ； D2 表示当汇率制度类型是浮动汇率制度时变量取值为 1 ，其他汇率制度类型时变量取值为 0 。各国汇率制度分类的数据来源于 Levy Yeyati

和 Sturzenegger(2005) 的研究成果“ De facto classification of

exchange rate regimes”。其中，该数据库将我国 1995 年以来实行的硬钉住美元的汇率制度归入到固定汇率制度的范畴。


3．控制变量。因为从 20 世纪九十年代以来，转型经济国家开始从

高度集中的公有制的计划经济体制、强有力的政府行政干预开始向市场经济转轨。但是由于经济发展阶段和经济结构的因素，还是表现出了明显的“二元经济结构”的特征，即工业和农业发展极端不平衡，城乡差距明显。随着工业的不断发展和扩张，农村劳动力不断地向工业转移，劳动力市场始终处于非均衡的状况。因此，本文加入了 1 个反映转型经济国家“二元经济结构”特征的控制变量——工农业对 GDP 的贡献度之差 (DAI) 来反映。


三、金融危机发生概率模型的估计三、金融危机发生概率模型的估计（一） Probit 和 Logit模型的估计结果

运用 SPSS软件，将 208 个样本的 22 个定量变量、 2

个虚拟变量和 1 个控制变量的数据分别代入到 Probit 和Logit模型中进行实证检验。将显著性不强的解释变量剔除，保留了 GDP 增长率、通货膨胀率 (消费价格指数CPI) 、 M1 增长率、国内信贷增长率、外汇储备增长率这 5 个变量，以及虚拟变量 1 、虚拟变量 2 和 1 个控制变量。然后将有显著性的这 8 个变量与金融危机的发生概率再次进行二元 Probit 和 Logit模型回归。

从结果中可以看出，各个定量变量、虚拟变量和控制变量的概率均小于 0.0500 ，表明变量的显著性都非常强，模型的稳定性和可信度非常好。特别是 D1 和

D2 两个虚拟变量对金融危机发生概率有显著的影响，表明如果一国汇率制度选择不当，那么会增加一国的金融危机爆发的可能性。



Probit模型的金融危机发生概率模型为：( ) (-0.174505*GDPR-0.018054*CPI+0.013126*M1R+0.009652

*DCR-0.010783*FRR-0.921339*D1-0.585443*D2 -0.035406*DAI)..........(2)i ip y

( ) 1/1 ( ) 1/1 [ ( 0.315630*GDPR 0.031627

*CPI+0.023310*M1R+0.017007*DCR 0.019972*FRR 1.587071*D1

1.045053*D2-0.060560*DAI)]...............................................................

i i ip F y EXP y EXP

.....(4)

Logit模型的金融危机发生概率模型为：

(2) 和 (4)式就是转型经济国家金融危机发生概率模型的表达式。通过该模型表达式，就可以判断一国金融危机的发生概率，特别能考察汇率制度这个虚拟变量对金融危机发生概率的影响关系。


（二）人民币汇率制度转换概率的模拟与预测

将我国从 1995-2006 年的原始数据分别代入到模型 (2) 和 (4)式中，其中因为我国采取的是硬钉住美元的固定汇率制度，所以虚拟变量 D1=1 ， D2=0 ，即可得出我国在每年发生金融危机的概率。

从表中可以看出，我国每年发生金融危机的 Probit

和 Logit概率都比较小，只是在 1998 和 1999 年发生危机的概率稍高一点，分析最主要的原因可能是我国受到东南亚金融危机的影响，人民币承受贬值压力，出口回落的影响，但是由于我国一直没有放开资本管制，所以有效地防范了金融危机的发生。而从 1999 年后，随着国际国内宏观经济形势的好转，我国已经从东南亚金融危机的阴影中走出来，在 2006 年预测金融危机发生的 Probit 和 Logit概率分别只有 0.54% 和0.88% ，说明我国经济和金融稳定，发生危机的可能性不大。



现采用假设模拟法，对 1995-2006 年人民币汇率制度进行模拟估计。若把汇率制度类型设为是浮动汇率制度，即当 D1=0 ， D2=1时，分别计算Probit(D1=0 ， D2=1) 和 Logit(D1=0 ， D2=1) 的概率；再把汇率制度类型设为中间汇率制度，即当D1=0 ， D2=0时，分别计算 Probit(D1=0 ， D2=0) 和Logit(D1=0 ， D2=0) 的概率。然后与实际实行的硬钉住美元的固定汇率制度，即当 D1=1 ， D2=0时，计算出的 Probit(D1=1 ， D2=0) 和 Logit(D1=1 ， D2=0) 的概率进行比较分析。


可以看出，若我国实行浮动汇率制度，其引发金融危机的 Probit 和Logit概率明显高于同期采取固定汇率制度的概率；而若实行中间汇率制度，其引发金融危机的 Probit 和 Logit概率又远远高于采取浮动汇率制度的概率。这也为“中间制度消失论” ——即中间汇率制度容易引发金融危机，是一种不可持续的汇率制度类型，提供了实证上的支持。所以，我国自 1995 年以来实行的硬钉住美元的固定汇率制度是合理、正确的选择，因为它最大的好处在于便利了投资者投资成本、收益的结算，有利于国际贸易的顺利进行，有利于外资流入和通货膨胀的控制，有效地增强了投资者的信心，有效地防范了金融危机的发生。而且，我国目前正处于经济转型之中，是经济结构改革的关键时期，国有企业、城乡差距、三农问题、西部大开发、东北老工业经济，都存在薄弱的环节需要改善和缓解。另外，国有银行不良债权负担严重，会计、信息披露以及相关的法律制度还不完善，大量国际游资的流入，资本管制的放松等，这些都是潜在引发金融危机的因素。因此，为了保持金融安全，目前有必要仍然维持硬钉住美元的固定汇率制度，以此作为金融危机的缓冲器。


但是同时，我们也要注意到固定汇率制度存在固有的缺陷，即国内货币政策有效性被削弱，易遭受到国际游资投机的冲击等，使得维持固定汇率制度的成本越来越大，要求我国必须适时退出固定汇率制度，实行灵活的浮动汇率制度。因此，从长远目标来说，应该积极完善人民币汇率形成机制，包括积极推进利率市场化，使利率和汇率形成联动效应；实行按比例结售汇制度，最终实行意愿结售汇制度；完善外汇市场的建设；增强微观经济主体识别和规避汇率风险的能力；积极发展外汇衍生市场；逐步推进人民币完全可兑换等。


特别值得一提的是，自 2005 年 7 月 21日起，我国开始将人民币汇率不再钉住单一美元，而是参考 ( 实质上钉住 )

一篮子货币进行调节的汇率制度，但是金永军、陈柳欣（《国际金融研究》 2006 年第 1期）运用实证方法验证了现在的货币篮子中，美元的权重仍占到 95% 以上，说明我国实际上实行的还是硬钉住美元的固定汇率制度。这也证明了本文的结论，即在相当长的一段时间里，为了有效降低金融危机的发生概率，我们必须维持硬钉住美元的固定汇率制度。总之在条件具备的情况下，才能实行灵活的浮动汇率制度。注意坚决杜绝实行中间汇率制度，否则会诱发和助长金融危机的发生。

结论结论

人民币均衡汇率对进出口贸易的影响研究

1．文中引入非农就业人口比重作为二元经济结构的代理变量，发现对进出口贸易均有最显著的正面影响，说明二元经济结构是形成我国巨额贸易顺差的根源。近年来农村剩余劳动力的转移是促进我国出口持续增加，形成贸易顺差的最主要的原因。

2．实际汇率错位对进出口贸易均有一定的负面影响。高估幅度越大，净出口的概率越小，越易形成贸易逆差；低估幅度越大，净出口的概率越大，越易形成贸易顺差。


3．实际有效汇率与出口之间是明显的正相关关系

，而对进口的估计系数没有通过显著性检验；外国加权 GDP 对出口有显著的正面影响，而国内 GDP 对进口有显著的正面影响。

4．误差修正模型表明进出口贸易对二元经济结构、实际汇率错位等变量具有自我修正的动态调整功能。其中，进口比出口的自我修正功能更强。


当前，解决我国巨额贸易顺差问题最有效的办法是改善我国二元经济结构，而不应该仅仅采取人民币升值的方法。因为，即使人民币升值后，我国二元经济结构导致大量的农村剩余劳动力转移到劳动密集型产业，生产出具有明显比较优势的劳动密集型产品进行出口，出口水平还会恢复到原水平，并且有可能继续增加。因此，人民币升值只是权宜之计，并不能从根本上解决我国贸易顺差问题。只有积极转变贸易增长方式，提高知识型、技术型商品的出口比重，逐步实现二元经济结构的转型，才是实现我国经济持续发展，构建和谐社会的内在要求。





基于汇率错位的视角，运用二元 Logit模型对东南亚 6

国汇率错位与汇率制度转换概率的关系进行实证分析。在此基础上，对人民币汇率制度的转换概率进行研究。主要结论如下：

第一，东南亚 6 国汇率水平的高低与汇率制度的稳定性有很强的关系，汇率错位幅度越大，汇率制度转换的概率越大；汇率错位幅度越小，汇率制度转换的概率越小。

第二，人民币汇率错位幅度与汇率制度转换概率同

样呈现明显的正相关关系。除个别年份外，总体来说汇率错位幅度与汇率制度转换概率的趋势、强度一致。人民币汇率错位是人民币汇率制度转换的原因。

第三，当前人民币汇率制度发生转换的概率不大。若要维持人民币汇率制度的稳定，保持人民币汇率水平的基本稳定是至关重要的。



基于马尔可夫链模型对人民币汇率制度改革的政策建议

基于马尔可夫链模型对人民币汇率制度改革的政策建议

本文基于马尔可夫链模型对汇率制度转换的概率进行研究，得出了有益的结论：（ 1 ）在东亚国家汇率制度所有的转换概率中，以维持固定汇率不变的概率最大，从固定汇率转换到浮动汇率的概率最小。（ 2 ）通过利用汇率制度的一步转换概率矩阵，可以预测出一国在下一年汇率制度转换的概率；（ 3 ）根据汇率制度转换概率矩阵的平稳性质，得出东亚国家在最终均衡状态时实行固定汇率的概率最大，证明固定汇率是东亚国家汇率制度的最优选择。

1．将 26 个转型经济国家的汇率制度转换分为三个方向，即转换到更加灵活的汇率制度、转换到更加固定的汇率制度和维持不变三种情况，建立三元 Logit模型进行实证分析，结果表明三元 Logit模型对汇率制度转换有很强的解释作用。

运用三元 Logit 模型的人民币汇率制度转换研究


2．我国是具有“二元经济结构”的转型经济国家，因此本文在模型中加入了反映“二元经济结构”特征的控制变量——工农业对 GDP 的贡献度之差，并与开放度、贸易条件和消费物价指数联合进行回归检验，结果表明所选变量均具有很强的显著性，而且使得模型更加稳定可靠。说明在我国汇率制度转换的决策中，必须充分考虑“二元经济结构”因素。


3．汇率制度转换模型结果表明，人民币汇率制度从1995 年以来就应该向更加浮动的方向进行调整。当前，在经济和金融进一步开放、国际资本流动进一步加剧的进程中，我们应该把握有利时机，积极地向更加灵活的、有管理的浮动汇率制度的新框架进行转换。唯有这样，才能更好地调节我国经济的内外均衡发展。





本文以 26 个转型经济国家为样本，分别建立 Probit 和

Logit模型，对这些国家从 1995-2004 年期间汇率制度与金融危机的发生概率之间的关系进行了实证分析，并从降低我国金融危机发生概率的角度，对人民币汇率制度的改革提出了有益的结论。


1．将金融危机的发生概率看作是一个二元定性变量，并将汇率制度的分类设定为 2 个虚拟变量引入到模型中，再加入反映转型经济国家“二元经济结构”特征的控制变量，建立 Probit 和 Logit模型进行实证分析，所得模型稳定可靠，各变量均具有很强的显著性，结果表明汇率制度与金融危机的发生概率之间有显著的相关关系。


2．通过假设模拟法分析，若我国实行浮动汇率制度，其引发金融危机的 Probit 和 Logit概率明显高于同期采取固定汇率制度的概率；而若实行中间汇率制度，其引发金融危机的 Probit 和 Logit概率又远远高于采取浮动汇率制度的概率。这从实证的角度证实了中间汇率制度容易引发金融危机，具有不可持续性的结论。


3．自 1995 年以来，我国实行硬钉住美元的固定汇率制度引发金融危机的概率是最小的，是十分合理、正确的选择。目前，我国正处于经济转型之中，应该继续维持固定汇率制度，以此作为金融危机的缓冲器。随着经济和金融进一步开放、国际资本流动进一步加剧，从长远目标来说，实行灵活的浮动汇率制度，坚决杜绝中间汇率制度，以保证我国宏观经济金融的平稳运行。

谢谢大家！


人民币均衡汇率与制度转换相关问题研究 study of rmb equilibrium exchange rate system...

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