單位根檢驗(yàn):在應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法建 設(shè)回歸方程時(shí)，僅當(dāng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的 回歸分析才有意義，沓則將會(huì)產(chǎn)生偽回歸的 問(wèn)題，導(dǎo)致錯(cuò)誤結(jié)論。為了避免"偽同歸 我們首先需耍1克對(duì)、，t所研究的時(shí)問(wèn)序列進(jìn)f行丁平 穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用AOF方法各時(shí)間序列 的平穩(wěn)J性，并確定其單整階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如 下表l所示。從單位根檢驗(yàn)結(jié)果看，各變量 原時(shí)間序列存在明顯非平穩(wěn)性，但經(jīng)-階資 分后，在1%的顯著'性水平下均為平穩(wěn)序列。 因而，口J以判斷各個(gè)時(shí)間序列均為-階單整  1(1)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。(見(jiàn)表1)

　　說(shuō)明:檢驗(yàn)類(lèi)型(C  ，  t  ，  i)的元素表不  AOF中的截距、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，其中C  表示包含截距項(xiàng)號(hào)t表示為趨勢(shì)1頁(yè)，該項(xiàng)為N  則表示不包含趨勢(shì)

　　項(xiàng)，i表示為滯后階檢驗(yàn)類(lèi)型。  Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

　　loha口sen協(xié)整分析方法是構(gòu)建在一VAR  模型之上的，本文考慮建立J個(gè)六維的  VAR模型[LR EER，  LLABOR，  L  TOT，  CPI，  LM2，LNF八L  VAR模型的穩(wěn)定性對(duì)滯后. 期尤為敏感，故在進(jìn)行協(xié)整分析之前還要確 定VAR模型的最優(yōu)滯后期。綜合考慮AIC準(zhǔn)則、s-C  準(zhǔn)則、FPE  準(zhǔn)則以及自由度以 后，我們確定本文VAR模型的最佳滯后期 為2。確定最佳滯后期后，我們進(jìn)行協(xié)整檢 驗(yàn)，可以得到表2、表3所示結(jié)果。

　　如表2所示，六個(gè)變量之間只存在著-一 個(gè)協(xié)整關(guān)系。根據(jù)表3，我們可以寫(xiě)出人民 幣實(shí)際匯率的協(xié)整方程:

　　UlEEIl  =  0.IJ873x WBOIl  + O.1268x  1:τ'OT(0.06815) J (0.12098)-l.o626X  LH2  +  G.1816xUIFA -  0.0咽3xCPI+8.6181(0.10141) (0.05317) (0.00304)

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　　協(xié)整力'程表示人民幣實(shí)際匯率與其基 本因素之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。這些基本因 素對(duì)實(shí)際匯率的影響方向與上文中根據(jù)實(shí) 際匯率理論的定性分析結(jié)果是」致的。相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高、貿(mào)易條件改善、對(duì)外凈 資產(chǎn)增加均會(huì)使均衡匯3豐王升值，而廣義實(shí)際 貨幣供給擴(kuò)張、開(kāi)放度提高會(huì)使均衡匯率 貶值。具體的，各變量對(duì)均衡匯率的影響程 度:相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)均衡匯率的彈性系數(shù) 約為0.0873，即相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高l個(gè)百 分點(diǎn)，人民幣均衡匯率升值約0.0873個(gè)百 分點(diǎn):貿(mào)易條件對(duì)均衡匯率的彈性系數(shù)約為  0.1268，即出口額與進(jìn)口額比重上升l個(gè)百 分點(diǎn)，人民幣均衡匯率升值約0.1268個(gè)百 分點(diǎn):廣義實(shí)際貨幣供給的彈性系數(shù)約為 1.0626，即廣義實(shí)際貨幣供給擴(kuò)張l個(gè)百分點(diǎn)，人民幣均衡匯率貶值-1.0626個(gè)百分 點(diǎn)s對(duì)外凈資產(chǎn)的彈'性系數(shù)約為0.1816，即 對(duì)外凈資產(chǎn)增加l個(gè)百分點(diǎn)，人民幣均衡匯率升值0.1816個(gè)百分點(diǎn)。

　　(四)人民幣實(shí)際匯率失調(diào)程度測(cè)算

　　l、H-P濾波。人民幣實(shí)際有效匯率的 長(zhǎng)期均衡方程是估計(jì)均衡實(shí)際匯率及實(shí)際 匯率錯(cuò)位的重要基礎(chǔ)。測(cè)算之前，需要知道各解釋變量本身 的均衡值。各解釋變量本身并不一定滿足 長(zhǎng)期均衡的假定，筆耕文化推薦期刊，為了得到人民幣行為均衡 匯率就需對(duì)各解釋變量的取值進(jìn)行校正 取時(shí)間序列的可持續(xù)值。本文采用H-P波法來(lái)對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的進(jìn)行平滑，量的長(zhǎng)期趨勢(shì)。經(jīng)過(guò)HP濾波的各解釋變 量表示為HPLLABOR、HPLTOT、  HPLOPEN、HPLM2，  HPLNFA。

　　2、人民幣實(shí)際匯率失調(diào)測(cè)算。將經(jīng)過(guò) 上述濾波分析的基本經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期均衡 值帶入長(zhǎng)期均衡方程，可以求出人民幣均衡 匯率的對(duì)數(shù)值，再經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)變換，可以得到 人民幣長(zhǎng)期均衡匯率。在此基礎(chǔ)上，我們可 以測(cè)算人民幣實(shí)際匯率失調(diào)的程度。

　　2)，定義:

　　三、人民幣均衡匯率失調(diào)結(jié)果分析

　　人民幣錯(cuò)位情況的計(jì)算發(fā)現(xiàn)1983年到  1984年是人民幣幣值嚴(yán)重高估的時(shí)期，高估 幅度在10-20%之間。1989年，2006年到  2007年，人民幣幣值也存在高估現(xiàn)象，高估 幅度在20%左右。1986年到1988年，1994  年到1995年，2004年2006年人民幣匯率存 在低估。2007年人民幣幣值基本接近均衡 水平，2008年有高估趨向，但高估幅度僅在  5%左右，處于10%的警戒線以內(nèi)。然而，2009年開(kāi)始人民幣均衡匯率開(kāi)始嚴(yán)重高估， 高估程度在達(dá)到了15%左右。而在這種情 況下，國(guó)內(nèi)外要求人民幣升值實(shí)在是有悖我 國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀及趨勢(shì)，這種要求是不合理 的。我國(guó)政府應(yīng)該從本國(guó)實(shí)際出發(fā)，合理制定匯率政策。

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