摘要：國內(nèi)外學(xué)者針對我國外匯市場的非均衡已達成共識。本文基于瓦爾拉斯一般均衡理論，從外匯儲備規(guī)模、人民幣匯率形成機制、外匯市場交易主體的效用三方面分析我國外匯市場現(xiàn)狀，得出我國外匯市場非均衡的結(jié)論；運用協(xié)整分析方法對非均衡背景下我國外匯資源配置效率進行實證檢驗，進而對這一檢驗結(jié)果分析并提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：非均衡 外匯資源配置效率 人民幣匯率 對外貿(mào)易差額

瓦爾拉斯一般均衡是當(dāng)整個經(jīng)濟的價格體系使市場上所有商品供求都相等時達到的均衡。此時具有以下特征：市場完全出清；價格是唯一使市場出清的自變量；達到帕累托最優(yōu)，所有市場交易者的效用達到最大化。與其相對應(yīng)的市場非均衡是市場不完善情況下的供求不相等即市場不能出清的現(xiàn)象。基于瓦爾拉斯一般均衡理論，本文首先分析我國外匯市場的現(xiàn)狀，判斷我國外匯市場是否達到均衡，在此背景下對外匯資源配置效率進行實證分析。

一、我國外匯市場非均衡的現(xiàn)狀分析

（一）外匯儲備規(guī)模

外匯儲備的規(guī)模是度量我國外匯市場均衡與否的重要指標(biāo)。2000年后，儲備規(guī)模呈現(xiàn)迅猛的增長趨勢。2004年之后增長幅度有增無減。2007年增加4619.05億美元。2008年增加4178億美元。2009年我國外匯儲備為23991.52億美元。2011年已突破3萬億美元。我國外匯儲備大規(guī)模增長已經(jīng)遠超過適度外匯規(guī)模要求。

（二）人民幣匯率的形成機制

1994年匯改后我國實行以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的有管理的浮動匯率制度。2005年開始實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。匯率受到中央銀行對外匯市場的或明或暗的干預(yù)，以達到匯率穩(wěn)定的金融調(diào)控目標(biāo)。中央銀行參與公開市場交易，抵補市場買賣差額，影響匯率生成。

（三）外匯市場交易主體的效用

我國外匯市場的主要交易主體有中央銀行、外匯銀行、企業(yè)和個人。中央銀行入市干預(yù)，被動地成為最大交易主體，中長期來看這不利于外匯市場效率的提高。2008年8月前我國實行強制結(jié)售匯制度，增加了用匯成本，未達到效用最大化。外匯指定銀行主要不是基于銀行需要或贏利目進行交易，而是為了履行國家外匯管理局關(guān)于結(jié)售匯周轉(zhuǎn)頭寸的管理規(guī)定。并且，外匯指定銀行只能在結(jié)售匯周轉(zhuǎn)頭寸上下限范圍內(nèi)、買賣價差上，表達自己對外匯的看法，市場化程度較低。可見，外匯市場的各交易主體都沒有實現(xiàn)效用最大化。

綜上所述，我國銀行間外匯市場未完全出清。匯率作為外匯的價格缺乏彈性，顯然不是使市場出清的唯一自變量。市場主要參與者的效用未達到最大化，我國外匯市場未達到帕累托最優(yōu)。因此，從瓦爾拉斯均衡實現(xiàn)時的三個特征判斷，我國外匯市場處于非均衡狀態(tài)。

二、變量選取和數(shù)據(jù)來源

（一）匯率指標(biāo)（REER）

由于一國會和不同國家進行經(jīng)濟往來而使用不同的匯率，本文采用的匯率指標(biāo)是人民幣對外幣的加權(quán)匯率。權(quán)重的大小取決于本國與伙伴國的經(jīng)濟聯(lián)系。在實證研究中，確定權(quán)數(shù)的方法有多種，只有通過構(gòu)建某種實際有效匯率指數(shù)才能真正觀察該種貨幣的總體波動幅度及其對經(jīng)濟增長的影響。故本文選取的是國際清算銀行組織公布的人民幣實際有效匯率。其計算公式為：。其中，REER實際有效匯率，NERi表示本國與i國的雙邊匯率，NERbi為基期匯率，n表示貿(mào)易伙伴國及競爭國的數(shù)量，wi為匯率計算的貿(mào)易權(quán)重。國際清算銀行運用幾何加權(quán)平均法，選取了占我國貿(mào)易比重較高的16個樣本國或地區(qū)進行了測算，其各期指數(shù)如圖1所示。

圖1 人民幣實際有效匯率指數(shù)（1994年-2009年）

（二）對外貿(mào)易差額指標(biāo)（NEX）

用對外貿(mào)易差額來代表我國外匯市場資源配置情況，是因為我國尚未完全開放資本市場，人民幣匯率與對外貿(mào)易有直接的相關(guān)性。而且與我國的貿(mào)易量越大的國家，其貨幣在人民幣實際有效匯率中的權(quán)重就越大。本文運用的對外貿(mào)易差額指標(biāo)在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上剔除物價指數(shù)（以2000年為基期）的影響。見圖2。

圖2 人民幣對外貿(mào)易差額指數(shù)（1994年-2009年）

三、我國外匯資源配置效率實證分析

市場均衡是市場價格與市場容量之間的協(xié)調(diào)、適應(yīng)，是社會資源實現(xiàn)最佳配置的反映。我國外匯市場非均衡時，存在未出清。本文通過檢驗人民幣匯率變化與對外貿(mào)易的關(guān)系來分析我國外匯市場資源配置效率。本文運用Eviews軟件進行協(xié)整檢驗來分析這一問題。

（一）單位根檢驗

時間序列在選擇類型時，應(yīng)根據(jù)時序圖趨勢進行判斷，以判斷時間序列是否具有趨勢項和截距項，時間序列的滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC的值由系統(tǒng)自動生成。圖3和圖4分別給出了各變量的時序圖。 圖3 LNREER時序圖圖4 LNNEX時序圖

由圖3和圖4可以看出，各個變量的時間序列均存在截距，并且都存在比較明顯的變化趨勢，因此各時間序列均具有截距項和趨勢項，之后再進行ADF檢驗。下表1給出了各個時間序列的ADF檢驗結(jié)果。

表1 LNNEER和LNNEX時間序列的ADF檢驗結(jié)果

注：其中（C，T，K）C為常數(shù)項，T為趨勢項，K為滯后階數(shù)。滯后階數(shù)由系統(tǒng)自動生成

通過ADF檢驗可知，人民幣實際有效匯率指數(shù)和對外貿(mào)易差額指數(shù)的原始數(shù)據(jù)時間序列在零階均不平穩(wěn)，都接受了原假設(shè)，即都存在單位根，均是非平穩(wěn)的時間序列。對LNREER和LNNEX的一階差分序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 DLNNEER和DLNNEX的ADF檢驗結(jié)果

注：其中（C，T，K）C為常數(shù)項，T為趨勢項，K為滯后階數(shù)。滯后階數(shù)由系統(tǒng)自動生成

由表2可知，LNNEER和LNNEX一階差分時間序列在95%的置信水平下均能夠拒絕存在單位根的原假設(shè)，證明了兩個時間序列經(jīng)過差分后的時間序列是平穩(wěn)的時間序列，均屬于I（1），能夠滿足多變量的協(xié)整關(guān)系檢驗的條件。

（二）Engle-Granger協(xié)整檢驗

為了檢驗兩變量NETt和REERt是否為協(xié)整，本文運用Engle-Granger檢驗。首先，用OLS對協(xié)整回歸方程NEXt=C+βREERt+et 進行估計。回歸方程殘差為 ，我們運用ADF檢驗判斷et的單整性。如果et為零階單整的穩(wěn)定序列，則認為變量REER與NEX為（1，1）階協(xié)整；如果是et非穩(wěn)定序列，則判斷變量REER與NEX是非協(xié)整的。

圖5 殘差的線性圖

從圖5中可以觀察出，回歸方程的殘差具有上升趨勢。ADF檢驗結(jié)果如下：

表3 殘差et的ADF檢驗結(jié)果

由表3得，t統(tǒng)計量的值都大于顯著性水平5%和10%的臨界值，接受原假設(shè)，即該序列存在單位根，認為et是非平穩(wěn)序列，從而判斷變量REER和NEX不存在（1，1）階協(xié)整。

四、實證結(jié)果分析及建議

（一）檢驗結(jié)果

1.人民幣實際有效匯率與對外貿(mào)易差額都是非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。非平穩(wěn)序列在不同的時間具有不同的均值。人民幣匯率與對外貿(mào)易差額序列都包含一定程度的趨勢性影響，這種趨勢包括隨機性趨勢和確定性趨勢。它們的變化不僅受當(dāng)期因素的影響，還受到前期水平的影響。通過差分變換后，人民幣匯率與對外貿(mào)易差額的一階差分表現(xiàn)為平穩(wěn)。

2.變量REER與NEX不存在（1，1）階協(xié)整，即人民幣實際有效匯率與對外貿(mào)易差額之間不存在長期均衡關(guān)系。一般認為匯率波動會對國際貿(mào)易產(chǎn)生很大影響。而在我國外匯市場上，匯率作為人民幣對外幣的價格并沒有充分發(fā)揮其杠桿作用，使資源沒有實現(xiàn)優(yōu)化配置，說明我國外匯市場的資源配置效率是較低的。