山东大学
硕士学位论文
购买力平价理论的发展及对人民币汇率适用性的实证研究
姓名：冯凯
申请学位级别：硕士
专业：金融学
指导教师：秦凤鸣
20050331
原创性声明
本人郑重声明；所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下，独
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论文作者签名： 圣牺日期：生!篁二!：兰!
关于学位论文使用授权的声明
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(保密论文在解密后应遵守此规定) ．
论文作者签名：垄型导师签日期：堑!丝竺￡
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中文摘要
我国经济市场化、国际化进程的日益加快，要求汇率定价按照市场规律进行，
这就要以坚实的理论为依据．研究汇率的出发点是汇率决定的长期基础，其理论
起点是购买力平价。购买力平价理论是当前许多有关国际收支平衡和汇率决定的
文献的基础，就其本身而言也是一种汇率决定理论．但同时，对于购买力平价理
论也一直存在着很多争议．随着购买力平价理论研究的深入，统计方法的发展，
统计数据的充实，购买力平价理论再度引起人们的重视。
本文探讨了购买力平价理论及其实证方法的发展，同时对人民币实际汇率及
其均衡汇率做了实证分析，并讨论了人民币购买力平价与巴拉萨——萨缪尔森命
题之间的关系。
首先，本文介绍了完全资本市场假设下的购买力平价理论，并考虑到交易成
本、税收和不确定性存在的情况，逐步放松假定，同时还讨论了绝对购买力平价、
相对购买力平价以及实际汇率等一些相关概念。
本文的第二部分中，在回顾了购买力平价实证检验的早期研究、单位根检验、
协整检验、群体数据检验等各发展阶段之后，简单分析了实际汇率的非线性动态
调整这一当前研究发展趋势。
第三部分中，对人民币实际汇率作了单位根检验，发现不能拒绝其随机游走
的假设，并通过对构成实际汇率的变量之间的协整关系检验，发现中国消费物价
指数、美国消费物价指数以及人民币名义汇率之间存在着一定的协整关系，同时
利用相对购买力平价计算了人民币均衡汇率，得出的结论是利用购买力平价估算
人民币均衡汇率的有效性是有限的．
在本文的最后一部分，在对巴拉萨一萨缪尔森命题做了理论表述和数学表达
之后，根据人民币实际汇率对巴拉萨——萨缪尔森效应做了一定的实证讨论，并
简要分析了人民币实际汇率走势偏离巴拉萨——萨缪尔森效应的原因。
关键词：购买力平价，人民币汇率，实际汇率，巴拉萨一萨缪尔森命题
冯钆
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ABSTRACT
With the progress of internationalization and the development of Chinese market
economy,setting reasonable exchange rates between RMB and other currencies has
become a moll and more important issue，which relies on a valid theoretical base．The
starting point of the study about exchange rote is to find what are the basic
deterministic factors of exchange rate in the long run．And purchasing power p撕哆
(PPP)is considered as a basic and explainable theory to play that role．PPP is the
fundament of many existing articles about balance ofpayment and the determination
of exchange rate，and as far as itself is a theory about the determination of exchange
rate．This essay discusses the newest development of intemationally theoretical and
empirical studies of PPP．It has some empirical studies of PPP on Renminbi real
exchange rate and its equilibrium exchange rate．And it does some research work
between PPP ofRenminbi and the Balassa．Samuelson thesis．
The first part ofthe essay mainly deals with the Purchasing Power Parity Theory
in a perfect capital market(PCM)，then relax the perfect capiml market assumptions
gradually on regard of the transaction costS．taxes and uncertainty．At the same time
some relative concepts such as real exchange rate are introduced and discussed in this
part．
In the second part,we have a review on the development of the empirical
approaches of studies On PPP such as early llsearch，unit root test，cointegration test，
panel data test and So on,after that,give a little talk about the real exchange rate
nonlinearity adjust model，for it implies the future ofresearch work in this field．
And in the second part,we have a unit root test on Renminbi real exchange rate
and find that we carl not rejeet the null hypothesis that it follows walking—random．
Then we make a cointegration test on the variables series that the real exchange rate is
made up of and get the conclusion that there are some cointegration relationship
among the Chinese consunler price index，the American consunlcr price index and the
nominal exchange rate of Renminbi．What’s more，the Renminbi equilibrium
坐奎查兰堡主兰垒堡兰
exchange rates are calculated by the way ofthe relative PPP,and the conclusion is that
the Renminbi equilibrium exchange rates calculated on this way are not exact very
much．
IIl the last part，after the theoretical clarify and the mathematical express of the
Balassa-Samuelson(B—S)thesis，some empirical research work has been made on the
B·S thesis of the Renminbi real exchange rate，and some simplicity reasou are pointed
out to explain why the B·S thesis does not exist for the Renminbi real exchange rate．
Key Words：Purchasing Power Parity，Renminbi Exchange Rate，
Real Exchange Rate，the Balassa-Samuelson Thesis
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购买力平价理论的发展及对人民币汇率适用性的实证研究
我国经济市场化、国际化进程的日益加快，要求汇率定价按照市场规律进行，
这就要以坚实的理论为依据。研究汇率的出发点是汇率决定的长期基础，其理论
起点是购买力平价。购买力平价理论是当前许多有关国际收支平衡和汇率决定的
文献的基础，就其本身而言也是一种汇率决定理论．但同时，对于购买力平价理
论也一直存在着很多争议．随着购买力平价理论研究的深入，统计方法的发展，
统计数据的充实，购买力平价理论再度引起人们的重视。
本文试图探讨购买力平价理论及其实证方法的发展，同时对人民币实际汇率
及其均衡汇率做出实证分析，并讨论人民币购买力平价与巴拉萨——萨缪尔森命
题之间的关系．
购买力平价理论是国际金融理论中历史悠久的汇率理论，它的出现几乎与货
币的出现一样早0，可以追溯到16世纪的西班牙．但是最初的研究缺乏系统性，
讨论的重点也不在汇率，而且没有注重用统计资料来检验汇率的均衡值．两次世
界大战期间瑞典经济学家古斯塔夫·卡塞尔(Gustav Cassel)系统的提出了购买
力平价理论以及一些经验建议方法．所以人们一般都认为购买力平价理论是由卡
塞尔于1916年提出，并于1922年完善的o．该理论通过确定两国之间的长期均
衡汇率来说明现实汇率波动的中心。
第一部分购买力平价理论
一、完全资本市场中的购买力平价
在分析购买力平价这一国际平价条件时，首先从完全资本市场(Perfect Capital
Market，PCM)这个关键性假设开始．当然这并不是因为这种假设已经准确概括
了当今世界的现实情况，只是因为这样假设可以简化分析，和其他更现实的假设
条件相比较，它提供了—个非常有用的参照基准。标准的完全资本市场假设有：
毒劳伦斯·S·科普兰：‘汇率与国际金融'，中国金融出版社．2002．
·何璋：‘国际金融)．62页，北京．中国金融出版社，1993．
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(1)没有任何交易成本：(2)没有税收：(3)具有完全的确定性。．在具备上述严格的
假设条件以后．不难发现以利润最大化为目的的机构将会消除一切套利机会——
包括在一个国家的商品和另外一个国家的商品之间的套利以及其他的套利机会．
在完全资本市场下．完全的确定性意味着无风险．因此可以视各种金融机会的成
本是确定的、可知的。
(--)一价定律
购买力平价条件(PPP)是建立在不同商品市场上进行套利的行为以及一价定
律(Law ofOne Price，LOP)基础上的o．一价定律是指在完全资本市场中，在
考虑汇率因素以后，相同商品在两个市场上的价格是相同的。举例来看，根据一
价定律，如果在美国每蒲式耳小麦的价格为4．50美元，英镑和美元之间的汇率
水平(S)为$1．501￡，则在英国每蒲式耳小麦的价格为3．oo英镑．如果用符号
表示为：
‰，小jt=Ss，￡׉，性(1．1)
从理论上讲，一价定律适合于任何相同的产品——不论是有形的商品还是无
形的劳务产品。该定律发挥作用的机制在于不同市场之间的套利活动，即在价格
比较低的市场上购买，在价格比较高的市场上卖出，这种现象也可以称为空间套
利。这种作用机制在完全资本市场中特别有效。在完全资本市场中，进行产品套
利的运输成本为零，并且不存在任何不确定性(比如，一旦已经利用不同地区间
的价格优势时，产品是否确实是同质的，报出来的价格是否依然有效等)。而在
现实世界中，这些因素以及许多其他的因素都会发挥作用。下文中将讨论这些因
素发挥作用的时的情况。
(二)绝对购买力平价
购买力平价建立在一价定律的基础上，来分析两个国家的汇率行为以及总体
4庄无交易成本的情况下，所有参与者都同等地和无代价地利用信息．因此．他们对未来的结果具有问质性
的预期．证券的所有买方和卖方都很弱小．不能单独地对价格产生影响．所有市场参与者都是价格接收者，
见Fama and Miller(1972)，PP．20一22．
o购买力平价理论c与古斯塔夫·卡塞尔(Gustav Casscl．1922)有关，在第一次世界大挠期问金融市场遭到破
坏之后，他将购买力平价发展为汇率决定的技术．购买力平价的基本恩想可追溯到大卫·休‘虞(David Hume)
和大卫·李嘉图(David Ricardo)．关于购买力平价起潭的详细情况．见麦金农(McKinnon，1979，第6章)．
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价格指数情况。购买力平价通常有两种形式，一种是绝对购买力平价，另一种是
相对购买力平价。假设美国的价格指数为％，英国的价格指数为‰，它们那
是N种商品价格的加权平均数(权数为形)，则：
％=Σ％，％，
Ⅳ
‰=Σ‰。‰，
％和兄。分别为美国和英国国内市场一篮子商品的加权平均价格水平．
绝对购买力平价条件认为，经过汇率调整以后，两个价格指标应该是相等的．
用符号表示为；
‰=ss，￡×丑膈(1．2)
或者更一般地，
P=SxP‘
这里P表示国内价格水平，P．表示外国价格水平，S为用直接标价法表示的
即期汇率。
换种说法，购买力平价理论认为，某种货币国内购买力的下降(表现为国内
价格水平的上升)会引起该货币在外汇市场上的等比例贬值；而购买力的上升则
会引起相应的货币升值。根据卡塞尔的定义，绝对购买力平价是两个国家价格水
平之比，可以写成
s寺(1．3)
其中置表示外国货币的本币价格，也就是直接标价法的汇率，Z是本国的价格
水平，只‘是外国的价格水平．这一关系也可以用对数形式来表示，就得到绝对
购买力平价条件：
st2 pt—pt (1．4)
这里小写字母表示变量的自然对数形式，即‘=Ins,，pf=111只，西=lnC‘．
即便在完全资本市场下，绝对购买力平价条件也存在一处缺陷，实际上这也
是另外一个隐含的假设条件，使之不能适合用于作出经济推论：即在定义价格指
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数时，绝对购买力平价要求两个国家对每个具体产品按消费量进行加权的消费篮
子完全相同。如果不具备这个假设条件，即便在商品市场上不存在任何套利机会，
绝对购买力平价条件也不成立。
购买力绝对平价的另一个缺点是各国通常只公布价格指数，而不是以本国货
币表示的绝对价格水平。因此我们经常看到的价格是以指数形式出现的，如112．7
或者125．90，并会说明在某个特定时点上的指数为100。在这种价格指数没有任
何单位度量的情况下，绝对购买力平价是无法使用的。
(三)相对购买力平价
相对购买力平价提供了一种解决困扰绝对购买力平价诸多缺陷的方法。假
定绝对购买力平价条件被违反，因此只有在等式中引入—个参数K，才使得公式
(i．2)在t+l期能够成立．即：
‰川=Kx Ss，￡．t+I×最脂川(1_5a)
如果绝对购买力平价在t期也不成立，且相差的比例相同，有：
‰』=KxSs／￡。l×异脂J (1．5b)
将t+1时期和t时期的美国的价格水平相比，即等式(1．5a)和(1．5b)的相比，
可以得到：
(1+p吣)=(1+力×(1+p嘴)=1+J+pw+J×Pux (1．6)
其中小写字母(p和s)代表大写字母变动的百分比。对各项进行调整，可得：
‰2s+Pux+5’‘Put (1．7)
因此，如果英国价格水平上涨20％(比如，从100上升到120)，美元贬值10
％(比如从1．50美元贬值到1．65美元)，美国价格水平应该上升32％(从100上升
到132)，就会使得相对购买力平价成立。对于价格水平和汇率水平的小幅度变动，
或者汇率水平的连续变化，最后的乘积项(s×Pux)可以忽略①a这种情况下，可
。这里提出购买力平价条件时涉及到一个变量变化的百分率．这种变化的百分率可以简单地写成：
AX,+I=(置+l—Z)／置(1．I’)
但在很多情况下．以连续或对数形式表示这种变动百分率更加简便．而且更为精确：
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写出相对购买力平价的基本形式：
52Pus—PuK
汇率变动％=美国价格变动％一英国价格变动％ (1．8)
尽管式子(1．8)用汇率变动百分比的形式描述了相对购买力平价，但是通常人
们更关注的是能够满足购买力平价的汇率水平．根据定义，购买力平价即期汇率
△Z+l=lIl(五。，五)=In(五+1)一域Z) (I，2’)
其中．In表示自然对数．
来看下面的例子，如果变量x从五=100变化到置“=llo．剐变动的百分比为10％．这一数字
表示的是一个”革利”或者“简单复利0相当于在一个单期期末时一次支付增加lO个单位．在这中情况
下。对教形式表示的回报水平为：
△Z“=m(1 10／100)=In(1．to)=9．53lO％
这种对数回报假定x的增长持续发生。即在任何一个时点上都有一个根小数量的增长．并且星连续
复式增长．这里对数回报仅仅是衡量某段时间内X水平从100上升到IlO的另外一种表示方式．注意，100
×co”’=110．
为什么采用对数回报率而不是用简单回报牢呢?在讨论购买力平价时。公式(1．7)包含了一个对于等式
成立必不可少的乘积项(Jx见r)．假定再回到原来的式子(1．5a)和(1．5b)·计算它们的比率，然后取对
数：
IIl兰业：lIl茎堕型!垒』塑
‰， Kx Ss『￡．。x最肌
或者
lIl(‰川)--In(％』)=ln(S㈣+1)+h(‰川)--ln(Ss，￡’|)一ln(‰，)
或者
Pus2S+p％
这里的小写字母代表大写字母变量的连续回报率．并且为了简便起见。这里省略了下标t+1．值得
注意的是，由于采用对数方法以及连续回报率，就消除了该乘积项．采用连续回报率的原因之一就是通过
消除一项来简化回归方程的分析．同时国际金融领域使用的许多经济变量．比如商品价格、股票价格和虻
率通常都是采用指数形式表示的．不失一般性，可以把任何指数的韧始值定义为1．由于1的对效为0，从
而公式(1．2’)用对数的画报率表示为：
‘d=in(置。，Z)=k(五+，)一In(1．o)=lr《置+t)
通过把数列的初始价值定义为I这种转换方式，可以把某个变量的对数即x=ln(X)表示为该变量的连
续变动率．
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是相对于某一基期重新确定的即期汇率①。因此．购买人平价即期汇率实际上是
抵消自基期以来两个国家通货膨胀影响的即期汇率水平。将式子(1．5a)和O．5b)
相比并进行整理，可以得出：
墨堡盟：生出!盘￡：!
ss，￡，t ‰J／丑幻
于是有：
s⋯一ss悒。％等㈦瞄
或者：
s肿，=ss幌t瓦Pus孑：*1／iPuss (1．9b)
现在看下面的几个例子．假设基期名义汇率水平为$1．50／￡，美国的商品价
格上升8％，英国的商品价格上升4％，利用公式(1．9b)，计算出购买力平价即
期汇率水平为$1．50／￡×1．08／1．04=$1．5577／￡。$1．5577／￡的名义汇率
可以同基期相比，重新确定新的购买力平价．当名义汇率等于购买力平价价值时，
实际汇率和两国之间的国际价格竞争力同基期相比都没有变化。当名义汇率大于
$I．5577／￡时，意味着英镑价值被高估(美元价值被低估)，当名义汇率低于$
1．5577／￡时，意味着美元价值被高估(英镑价值被低估)，
购买力平价条件即式子(1．8)、(1．9a)或(1．9b)并不意味着价格和汇率之间
存在因果关系，反之亦然。价格和汇率都是由经济中的其他变量所决定的内生变
量。因此，当一国的货币供给政策、税收或者财政政策以及商业政策或关税政策
发生变化时，都可能引起国内价格和汇率水平的变化。由于人们可能在不同的时
间阶段上才认识到这些变化产生的影响，就可能得出“价格变化导致汇率变化”
或者“汇率变化引起价格变化”的印象。实际上不能得出这种一般性的结论，
任何有关因果关系的结论都将取决于对当时形势的判断。．
o理想上基期是汇率取值使得两国都达到其国内和罾际政策目标即内部和外部同时均衡的那一期。实殴中
基期的选择很有主观性，有些人选择紧随主要汇率变动之后的那一期，也有人选取几年的平均值来代表基
期，还有人使用正规的模型去估计基期的购买力平价汇率．
o例如，被盯住汇率的国家可能扩张其货币供给．进而比盯住汇率国家经历更高的通货膨胀率．当该国货
币贬值．就会出现看起来似乎是“价格变化引起汇率变化”的情况．另一方面，一国可能会为改善其出口
竞争力和贸易余额而贬值货币．贬值提高了进口商品的价格，并对该国国内工资和价格的提高施加压力·
而当这些情况发生时，就将出现看起来似乎是“汇率变化导致价格变化”的情况·这两个例子表明t田内
货币政策和财政政策等其他因素是汇率和国内价格变化的决定因索．
O
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购买力平价不应该被视为—种因果关系。相反，它是在经济处于长期稳定均
衡状态时的—个必须满足的平价条件。即便汇率和价格之间不存在简单的因果关
系，如果购买力平价有成立的趋势，则了解掌握购买力平价条件也是非常有用的
工具。
同样也可以这样理解相对购买力平价，它表示的是在任何一段时间内，两种
货币汇率变化的百分比将等于同一时期两国国内价格水平变化的百分比之差。相
对购买力平价可表示为
s～So号㈦㈣
或者也可以写成对数形式
s，=％+P。-p： (1．11)
同样小写字母表示变量的自然对数形式，其中％为基期的均衡汇率，J，是，
期的名义汇率，P，和p：分别表示本国和外国的物价水平变化值，也就是物价指
数。
另外，相对购买力理论亦可用外汇供求关系的变化来表述(见图1．1)。
S
S2
Sl
S3
O 外汇
图1．1相对购买力理论
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图1．1显示的外汇供给曲线(F)和外汇需求曲线(D)是在给定外国的与本国的
物价水平后画出的。最初的均衡点A是Fl(P’1)和Dl(P1)两条曲线的交点。若本
国的物价上涨，本国居民对外国的货币需求增加，则外汇需求增加．需求曲线上
移至D2(P2)，新的均衡点为B，此时新确定的均衡汇率为s2。若外国物价指数
也上涨，且幅度相同(兰吾互：墨吾量)，则外国的商品价格上升削弱了其竞争能‘l ‘l
力，而本国商品的出口增加使得外江供给曲线下移至F2(P’2)。新的均衡点C新
确定的汇率与原汇率Sl相等，这是因为本国与外国的物价上涨幅度相同所至。
而若外国的通货膨胀大大高于本国(即!!；生>!羔≠)，则外汇供给曲线的下移
j-1 r1
距离拉大，汇率下降至S3，本币反而升值。
总而言之，卡塞尔在一定程度上把一国货币的对内价值(物价水平)与对外
价值(汇率)联系起来，其理论较合理地体现了汇率所代表的两国货币价值的对
比关系，因此具有广泛的适用性。
就购买力平价的两种形式而言，本质上二者没有太大差别，都强调现实汇率
的变化将最终趋于两国价格所决定的均衡水平。但绝对购买力平价是购买力平价
理论更直接的表述形式，而相对购买力平价则在此基础上具体阐述了汇率随价格
变动的趋势。在统计上，各国的价格水平通常以指数形式表示，因此，相对购买
力平价比绝对购买力平价更具可操作性。所以，在实际应用中，绝对购买力平价
多用于理论模型的分析，付诸实施和统计验证的多为相对购买力平价。
(四)实际汇率与购买力平价
实际汇率是国际金融业务中另一个非常有用的概念，并且它的度量与购买力
平价条件联系密切。名义收入(Y)、名义工资(w)以及名义利率(i)，在宏观经济中
部有一个与之相对应的实际变量。以一个适当的价格水平(P)或者通货膨胀率对
名义变量进行调整，就可以获得实际变量的值。这里可以把“实际”的含义理解
成为“实际的商品或者劳务”。换句话说，实际变量试图消除通货膨胀影响，来
分离出对于商品和劳务数量的影响。
一个普遍而又非常重要的结论是：当所有名义变量都以相同幅度上升时，实
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际变量不会发生任何变化．把这个结论应用到汇率变动的情况，名义汇率(比如
S_--$1．50／￡)衡量了两个主权国家的货币之间的兑换比率。货币交易商报出来的
价格是名义汇率．它是一种货币计值的现金流以另一种货币来衡量的基础。实际
汇率是根据两国价格水平对名义汇率进行调整而得的。考虑绝对购买力理论成立
的一种情况： 乩s吣=黎麓瓣(1．12a)
两端同时除以等式的右端，则有： 翼Q黑五百：1冀(1．13b) $1500价格／美国商品‘英国商品
￡1000价格／英国商品
也就是说，在绝对购买力平价成立时，同类的美国商品和英国商品按照l：l的
比例进行交换。所以实际汇率的单位(Unitofthe real exchangerate)可以写为：
美国商品带喜英国商品
英国商品
”。
美国商品
实际汇率衡量了经过汇率变动和通货膨胀率因素调整以后，国内产品对国外
产品的国际价格竞争力以及竞争力变化的情况。通过考察公式(1．13b)，可以看
出：如果汇率变化幅度与美国对英国商品相对价格水平变化的幅度相同，实际汇
率水平不发生任何变化。换一种方式讲，在绝对购买力平价成立的情况下，实际
汇率水平是固定不变的。
同其他实际变量一样．实际汇率水平通常都以相对于一个基期年度的指数表
示。可以按照下面的公式定义实际汇率指数： 即期c实际，t，=面爿}器矗赫c·．··，
例如，如果现行的即期汇率为$1．80／￡，购买力平价即期汇率为$1．50／￡，
则实际汇率指数应该为1．20或者120．以购买力平价来衡量这一汇率，英镑被
高估了。l英镑兑换1．80美元，而不是按照购买力平价本应该兑换的1．50美元：
也可以说每一单位的英国商品可以换取1．2单位的美国商品。在英镑价值高估的
情况下，英国商品出售者在国际市场上丧失了竞争力，因为购买者用价值为1．80
美元的国际货币就可以购买l单位的英国商品或者1．2个单位的美国商品。这种
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情况下，美元被低估了，根据购买力平价表明1．50美元就可以购买1个英镑，
而实际的成本却为1．80美元。由于美元低估，美国商品的卖方在国际市场上竞
争力提高了，因为在资金数量一定的情况下，人们可以购买的美国商品和英国商
品的数量之比为1．2：l。另一方面，如果现行的即期汇率水平为$1．35／￡，则实
际汇率指数为O．90或者90。根据购买力平价可知在这个汇率水平上，英镑价值
被低估了，或者等价的说美元价值被高估了。
也可以这样看，名义汇率是一种货币相对于另一种货币的价格，实际汇率是
通过对名义汇率剔除两国相对通货膨胀水平的影响后得到的，它反映了两国商品
和服务之间的相对价格，如果用Qf表示实际汇率，那么o
P+
Q=墨·二} (1．15)
‘
也可以写成对数形式，用吼表示对数实际汇率(有时也用吼表示)，那么
吼=j，-p，+P： (1．16)
比较式(1．4)和(1．t6)，很容易发现，如果购买力平价成立，即s。=P，-p：，
则q，=0，即实际汇率的对数形式应该等于0(注意：实际上，这是在选取物价
指数时合理选择了基期之后才成立的)，否则就会是一个变量。所以实际汇率的
变化就等价于对购买力平价的偏离，进而长期中名义汇率和价格水平是否会稳定
在购买力平价水平这个问题就可以通过考察实际汇率的时间序列特征来判断。如
果实际汇率是随机游走的，则对实际汇率的扰动就不会随时间的推移而逐渐消
失，长期购买力平价不成立；如果实际汇率是平稳的，那么汇率在短期内可能偏
。可以这样看．对跨国问商品交换，假定交换对象事同一种丽品，比如商品it则在名义正翠的媒介F，它
们问的实际比价关系为：q．=S·』L，其中q。表示不同固家的商品i之问的实际价}{}比率，P，是以本
只。硒
国货币表示的商品的本国国内价格，订表示以外国货币表示的商品i的外国国内价格，S表示标价法
的名义汇奉．
如果把以上的比价关系扩大到两国间的所有商品，对所有商品按相同权重予以加总。可得：
Σ卵? 。． 盼函两tn!毋予麒叽q黼m褊撇萤酌黼艚煳蝴n’的蜥汇
14
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离购买力平价，但无论实际汇率稳定在任何水平，在长期中必定会表现出向其均
值复归国，这时称长期购买力平价成立。从而长期购买力平价成立的一个必要条
件就是实际汇率的均值复归，这个均值就是实际汇率的长期均衡值国．
二、放松完全资本市场假设的购买力平价
尽管从完全资本市场这个假设出发来分析价格和汇率之间的关系十分合适，
但由于现实生活中存在交易成本、税收以及不确定件，使得人们对于购买力平价
如何在现实世界中运用这个问题提出了置疑。其实对于这些基本的冲击还是较为
容易把握的，因为购买力平价取决于现实平价的套利过程。
(一)交易成本’
首先，考虑交易成本如何影响购买力平价。在这里考虑两种形式的交易成本：
运输成本和菜单成本。
在存在运输成本情况下，只有当价格偏离的绝对值大于套利活动所带来的运
输成本，才会出现利用价格偏离平价的现象而进行的套利。这种限制条件起到了
创造了一个“中间区域”的作用．在这个中间区域以内，并不会实际发生任何套
利活动。只要价格偏离平价的幅度小于运输成本，这种情况就会持续下去，因为
套利者在消除这种价格编离情况的套购交易中是无利可图的。
运输成本和商品的重量、体积、价值以及运输地之间距离正相关。如果距离
是唯一的影响因素，那么人们会期望纽约和多伦多地区(两地相距550英里)之间
价格差异比纽约和洛杉矶地区(两地相距3000英里)的价格差异要小．查尔斯·恩
格尔和约翰·罗杰(Charles Engel and John Rogers，1996)研究发现，在距离和产
品类别相同的情况下，美国和加拿大的城市之间的价格对购买力平价的偏离，比
在处于同一个国家不同城市之间的偏离要大，并且变动性也更大。作者由此得出
结论，国境问题是导致价格对购买力平价产生偏离的因素之一．约翰·赫里维尔
(1998)指出，加拿大的一个省同另外一个省之间，比加拿大该省同类似规模和
。一个序列远离其平均值游走。而后又在稍后的时问点回归的趋势称为均值复归(mean rcvetsion)．
o这部分内容在下文第二帮分还有更为详细的讨论．
山东大学硕士学位论文
距离的美国一个卅I之间发生货物贸易的可能性要大12倍，发生服务贸易的可能
性要大40倍。从而即使是在使用同一种语言并且具有悠久的边境开放历史的两
国之间，国境问题也在发挥作用。
菜单成本是导致价格偏离购买力平价条件的另一个潜在因素。像原油、铜以
及咖啡之类的商品，它们的价格由市场决定并且在市场力量的作用下不断变动。
而另外一些商品，比如汽车、杂志、饭店里食品等的价格是由管理者决定管理型
价格。由于存在着与变动价格相联系的成本，比如潜在的销售额损失、通知分销
商的成本以及重新印制价格标签(或者饭店菜单)的成本。所以除非价格变动带来
的收益超过了菜单成本，否则管理者将不愿意改变产品价格。这样，商品价格很
可能具有“粘性”，价格变动缓慢。但是汇率同其他金融价格一样，变动十分迅
速。菜单成本允许价格存在对购买力平价更大的偏离。然而，由于存在商品套利
以及管理型价格变动的可能性，这种价格对于购买力平价偏离的程度又会被限定
在一个有限的范围之内。．
交易成本的存在导致在购买力平价线周围产生一个中间区域，在该区域内进
行套利交易将无利可图。但是假设交易成本的存在并没有表明，使得对于购买力
平价的偏离，是更倾向于正向还是更倾向于负向。也可以说交易成本导致了价格
对购买力平价的偏离，但是这种偏离并不一定必然地偏向于其中的任何一个方
向。因此，即便存在交易成本，也可以通过对中间区域作适当的调整，仍将购买
力平价看作是一个有用的基准。
(二)税收
在购买力平价中．税收的影响类似于交易成本。例如，为了利用价格对购买
力平价的偏离，套利者对其套利商品将会支付关税或税收。这些关税使得套利活
动所能获得的有效金额减少到(1一t)，其中t代表税率的百分数，这种税收活
动也仅仅将会扩大这种没有套利机会的中间区域。
(三)不确定性
在假设不存在不确定性因素时，计算投资者购买美元或者国外商品的动机是
非常直接的，因为计算所需的所有参数都是已知的。而当引入不确定性时，计算
16
山东大学硕士学位论文
结果将存在一些误差和风险。
假定芝加哥和伦敦之间的小麦价格出现了偏离，从而使得
‰．小蠢xS，，￡<‰．小麦，套利者会趋向于在伦敦购买小麦并且将其运往芝加哥迸行
销售。但是，套利者可能不确定它是否能以报出的价格进行交易。希望在芝加哥
现货市场上出售小麦的套利者将会面临小麦价格在运输过程中发生变动的风险。
如果套利者通过在芝加哥市场上卖出7天以后交割的小麦远期交易来对冲此风
险，那么该套利者又会面临着运输时间超过或者不足7天的风险。
这些例子表明，形成购买力平价的商品套利可能受到不确定性因素的限制。
如果套利者属于风险回避型，需要更大的利润才能补偿其所承担的风险，这样就
会导致围绕购买力平价汇率的中间区域的进一步扩大。
以上对每一种假设——交易成本、税收和不确定性的放松，都导致了使得套
利无利可图的中间区域的扩大。其中没有任何一种情况说明对购买力平价的偏离
的平均程度有任何偏向性。也就是说，放松完全资本市场假设将导致对购买力平
价的偏离，但是这些偏离的大小会受到限制，从而落在购买力平价标准线任何一
侧的中间区域内。放松完全资本市场假设并不会导致测算出来的购买力平价偏离
出现偏向。
山东大学硕士学位论文
第二部分购买力平价理论实证检验的发展
卡塞尔(Casel)1918年提出的购买力平价理论对国际汇率研究和国际经济
学的发展带来了深远的影响。著名经济学家多恩布什和克鲁格曼(Rudiger Dora
and Paul Krugman 1976)这样说“任何一个国际经济学家在内心都对汇率购买力
平价的某种形式怀有一种根深蒂固的信念。”o另一位著名的国际经济学家罗戈
夫(Kenneth Rogoff 1996)也表达了类似的观点：“大部分人直觉上相信，长期
中实际汇率的变化会以某种形式的购买力平价为基准”．o事实上，无论是传统
的国际宏观经济分析还是新开放经济模型都暗含着这样的假定，即至少在长期中
某种形式的购买力平价成立。尽管人们对购买力平价理论还存在种种质疑，但它
的确揭示了影响汇率波动的最重要的因素。同时，估计购买力平价汇率也有着重
要的实际应用价值，可以用来判断名义汇率同汇率政策是否协调以及对国民收入
水平进行国际比较等。
有关购买力平价实证研究的内容十分丰富，检验方法的复杂程度也随着计
量经济学的发展而不断提高。根据使用的计量经济学方法，可以将这些研究分为
六个阶段：早期研究：实际汇率随机游走假设及单位根检验；协整研究；长时段
研究；群体数据研究；以及当前处于热点之中的非线性计量经济学研究。
一、早期对购买力平价的经验研究
20世纪70年代末之前的早期研究主要是对下列形式的方程进行估计，以检
验本国和国外的价格指数同汇率之间是否存在着购买力平价的关系：
s。-口+励，+声‘p：+∞。(2．1)
其中q是干扰项。．这里对约束条件芦一1，卢‘-一1进行检验，意味着要求国内、
国外的价格指数对称，并且国内外相对价格与汇率成比例，所以是一种较为严格
。Dornbusch。Rudiger and Krugman，Paul，“Flexible Exchange Rates in the Short Rua,"Brookings
Papers on EconomicActivity 76(1976)p540
。Rogoff,Kenneth。UThe purchasingpowerparity puzzle,"JournalofEconomicLiterature，34(1996)，
t,647 尊Samo，№io and Mark P．Taylor,叩nfch部地Power Parity and the Real Exchange R直峨”
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山东大学硕士学位论文
的购买力平价形式，可以把它看作是对绝对购买力平价的检验。而对等式中变量
的一阶差分形式作同样约束条件的检验，则可以看作是对相对购买力平价的检
验。
虽然人们认识到购买力平价可能仅在长期有效，但尚未使用动态概念区别短
期和长期效应。对该模型进行检验，结果往往是否定购买力平价假设．弗兰克
(Frankel，1978)认为，购买力平价之所以被拒绝，是由于受到暂时性的实际
冲击影响或者是商品市场的价格枯性造成的，从长期来看，完全应当能够预见对
购买力平价的收敛。
这一时期研究中存在的主要问题是没有考察估计的方程中残差的稳定性．如
果名义汇率和相对价格是非平稳变量，同时不存在协整关系，那么等式就是一个
伪回归方程，使用传统的最小二乘法进行统计推断就是无效的．即使模型的误差
项稳定，汇率和相对价格之间存在很强的长期线性关系，如果估计的标准差中存
在偏差，传统的统计推断依然是无效的。
因此构建模型检验购买力平价时，需要明确地指出各变量的非平稳性如何，
如果实际汇率本身是稳定的，将可以有力地支持购买力平价长期存在的假设；如
果服从单位根过程，则表明不会收敛于长期均衡水平．
对实际汇率进行单位根检验
购买力平价检验发展豹第二个阶段中，采用的方法主要是检验实际汇率是否
服从随机游走，即检验实际汇率吼是否存在一个单位根(unit root)·如果实际汇
率本身平稳，就支持了长期购买力平价．如果实际汇率服从单位根过程，就说明
它不会收敛于长期均衡水平．
根据这一思想，人们先后提出了增广迪基——富勒检验(augmented
Dickey．Fuller test)、方差比检验(variance ratio test)以及分数阶积整检验
(fractional integration test)三种检验方法o．
从20世纪80年代中期到晚期，所使用的基本做法是利用增广迪基一富勒
(ADF)检验(Dickey and Fuller，1981)来验证实际汇率的变化过程中是否存在
InternationalMonetaryFundStaffPapers49(200za)p74
19
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单位根，通常采用以下一般形式的回归方程：
qt％+rlt+r2 qt-l+芝九Aql．j+et (2．2)
其中，e；是一个白噪声过程。这时检验长期购买力平价是否成立相当于检验：
原假设H。：q。一t0)，。
备择假设Hl：y2《1
利用ADF检验原假设也就等同于看数据吼生成过程中是否存在单位根，如果
是，那么说明吼不存在长期均衡水平．如果备择假设成立，就表示实际汇率不服
从随机游走，那么长期购买力平价成立，即暗含了实际汇率的均值复归．
验证实际汇率非平稳性的第二个方法是进行方差比检验。使用简单的非参数
z(k)来验证实际汇率的持久性，该方法最初是由Cochrane提出的： z(k)．坠生g叫(2．3)
一kVar(q。一qt-1)
其中k是一个正整数，Vat代表方差。如果实际汇率是一个随机游走过程，则等式
中的比值应当等于一个单位，因为k期变化的方差应当是一期变化方差的k倍。反
之，如果实际汇率具有均值复归的特性，则z(k)的取值范围应当在0至1个单位之
间。
第三个方法是利用分数阶积整技术考察更大范围的稳定过程，此时使用的
假设也不同于传统的单位根检验的假设。通常，实际汇率过程表达如下：
垂(L)(i-L)4qt一言∞W。(2．4)
其中，中(L)和‘(L)是L的多项式，其根都在单位圆之外，wt是一个自噪声
过程。在此方法中，参数d可以位于0和1单位之间连续的区间．分数阶协整过程
比纯粹的自回归移动平均过程(AR姒)更具有持久性，但是更稳定。如果d=O，
那么实际汇率就遵循自回归移动平均过程。另一方面，如果d、o(L)和‘(L)都
是同单位，那么实际汇率是一个随机游走过程。
9 Mark P．TayMr,"PurchasingPowerPad吼。Review吖Interaati蛹nalEoanoraiedll(3)(2003)p43s
o时问序列计量经济学中．以I(o)、l(1)表示平稳过程，’单位根过程．如果随机过程(X．I=l，2⋯’是单
位搬过程·记作善。一zO)．J．的一阶差分为平稳过程。记作缸。-i(o)·
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采用以上这些方法对20世纪80年代以来浮动汇率体制下主要工业化国家之
间的实际汇率所作的检验，都无法拒绝实际汇率服从随机游走过程，因此认为其
对购买力平价的偏离是永久性的．
三、购买力平价的协整研究
还有学者检验了名义汇率是否同国内外价格协整(cointegration)这一不是
十分严格的条件，并提出了Engle·Granger两步法和Johanson极大似然估计法这
两种检验方法o．协整方法通常是用来检验长期均衡关系的，这里并不考虑如何
调整到均衡的机制。
尽管长期购买力平价概念本身意味着短期汇率可以偏离均衡水平，但只有
当平衡误差吼是平稳序列时，长期购买力平价才能够成立．否则，名义汇率和相
对价格将永远倾向于彼此偏离。如果两个非平稳序列存在线性组合而且是平稳
的。在相同阶数积整就称为协整。此时其中一个序列的非稳定性可以完全抵消另
一个序列的非稳定性，这两个变量之间可以建立起长期的关系．如果名义汇率S．
和相对价格水平万，在差分d次以后，具有稳定的、不可逆的、非确定性的自回归移
动平均表达式，可以说他们是d阶单整变量或I(d)，若实际汇率具有随机游走的性
质，那么线性组合墨+七以-z，通常也是I(d)。但是，如果存在～个协整参数a，
使得吼成为(d-c)阶单整变量或I(d-c)，c大于零，则名义汇率和相对价格分别
是d阶和C阶单整，或称CI(d，c)。检验购买力平价时，取d=c=l，也就是说￡和以
都是I(1)变量，但zf是均值复归变量．由于S和万，随机趋势相同，所以这两个变
量之间存在很明显的长期关系．如果无法拒绝非协整假设，那么估计的回归就是
一个伪回归，没有经济意义。
恩格尔和格兰杰(Engle and Granger，1987)最初提出的协整分析技术是
为了检验经济变量之间是否存在长期均衡关系．用协整分析检验购买力平价时，
。Samo。Ludo and Mark P．Taylor,。Purchasing Power Parity and the Real Exchange Rate，”International
MonetaryFundStaffPapera49(2002a)p76
2l
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只要求检验s。、P。和P：的线形组合是否平稳。要检验实际汇率是否服从随机游
走，就是要检验实际汇率q。-■一pf+Pj是否平稳，而协整分析检验购买力平价，
就是看是否存在声和∥’，使得4一觑+芦’F (2．5)
为平稳序列。这样由于放松了对称性和比例性的限制，也就是说没有要求
卢一卢’-I．从而协整分析提高了检验的势。
采用恩格尔和格兰杰的协整分析技术来检验购买力平价时，一般是检验s．和
Q。一p3之间是否存在着协整关系，这种方法的一个缺陷就是，右边变量的选择
具有任意性。后来约翰森(Johansen，1991)提出了一种新的方法，用完全信息
极大似然估计法去估计‘-局吼+卢’西+‘，检验多重协整向量的存在，并同时检
验单位根是否存在．与恩格尔和格兰杰方法的不同是。最大似然估计不会受到哪
个变量在单个方程右边的影响，所以比恩格尔和格兰杰的方法更为有效。同时该
法可以检验协整向量参数的线性约束条件，解决了如何准确检验对称性和比例
性条件的问题，具有一定的重要性．
许多实证研究中使用协整分析检验了购买力平价，得出以下几点结论：
(1)协整研究结果与数据特征密切相关，样本期间汇率为固定汇率制会比
浮动汇率制更倾向于接受存在协整关系的假设。早期的协整研究通常认为20世纪
70年代浮动汇率体制下汇率没有出现对购买力平价的显著的均值复归，但是战争
期间的浮动汇率存在均值复归倾向，高通货膨胀国家也存在均值复归倾向。而近
来对主要工业国家长期购买力平价的研究却认为在后布雷顿浮动汇率体制下长
期购买力平价是成立的。
(2)基于批发价格指数(WPI)的协整检验比基于消费价格指数(CPI)或
GDP平减指数的协整检验更倾向于接受存在协整关系的假设，这是由于消费价格
指数比批发价格指数含有更多的非贸易品，而批发价格指数往往给制造业以更高
的权重，其中包含较少的非贸易商品，代表了购买力平价假设所要求的近似理想
的价格水平，比消费价格指数或GDP平减指数都好。
(3)当以布雷顿森林体系后的浮动汇率数据为研究对象时，检验‘、P，和P?
的协整关系比检验工和(pf一∥)的协整关系更倾向于接受存在协整关系的原假
22
山东大学硕士学位论文
设。
此外，相对于三变量体系和恩格尔和格兰杰两步法，两变量体系更多地使用
协整，但是对称性和比例性条件常常会被拒绝，购买力平价回归中估计的参数通
常与理论价值差距很大。如果说两步协整过程中这种情况可能是由小样本偏差造
成，但使用大样本或使用约翰森方法依然面临估计量被拒绝的情况。因此可能是
样本数据期间过短，无法检验到购买力平价并以及实际汇率的均值复归。这种情
况在计量经济检验法中称为低势(10w power)，即信息量不足，为了克服低势
问题，人们又开始新的探索。
四、使用长时段数据克服低势问题
在随后的研究中人们发现，在检验实际汇率平稳性的方法中，由于利用单位
根和协整技术研究实际汇率的文献大都是80年代发表的，样本期间也就15年
左右(因为自1973年以后才开始实行浮动汇率)。这就容易产生低势(10w power)
即信息量不足的问题，使得即使事实上虚拟假设不成立时也没有办法拒绝。也就
是说实际上长期中实际汇率有可能是趋向于均值复归从而是平稳的，但是只在相
对较短的一段时间内对实际汇率的检验也许会无法提供足够多的信息来发现其
对购买力平价缓慢的均值复归。
即使能够再多加10年的数据，检验的势也只是稍微增加一点，最多达到均值
复归速度的11％。研究表明，在最宽松的条件下，我们仍然需要75年的数据才能够
以大于50％的可能性拒绝零假设。使用蒙特卡罗实验还证明，不能通过提高观察
的频率来避开传统的单位根检验所产生的低势问题，将观察点从年度或季度数据
扩展到月度数据虽然提高了可用数据点的数量，但是并不能从根本上解决问题。
从频谱的角度看，要检验的是实际汇率行为中的低频成分，这必然要求有长时段
数据来改善检验的低势问题。
于是，人们又提出两种办法来克服这个问题，一是使用长时段数据(10ng-span
data)，另一种是使用群体数据(panel data)，即在不延长数据期间的同时使用截
面数据，同时考察多个国家的实际汇率群体的时间序列来提高检验中的信息量o．
。Sm“Lucia andMarkPTaylor,"purchasingPowerParityar埘lIlcRealExchangeRate,”]nternatiord
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关于使用长期数据来检验购买力平价的研究，弗兰克(Frankel，1986)使
用美元／英镑自1869至1984年的实际汇率值作为样本数据集，并对实际汇率采用
了一阶自回归AR(1)模型，得到的回归系数估计值为0．86，这说明对购买力平价
的偏离以每年14％的速率递减，半衰期为4．6年，单位根检验发现在5％的显著性
水平下能够拒绝随机游走假设。
爱迪生(Edison，1987)1890年至1978年间美元／英镑实际汇率为研究对
象，考虑到误差修正机制，将对数名义汇率变动觚对相对对数价格的变动
△(见一西)和实际汇率滞后值(最一。一只．I+正1)进行回归，采用的模型为：
△‘=磊+4△(B-p；)+疋(‘．1-p,一l+p-)+肛(2．6)
检验表明得到的况的估计值为0．086，表明对购买力平价的偏离以每年8．6
％的速率衰减，半衰期为7．3年，从而表明长期购买力平价成立，存在长期稳定
的实际汇率平衡水平，但是外部冲击对实际汇率造成的影响却是持久的，均值复
归的速度十分缓慢。
但是长时段研究也受到一些批评．由于数据期限很长，所以会涉及到各种不
同的汇率体制。同时，真实的外部冲击可能造成实际汇率的结构性断点或使均衡
汇率水平发生转移，而使用长期数据进行检验时很难检验到结构性断点。
为了对后布雷顿体系的实际汇率稳定性提供有说服力的检验，有必要设计
一种仅使用该时期数据进行的检验，于是发展了群体数据进行购买力平价研究。
五、群体数据研究
群体数据也是为了改进单位根检验存在的低势问题而发展起来的，它在不
延长数据期间的同时，使用截面数据，同时考察许多国家的实际汇率群体来克
服低势问题。
阿波夫和约里奥恩(Abuaf and Jorion，1990)使用增广最小平方法(GLS)
考察多种货币汇率来检验实际汇率的非平稳性假设，他们考察了10种货币对美
元汇率的10个一阶自回归过程AR(1)，由于各干扰项存在共时性协相关，所以一
MonetaryFq时St《Papers 49 C2002a、pSO
24
山东大学硕士学位论文
阶自相关系数的约束条件是不同汇率之间均相等。使用“似然非相关”(SUR)估
计量，这实际上就是对各个01_5估计中取得的干扰项组成共时协方差矩阵，利用
其估计构建多变量增广最小二乘模型，并用此检验1973年至1987年间10个序列实
际汇率共同非平稳性的原假设。结果表明在10％的显著性水平上可以对联合的非
平稳性给以边际拒绝，所以支持购买力平价成立。此项研究之后，许多人开始利
用多变量单位根检验来改善低势问题。研究结果表明，如果利用足够多的国家的
数据，即使仅考察布雷顿体系以后的样本期，也支持购买力平价的存在。
有人指出以上研究可能具有误导性，因为对多变量单位根检验的零假设理解
不正确。零假设考察的是实际汇率的联合非稳定性，只要其中有一个序列是稳定
的，就可以拒绝零假设。因此，如果考察一组汇率并拒绝零假设，并不能说结果
是非常有意义的，无法就此说明该结果可以支持所有汇率长期购买力平价的存
在。
六、当前研究趋势：非线性动态模型
以上简要介绍了人们研究实际汇率均值复归问题时使用的各种办法，这些方
法究竟是否能够验证长期购买力平价的存在依然存在争议。早期的简单模型、单
位根研究、协整研究等由于存在低势问题，得到的结果通常都是拒绝购买力平价
的长期存在。随后发展起来的长时段研究试图克服低势问题，但是为了得到一个
标准的单变量单位根检验所需要的合理水平的统计势，需要很长的样本期，这对
许多种货币来说是不现实或者是不适当的，因为不同历史时期和不同名义汇率体
制下实际汇率之间和群体数据研究差别很大，因此得到的支持长期购买力平价成
立的结论也不那么可靠。利用群体数据虽然可以克服低势问题，但原假设是所有
序列都存在单位根，只要有一种序列是稳定序列，就可以拒绝零假设，因此购买
力平价成立的概率相当大，越来越多的研究结果倾向于证明购买力平价长期成
立。
功
现实世界中，实际汇率短期“动性非常强烈，但外部真实冲击如品味和技术
的进步等并不是实际汇率短期渲动性的主要原因。即使是名义冲击，也只有当名
义工资和价格是粘性时，才可能对实际汇率产生强烈的效果。那么究竟是什么因
山东大学硕士学位论文
素造成实际汇率偏离购买力平价的高度持久性(一般认为实际汇率对购买力平价
复归的半衰期是3到5年)?在短期≥：动性和长期持久偏离均衡水平之间到底存在
怎样的关系?当前进行的实际汇率非线性动态研究试图解决这个问题，人们的研
究开始关注购买力平价的非线性调整过程。
近来，许多学者发现，要找到令人信服的实际汇率均值复归的证据，关键在
于检验实际汇率的非线性调整．D。目前看来，至少有三个方面的原因会引起这种
非线性。其中人们对第一个原因已经做了大量的研究，而后两个原因则预示了未
来的研究方向。
第一个原因可能是在国际间商品套利活动中产生了非线性，比如运输成本、
关税以及非关税壁垒等。正是这些因素使得相似的商品的价格在不同的市场上有
所差别。近期一些学者提出了由国际间套利的交易成本所引起的实际汇率非线性
调整的理论模型。其中，大部分模型都是假定同套利交易活动规模成比例的运输
成本或者“冰山”似的运输成本(假定一些商品在运输时会像“冰山”一样“融
化”)导致了实际汇率的一个交易成本带，在其内部套利的边际成本将会大于边
际收益，而处于带状的边界时，会发生瞬间的商品套利。这个假定意味着阚值
(threshold)·o反映了交易活动中交易壁垒的存在。最近，在一些研究存在不
确定性的情况下的投资理论中指出，阂值不只是简单反映了运输成本和贸易壁
垒，同时它还是国际间套利的沉没成本以及交易商入市前等待更多套利机会的结
果(Dumasl992，Dixit 1989)。还有学者扩展了“冰山”模型雪，使之适用于套
利成本是固定的或者是按比例增加时的情况，这就是双阂值模型。只要实际汇率
到达相应的外部阈值，那么，通过套利就会使实际汇率变为内部阈值的上限或者
下限的水平。也就是说，一旦盈利超过了最初的固定成本，套利活动就会高涨。
但是，同套利活动相应成比例的套利成本的存在，使得在最终套利活动结束时，
实际汇率不能回到购买力平价水平。Coleman(1995)认为，过去的模型中都是
假定交易可以在瞬间内完成，显然这并不完全符合实际，可以把这个假定改为考
虑到交易完成中运输过程所需要的时间。在他的模型中也有一个实际汇率的无套
利的交易成本带，但实际汇率可以偏离到阈值之外，一旦超出了阈值的上限或者
”Mark P Taylor,。Purchasing Power Parity,”Rew,w ofInternationalEconomics ll(3)(2003)p444
9即交易成本带的边限．
’Mark P|Taylor,‘‘Purchasing Power Parity．”Revi￡nv ofInternational Economics 1 1(3)(2003)p4“
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下限，实际汇率就会根据其到阂值的距离不断的均值复归．而处于交易成本带的
内部时没有交易发生。这个过程是发散的，从而在大部分时间里实际汇率都是偏
离平价的．这意味着实际汇率不服从随机游走，但是对购买力平价的偏离却会持
续很长的时间。在杜马斯(Dumas，1992)的“冰山”模型中，考虑了存在交易
成本下的实际汇率的动态调整过程，认为调整过程是连续而不是离散的，并且随
着汇率失调(misalignment)即偏离均值的程度而不断的均值复归。
以上内容也可以简单的以式子来说明一下．在不考虑交易成本的情况下，长
期购买力平价可以表示为：
s。-p。-I-Pj=∥+薯(2．7)
其中，‘、P，和p?分别为名义汇率、本国价格和外国价格的自然对数，∥是
常数，反映度量上的差异，薯为误差项，表示偏离购买力平价。
如果t为平稳过程，则表明偏离购买力平价呈均值复归特征，长期购买力平
价成立．早期的研究一般假定x，是线性过程，即复归是连续且匀速的。但如果考
虑到交易成本，均值复归就可能呈非线性状态。假定c为交易成本，当两国价格
之差在心，c】范围内时，就不存在套利机会，因此实际汇率不会调整；如果两国
价格之差超过上述范围，则实际汇率的调整过程可能会是这样的：偏离购买力平
价程度越大，套利机会就越多，实际汇率复归速度就越快：反之，偏离购买力平
价程度越小，套利机会就越少，实际汇率复归也越慢。从而偏离购买力平价呈非
线性的均值复归特征。
非线性调整的第二个来源可能是由于外汇市场上的不同主体在微观结构层
面上的相互作用(Samo and Taylor 2001a)。假定外汇交易商们对当前名义汇率均
衡水平的估计有所不同，最高的为S7，最低的为s．，那么当名义汇率高于s7或
者低于S时，大多数交易商都会在市场上采取行动，认为币值高估的会成为净
卖出者，认为币值低估的会成为净买入者。从而使得名义汇率一旦偏离到带状区
间(S，，S7)之外时会趋向于回到带内。但是一般在带内时，汇率的变化会取
决于外汇交易商们的信念以及他们考虑到“真实”均衡水平后行动意愿的分布情
况，而且随着带内名义汇率水平的不同，其变化也会不同．
山东大学硕士学位论文
第三个存在非线性调整的原因可能是在于官方在外汇市场上干预的影响
(Mark Taylor 2002，Samo and Taylor 2001b)。就是说当名义汇率进一步偏离人
们所认为也许是真正的均衡水平时，如果存在官方干预，并且有干预对短期汇率
变化产生较大影响的迹象，那么，就会使得名义汇率出现非线性调整，并且，在
假定短期内价格粘性时，也会使实际汇率出现非线性调整。
在检验长期购买力平价的传统方法中，原假设一般都是实际汇率的时间序
列过程存在单位根，也就是实际汇率是随机游走过程，而备择假设是过程的所有
根都位于单位圆内，也就是实际汇率是平稳序列．可以看出传统方法中一旦拒绝
了原假设，就会认定实际汇率服从线性自回归过程。这就意味着无论实际汇率对
购买力平价的偏离有多大，其调整过程都是连续并且匀速的。但由前文讨论的三
个原因可知，汇率的调整过程很可能会是非线性的。而非线性调整中考虑了平滑
而非离散的调整。0bstfeld曾考察了调整过程的非线性本质，利用阈值自回归
模型，设立一个交易成本带，在交易成本带中实际汇率不发生调整，但是在成本
带之外，调整过程迅速地转换成为一个稳定性的自回归。
格兰杰和特拉斯弗塔(Granger。1993)提出了平滑转换自回归模型(STAR)
国。该模型中调整每时每刻都在进行，但是，调整的速度随着偏离购买力平价程
度的不同而变化，平滑转换自回归模型可以写成
口口
【g，一∥】=泣g，。一一】+【Σfl'j[q，一』一∥]】o[占；g，一d-／a]+e, (2．8)
J。l ，，I
其中h)是个平稳过程，￡，是服从独立同分布的白噪声干扰项，参数o(e>O)决
定了均值复归的速度，参数∥是缸}的均衡水平，占和∥共同决定了转换函数
o[a；g，。一／a】，所以说转换函数决定了均值复归的程度。可以更清楚的来看一个
简化的、对数实际汇率长期均值为0的一阶平滑转换自回归模型
吼=∥IgH+∥?o【口；gf_l】qH+gt (2．8’)
一个简单的转换函数可以是如下的指数形式
D[口；g，一4一∥】=1一exp[—口【g，√一声】2】(2．9)
。Granger,CliveW．J．andTimoTerasvina,ModellingNonlinearEconomicRelationships．Oxford：Oxfordt
Universay Press(1993)
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或者同样看类似的简化形式有
tb[O；q¨】=l—exp卜自二】(2．9’)
式(2．9)或(2．9’)称为指数型平滑转换自回归模型(EslAR)，其函数值的大
小介于0和l之间!且满足斜谚o】=0，linl。。斜破明=1，并呈对称的u形分
布。转换参数p决定了汇率在完全均值和完全非均值两种极端情况之间的转换速
度，其绝对值越小说明转换越慢。当基本上处于均值时，q，一=∥(简化形式中
(吼一I=o))从而①=0，称之为中间状态(middle regime)，式(2．8)和(2．8’)
变为如下的线性自回归模型
P
【g，一∥】=ΣPj[q。。一∥】+‘
J—l
或者是类似简化：
qJ=∥lqf．1 4-占
(2．10)
(2．10’)
当基本上完全偏离均值时，Y描lira‰，，卜+。中[曰；gH-／s]=1(简化形式中q，。
也很大)，从而式(2．8)和(2．8’)就变为另一种形式的自回归模型
P
【g，一∥】=Σ(局+∥)【g，。一∥】+s
』=l
或者是类似的
q，=(届+所Ⅺ．I+‘
(2．11)
(2．11’)
式(2．10)和(2．11)中，只要有一个_，值满足所≠0，那么两个式子就会对应
于不同的均值复归速度。在上面的简化模型中，如果前一时期的汇率q。是中等
程度的偏离均值，那么当期实际汇率q，会服从式(2．10’)和(2．11’)的一个线
性组合形式的自回归过程。但是，如果吼=所<0，那么当对均值的偏离增大时，
均值复归的速度也会加快。这就是上述模型所要说明的一个基本的非线性特征，
即非线性的均值复归。
实际汇率对购买力平价的均值复归过程表现出显著的非线性特征，人们已经
对此作了初步的探索。虽然这方面的研究成果还不很成熟，但毕竟是提供了一个
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新的研究视角，对非线性调整过程的研究已经成为当前的热点，并且也预示了今
后的发展方向。
购买力平价理论无疑是20世纪最有影响的汇率决定理论和均衡汇率理论，
它不仅是汇率决定理论及相关模型的基石，同时也是汇率政策调整和外汇投资实
践的主要理论依据。因此对该理论的有关研究有着重要的理论和政策意义。对购
买力平价的检验和讨论仍在不断的发展着，我国当前正逐步实行利率和汇率体制
的放开，对购买力平价进行实证分析并把握其内在规律，对制定适宜的汇率政策
应当会有所帮助。
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第三部分购买力平价与人民币汇率的实证分析
1922年古斯塔夫咔塞尔提出的购买力平价理论影响最为深远的汇率理论之
一，它对国际汇率研究和国际经济学发展有着深远的影响，由它引发的学术探讨
和争论也空前激烈，几乎从来没有停止过。可以说，购买力平价从诞生之日起，
就一直在坚决拥护和强烈反对的两种截然不同的声音中生存和发展。尽管购买力
平价存在着各种缺陷，但它的一个重要特点是汇率和价格水平之间的关系明了清
晰。政策含义明显，因此长期以来一直是汇率经济学研究的一个重点。其中，大
部分研究是用现实数据对购买力平价能否解释汇率瘦动进行实证检验。20世纪80
年代中期，各国对布雷顿森林体系解体后汇率走势的经验研究表明，购买力平价
对于多数货币并不适用，使购买力平价理论对于学术界的吸引力～落千丈。但从
20世纪90年代以来，随着计量经济学的发展和数据样本的增加，西方经济学界
对于购买力平价的应用研究又掀高潮，研究的内容也极大突破了传统的购买力
平价理论，人们对于购买力平价的看法似乎从完全否定的极端走向了完全肯定
的极端。最近购买力平价研究的一个趋势是不仅检验相对购买力平价是否成立，
还希望通过相对购买力平价得到一国一段时期的均衡汇率，从而判断汇率的均衡
与失调情况。
前文已经对购买力平价理论及其实证研究进行了讨论，下面将对购买力平价
理论这一传统汇率理论是否适用于人民币汇率进行探讨。由于相对购买力平价更
便于进行经验分析，同时，近年来国际上关于购买力平价理论的讨论也主要集
中于相对购买力平价，因此这里重点讨论相对购买力平价，对人民币汇率的相对
购买力平价进行实证检验，并探讨能否用相对购买力平价理论得到均衡汇率来衡
量人民币汇率的均衡与失调。
基于购买力平价的均衡汇率实证模型是最早使用的均衡汇率实证模型，它的
基本思路是：如果实际汇率为平稳时间序列，那么就认为相对购买力平价是成立
的，这是长期均衡汇率可以通过相对购买力平价的方法计算得到。在具体计算均
藿
衡汇率时首先需要确定基期水平，并且这个均衡汇率是恒定不的。然后，通过
将各期的实际汇率和基期实际汇率相比较，可以判断实际汇率是否还维持在均衡
汇率水平上。
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一、人民币和美元之间购买力平价的检验
在20世纪80年代中期以来，人们通常用普通最小二乘法(OLS)来验证购买
力平价。但根据计量经济学的研究和发展发现，使用普通最小二乘法来验证由时
间序列数据所反映的经济现象时，往往容易导致谬误回归(Spurious
Regression)。也就是说，当用一个时间序列对另一个时间序列做回归时，如果
两者之间并无任何有意义的关系，但却得到一个很高的R2，这就说明是一种谬误
回归。在通常情况下，当人们做涉及时间序列数据的普通最小二乘法回归分析时，
往往背后隐含着一个假定，即这些数据是平稳的。如果这些数据不是平稳的，则
运用t、F、x 2等检验方法所作的假设检验将是可疑的。现实中人们认识到名义
汇率和价格指数一般是非平稳序列，由此得到实际汇率序列数据也难以保证其平
稳性。。
20世纪80年代中后期，随着检验时间序列平稳性的单位根检验以及研究时间
序列相互关系的协整回归方法等较为先进的计量手段的逐渐发展和运用，对购买
力平价及实际汇率等的研究又上了一个新台阶。研究发现，当两个非平稳时间序
列有协整关系时，则用这两个时间序列所作的回归结果未必是谬误的，而且通常
t和F检验是有效的。而且随着定量研究的深入，特别是时间序列分析方法的发展，
相对购买力平价的表示形式也发生了很大变化，有的甚至已超越了购买力平价
理论的范畴，这里讨论购买力平价的其中两种表示形式，即传统的购买力平价表
示形式和购买力平价的三变量形式。它们分别对应着近期的购买力平价实证研究
常采用的检验实际汇率的单位根和检验构成实际汇率的变量序列之间的协整关
系这两种检验方法。
，张检验实际汇率的单位根
●
检验实际汇率的单位根就是检验实际汇率序列的平稳性。如果实际汇率时间
序列数据表现出非平稳性，则不支持购买力平价：反之，如果其表现出平稳性，
则可以认为实际汇率在长期内能回复到均值，也就是说能回复到汇率的长期均衡
值或购买力平价。
对实际汇率Q。=StP。·，P。，两边取对数，并令小写字母表示变量的自然对数
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形式，即暑=Ins,，pf=lnP,，西=lnP,‘，可以得到用对数形式表示的实际汇率q。
如下：
q，E St-p。+P： (3．1)
随着计量经济学中单位根检验方法的提出，从20世纪80年代中期到晚期，
检验购买力平价所使用的基本做法是利用增广迪基——富勒(ADF)检验(Dickey
and Fuller，1981)来验证实际汇率的变化过程中是否存在单位根，通常采用以下
一般形式的回归方程：
qt=‰+，lt+，2 q‘．1+西(工)Aqt．1+e‘ (3．2)
其中，O(L)是滞后算子L的p阶多项式，el是一个白噪声过程。这时检验长
期购买力平价是否成立相当于检验虚拟假设Y。=1，这也等用于检验数掘生成系
统q。是否存在唯一的一个单位根。如果虚拟假设不能被拒绝，就意味着实际汇率
q。没有长期均衡的一个水平，购买力平价不成立；备择假设即为购买力平价成立。
品一聋氇验构成实际汇率的变量序列之间的协整关系
另一种方式是检验构成实际汇率的变量序列的协整关系，比如检验名义汇
率、本国物价指数和外国物价指数序列之间是否存在协整关系。当上述三者存在
协整关系，则一般表明实际汇壅．平稳的；反之，如果三者不存在协整关系，则
说明购买力平价不成立。
协整的概念最早是由Engle和Granger(1987)提出的，认为任何两个单整
阶数一样的非平稳序列如果存在一个线性组合，并且此组合是平稳的，那么这两
个序列就是协整的，即这两个变量之间存在长期均衡关系。根据这样的定义，如
果名义汇率、国内物价指数和国外物价指数之间如果存在协整关系，那么长期购
买力平价就是成立的，因为这时均衡误差是平稳的。检验的协整关系式为：
St=口+局0+∥‘P：+q (3．3)
其中以是干扰项
下面就采用以上单位根检验和协整检验两种方法对人民币对美元的的汇率
进行购买平价检验，
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(一)经验回顾
检验购买力平价是否成立的研究大多都是针对西方发达国家的货币，对中国
人民币汇率研究的文献较少，并且主要还是进行定性分析，量化模型较少。例如，
胡援成(1998)、杨帆(2000)等，他们大多认为购买力平价或可贸易品平价至
少是决定人民币汇率的内在基础。国内这方面的量化研究比较有代表性的是张晓
朴(2002)，他将购买力平价的几种演变形式对人民币汇率进行经验分析，认为
购买力平价理论不适用于1979年以来人民币汇率的实际变动。胡援成(2003)的
检验结果也认为购买力平价不成立。而其他的在认为购买力平价成立的基础上来
估计均衡汇率的研究包括基于绝对和相对购买力平价计算我国汇率的合理水平。
易纲(1997)对人民币绝对购买力平价和可贸易品平价进行了测算。他估计的结
果是，1995年中美两国货币的购买力平价约为l美元合4．2元人民币；估计值比名
义汇率1美元合8．35元人民币高出约50％。杨J所和窦祥胜(2004)在检验人民币
相对购买力平价成立后，利用相对购买力平价公式得到了各期的均衡名义汇率，
并认为2002年人民币被低估了4．0l％。
(二)购买力平价的实际汇率单位根检验
首先采用单位根模型，即检验人民币对美元的实际汇率是否存在平稳下来的
趋势，检验式如前面的(3．2)式。由于在使用基于相对购买力平价时采用的实
际汇率定义是外部实际汇率，因此国内外价格指数要统一，这里选取的是两国的
消费物价指数CPI。将人民币对美元的名义汇率、中国消费物价指数、美国消费
物价指数分别取对数后记为s、p和p宰。分别将其代入方程式(3．1)，可以得到
人民币实际汇率q(见图3．1)。
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图3．1人民币实际汇率q的走势
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图3．1的对数实际汇率采用的中美两国消费物价指数是以1990年为基期得到
的回。需要说明的是，用不同年份为基期的物价指数得到的实际汇率只是相差一
个倍数，于是取对数以后就只是相差一个常数。例如实际汇率Q。。=Q。。×
1．368684，其中Q．。表示以1994年为物价指数的基期得到的实际汇率，Q。。表示以
1990为物价指数的基期得到的实际汇率；而q。。=q。。+O．31385，其中q表示对实
际汇率原序列取对数之后的对数实际汇率。因此以不同年份为基期得到的对数实
际汇率序列的走势完全～样，只相差一个常数，而两个只相差常数的序列的单位
根检验结果是完全一样的，因此下而对实际汇率的平稳性进行检验时采用以哪一
年为基期的物价指数是无关紧要的。只有在利用相对购买力平价计算均衡汇率的
时候，基期的选择才是至关重要的，因为这时由不同的基期得到的均衡汇率差别
很大。
由图3．1的实际汇率曲线可以看出实际汇率q显然不是一个固定的常数，从
变动趋势看，似乎也没有迹象表明人民币实际汇率围绕着一个固定的均值波动，
实际汇率并不是很稳定的回复到均值，因此根据直观的感觉和经验，可以初步认
为人民币实际汇率不是一个平稳时间序列。
为了验证上述判断，使判断建立在科学的基础上，还需要通过相关手段来
检验。
这里根据Erie,s3．1软件，采用扩充迪基一富勒(ADF)方法来进行单位根
。请参见附表3．I
——一一．一生垄盔堂堡主兰竺丝塞
检验，以此判别我国实际汇率是否为平稳时间序列．单位根检验方程如下：
q，_af+p吼．I+肛。(3．4)
或者△gf一口，+(p一1)ql—I+“ (3．5)
羽i即△研-口，+向，．I+以(3．6)
其中6-(P一1)
当误差项是自相关时，9lIJADF检验的方程为
舰-岛+卢2f+屯-t+a·Σ地一+‘ (3．7)
其中Aq,．。一@．。-q,．：)等等，依此类推．吼表示t期的实际汇率，A为一阶差
分运算子，即有△吼-吼一研。·虚拟假设为6．0=3戈p-----1，即吼有一个单位根，也
就是说叮f是非平稳的。为了检验实际汇率序列q的平稳性，下面采用(3．7)式可以
作实际汇率时间序列(gf)和其一阶差分的时间序列(△吼)的的ADF单位根检
验。
检验的结果见表3．I。
表3．1人民币实际汇率的ADF单位根检验结果
ADF统计量临界值
1％ -4．4415
q的ADF检验-2．643756 5％ ．3．633
10％ ．3．2535
1％ ． -4．4691
q一阶差分(△口)的ADF检验．4．11986” 5％ -3．6454
10％ ．3．2602
注：表中·、··年|I”·分别表示在1％、5％和10％的水平上拒绝虚拟假设·下同
由表1可见，实际汇率q的ADF统计量的绝对值小于相对应的Il苛界值，表明不
能拒绝序列实际汇率q存在单位根的假定，实际汇率序列是非平稳序列。这说明，’
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严格意义上的购买力平价理论不适用于人民币汇率．实际汇率q的一阶差分(△q)
在5％的显著性水平上，其ADF统计量的绝对值大于相应的临界值，表明实际汇率
序列基本上是差分平稳的。
这里的实证分析表明，借助人民币实际汇率的变动无法印证购买力平价的存
在．根据国内外众多研究成果显示，长期购买力平价是存在的。这里人民币实际
汇率的变动之所以表现为非平稳的随机过程，可能是由于数据不够准确，或者是
研究的时间段不够长，或者是还有一些深层次的未知因素没有考虑进去，比如外
汇管理体制的因素等。
下面再检验名义汇率、中国价格指数以及美国价格指数之间的协整关系是否
存在．
(三)构成购买力平价实际汇率的变量序列之间的协整关系检验
现在将购买力平价理论的要求进一步放松，可以检验三变量形式购买力平
价对人民币汇率是否适用，即检验人民币汇率、中国消费物价指数、美国消费物
价指数之间是否存在协整关系。
前文已经谈到这里将采用的协整模型的实证表达式为：
j。=口+局口．+∥’P：+co, (3．3)
其中S。是中美名义汇率的对数，pt是本国物价指数的对数，pt*是美国物价
指数的对数。现在希望通过上式得到汇率和中美相对价格之间的协整关系。为此，
需要先确定P。和P。}的整形阶数。
(1)整形确定。
为了检验人民币汇率与中美物价指数之间是否存在方程(3．3)中所描述的协
整关系，首先要分别检验名义汇率、中美物价指数是否有相同的整形阶数。具体
检验方法为用ADF检验以上三个序列含有的单位根个数是否相同。物价指数采取
的是1980年至2003年中国和美国的消费物价指数，基期为1990年。数据来源：‘中
国统计年鉴》，IFS。
表3．2各变量的ADF单位根检验结果
ADF统计量1％临界值5％临界值10％1临界值
s的ADF检验-0．622915 -4．4415 -3．633 ．3．2535
s一阶差分的ADF检验-4．18657"* -4．4691 -3．6454 ．3．2602
P的ADF检验．1．910447 -4．4415 -3．633 -3．2535
P一阶差分的ADF检验-2．719940"** ．3．7856 -3．0114 -2．“57
p‘的ADF检验加．544471 -4．4415 -3．633 -3．2535
p+一阶差分的ADF检验-4．229305"" 4．4691 ．3．6454 ·3．2602
检验结果表明，s。pt和P。$都是一阶单整序列．得到三个变量的都是一阶非
平稳序列的结论后，下一步需要检验三者之间是否存在协整关系。
(2)协整关系检验。
此前，张晓朴(2000)分别对1979--1999年人民币官方汇率的检验结果也表
明，实际汇率是非平稳的，同时名义汇率和中美物价指数之间的协整关系存在。
而胡援成(2003)对1981---2000年人民币官方汇率的检验结果则认为，不仅实际汇
率是不平稳的，并且各变量之间的协整关系也不存在。
这里运用Johansen极大似然估计方法对上述三个变量进行协整检验。得到
的检验结果见表3．3。
表3．3 s、P和p。之间的Johansen协整关系检验结果
检验序列：s。P，p宰检验假定：数据中不含确定性趋势
检验类型：协整方程中含截距和趋势项滞后间隔：1 l
特征值似然比5％临界值1％临界值协整方程的个数
0．602786 39．93676 34．9l 41．07 没有·
0．445968 19．62457 19．96 24．6 至多1个
0．260287 6．632856 9．24 12．97 至多2个
标准化的协粘方稃系数：1个协整方程
S P P‘ C
1 ．1_344159 O．022962 4．817199
(-0．36524) (_0．75847) (．1．94025)
对数似然比： 136．7905
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表3．3tBJohansen协整检验结果说明，在5％的显著水平上拒绝了不存在协整
关系的虚拟假设，也即S、P和p}之间的协整关系是存在的，人民币名义汇率，
中国消费物价指数、美国生产者物价指数之间存在协整关系，对应的协整方程为：
s=4．817199+1．344159p--0．022962p* (3．8)
并且由检验结果得到的协整关系式(3．8)中各变量的符号也与理论上的相吻
合，即人民币名义汇率与中美两国物价指数的变动是呈现长期均衡关系的，因此
可以认为人民币与美元之间某种程度的购买力平价是存在的。下面将利用相对购
买力平价计算人民币均衡汇率。
二、利用相对购买力平价计算人民币均衡汇率
在用协整方法检验了中美之间的购买力平价后，可以认为人民币与美元之间
的相对购买力平价是成立的。要利用相对购买力平价计算人民币均衡汇率，首先
是要确定基期水平，并假定基期水平上的实际汇率保持在均衡汇率水平上。然后，
通过相对价格变化对基期名义汇率的调整，得出各期实际汇率。最后将每一期的
实际汇率和基期实际汇率相比较，可以判断实际汇率是否还维持在均衡汇率水平
上。因此在上面检验相对购买力平价是否成立时，指数基期的选择并不影响结论；
而现在在利用购买力平价计算人民币均衡汇率时，汇率基期的选择就显得非常重
要。
(一)基期问题
以往利用购买力平价对人民币汇率的实证研究在基期的选择上也是各不相
同。俞乔(1998)以1991年12月为基期和1994年4月为基期得多J1993年以来人民币
实际汇率高估的结论；陈学彬(1999)分别以1990年底的名义汇率和1995年的可贸
易品平价汇率为基期计算实际汇率，并认为90年代以来“实际汇率低估”。他们的
低估和高估标准不是相对购买力平价均衡汇率，而是将实际汇率与名义汇率比
较，认为实际汇率如果比名义汇率升值更多就是高估。反之则是低估。现在看来
这些处理有不够适当之处，因为实际汇率是由名义汇率经过物价调整得到的，本
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身是用于衡量货币实际购买力的，实际汇率的升值可能是由名义汇率升值引起
的，也可能是由本国物价上升快于外国引起的，它只能说明实际购买力的变化，
而不适合用来同名义汇率相比较来作为判别高估或低估的标准。
Chou和Shih(1998)以及杨忻和窦祥胜(2004)的研究中，在认为人民币和美元
之间的协整关系存在后，他们估算了人民币均衡汇率。购买力平价方法估计汇率
的主要困难是确立一个合适的基期，为了避开这一问题，他们将一段时间内汇率
的平均值作为购买力平价均衡汇率的基准。Chou和Shih(1998)将1981的第l季度
至1994年第4季度的长期平均汇率作为基期，其估计结果表明除了1986、1990—
1992以及1994年是低估的之外，其他年份都是高估的。杨忻和窦祥胜(2004)采用
了同样的方法，利用样本期1981--2002的平均汇率作为基期，认为90年代以来只
有1997和1998年汇率是高估的，而90年代以来的其他年份都是汇率低估。这种确
立基期的方法虽然避免了用某一年(或者某个月、某个季度)作为基期的片面性，
可是这种方法的也有不足之处，即不能完全反映现实情况，它是将某一期的汇率
与一段时期内的平均汇率进行比较，难以反映当期的汇率失调情况。另外，从购
买力平价角度来，如果选择以某个时段为基期的话，就等同于认为这段时期的汇
率是符合绝对购买力平价的均衡汇率，既然这样那就没有必要再将这个平均汇率
与每一期的汇率进行比较。
这里对购买力平价作实证分析时选用的基期为1994年，这是出于以下考虑：
我国1994年仞实行外汇体制改革，其中一条是汇率并轨，名义汇率从1993年的
5．76调整接近8．7，等于当时的外汇调剂价。而外汇调剂价基本上反映了我国外
汇市场的供求均衡价，因此以1994年的汇率为基期汇率是比较合理的。当然，这
一年的汇率也不是绝对均衡，调剂市场价也不一定就是真正意义上的均衡汇率。
(二)人民币均衡汇率
由于选择了1994年作为基期，即认为这一期的汇率是均衡的。而基期的实际
汇率是等于名义汇率的，于是1994年的均衡实际汇率就等于8．62。再按照基于相
对购买力平价的实际汇率计算公式Q。，=S。P：／P。。得到各期的实际汇率。P。和P。’
分别是t期中国和美国相对于基期的消费物价指数，样本范围是1980年至2003年。
得到的均衡实际汇率和现实的实际汇率如图3．2。
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此外，也可以比较名义汇率，方法是利用相对购买力平价公式S。=s。P。／P‘．，
得到对应于均衡实际汇率的各期名义汇率，再将这个汇率与现实的名义汇率进行
比较．由于这两种比较方法得出的汇率均衡与失调情况是一致的国，因此本文只
给出实际汇率的估计结果。
由图3．2估计结果来看，只有2000年的现实实际汇率与均衡汇率基本一致。
其他年份则只有2001年--2003年的实际汇率相比均衡汇率而言存在低估，剩下的
所有时期都存在不同程度的高估．而且80年代初高估的情况最为严重，幅度达到
犷碎东煳堋触破一一_QI訾-Qo一—s鼍等哂产鸶
燃獭一争铹一鬻一等
4l
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70％。1996年以来，随着现实实际汇率的贬值，汇率高估的情况得到缓解，直到
2002年和2003年的汇率变为低估且幅度仍分别在4．2％和6．6％左右。
从上面分析的结果来看，人民币在1980---2000年的几乎所有样本区间内都存
在着高估。得出这样的结果，其关键的原因还是在于利用相对购买力平价计算均
衡汇率时的基期选择上。由于1994年的人民币实际汇率几乎处于最高位也即币值
几乎最低(如图3．2)，如果以它为基期汇率，其他年份的汇率因为比基期汇率的
币值高，因此肯定是高估的。
同时，也有学者认为，1994年人民币汇率调整严重低估了人民币币值，并且
经济波动很大，作为基期不够适当。而1990年中美两国的经济比较稳定，中国国
际收支基本平衡，外汇调剂价和人民币牌价比较接近，更符合作为基期的要求。
为此，下面再尝试以1990年为基期再次进行计算。得到的均衡汇率与现实汇率的
情况如图3．3。
图3．3人民币均衡实际汇率和现实实际汇率(1990
为基期)
^
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年份
}+现实的实际汇率+均衡实际汇率l
与图3．2的估计结果相比，图3．3的结果表明，在80年代初期汇率是高估的，
而90年代初期通过引入调剂市场汇率使得人民币贬值，这导致了1991一1994年的
汇率低估；之后自90年代至今人民币汇率都表现为低估，至rJ2003年低估幅度接近
46％．
这里分别选用1994年和1990年为基期，得到的均衡汇率以及汇率失调的情况
差别是如此之大．这从一定程度上反映出仅以相对购买力平价方法计算均衡汇率
42
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是不够严谨的。这个缺陷也是相对购买力平价自身的不足之处。由于相对购买力
平价认为在基期绝对购买力平价是成立的，因此基期的现实实际汇率就是均衡汇
率．在研究中选取的基期如果不同，例如有人以高通胀年为基期，有人以低通胀
年为基期，有以名义汇率大调整前(如人民币1994年前的汇率)为基期，有以本币
贬值后的年份为基期，最后得到的均衡实际汇率差异就非常大，导致判断汇率失
调的标准不统一，这样就会失去对均衡汇率研究的意义。
三、基本结论
尽管购买力平价研究中存在着很多问题，例如两国的价格水平和物价指数的
不可比性、资本长期流入、实际冲击以及转轨经济体制变化的影响等等，但是也
由于它简单清晰，易于实证，仍然不失为对人民币均衡汇率进行初步研究的较好
工具。
这里通过对20世纪80年代以来的人民币汇率进行单位根和协整检验，结果表
明，人民币对美元的实际汇率的单位根检验不能够拒绝实际汇率有单位根的虚拟
假设。而通过对构成购买力平价实际汇率的变量序列之问的协整关系检验则表
明，人民币与美元之间的相对购买力平价是成立的，人民币汇率的变动对应于中
美两国之间物价水平的变化。但是在此基础上得到的购买力平价均衡汇率(1994
年为基期)认为，人民币在1980--2000年的几乎所有样本区间内都存在高估。出
现这样的结果，关键的原因在于利用相对购买力平价计算均衡汇率时的基期选择
上。由于单位根检验和协整检验与基期选择关系不大，它们都是检验数据的长期
趋势，并没有检验实际汇率是否等于某个确定的常数，因此不管选取哪一年作为
基期，都不会影响到检验的结果。而计算均衡汇率时则必须选取一个汇率基期，
以它作为各期的均衡汇率。由于不存在真正的人民币均衡基期汇率，因此选取哪
一年作为基期都是不够合理的。而且由图3．2和3．3W以看出，以1990年为基期得
到的均衡与失调的情况与以1994年为基期得到的结果差别非常大，这也从一定意
义上证明了这种方法的具有一定的随意性和不稳定性。
此外，购买力平价均衡汇率方法自身的不足之处还包括它假设在比较期内均
衡汇率恒定不变。事实上，即使基期年份的实际汇率确为均衡汇率，但是由于购
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买力平价只考虑了价格因素而未将其他宏观经济变量纳入考虑，因此在比较期内
基本经济因素仍可能发生变化，到期末时，原先的均衡汇率可能己发生很大变化。
这时，如果仍以此来测算汇率失衡就不够准确。事实上，即使宏观经济处于均衡
状态，当期的现实汇率也可能是偏离可持续均衡汇率水平的。综上所述，尽管这
里的检验结果表明人民币和美元之间的相对购买力平价在一定意义上是存在的，
但这也仅证明人民币汇率变动等于中美相对价格的变动。而在此基础上利用相对
购买力平价计算人民币均衡汇率时，由于基期的难以确定以及均衡汇率固定不变
的不够合理的假设，使得用这种方法得到的均衡汇率也失去了其作为判断标准的
意义。
所以这里的结论是，相对购买力平价只能作为判断两国之间名义汇率与物价
水平变化的依据，如果用它来计算人民币均衡汇率，则是不够可取的，得到的均
衡汇率也不够完全准确，从而难以确切说明人民币币值的低估或者高估。
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附表3．1人民币实际汇率计算表
美国消费中国消费
物价指数物价指数P 对数中国消对数美国消
P．(1990= (1990= 名义汇率实际汇率对数名义费物价指数费物价指数对数实际
年份100) 100) S Q 汇率s p P‘ 汇率q
1980 63．06522 52．04622 1．4984 L815635 0．404398 3．952132 4．144169 0．596435
1981 69．57084 53．29803 1．70453 2．224953 0．533289 3．975899 4．242345 0．799736
1982 73．85678 54．3091 1．89254 2．5721729 O．63792 3．994692 4．302128 0．945356
1983 76．22934 55．12759 1．97567 2．731918 0．680908 4．00965 4．333746 1．005004
1984 79．52Q37 5 6．66827 2320()4 3．255622 0．841584 4．037214 4．376013 1．180383
1985 82．35224 61．67549 2．93666 3．921177 1．077273 4．121887 4．411006 1．366392
1986 83．88289 65．38276 3．45279 4．429761 1-239183 4．180259 4．429422 1．488346
1987 87．0209l 70．14925 3．722I 4．617306 1．314288 4．250625 4．466148 1．529811
1988 90．50963 83．14877 3．722l 4．051604 1314288 4．420631 4．505456 1．399113
1989 94．87848 97．9297l 3．76511 3．647799 1．325777 4．58425 4．552597 1．294124
1990 100 100 4．78321 4．78321 1．565112 4．60517 4．60517 1．565112
1991 104．2349 102．8888 5．32339 5．393039 1．67211 4．633649 4．646647 1．685109
1992 107．3921 108．4，，j6 5．51459 5．462023 1．707397 4．686哦；4 4．676486 L697819
1993 110．562 122．7251 5．76196 5．190901 1．751278 4．809947 4．705576 1．646907
1994 113．4447 149．35 8．61874 6．546705 2．153939 5．006293 4．731316 1．878962
1995 116．6274 171．4492 8．35142 5．681009 2．122432 5．144287 4．758984 1．737129
1996 120．0459 181．897 8．31417 5．487073 2．117961 5．20344 4．787874 1．702395
1997 122．8523 183．3414 8．28982 5．554795 2．115028 5．21135 4．810983 1．71466l
1998 124．．7592 178．5749 8．27896 5．783999 2|113717 5．】85008 4．826386 1，755095
1999 127．489 173．2306 8．27825 6．092373 2．113632 5．154624 4．84803 1．807038
2000 131．7942 170．6307 8．27S5 6．394264' 2．113662 5．139502 4．881241 1．85540l
200l 135．5187 169．2826 8．27707 6．626182 2．113489 5．13157 4．909109 1．891029
20()2 137．6682 167．0679 8．27696 6．820427 2．113476 5．1184 4．924847 1．919922
2003 140．7931 166．9234 8．27704 6．981343 2．113485 5．117535 4．947291 1．943241
数据来源：中囡消费物价指数取自‘中国统计年鉴》，美国物价指数和名义汇率取Ea IFS。
一．． 些至盔堂堡主兰堡堡苎
附表3．2人民币实际汇率失调程度
美国消费物价中国消费物价汇率失调程汇率失调程
指数(1990--- 指数(1990----- 名义汇率实际汇率窿(1990年度(1994年
年份100) 100) S 0 为基期) 为基期)
1980 63．06522 52．04622 1．4984 1．815635 62．0415 72．26644
1981 69．57084 53．29803 1．70453 2．224953 53．48411 66．01416
1982 73．85678 54．3091 1．89254 2．573729 46．19243 60．68665
1983 76．22934 55．12759 1．97567 2．731918 42．88527 58．27034
1984 79．52037 56．66827 2．32004 3．255622 31．93647 50．27084
1985 82．35224 61．67549 2．93666 3．921177 18．02206 40．10457
1986 83．88289 65．38276 3．45279 4．429761 7．389369 32．33602
1987 87．0209l 70．14925 3．7221 4．617306 3．468476 29．47131
1988 90．50963 83．14877 3．722l 4．051604 15．29529 38．11232
1989 94．87848 97．92971 3．76511 3．647799 23．73742 44．28038
1990 100 100 4．78321 4．78321 0 26．93714
1991 104．2349 102．8888 5．32339 5．393039 ．12．7494 17．62208
1992 107．3921 108．4256 5．51459 5．462023 ．14．1916 16．56836
1993 110．562 122．725l 5，76196 5．190901 ．8．52337 2a70972
1994 113．4447 149．35 8．61874 6．546705 ．36．8684 O
1995 116．6274 171．4492 8．35142 5．681009 -18．7698 13．22338
1996 120．0459 181．897 8．31417 5．487073 ．14．7153 16．18573
1997 122．8523 183．3414 8．28982 5．554795 ．16．1311 15．15129
1998 124．7592 178．5749 8．27896 5．783999 ．20．923 11．65023
1999 127．489 173．2306 8．27825 6．092373 ．27．37 6．93986
2000 131．7942 170．6307 8．2785 6．394264 ．33．6814 2．328511
2001 135．5187 169．2826 8．27707 6．626182 ．38．53 ．1．214
2002 137．6682 167．0679 8．27696 6．820427 -42．591 ．4．18107
2003 140．7931 166．9234 8．27704 6．981343 ．45．9552 ．6．63903
说明：汇率失调根据以下公式计算：汇率失调程度=一(S--Sppp)／Sppp；数据前面的
正号表示高估；负号表示低估．
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第四部分人民币购买力平价和实际汇率
——巴拉萨一萨缪尔森命题分析
一、巴拉萨——萨缪尔森命题的理论表述
人们在对购买力平价进行估算的研究中发现，购买力平价与现实汇率之间往
往存在着一定的差异，而且这一偏离非常普遍，并在发展中国家尤为突出，大部
分发展中国家的汇率都存在着严重的低估现象。巴拉萨试图解释这种偏离不是随
机的和偶然的，而是一种系统性的偏离。1964年巴拉萨在《购买力平价教义：
一种重新表述》中，对购买力平价理论进行了系统的清算。这一清算的着眼点在
于探求造成购买力平价与现实汇率之间存在着系统性差异的原因。他在传统的购
买力平价理论所回避的实体经济的活动中，引入生产率这个供给方面的因素加以
解释，认为购买力平价与现实汇率之间存在的偏离是系统性的，而不是随机的和
偶然的，并且偏离的程度在总体上与经济发展水平相关．
与此同时，萨缪尔森在《对贸易问题的理论评点》中的出发点同巴拉萨基本
一致，都试图探求导致购买力平价在实际经济中发生系统性偏离的主要因素。二
者的分析角度以及分析方法基本一致，他们的见解被合称为“巴拉萨——萨缪尔
森效应”。下面主要考察巴拉萨的理论分析过程。
鉴于当时经济理论研究方式的特点，巴拉萨对这一理论的表述没有采用数学
表达式，而是将他的思想简单的表述为以下形式：
(1)当存在贸易限制时，在考虑到运输成本的情况下，可贸易品的价恪通
过汇率而达到一致。
(2)假定价格等于边际成本，不同国家可贸易品部门的工资水平差异同该
部门的生产率水平差异相对应，同时一国内部劳动力的流动将会使得每个经济体
内部工资均等。
(3)服务部门(不可贸易部门)同可贸易部门相比，国际间的生产率差异
较小。在各国内部工资均等化的作用下，生产率较高国家的服务于价格水平将更
47
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为昂贵。
(4)在购买力平价的计算中考虑到了服务业，那么两国货币的购买力平价
水平，在用较高生产率国家的货币作为单位衡量时，将会低于均衡的汇率水平。
(5)两国间可贸易品部门的劳动生产率差异越大，那么两国间工资以及服
务业价格的差异就越大，相应的购买力平价与均衡汇率水平之间的缺口就越大o。
巴拉萨用以上5个逐层推进的分论点完整的表述了他的思想，这些也可以用
下面的图示来表达。
PT=PT‘ AT<A丁． u<u‘ AH"≈--AN‘ PN<PN‘
i ；
图4．1 巴拉萨的理论表述示意图
图4．1中，P表示价格水平(用某种可贸易商品作为计量单位)，PT和艮分
别表示可贸易品价格和不可贸易品价格，AT和AN分别表示可贸易品部门和不可
。参见Balassa．1964
弓
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贸易品部门的生产率，u表示工资率水平，·号表示外国相应变量。从图中可以
看出巴拉萨的论证逻辑，即造成两国的实际汇率与购买力平价不同的原因在于：
在可贸易品部门存在购买力平价的情况下，两国可贸易品部门的不同生产率
决定了两国不同的工资水平；
劳动力在一国内部的自由流动，使得不可贸易品部门同可贸易品部门的工
资相等，工资同不可贸易品部门的生产率的结合确定了不可贸易品部门的价格水
平；
由于两国不可贸易品部门的生产率不存在大的差异，所以两国不可贸易品
部门价格的差异就体现为工资的差异；
一国的价格水平是由可贸易品部门同不可贸易品部门的价格水平组成的，
两国的价格水平进行比较时，这一差异就体现为两国不可贸易品价格的差异，这
又反映为两国工资的差异，最终是由两国可贸易品部门的生产率差异所决定的。
二、“巴拉萨——萨缪尔森效应”的数学表达
这里以小国开放经济为分析对象。。假定生产要素为资本(K)和劳动(L)，
生产可贸易品(T)和不可贸易品(N)两种产品。其中，可贸易品在国际市场
上坡定价，这里可以把它作为度量单位，而不可贸易品在国内市场上被定价。假
定资本可以在各国以及各部门之间自由流动，而劳动只能在一国国内的不同部门
间流动。
假定可贸易品和不可贸易品的生产函数都为以下形式：
yr=A7(F)矿(K7)”矿(4．1)
y”=爿⋯(∥)8、(足”)Ⅲ” (4．2)
其中，Y、K和L分别表示相关经济部门中的国内产出、资本和劳动，上标
T和N分别表示贸易品和不可贸易品部门，为简便起见这里省去了时间下标。同
时假定贸易品和不可贸易品部门都是完全要素流动并且是完全竞争的。从而根据
相关变量，把式(3．1)和(3．2)分别对资本K和劳动L求一阶导数，可以得出
口可参见Froot and Rogo正1995．
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可贸易品部门和不可贸易品部门的利率(R)和工资(W)如下：
R7=(1一口7)一7(K7／Lr)一矿(43)
Rn=p”(I--0”)Au(彭”It：N)一∥ (4．4)
W’=8TA’(K7／E)1—97 (4．5)
W“=∥0“A“(K”，∥)1一∥ (4．6)
其中R表示资本的成本，w是以可贸易品衡量的工资率，并且wr=wN=w，
P”是不可贸易品的相对价格。下面再对式子(4_3)一(4．6)分别取其对数形式，
再取全微分，可得：
a7—0T(七7一lr)=0 (4．7)
声“+a。一口”(七”一Iu)=0 (4．8)
谛=a7+(1一目r)(豇7一f7) (4．9)
访=声”+占。+(1一口”)(七”一，”) (4．10)
其中小写字母表示相应变量的对数形式，加帽号的变量表示对相应变量取了
全微分。
从式(4．9)可以得出第一个重要结论：对于小型开放经济来讲，工资完全
是由可贸易品部门的生产率决定的。
再由式子(4．7)一(4．10)可以得出：
(七”一lN)=(尼7一IT)=谛=a7／07 (4．11)
p”=(0”／07)a7一aⅣ (4．12)
其中(4．11)表明，资本一劳动变动百分比对可贸易品部门和不可贸易品部
门是相同的，并且都等于工资变动率。
由式(4．12)可以得出第二个重要结论：不可贸易品的相对价格由可贸易品
部门与不可贸易品部门的生产率差异决定。
这也体现了巴拉萨——萨缪尔森条件：不可贸易品部门价格变动是由经济中
供给一方决定的，而需求方面的因素并不影响长期中的实际汇率。如果可贸易品
部门和不可贸易品部f-jee劳动和资本的密集程度是相等的，即07=曰Ⅳ．那么价
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格变动的比率就恰好等于这两个部门之间生产率的差异。但是，如果不可贸易品
部门相对于可贸易品部门来说是劳动密集型的，即0”>矿，则即使两个部门处
于生产率平衡增长的状态，不可贸易品的相对价格也仍然会上升。由于消费价格
指数(CPI)中的一部分保持不变而另一部分发生了上涨，就使得整体的价格水
平一定会上升。
下面将分析视角扩展到两国间实际汇率总体水平的变动上。为了更加便于分
析．现在这里采用货币的变量形式，即把前文中以国际市场上某种可贸易品为度
量单位改为以本国货币作为度量单位。并假定，两国的价格水平指数中，可贸易
品和不可贸易品的比重相同，分别为Y和(1一Y)，而PN(P‘“)和P7(P+7)
分别为不可贸易品和可贸易品的价格水平，则两国价格水平可以写为：
户=(Pr)7(PN)1．， (4．13)
P’=(P)7(P州)1—7 (4．14)
这样，两国闻的实际汇率，可以写为：
Q=s譬毋7p'T·可(p'”而／p"r)l-r (4．15)
惺酷裤
可以看出，如果在可贸易品部门存在着购买力平价，则两国间自鼋7K平：就将
会由各国内部不可贸易品和可贸易品之间的比价所共同决定，即：
Q=寸(p'N面／p．'rF)i-,
或者，更为简洁的，令P“和P喇代表两国不可贸易品的相对价格，则两国
间的实际汇率可以写成：
Q=∞-一， (4．16)
再将式(4．16)写成变动率的形式，并结合(4．12)，可以得到：
辱=(1训等(a”搿)娟胪∥)】(4．17)
从式(4．17)可以得到第三个重要结论：如果一国相对生产率提高幅度高于
：生奎盔兰堡主堂竺堡壅
另一国，则该国的实际汇率将升值o．
容。
以上就是用较为规范的形式来表述的“巴拉萨——萨缪尔森效应”的完整内
三、对巴拉萨——萨缪尔森命题的实证检验
巴拉萨和萨缪尔森试图以劳动生产率差异来解释汇率长期趋势系统性地偏
离购买力平价的趋势。。巴拉萨一萨缪尔森命题认为：随着实际收入的增长，可贸
易部门劳动生率的提高快于不可贸易部门劳动生产率的提高。由于在每个国家内
部存在竞争压力，两个部门中技能类似的工人工资水平必须大致相等，在其他条
件不变的前提下，可贸易部门较快的劳动生产率增长提高了不可贸易部门的相对
成本，因而提高了不可贸易商品的相对价格。在各个国家可贸易商品的相对价格
保持不变的条件下，不可贸易商品相对价格的提高就造成了总物价水平的提高，
。这可以看一个简单的特例来说明，先由式子(4．15)写成相应的对数形式，并且同样令PN和P州代表两
圉不可贸易品的相对价}备，则实际．汇率可以写成：
q=s+p*--p=s+p”一P7+(1一，)(p‘”一P”)
现在假定期初时可贸易品部门存在购买力平价．则两国问的实际汇率水平由此时的不可贸易品相对价
格决定．即：
q=(1一，)(p‘”一P”)
现在假定在to时期本国可贸易品部门发生了生产率的提高(&0)，而本国不可贸易品部门以及
外国可贸易品邪门和不可贸易品部门生产率情况均不发生变化．
那么，此时即to时期本国的可贸易品的价格变为：
R=Pl一&b
廊间时的不可贸易品的价格变为：
p．v=P1+△，4，
我们假定可贸易品部门购买力平价始终成立，那么此时即to时期的实际汇率为：
qq=s+p”一武+O-r)(p“一p：、
即：qo=s+p‘r—pr+△鼻+(1一，)(p‘Ⅳ一PⅣ一△4)
在购买力平价始终成立时，本国可贸易品价格的降低就需要经济作出相应调整．由于可贸易品
的价格水平是由经济条件所决定的，所以不能再发生变动，从而就只有使得名义汇宰发生调整．由此
保持可贸易品部门的购买力平价．从表达式上看，就是使得名义汇率的升值：
‰=s一削r
相应的，to时期的新的实际汇率就是：
q。=q一(1一y)·△4
可以看出，本国可贸易品部门生产率的提高会带来本国实际汇率的升值．
。巴拉萨——萨缪尔森命题的传统检验案例是日本，日本的经济快速增长同日元兑美元的实际汇率的持续
升值同步进行．在1960-1997年间，日本年工业产品增长要比美国快2％还多增长速度差异在20世纪60’
年代和70年代更为显著．日元的实际汇率在20世纪60年代和70年代期间稳定的升值．参见(美)理奁
德·M·列维奇：‘国际金融市场：价格与政簧)。机槭工业出版社，2003年．
52
～一． 些查查兰堡主兰堡兰奎，．
如果一国总物价水平提高快于贸易国(即一国可贸易部门劳动生产率相对不可贸
易劳动生产率的提高程度大于贸易国)，于是实际汇率升值，但这并不影响可贸
易品的竞争力。
从表4．1可以发现回，我国的经济增长和可贸易部门与不可贸易部门劳动生产
率之比有较强的正相关性，也就是说随着一国经济的增长，可贸易部门劳动生产
率的提高快于不可贸易部门，这样巴拉萨——萨缪尔森命题的这一论断是成立
的。同时，检验不可贸易品的物价上涨高于可贸易品物价的上涨与可贸易部门劳
动生产率提高快于不可贸易部门劳动生产率提高之问的相关性，得到可贸易品和
不可贸易品价格指数之比‘／，。与可贸易品部门和不可贸易品部门的劳动生产
率之比吩／aⅣ之间的相关系数为一O．8765。而‘／如与劳均GDPI拘相关系数为一
0．914，从而表明可贸易部门较快的劳动生产率增长提高了不可贸易部门的相对
价格这一论断也是符合中国实际的。
表4．I中国劳均生产率变动情况
年份aT nⅣ ^(-ar／aⅣ)
劳均GDP
1989 4603．83 5073．57 0．907414 3056，12
1990 4078．38 4738．64 0．860665 2902．24
1991 4835．27 5677．97 0．851584 3336．13
1992 6230．96 6810．25 0．914939 4063．54
1993 8652．46 7954．14 1．087793 5218．15
1994 11629．71 9624．44 1．208352 6958．35
1995 14650．83 10794．37 1．357266 8606．43
1996 16711．06 11753．07 1．421846 9859．78
1997 18518．9l 12777．17 1．449375 10698．65
1998 19000．71 13863．54 1．370553 11199．05
1999 20567．41 14541．89 1．414356 11626．6
2000 24427，13 15426．91 1．5834l 12565．51
注：ar和口Ⅳ分别表示可贸易品部门和不可贸易品部门的劳动生产率·
但是，巴拉萨——萨缪尔森命题的最终结论，即经济增长率高的国家，其实际
汇率将升值，却难以得到实证的支持。从表4．2可以发现，自1997年以来的人民币
实际汇率是持续贬值的。
。奉小节中的数姑0l自陈志昂等(2004)．
山东大学硕士学位论文
表4．2人民币实际汇率(数据来源同附表3．1)
年份1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996
实际汇率4．78321 5．393039 5．4620，3 5．190901 6．546705 5．681009 5．487073
年份1997 1998 1999 2000 200l 2002 2003
实际汇率5．554795 5．783999 6．092373 6．394264 6．626182 6．820427 6．981343
从表4．3可见，中国的两大部门的劳均生产率之比一直大于美国，而且变化
量也都大于美国两大部门劳均生产率比的变化量，而实际汇率一直贬值，而且实
际汇率同可贸易品部门和不可贸易品部门劳动生产率变动之间的相关性很低，说
明实际汇率的变动并不是由于两国两大部门劳动生产率差异所导致的。巴拉萨一
一萨缪尔森命题只能解释中国不可贸易品与可贸易品相对价格变动的原因，无法
完全解释中美购买力平价的偏离和实际汇率的变动．主要出于以下原因：
表4．3 购买力平价偏离与两国弭：大部门劳动生产率
年份
h(-ar／aⅣ) 以(-^／础^’(1口；／口：) 西(-I／确
1990 0．8607 O 0．787 O
199l O．8516 ．1．057 0．767 ．2．5413
1992 0．9149 6．2972 0．763 ．3．04956
1993 1．0878 26．386 0．774 ．1．65184
1994 1．2084 40．397 0．811 3．049555
1995 1．3573 57．697 O．797 1．270648
1996 1_4218 65．191 0．783 -0．50826
1997 1．4494 68．398 0．797 1．270648
1998 1．3706 59．242 0．758 -3．68488
1999 1．4144 64．331 0．779 ．1．01652
2000 1．5834 83．967 0．777 ．1．27065
(1)经济结构的差异
从表4．4可以发现，尽管中美两国不可贸易部门的比重在不断上升，但中美两
国的产业结构相差甚远。2000年，中国不可贸易部门比重为16．5％，美国为50．8％·
山东大学硕士学位论文
美国价格指数的变动均衡地受不可贸易和可贸易产品价格变动的影响，而中国主
要是看可贸易品价格的变动。因此虽然中国不可贸易品相对可贸易品价格上涨较
快，但由于不可贸易品所占的比重较低，造成不可贸易品相对价格变动对总价格
水平的影响较小．这样，不可贸易部门劳动生产率低而传导至物价总水平的机制
就难以如同巴拉萨——萨缪尔森命题所描述的那样发生作用。
表4．4人民币购买力平价
中国不可贸易美国不可贸易实际汇率
年份
lN|IT 品所占的比重l：}l： 品所占的比重O
1990 1 0．136 1 0．479 4．78321
1991 1．057 0．132 1．0145 0。49 5．393039
1992 1．135 0．138 1．0277 0．49 5．462023
1993 1．285 0．133 1．0136 0．505 5．190901
1994 1．259 O．134 1．0152 0．505 6．546705
1995 1．208 0．134 1．0174 0．509 5．681009
1996 工|267 0．14 1．0258 O．505 5．487073
1997 1．388 0．147 1．0383 0．513 5．554795
1998 1．476 0．154 1．1132 O．52 5．783999
1999 1．588 0．157 1．1696 O．523 6．092373
2000 1．748 0．165 1．1483 0．508 6．092373
轧!注：其中w平¨H，‘分别表示中国和美国的工资水平，并且肘-(嵋／wu)／(ar／aru)，
M+-(一／∥：)他：／口：。)
(2)中美两国两大部门的劳动生产率逆转
巴拉萨——萨缪尔森命题认为：可贸易部门劳动生产率的提高快于不可贸易
部门，可贸易部门的工资随着劳动生产率的提高而上涨，从而推动不可贸易部门
成本的增加，最终导致总物价上涨，而且不可贸易部门物价上涨幅度大于可贸易
部门矗E们已经证明这一推论是符合中国实际的。但美国的情况却与其推论相逆a
从表4．3中可以发现，美国可贸易部门的劳均生产率反而低于不可贸易部门的劳
均生产率，1990年以来两者的比值一直保持在0．78左右(中国在2000年为1．58)·
这在一定程度上反映了新经济的特征，即经济增长主要依赖于研发和服务业劳动
生产率的提高。
(3)中国的相对工资增长率低于美国。
表4．5 中美两国工资增跃和可贸易部门劳动生产率
ar／a“ ，
年份W Ⅵ／W． ar W 吖，E 口口：／口．． M r M’
1990 2140 1 4078．4 l 1 2716712 l 54550．2 I 1
1991 2340 1．09 4835．3 1．186 0．92 2785090 1．025 56693．5 l-0393 O．99
1992 27ll 1．” 6231 1．528 O．83 294，135 1．085 59765．8 1．09S6 0．99
1993 3371 1．58 8652．5 2．122 0．74 3049731 1．123 62594．7 1．1475 0．98
1994 4538 2．12 11630 2．852 0．74 3201096 1．178 66764．9 1．2239 0．96
1995 5500 2．57 14651 3．592 0．72 3387540 1．247 69590．8 1．2757 O．98
1996 662I 3．09 16711 4．097 0．76 3586923 1．32 71154．4 1．3044 1．01
1997 6470 3．02 18519 4．541 O．67 3846566 1．416 73874．2 1．3542 1．05
1998 7479 3．49 19001 4．659 O．75 4146988 1．526 76123．4 1．3955 1．09
1999 8346 3，9 20567 5．043 O．77 4422617 1．628 80681．3 1．479 1．1
2000 9371 4．38 24427 5．989 O．73 4785747 1．762 84804．9 1．5546 1．13
巴拉萨一一萨缪尔森命题隐含着可贸易品相对价格不变的条件，即
S／5。-‘，，：，但此条件在中美两国之间并不成立，实证的结论是违／g。>IrII：，
即中国可贸易品的相对价格是下降的。在假定劳动作为唯一投入的前提下。合理
的解释就是中国工资涨幅相对偏低或可贸易部门劳动生产率提高相对较快。从表
4．5可见，中国的工资涨幅远低于劳动生产率的提高，而且差异在不断加大。以
1990年为基期，2000年中国可贸易部门工资变动率和劳均生产率变动率之比为
0．73。而美国却相反，工资涨幅高于可贸易部门劳动生产率的提高，2000年为
1．13。这也是中国可贸易品相对价格下降，巴拉萨——萨缪尔森命题目前对我国
难以成立的重要原因。
综上所述，分析结论表I碉1997年以来，人民币实际汇率是持续贬值的，巴拉
萨——萨缪尔森命题目前并不适合我国的实际情况，无法就此解释购买力平价偏
离现实汇率的原因。实证结果还表明，中国实际汇率贬值，可贸易品的竞争力上
升，很大程度上是由于中国工资涨幅低于可贸易部门劳动生产率的涨幅，而美国
工资涨幅高于可贸易部门劳动生产率的涨幅。这也表明，通过体制改革国有体制
下的工资上涨动因已受到有效遏止，市场机制使发展中国家无限供给的劳动力优
势得到了体现，劳动力成本差异是支持人民币汇率稳定的基础，有效控制劳动力
相对成本依然是一项长期的政策。
山东大学硕士学位论文
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山东犬学硕上学位论文
致谢
本论文是在我瓣导厣秦菇鸡老掰全蘑悉心瓣指导下完威兹，导9西从选题、论
文结构层次的优化，到论文的内容都提出了十分中肯的建议，并对论文整体都提
出了十分谨尽、其体的修改意凳。秦老簿严谨的治学风榛窝认真负责的态度镬我
受益压浅a在我三年的硕士研究生学习生活中，秦老师倾注了极大的心血，给予
了我极大的帮劲，我谨向我的导师致以最诚挚解感落!
同时，我还要感谢姜旭朝老师、胡金焱老师、赵尚梅老师和黄金平老师等山
东大学经济学院的各位老师，他们在论文开题以及平时豹学习过程中部给了我很
好的建议，我的论文能顺利完成在很大程度上也得益于此。
当然，论文的观点仅仅代表我个人酉蔚的见解，所有不足乃至谬误之处，责
任都在我!而与上述诸位无关。
同对，我还要感谢我的同窗好友，他们在三年的学习生活中给予了我很多的
帮助和鼓励，正是由于导师以及同学们的关心才使我顺利的完成了硕士研究生阶
段豹学习，借此祝会表达我对他们深深的感激之情!
在我成始的过程中，我的父母给了我永远无法回报的关爱，我的每一点进步
都凝聚着他们的期盼和付出，他们对生活的进双精神和对我学业的鼎力支持是我
不断前进的动力。
最后，再次对所有帮助过我的老师、同学以及我的父母致以最衷心的感谢!
m东^学谁士学位＆立
攻读硕士学位期间发表的学术论文目录
l 会融创新与盎融监管的辩证关系，《华东经济管理》，2005年第3期．130
一l{2乳，第一他者。