中南财经政法大学工商管理学院 摘要：中国作为一个开放环境下快速发展的经济体，人民币也在经济追赶的过程中呈现升值的趋势。本文通过研究经济增长和贸易条件的关系，旨在利用贸易条件去解释人民币升值的原因，并对中美1978―2010的年度数据进行协整检验。贸易条件和经济增长在随机动态一般均衡模型中通过两个效应相互决定：本地市场效应和生产率冲击效应。研究发现我国经济增长和贸易条件的关系呈现出本地市场效应，经济增长过程中贸易条件会改善，进而促使人民币升值呈现升值的趋势。此外，利率和财政支出对人民币升值也有一定的影响作用。
关键词：实际汇率贸易条件本地市场效应协整检验
??一、理论基础
由生产率的提高所产生的经济增长对贸易条件的变化会产生传递效应，在随机动态一般均衡模型中，经济增长与贸易条件间的关系主要通过本地市场效应（HME）和生产率冲击效应（PS）来体现的。本地市场效应认为经济增长快的国家贸易条件会改善，从而使本国货币的实际汇率升值；而生产率冲击效应却认为经济增长快的国家贸易条件会恶化，进而导致本国货币的实际汇率贬值。本文的理论分析框架仍然遵循Urban（2007）的研究思路，通过贸易平衡与期望效用最大化，建立HME模型，通过假设有两个制造业部门，完全竞争，不变的规模收益和完全专业化，构建由供给驱动的PS模型，为了理论的完整性，当两国的收入间没有协整关系时，采用备选模型表示两个经济体的独立发展。
??二、经验检验
（一）计量模型与符号预测
根据Urban（2007）中HME、PS模型构造误差修正模型，本文将估计VECM简化式的广义形式：VZt+1ΠZt+Γ1VZt-1+L+Γ2VZt-1+L+ΓnVZt-n+Dt+εt其中n表示滞后期的长度，Ztln chgdp,ln usgdp,d ln tot,ht′，π的秩为r，变量h为辅助变量，是为确保结果的稳健性而设立的，其系数并不属于协整空间。Dt表示截距项或趋势项等，为消除贸易条件的序列相关，本文采用其一阶差分dtot的形式，对其进行协整检验。由于本地市场效应与生产率冲击效应对贸易条件的不同设定，从而使得两者的协整矩阵π的符号相差较大，对符号进行预测如图1所示：
（二）数据来源
由于我国特殊的历史原因，1978年以前实行的是计划经济体制，经济较为落后且实行严格的外汇管制政策，数据不仅难以获取而且不具有代表意义，故选取中美两国1978―2010年度数据进行协整检验，虽然时间序列样本容量会较大程度地影响协整检验的显著性水平，但鉴于我国统计数据的缺失，2000年以前的统计资料中很难获取各变量的季度数据，为保证数据前后的一致性，故仍采取年度数据作为检验样本。
我们选取的所有数据均是以1995年作为基期，用中美实际GDP来衡量两国的真实产出，而实际汇率则用美国的PPI比上中国的PPI。为确保结果的稳健，引入财政支出和一年的平均利率来解释相对收入与贸易条件间的关系。对我国经济发展来说，宏观调控体制是一种不可忽视的力量。Chinn也曾使用政府支出来验证汇率与经济增长间的关系，另外，许多文献研究均表明利率是研究汇率升值问题的一个重要变量。前三个主要变量均进行过对数处理，中国的经济数据取自中国经济年鉴，美国的数据圣路易斯银行经济研究网站。
（三）实证检验及结果分析
1.平稳性检验
本文采用ADF对变量lnchgdp、lnusgdp、dTOT以及它们的差分序列进行平稳性检验，结果显示以上变量均为一阶差分平稳。各变量间可能存在协整关系，可进行协整分析。
2.确定向量误差修正模型的形式
（1）通过残差检验选择滞后期
本文则是参照AIC信息准则、SBIC准则和HQIC准则显示估计模型的最大滞后阶级为1。利用LM检验对模型的残差进行自相关检验，滞后期为1时，其结果并不拒绝残差不存在序列相关的原假设，因此可将VECM的广义形式具体化为：VZt+1ΓIZt+Γ1VZt+εt。
（2）通过协整检验选取协整矩阵的秩
对向量Zt（lnchgdp,lnusgdp,dlntot ）进行迹检验发现当协整矩阵的秩为2时最为显著，中美GDP数据和贸易条件数据间存在两个协整关系。由于本模型中不含趋势项，这三个变量间存在两个协整方程，在选取协整矩阵的秩r2时，HME模型与PS模型设定相一致。
3.有约束的向量误差修正模型回归
（1）约束条件检验与残差检验
由于上面检验的最大滞后期为1，利用STATA软件，在有约束的条件下进行估计得到协整约束条件检验结果和协整方程。对方程的协整约束条件为［_ce1］lnchgdp + ［_ce1］lnusgdp0;［_ce2］lnusgdp-［_ce2］lnchgdp，即β1 -β2，这样的约束是为保证结果符号满足模型的符号检验。
（2）系数的符号检验及其结果说明
在增加了约束条件后，对模型进行协整检验，得到如下的协整矩阵：ΓI0.047 -0.047 -0.08
0 0 0
0 0 -0.291
这样的结果与HME相似，但略有差别，协整矩阵第三行第三列的系数P值为0.014非常显著，但其符号却与HME的符号是相反的。出现这种现象可能是由于存在某些经济因素对结果造成的干扰，也有可能是因为样本自身的问题导致这种结果的偏差。
4.稳健性分析
由于我国特殊的国情，政府主导对经济的影响较大，因此引入政治经济变量政府支出。同时，许多文献研究表明金融变量利率在解释实际汇率升值的经验检验方面表现很好，并选用局部均衡的利率投资组合理论作为我们的理论基础，因此我们使用名义长期利率。这两个变量并不属于协整空间，但会对最终结果产生影响。
我们发现加入以上变量后，检验结果的符号与HME相一致，表明本地市场效应在经济发展中占据主导作用，经济增长的速度越快，中美经济的追赶效应越明显，会使我国贸易条件改善，促使本币实际汇率升值。
??三、结论
实际汇率（用生产者价格指数之比表示）与经济增长（追赶效应）间是存在协整关系，Urban给出两条理论分析途径：由需求驱动的本地市场效应理论和由供给驱动的生产率冲击效应理论。根据第一条途径，随着本国经济发展速度的加快，本国货币会处于升值的状态，因为随着本地市场规模的扩大，本国产品会吸引来更大的市场需求。而根据第二条途径，如果国内的经济发展速度越快，那么产品的相对价格会下降，因为本国产品的供给量增加了，而世界市场的相对需求却保持不变。
我们发现用生产者价格指数之比来计算的实际汇率在样本年份下并不平稳，不支持购买力平价理论。故可以用相对收入去解释贸易条件来解释人民币实际汇率升值的现象。检验结果显示本地市场效应在我国经济发展中起主要的影响作用，即人民币实际汇率升值的趋势主要是由于中美间的追赶效应。中国的经济发展速度越快，会带来我国贸易条件的改善，进而反映在实际汇率的变动方面，呈现出升值的趋势。而利率和财政支出作为变量对解释人民币实际汇率升值也具有一定的影响作用。
按HME理论，随着中国经济实力与发达经济体间的差距逐渐缩小，人民币升值的空间也会随之减小，即使按目前的发展趋势来说，我们实际汇率仍存在升值压力。
参考文献：
［1］张晓峒.STATA在统计与计量分析中的应用［M］.南京：南京大学出版社，2007：204―210
［2］卢锋.人民币实际汇率之谜（1979―2005）［J］.北京大学中国经济研究中心，2006
［3］Dieter M.Urban.,2007,“Terms of Trade,Catch-up,and Home Market Effect: The example of Japan”,［J］.CESifo Working Paper No.2164
（责任编辑：慕容睿）