人民币汇率制度改革效果实证分析

郑先勇

中图分类号：F830 文献标识码：A

内容摘要：本文从政策灵活性的视角出发，用相关理论分析了两种不同汇率制度下汇率波动程度对出口贸易的影响，进而比较了1994年和2005年我国先后两次汇改后汇率制度改革效果。并通过相关实证检验，表明盯住 “一篮子货币”的汇率制度具备更灵活的汇率形成机制和传导机制，建议稳步推进人民币汇率制度改革。

关键词：汇率波动 汇率制度 双边实际汇率 贸易引力模型

我国于1994年和2005年先后对人民币汇率体制进行了两次重大的调整。本文将主要通过考查汇率政策目标是否实现及其实现程度来比较最近两次汇率制度改革的绩效。

我国汇率制度改革的近期目标是：保持货币政策的独立性；通过逐步放开对资本项目的严格管制，实现人民币完全可自由兑换；在一定的条件下允许汇率波动，逐步扩大人民币汇率的浮动区间，最终实行主要由市场供求关系决定的浮动汇率制度，从而使汇率制度形成机制更加灵活，更具市场化。下文将选取汇率波动程度对出口贸易影响作为检验汇率制度灵活性的指标，实证比较两次汇率制度下出口贸易对汇率波动反应的灵敏度，从而判断汇率制度改革的主要目标是否实现。

汇率波动程度影响出口贸易的文献回顾

关于汇率波动程度对出口贸易的影响的文献较多，研究方法不一：一类研究用时间序列数据，将一国的总出口额对加权的汇率波动程度及其它影响出口的变量进行回归，另一类是使用一国同主要贸易伙伴双边贸易的面板数据，构造一个贸易引力模型，研究汇率波动程度对双边贸易的影响。这里汇率的波动程度是指汇率波动的区间大小，反映汇率波动的剧烈程度。汇率的选择为名义汇率或实际有效汇率。比较而言，名义汇率有时不能恰当反映两种货币的真实价值，而双边实际汇率只涉及到两个国家，指一国与另一个国家间的外部实际汇率，是一对一的关系，能较好地排除其它经济变量的影响。

以上不同方法的实证结果共分以下几类：其一，实证结果为显著负相关：Sauer和Bohara（2001）的研究结果表明，汇率波动程度对发展中国家出口产生负面影响，尤其是对拉丁美洲与非洲国家。我国的研究者陈平、熊欣（2002）利用1990和1994两年度我国对主要出口国家和地区的双边数据进行回归分析，也发现了汇率波动程度对出口显著的负相关性，支持汇率波动不利于出口的理论，认为在中长期，人民币仍然需要实行管理浮动，维持币值的相对稳定，并对放弃盯住美元的浮动汇率政策表示担忧。

其二，实证结果为显著正相关：YingQian和Panos.Varangis（1994）研究发现，汇率波动程度对瑞典、英国、荷兰的出口影响具有正面作用。Eleanor.Doyle（2001）考察了汇率波动程度如何影响爱尔兰对其重要贸易伙伴英国的出口，他们在分析汇率波动程度影响时，采用了GARCH模型、协整与误差修正理论。

其三，弱显著性方面，Sauer和Bohara（2001）的研究结果表明，汇率波动程度对亚洲的发展中国家或者工业化国家来说影响很小或不存在。余珊萍（2005）通过对我国和十个主要贸易伙伴国的面板数据进行计量分析，考察汇率波动对我国双边贸易的影响程序，发现2000至2003年名义汇率波动总体上对我国出口影响并不明显，我国汇率制度改革是有调整空间的，建议实行盯住“一揽子”货币的汇率政策。

由此可见，在研究汇率波动程度对贸易影响的实证分析中，总体分析结果是“混合的”，结果很难统一。部分原因在于不同实证分析过程中存在分析模型的差异、样本时间的差异和样本国家的差异，当然还有一个重要原因在于多数研究者忽视了不同样本中汇率制度的不同或变化。

研究假设与模型设计

本文将采用第二种研究方法，利用我国同主要贸易伙伴双边贸易的面板数据，构造一个贸易引力模型，研究双边名义汇率波动程度对双边贸易的影响。

（一）研究假设

据我国汇率体制改革的主要目标，本文提出假设H0：汇率波动程度与出口贸易不相关。此期间对应的汇率制度灵活性差，汇率波动的区间较小。H1：汇率波动程度与出口贸易显著相关。此期间汇率制度的灵活性强，汇率波动的区间加大，人民币汇率的形成更加市场化。如果是正相关就说明汇率波动程度对出口影响具有正面作用，如果是负相关就说明汇率波动将加大出口贸易市场风险和机遇。

（二）变量选择和模型设计

在此引用的变量有我国对主要贸易伙伴的出口额EXit、我国国内生产总值GDPCt、主要贸易伙伴国内生产总值GDPit、我国与主要贸易伙伴的地理距离DISTi、人民币对主要贸易伙伴双边汇率波动程度EVit等变量，构建贸易引力模型方程如下：

lnEXit=β1+β2 lnGDPCt+β3 lnGDPit+β4lnDISTi+β5 EVit+ui

（三）样本选取与数据来源

本文拟选取1995-2004、2005-2007年两个样本区间进行对比分析，相关分析对象为我国的20个主要贸易伙伴（由于相关数据收集困难，未包括俄罗斯）。我国年度分国别和地区出口值来源于每年的《中国统计年鉴》，各国国内生产总值GDP来自于世界银行WDI 数据库，我国与主要贸易伙伴的地理距离由北京同各国首都的垂直距离为例。我国与各国双边月度名义汇率来源于美国联邦储备委员会网站数据，据各国汇率对美元汇率换算得到双边汇率 （直接标价法），汇率的波动程度由月度名义汇率方差根表示。2002年后我国同欧元区成员国（德国、意大利、法国、丹麦、西班牙和荷兰等）的双边汇率的波动程度同为人民币对欧元的汇率波动程度。

统计结果与分析

利用样本一1995-2004年期间200组数据估计得出以下回归模型估计式：

=7.131958+1.489758lnGDPCt+ 0.643902 lnGDPit-1.010912lnDISTi-0.708374 EVit

上式中汇率波动程度EVit的系数p值为0.2885，不能通过显著性检验，其它系数均在5%的水平下显著。结果证明了贸易双方的国内生产总值，地理距离对双边贸易的显著影响，同时该期的汇率波动程度性对出口贸易的影响是负面的但不显著。引入EVit的1期和2期滞后值，仍不能通过显著性检验。加上可决系数R2=0.59697较小，故可认为实证结果支持H0，即此期间对应的汇率制度灵活性差。

再利用样本二2005-2007年 60组数据估计的回归模型估计式为：

=2.185757lnGDPCt+0.519325 lnGDPit-0.625594lnDISTi-58.92514 EVit

R2=0.612766

上式中各系数都在5%的水平下显著，可决系数R2=0.612766，因此该期的汇率波动程度对出口贸易的影响是负面的且显著的，对应的系数值为-58.92514。实证结果支持H1，即此期间对应的汇率制度灵活性强。

结论

总之，1994-2005年我国实行“以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度” 期间，汇率制度的灵活性较弱。原因在于：人民币汇率由于1997东南亚金融危机以后我国政府许诺人民币不贬值，保持人民币对美元的汇率处于稳定的状态，从而在事实上与当初“有管理的浮动汇率制度”产生了某种偏离，成为“事实上的盯住美元”的固定汇率制度（IMF1999）。

另外人民银行控制汇率波动的政策较多：一是通过银行结售汇、外汇指定银行的头寸上线管理以及资本帐户的严格管理。二是通过向外汇指定银行提供基准汇率并要求其遵守浮动区间限制的方法，从操作层面上进一步控制人民币汇率过度浮动的可能性。三是中国人民银行有义务对外汇市场进行必要的干预，以便将人民币汇率维持在期望的水平之上。比较而言，2005年7月起实行的“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”，汇率形成机制和传导机制更加灵活，在人民币对美元升值却对欧元和英镑贬值的背景下，人民币浮动弹性明显增强，波动的区间加大，进一步发挥了市场供求在汇率形成中的基础作用，加快了汇率市场化的进程，汇改结果较好地适应了既定的目标，绩效更明显。

参考文献：

1.李缘，张驰.WTO框架下中国对外贸易制度调整与结构[M].东北大学出版社，2005

2.黄汉民.论新时期我国贸易政策的调整[J].管理世界，2003