關于人民幣匯率結構突變的研究

摘 要:改革開放以來，人民幣匯率經歷了許多制度變遷。對人民幣匯率產生較大影響的事件有1989年匯率調整、1994年匯率體制并軌、2005年實行有管理的浮動匯率制度。本文針對人民幣匯率的外生結構變化問題進行了深入的研究，結果發現:人民幣匯率發生了結構變化，在時間段1994年1月至2005年7月趨勢平穩，其他時間段為帶有結構斷點的單位根過程。實行有管理的浮動匯率制度，對于我國的匯率產生了長久的影響，人民幣一直保持著穩定發展的態勢。

關鍵詞:結構突變;人民幣匯率;制度變革;單位根檢驗

中圖分類號:F832.6文獻標識碼:A文章編號:1003-9031(2009)09-0040-06

一、文獻綜述

自改革開放以來，人民幣匯率經歷了許多制度變遷。它們或多或少對人民幣匯率時間序列數據結構產生了影響，但是只有一些較大的事件沖擊才能造成其序列的DGP 發生結構變化。改革開放以來，對人民幣匯率產生較大影響的事件有1989年匯率調整、1994年匯率體制并軌、2005年實行有管理的浮動匯率制度，它們極有可能會引起人民幣匯率發生結構變化。

對于經濟時間序列的研究，首先應檢驗其平穩性， 平穩變量與非平穩變量有著完全不同的經濟含義和統計性質，而來自不同特點DGP的變量，其處理方法也迥然不同。自從單位根問題提出以來，時間序列的平穩性問題就一直成為學術爭論的焦點。就宏觀經濟時間序列而言，如果它是平穩序列，意味著該序列具有均值回復性，沖擊只會對總量產生短期影響，而不會改變總量的長期增長路徑;如果它是單位根過程，意味著該經濟總量對沖擊具有粘性，即政策或個別事件的沖擊產生持續影響。自Dickey-Fuller檢驗提出以來已被廣泛應用于宏觀經濟計量分析中，來檢驗序列的平穩性。[1]Nelson Plosser(1982)采用單位根檢驗分析了美國14個總量的動態特征，發現其中13個序列是非平穩的。[2]意味著沖擊對絕大多數總量具有持續的影響。但是單位根檢驗和協整理論的發展表明，如果數據生成過程包含結構突變，傳統的檢驗可能導致有偏的結論，從而可能出現“偽協整”問題。[3]

Perron(1989)對Nelson Plosser(1982)的結論提出了質疑，他通過外生設定1929年大蕭條和1973年石油危機為可能的結構變化點，對Nelson Plosser的樣本數據進行了分析，發現14個總量數據中有11個是分段趨勢平穩的。[4]這些結果顯示對于大多數總量來說，具有持久影響的沖擊僅有大蕭條或石油危機，而其他沖擊只對總量產生短期的效應。王少平和李子奈(2003)運用結構變化的理論界定了人民幣匯率穩定的含義，推斷了中國匯率的DGP，運用內外生結構變化檢驗對中國匯率的結構變化進行了經驗分析，得出“自亞洲金融危機以來我國人民幣匯率保持了穩定”的結論。[5]Perron(1989)對于結構變化的選擇依據是事先掌握的信息以及對總量時間序列進行的數據挖掘，遭到 Christiano(1992)的批評，他認為不應該把結構變化點外生給定，外生給定會導致估計結果有偏。[6]Christiano(1992)、Zivot Andrews(1992)提出了內生化結構斷點的單位根檢驗方法，結果發現無法拒絕其中3個總量序列是非平穩的偏。[7]Perron(1997)采用突變點內生未知的假定重新對美國宏觀經濟變量時間序列進行檢驗，檢驗結果仍支持其1989 年的結論。[8]他認為ADF 檢驗式中自回歸滯后項階數選擇方法的不同是造成結論相逆的主要原因，并對確定滯后項階數的方法進行了討論，結構突變的單位根檢驗是一個不斷地向前發展的計量經濟學前沿問題。

在實證中使用外生還是內生結構突變檢驗方法， 目前仍有較多的爭論。Maddala(1998)認為:“計量經濟學不使用經濟信息，似乎沒有充分理由”。[9]實證研究使用何種方法，目前還只能取決于研究的目的和研究者的偏好。此外，兩種方法均需選取合適的滯后階，如同單位根檢驗一樣，滯后階的選取可基于滯后系數的漸進統計量的顯著性， 或者基于AIC 或SC 準則。由于匯率的時間序列數據具有明顯的結構突變，而外生結構突變點的檢驗方法比較依賴于數據的特征，所以本文采用Perron(1989)的外生結構突變方法來檢驗結構突變的單位根，適合匯率的結構變化檢測。

人民幣匯率是具有單位根的非平穩過程還是圍繞著結構斷點的分段趨勢平穩過程，在我國資本控制政策效果研究方面和分析國際重大事件影響及計量建模預測方面都有著重要的意義。首先，如果序列是單位根過程，則意味著序列是圍繞著一個隨機趨勢波動的，任何沖擊都有可能改變總量的增長路徑，任何一項沖擊都會對總量產生持續影響，故而任何資本控制政策的實施會被其它因素的影響所抵消，從而導致長期資本政策的無效。如果序列是分段趨勢平穩過程，則預示著并不是所有的沖擊，而是只有少數幾個足夠大的沖擊對總量產生了持久的影響。當這些足夠大的沖擊具有改變總體趨勢時，總量就會離開原有的穩定狀態，并調整到新的增長路徑上去。意味著只有實施致力于經濟基本層面的改革或較大的宏觀政策才能夠改變序列的增長路徑，其效應持續到下一次重大改革或政策發生為止。其次，如果序列是單位根過程，其序列是圍繞隨機趨勢波動的，較難預測;如果序列是分段趨勢平穩的，則表明序列具有均值回復性，故而可以在此基礎上進行有效的預測。

鑒于上述的重要意義，本文主要檢驗人民幣匯率是單位根過程還是分段趨勢平穩過程，是否發生了結構變化。

二、外生結構變化檢驗

(一)外生結構變化的定義

欒惠德、張曉峒和李峰(2004)詳細綜述了有結構突變的單位根檢驗方法[10]，本文在其基礎上歸納了結構突變的單位根過程。

結構突變點已知時，稱其為外生性結構突變點。設先驗給定的外生沖擊發生在時點TB，并運用#61548;=TB/來表示該結構變化點在總體樣本區間上所處的位置。設DUt表示序列在時刻TB發生均值漂移(截距項)結構變化的啞元變量。

模型A:

模型A設定序列發生了水平截距漂移，即序列的截距項由TB前的#61549;1變化為TB后的#61549;2，當 #61566;I(1)時，稱yt由結構變化的單位根過程所生成，這一模型亦稱崩潰模型。這是因為結構變化之后，yt的均值軌跡不再返回結構變化之前的均值軌跡。

當突變發生在斜率而截距不變時，設DTt是序列在時刻TB發生趨勢漂移(斜率項)結構變化的啞元變量。

模型B:

模型B設定序列的斜率在TB后，由#61538;1變成為#61538;2，由于斜率反映增長率，因此也稱模型B為變化的增長率模型。

當截距和斜率同時具有結構突變時，對應的模型為:

模型C:

模型C設定結構變化在截距和趨勢項同時發生，在TB點后，截距項由原來的#61549;1變化為的#61549;2，趨勢項由原來的#61538;1變成為#61538;2。

(二)外生結構變化點的檢測

通過以上成分分解，結構變化點外生給定的序列檢驗就轉化為退化趨勢之后的殘差序列的單位根檢驗，即如果對應的殘差序列et是單位根過程，則{yt}是發生結構變化的單位根過程;如果對應的殘差序列是穩定過程，則{yt}是發生結構變化的分段趨勢平穩過程。于是，基于以上三個模型的時間序列結構變化檢驗的原假設和備選假設分別為: 。當et#61566;I(1)時，yt為結構突變的單位根過程;而et #61566;I(0)時，yt為結構突變的趨勢平穩過程。

基于上述分析結構突變的單位根檢驗就轉化為對退化趨勢之后的殘差的單位根檢驗，其具體的檢驗步驟和方法如下。

第一步:退化趨勢。即根據數據特征或研究目的在模型A，B，C中選擇一個，然后進行回歸，得到的殘差記做êt。

第二步:用 對 回歸。此時即使回歸后的殘差是獨立同分布的，但是Perron(1989)證明，#61554;的分布并不是標準的DF分布，而是與變化的時間先后#61548; = tB/T有關，因此不宜直接使用DF臨界值來確認#61554;=1。另一方面，對大多數實際數據，退化趨勢后的 具有相關性，因此應該進一步考慮使用ADF檢驗。

第三步:對 作ADF檢驗，即選取適當的滯后階數k，檢驗模型為:

第四步:計算#61554;=1的t統計量值t(#61554;)，并使用Perron的臨界值確定接受還是拒絕#61554;=1。若接受則yt為結構突變的單位根;若拒絕則為結構突變的趨勢平穩。

檢驗統計量 的極限分布與#61548;有關，不同與傳統的單位根，也就導致了不同的臨界值。Perron(1989)通過蒙特卡洛模擬得到不同的#61548;對應的極限分布臨界值，結果發現，如果#61548;=0或者#61548;=1時，統計量 的臨界值等同于DF臨界值，而0<#61548;<1時， 的臨界值與DF臨界值有明顯差別。當被檢驗統計量 小于相應的臨界值時，拒絕原假設;否則就接受原假設。

三、結構突變檢驗

(一)數據來源

本文選取樣本區間為1981:01-2009:03的月度數據進行分析，人民幣對美元匯率數據來源于中國人民銀行網站(http://www.pbc.gov.cn)。

對于匯率，從圖1中我們可以看出它呈現出分段函數的特征，這與我國的名義匯率較大程度地處于我國政府的管制有關，沒有體現出隨著季節而發生周期性變化的特征。所以，本文沒有對名義匯率進行季節調整。但是從圖中我們發現其發生了明顯的結構變化，主要是由于1989年12月16日進行的一次由$1= RMB3.7721到$1=RMB4.7221的匯率調整和1994年1月1日實行的匯率體制并軌引起的。

從時間序列圖形可以看出，結構突變發生在截距上很明顯。從經過Hodrick-Prescott濾波(H-P濾波)后的趨勢項可以看出，截距和斜率同時具有結構突變。分別在1989年12月、1993年12月底和2005年7月。

(二)對數化處理

為了使研究序列的趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，而又不影響變量之間的長期穩定關系和短期調整效應，本文對季節調整后的序列取了自然對數。綜合上文所用的季節調整，我們對所有序列的數據處理可以總結為:對于匯率序列直接取對數，在變量前加l表示取自然對數，即: 。

(三)單位根檢驗

對時間序列數據，回歸前必須對變量進行平穩性檢驗。我們根據協整檢驗方法，以lhl為檢驗變量，運用Evievs5.0軟件，進行ADF平穩性檢驗，在ADF檢驗中最優滯后期的選取標準上我們采用:在保證殘差項不相關的前提下，同時采用AIC準則與SC準則作為最佳時滯的標準，在兩者值同時為最小時的滯后長度即為最佳長度。本文選擇標準:通過變量的時間序列圖觀察，如果序列包含有趨勢(確定的或者隨機的)，則回歸中應該既有常數又有趨勢;如果序列沒有表現任何趨勢且有非零均值，則回歸中應該僅有常數;如果序列在零均值波動，則檢驗回歸中應該既不含有常數又不含有趨勢。

在結構變化檢驗之前，必須考慮該序列通常意義下的平穩性。如果原序列是平穩的，則作更高級的檢驗也就毫無意義了。對匯率數據進行ADF檢驗，其中滯后階數k選取BIC準則進行確定。結果發現匯率序列是一階單位根過程(見表1)。

(四)突變檢測

根據人民幣匯率的政策變遷，結合匯率的數據生成過程，我們發現1989年12月16日進行的一次由$1= RMB3.7721到$1=RMB4.7221的匯率調整，1994年1月1日實行了匯率體制并軌，2005年7月21日起人民銀行宣布人民幣從原本緊盯美元的匯率制度改為參考一籃子貨幣事件等對中國的匯率有著較大的影響。

從時間序列圖形可以看出，截距和斜率同時具有結構突變。設DUt1表示序列在時刻TB1(1989年12月)發生均值漂移(截距項)結構變化的啞元變量，設DUt2表示序列在時刻TB2(1993年12月)發生均值漂移(截距項)結構變化的啞元變量，DUt3表示序列在時刻TB3(2005年7月)發生均值漂移(截距項)結構變化的啞元變量。設DTt1是序列在時刻TB1(1989年12月)發生趨勢漂移(斜率項)結構變化的啞元變量，設DTt2是序列在時刻TB2(1993年12月)發生趨勢漂移(斜率項)結構變化的啞元變量，設DTt3是序列在時刻TB3(2005年7月)發生趨勢漂移(斜率項)結構變化的啞元變量。

模型C設定結構變化在截距和趨勢項同時發生，在TB點后，截距項由原來的#61549;1變化為的#61549;2，趨勢項由原來的#61538;1變成為#61538;2。

為了檢驗時刻TB1(1989年12月)是否為結構變化點，因為時刻TB2(1993年12月)與時刻TB3(2005年7月)也可能為結構變化點，因此我們選取時間段為1981.01-1993.11運用模型B來檢驗時刻TB1(1989年12月)是否為結構變化點。記1981年1月時間t=1，以此類推，TB1(1989年12月)時間為t=108，1993年11月為t=155，則 。

(1)

(t:) 32.4340.361.75 -5.44

(p:) 0.00 0.000.08 0.00

=0.9654 F=1402.397

從模型的估計結果來看， 可決系數為96.5%， 說明擬合優度高， F 統計量顯著， T 統計量除了 在8%的水平下顯著外，其他變量均很顯著，說明模型的擬合效果很好。在TB1(1989年12月)點后，截距項由原來的0.4806變化為的0.5279，向上發生了截距項的漂移，趨勢項由原來的0.0095變成為0.0048，趨勢項變得平坦些。我國在1989年12月16日進行的一次由$1= RMB3.7721到$1=RMB4.7221的匯率調整有著直接的關系，這次調整對我國的匯率有著較長時間的沖擊。

設 為上述回歸模型的殘差， 對的水平值作ADF 檢驗(見表2)。

使用Perron的臨界值確定接受?籽=1，則yt為結構突變的單位根。當et~I(1)時，yt為結構突變的單位根過程。由對 的水平值作ADF檢驗的結果可以看出，對應的殘差序列是單位根過程，則匯率序列時間段1981.01-1993.11是在TB3(1989年12月)點發生結構突變的單位根過程。

為了檢驗匯率序列時間段1981.01-1993.11是否為在TB1(1989年12月)點發生結構突變的單位根過程，下面對1981.01-1989.12，1990.01-1993.11兩個時間序列進行單位根檢驗(見表3)。

從檢驗的結果來看，匯率序列時間段1981.01-1993.11確實為在TB1(1989年12月)點發生結構突變的單位根過程。

為了檢驗時刻TB2(1993年12月)是否為結構變化點，我們選取時間段為1990.01-2005.06運用模型C來檢驗時刻TB2(1993年12月)是否為結構變化點。記1990年1月時間t=1，以此類推，TB2(1993年12月)時間為t=48，2005年6月為t=186，則?姿=48/186=0.258。

(2)

(t:) 351.3730.4168.28-30.88

(p:) 0.00 0.000.00 0.00

=0.9943 F=10506.21

從模型的估計結果來看，可決系數為99.4%，說明擬合優度高，T統計量和F統計量都很顯著，說明模型的擬合效果很好。在TB2(1993年12月)點后，截距項由原來的1.5579變化為的1.9004，向上發生了截距項的漂移，趨勢項由原來的0.0048變成為-0.0002，趨勢項由正變負，說明人民幣對美元的匯率呈減少的趨勢，即人民幣升值。1993年12月我國的匯率體制并軌，與其相對應的虛擬變量的截距項系數為正，趨勢項系數表現為負，說明匯率并軌對我國的匯率產生了長久的影響，人民幣在經歷了一個大幅度的貶值后，一直保持了穩定發展的形式。設 為上述回歸模型的殘差， 對的水平值作ADF 檢驗(見表4)。

使用Perron的臨界值確定拒絕?籽=1，則yt為結構突變的趨勢平穩。當et~I(0)時，yt為結構突變的趨勢平穩過程。由對?著的水平值作ADF檢驗的結果可以看出，對應的殘差序列是單位根過程，則匯率序列時間段1990.01-2005.06是在TB2(1993年12月)點發生結構變化的分段趨勢平穩過程。

為了檢驗匯率序列時間段1990.01-2005.06是否為在TB2(1993年12月)點發生結構變化的分段趨勢平穩過程，下面對1990.01-1993.12，1994.01-2005.06兩個時間序列進行單位根檢驗(見表5)。

從檢驗的結果來看，匯率序列時間段1990.01-2005.06為在TB2(1993年12月)點發生結構變化的分段趨勢平穩過程，時間段1990.01-1993.12為單位根過程，時間段1994.01-2005.06為趨勢平穩過程。與王少平和李子奈(2003)得出“自亞洲金融危機以來我國人民幣匯率保持了穩定”的結論一致，1997年亞洲金融危機對我國的匯率數據沒有產生結構突變，我國人民幣匯率保持了穩定的趨勢，為趨勢平穩過程。

為了檢驗時刻TB3(2005年7月)是否為結構變化點，我們選取時間段為1994.01-2008.09運用模型C來檢驗時刻TB3(2005年7月)是否為結構變化點。記1994年1月時間t=1，以此類推，TB3(2005年7月)時間為t=139，2009年9月為t=183，則 。

(3)

(t:) 1059.55-6.937.53-35.65

(p:) 0.000.000.000.00

=0.9550 F=1264.81

從模型的估計結果來看，可決系數為95.5%，說明擬合優度高，T統計量和F統計量都很顯著，說明模型的擬合效果很好。在TB3(2005年7月)點后，截距項由原來的2.1303變化為的2.1614，向上發生了截距項的漂移，趨勢項由原來的-0.0002變成為-0.0053，趨勢項斜率越來越大，說明人民幣對美元的匯率保持減少的趨勢，即人民幣不斷升值。2005年7月21日中國人民銀行宣布我國執行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調解、有管理的浮動匯率制度，并宣布人民幣對美元升值2%。與其相對應的虛擬變量的截距項系數為正，趨勢項系數表現為負，說明有管理的浮動匯率制度對我國的匯率產生了長久的影響，人民幣一直保持了穩定發展的形式。

設 為上述回歸模型的殘差， 對的水平值作ADF檢驗(見表6)。

使用Perron的臨界值確定接受?籽=1，則yt為結構突變的單位根。當et~I(1)時，yt為結構突變的單位根過程。由對?著的水平值作ADF檢驗的結果可以看出，對應的殘差序列是單位根過程，則匯率序列時間段1994.01-2009.03是在TB3(2005年7月)點發生結構突變的單位根過程。

為了檢驗匯率序列時間段1994.01-2009.03是否為在TB3(2005年7月)點發生結構突變的單位根過程，下面對1994.01-2005.07，2005.08-2009.03兩個時間序列進行單位根檢驗(見表7)。

從檢驗的結果來看，匯率序列時間段1994.01-2009.03為在TB3(2005年7月)點發生結構突變的單位根過程。時間段1994.01-2005.07為趨勢平穩過程，時間段2005.08-2009.03為單位根過程。

綜上所述，匯率序列從1981年以來，發生了三次較大的結構變化。時間段1994.01-2005.07為趨勢平穩過程，其他時間段1981.01-1989.12，1990.01-1993.12，2005.08-2008.09均為單位根過程。其中的一個斷點發生在1989:12，我國在1989年12月16日進行的一次由S1= RMB3.7721到S1=RMB4.7221的匯率調整有著直接的關系，這次調整對我國的匯率有著較長時間的沖擊。一個斷點發生在1993:12，1993年12月我國的匯率體制并軌，匯率并軌對我國的匯率產生了長久的影響，人民幣在經歷了大幅度的貶值后，一直保持了穩定發展的形式。另一個斷點發生在2005:07，2005年7月21日中國人民銀行宣布，我國執行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調解、有管理的浮動匯率制度，有管理的浮動匯率制度對我國的匯率產生了長久的影響，人民幣一直保持了穩定發展的形式。

四、結論

目前絕大多數實證研究只是采用了不考慮結構突變的單位根檢驗，避免了對存在單位根的時間序列進行回歸帶來的“偽回歸”問題。然而我國各種政策的變遷很可能導致相關宏觀經濟時間序列數據發生結構突變，如果未采用結構突變的單位根檢驗，誤將結構突變的平穩序列納入協整分析將帶來的“偽協整”問題。

匯率序列從1981年以來，發生了三次較大的結構變化。時間段1994年1月至2005年7月為趨勢平穩過程，其他時間段均為單位根過程。其中我國在1989年12月16日進行的匯率調整，1993年12月我國的匯率體制并軌，2005年7月21日的我國執行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調解、有管理的浮動匯率制度等對匯率的時間序列產生了較大的影響。匯率調整對我國的匯率有著較長時間的沖擊，匯率體制并軌對我國的匯率產生了長久的影響，人民幣在經歷了大幅度的貶值后，一直保持了穩定發展的形式。有管理的浮動匯率制度對我國的匯率產生了長久的影響，人民幣一直保持了穩定發展的形式。始于2005年的人民幣匯率形成機制改革是在中國雙順差規模持續增長、全球國際收支失衡日益加劇的環境下進行的一場意義深遠的改革，它使我國成功地從固定匯率制中退出?！?/p>

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