估值效应会影响人民币汇率水平吗？* 摘要：本文通过在均衡汇率模型中引入估值效应产生的资本利得收益，分析了估值效应变化对一国汇率水平的影响；并采用80个国家1994年至2009年的面板数据实证检验了估值效应与实际汇率的关系。研究结果表明：估值效应与实际汇率（直接标价法）之间呈现显著负相关性：一国估值效应的损失越高，货币出现贬值的概率越大；因而，估值效应的损失能够缓解货币的升值压力。这表明，如果考虑我国承担的巨额估值效应损失，那么，在保持较高的经常账户余额的同时，人民币需要升值的空间会相对较小。 关键词：估值效应 实际汇率 对外净资产 对外资产负债结构 JEL：F30 F31 F32 文献标识码：A 文章编号：
中国经常账户、估值效应、对外净资产 一、 引言 2002年以0来，.中0国持续4的经常项目盈余让人民币长期面临升值压力。然而，尽管我国经常项目盈余不断增加，但在此期间，我国对外净资产占GDP的比重并没有出现与经常项目0累计.额0相符的2上升趋势，见图1。平缓增长的对外净资产中隐含了巨大的估值效应损失。根据经典的国际经济学理论，一国对外净资产的上升倾向于导致0本国汇率升值，反之则贬值；那么，我国负向的估值效应损失是否会缓解人民币长期0的升值压力-呢？0这是.本0文致力2于研究的主要问题。 经常账户估值效应对外净资产 图1：中国经常账户、估值效应与对外净资产 数据来源：对外净资产数据来源于Lane and Milesi-Ferretti（2007），经常账户数据来源于IFS，估值效应为作者计算结果。 事实上，按照传统理论，对外净资产头寸应该恒等于经常账户累积额，但实际中二者未必相等，因为经常账户并未反映出未实现的资本利得，这种未实现的资本利得来源于汇率的和资产价格的变化所产生“估值效应”。估值效应的提出丰富了人们对一国外部均衡的认识，也完善了对外净资产与汇率之间的相互联系。对外净资产与汇率之间的关系可以简单描述如下：一国对外净资产代表的是一国居民对非居民的净债权的总和，如果一国对外净资产水平为负，代表其负担了外部债务，需支付更多的债务利息，这就要求债务国货币贬值，从而通过促进出口，抑制进口的贸易渠道来扩大经常项目盈余，增加对外资产，改善本国对外净资产。但是我们注意到当前弥补对外净资产的缺口的方法并不只有通过贸易渠道这一种，还可以通过“估值效应”——即资产价格和汇率波动所导致对外净资产存量价值发生波动的方式来实现。 2 1994199519961997199819992000200120022003200420052006200720082009
考察估值效应对实际汇率的影响，对于我国汇率政策有重要意义。如图1所示，自2000年以来，我国对外净资产规模出现了异常增长，至2010年对外净资产占GDP的比例已达到%；然而，现有的研究表明，我国对外资产收益率远远低于对外负债收益率，大多数时候估值效应显著为负；那么这种持续的负向估值效应，究竟能否缓解人民币的升值压力呢？本文尝试对这一问题做一些有益的尝试。文章余下部分的结构安排为：第二部分是相关的文献综述；第三部分是关于估值效应与实际汇率的模型分析；第四部分经验分析和稳健性检验；第五部分析了中国的估值效应的结构性因素；第六部分是结论。 二、文献综述 近年来，关于估值效应的研究成为国际金融领域最热门的话题之一①。估值效应是指由于汇率和资产价格等因素的变化,所导致的一国净国际投资头寸市场价值的变化。传统理论认为，对外净资产头寸恒等于经常账户累积额，但 Gourinchas 和Rey（2007a）指出，实际中二者未必相等，因为经常账户并未反映出未实现的资本利得。依照国际收支恒等式：Bt Bt 1 TBt， 其 (中i，*tBt 代 表k一g国t外)部B净t 资1 产，TBt代表贸易余额，i*tBt 1 代表对外净资产投资收益，kgtBt 1 代表外部净资产资本利得的变化。从等式右边来看，从上世纪90年代末开始，美国的贸易余额（TBt项）一直为负，而对于i*tBt 1 项来说，Gourinchas和Rey（2007a）的研究表明，美国大多数的外部资产均投资于风险资产，大部分的外部负债均是无风险负债，这使得其资产相对负债获得了超额收益率。这种超额收益率体现在上式中，即i*tBt 1 恒为正，因此，部分负的贸易逆差的被这类正的超额收益率抵消；对于kgtBt 1 项来说，美国的大部分外部资产均投资于外币计价的资产，大多数外部负债则以本币计价，那么随着美元的贬值，以外币计价的外部资产则会产生资本利得，以本币计价的外部负债则会逐渐缩水，资本利得kgtBt 1 上升，从而进一步抵消美国负的贸易余额，这也说明了为什么美国巨额的贸易赤字迅速累积的同时，其对外净资产的恶化程度却相对较低。一些学者敏锐地察觉到估值效应的重要意义。与新开放宏观经济学理论中仅考虑经常账户 ① Journal of International Economic 2010年为估值效应的研究专门做了一期特辑。 3
不同，Gourinchas and Rey（2007b）金融账户的基础上重新构架了微观主体的跨期优化模型，得出了两项非常重要的成果：第一，对美国而言，约27%的动态外部调整是由“估值效应”实现的；第二，对外净资产的变动能有效预测未来汇率的走势。这意味着在外部调整过程中，应该更多地关注包含“估值效应”的作用。 估值效应相当于本国居民对外国居民的转移支付。它与实际汇率的关系实际属于经典的“转移问题（Transfer problem）”的一部分。所谓“转移问题”考察的是，国家间的财富转移对双边汇率产生的影响。它起源于Keynes（1929）对一战后德国的赔款问题的分析凯恩斯指出，如果德国发生大量的战争赔款，相当于财富在政府间的无偿转移，这将会使德国的贸易条件趋于恶化，加剧赔款最初的负面影响，导致德国实际工资和实际汇率下降。具体而言，对于获得赔款的国家而言，居民财富增加会导致劳动供给下降，劳动力成本上升，从而使本国商品相对国外商品价格上升，实际汇率出现上升。更进一步，如果获得赔款的外国居民把获得的转移收入用于自身的非贸易品指出，这些额外的需求会使劳动力流向不可贸易品部分，导致外国出口贸易品部门萎缩，从而使外国贸易品相对本国价格上升，贸易条件改善，实际汇率上升。凯恩斯的研究激发了人们对转移问题的关注，但是上述分析仅仅是静态分析，没有考虑国际贸易间的跨期消费。Lane and Milesi-Ferretti（2000）建立了一个关于转移效应的跨期最优化模型，将内生的非贸易品相对价格作为联系国际收支和实际汇率的因素，证明了实际汇率的确会受到对外净资产的影响；并采用跨国数据做了相应的经验分析，支撑了其理论结论。Alessandro Girardi and Paolo Paesani（2008）的研究证明欧元区也存在转移问题，对外净资产的累积往往伴随着实际汇率的升值。 随着我国对外资产负债规模的上升，国内学术界也开始认识到估值效应的重要性。宋效军、陈德兵、任若恩（2006）对估值效应的理论模型和计量方法进行梳理，并对中国净国外资产变化中的估值效应进行实证分析，结果显示中国存在负估值效应。这种负效应直接抵消了经常账户顺差对净国外资产增加的正效应。估值效应在一定程度上缓解了中国的外部失衡，同时也再向国外无偿转移通过经常项目盈余所聚积的大量资源。 然而，尽管目前国内外学者已经开始重视估值效应所产生的国际间的财富转移，但是大部分研究都集中于汇率或资产价格变化对一国对外资产负债表的影响，很少考虑估值效应对一国实际汇率的作用；特别是对于巨额估值效应损失能否缓解升值压力的问题，还没有引起足够的重视。本文致力运用汇率决定模型和跨国面板数据，分析 4
估值效应对一国实际汇率的影响。 三、基于资产存量和流量的汇率决定模型 我们以Alberola等（1999）建立的内外均衡汇率理论框架为基础，在其中引入由于资产价格变化和汇率变化所导致的资本利得，分析其对汇率水平的影响。 q s p* p (1) （1）式中q等于直接标价法下实际汇率，上升代表本币贬值；s等于名义汇率，p*表示国外价格指数，p表示国内价格指数，变量采用对数形式。 实际汇率的分解 我们将一国实际汇率分解为两类不同的相对价格：国际间可贸易品的相对价格；和一国内部贸易品和非贸易品的相对价格。第一部分反映的是经济的国际竞争力；第二部分反映的是一国经济内部各部门间过度需求的调整。 一国的物价水平可以表示为消费者物价指数，包含贸易品和非贸易品： p (1 ∆ N)pT N p N （2）∆ P* (1 （3） N*)pT*∆N*p*N ∆上式中，中 ∆和N ∆N*表示总价格指数中非贸易品占总商品的比重，为简化分析，此处假定 N ∆N* 。 ∆p是 可贸∆易品价格水平，Tp是不可贸易品水平；NpT*和p*代N表国外可贸易品和不可贸易品价格水平。 结合（1）、（2）、（3）式，可得： q (s p T*p T) （4 ） ∆[( p *NpT*) ( pN pT )] 在上式中，右边第一项等于反映的是一国可贸易品的竞争力，第二项表示的是各国间不可贸易品和可贸易品相对价格的相对价格。当一国汇率处于均衡状态时，可贸易商品市场和不可贸易商品市场都处于均衡状态，那么（4）式可以分解为外部均衡汇率和内部均衡汇率： q qT qN T （5） 上式中，q表示一国总的均衡汇率，q表示使可贸易商品收支均衡的外部均衡汇率，Tq表示使不可贸易品均衡的内部均衡汇率水平。 NT 5
外部均衡汇率：可贸易商品市场的出清 接下来，我们分别考察外部均衡汇率和内部均衡汇率的决定因素。首先，我们从一国外部均衡的恒等式出发： NFAt NFA （6t 1 C AtK G ） tEt 其中，CA是经常项目差额（反映资本流量变化对一国对外净资产的影响，包含t了投资收益），KG是由于估值效应产生的资本利得收益（反映的是汇率或资产价格t变化对资产存量的影响），E包含资本项目转移、误差和遗漏等可能使经常项目不等t于资本净流量的因素。假定E等于0，即经常项目差额和资本净流量相等，用小写字t母表示上述变量与GDP之比，（6）式可以改写为： A (1 ) Lnfanfacaitgt Σtgtaitgt t(1Σ gt) gtt(1 Σg t) tt 1 t(1 g)(1 Σ1 Σ 1 Σ 1 t)t(1glt)(1t)t(1gnfat)(t)tt（7） 在上式中，g是实际GDP增长率，t Σ是通货膨胀率，名义GDP增长率t=(1 g，是对外负债总量，t)(1 。t)a1是 对 外g资产总量t 1 t ΣlAt 1 t(1 gt)it Σ和L分别表示对外资产和负债的资本利得，最后一项的作用是用于调整对外净资产与itGDP的比率，例如，若CA和tKG均等于0，那么等于0，因为分tnfat n并不fat 1 母中的GDP的名义增长率为gt Σ，因此，需要用最后一项做调整。 t(1 gt) 从（7）式，我们可以发现，当一国经济处于外部均衡状态时，那么一国对外净资产的变化nfat n等于0。此时，如果假定该国对外资产和负债的收益率相等，fat 1 不考虑是由于估值效应产生的资本利得项KG，即（7）式右边的第二项和第三项，t那么，我们可以直接获得均衡状态经常账户的表达式： (1 ) ca gt Σg （8） (1 g Σnfa)(1)而一旦我们考虑了由于对外资产负债收益率不同而产生的估值效应，经常账户的表达式就等于： ca g Σ(1 g （)9） niA Σg(1 ) Σ iLg ( 1Σ ) Σ (1 g )( Σfa)(1g)( 1 ) Σa (1g)(1) Σl 比较（8）式和（9）式，我们可以发现，当我们不考虑估值效应的作用时，经常 6
账户就等于实际经济增长率乘以上一期的对外净资产；若对外净资产是正数，那么经常账户也为正。此处需要指出的是，经常账户中包含了投资收益（investment income），即没有考虑资本利得等估值效应的对外净资产的利息收入。在本文中，如果将经常账户分解为贸易账户和投资收益，并不会改变（8）的实际经济学含义，只是变换了一种表达形式。 当我们考虑了由估值效应产生的资本利得时，可以发现若一国对外资产由估值效应产生的资本利得低于对外负债产生的资本利得，其经常账户的均衡水平要高于不考虑估值效应时的状态。我们还可以发现，一国对外头寸总额越大，该效应越明显，因此，当一国融入到国际金融市场的程度越大，这种估值效应对一国外部均衡的影响也就越大。以我国为例，2010年末对外资产和负债总量分别为万亿和万亿美元；占GDP之比分别为68%和39%。由于我国对外资产主要投资于美元国债等收益率较低的安全性资产，对外负债主要以FDI形式存在，假定对外资产资本利得收益为3%，对外负债资本利得收益为10%。那么，估值效应对经常账户均衡值的影响为%，即我国经常账户的均衡水平应该提高%。实际上，大多数时候，我国对外负债相对对外资产的资本利得之间的差异要远远高于7%，这会对我国外部失衡产生极大的影响。 接下来，我们从两个方面来考察一国外部失衡的调整和均衡状态。首先，当一国汇率处于非均衡状态时，其外部失衡的调整应该是对应于对外净资产向均衡状态的正常调整速度（normal adjustment），这不仅包含了传统的经常账户调整，也包含了估值效应的金融调整，因此，我们不仅要考虑经常账户的流量，还要考虑资本利得的存量调整： CA KG (F F （ )10） 1[gt Κt(1 gt)]F 1 Σ 其中，CA是经常账户余额，KG是由于估值效应产生的资本利得收益。F是对外净t资产均衡水平，F是上一期的实际对外净资产， 1 gt Σt(1 g是名义GDP的增长t) 率， Κ代表其调整速度，从（10）式，我们可以清楚的看到一国外部均衡的调整过程，如果当前对外净资产低于均衡水平，而对外净资产能够通过估值效应获得资本利得，那么就不需要过多的经常账户盈余来弥补；而且，如果一国对外净资产的均衡水平是负值，同时有足够的净资本利得，那么其经常账户可以在一段时期持续的保持赤字，这正是美国目前面临的情形。更重要的是，假设国内投资者愿意更多的持有国外资产， 7
从而增加对外净资产的均衡水平，那么经常账户就会随之在一段时期内保持盈余，这也正是我国当前正面临的情形。 我们用ca来代替,fCA、F相对GDP的比值，从而得到下式： ( )g (1 g )1(1Κ)(iA g(1 ) iLcang(1)fan Σ ) Σ fa Σ Σ Σ (1 g)( Σn fa g Σag Σl)1(1)(1)(1)(1) Κ（11） 另一方面，根据国际收支平衡表，一国经常账户余额由贸易账户和投资收益账户组成，其变动也依赖于可贸易品价格的竞争力和对外净资产的投资收益，因此经常账户可以表示为： ϑ * （12） caqTr g Σnfa(1)(1) 1 （12）式中 ϑ !0，代表可贸易品相对价格变化对贸易账户的影响，r*表示对外净资产的名义投资收益率，一国经常账户余额可以分解为，可贸易品汇率的变化对贸易账户的影响，和对外净资产收益的变化对投资收益率账户的影响。 综合（11）和（12）式，可以解出外部均衡汇率表达式： g Σ(1 g A) Σ(1 ) Σ Ligig ( Σ1 ) ↑ Σ Κnfa nfΚa (1 )n faΚ1( a l)T1(1 g)(1 Σ)(1g )( 1 ) Σ (1g)(1 ) Σ ° °q *→ ϑr nfa(1g)(1 Σ 1 ) ↓↵ （13） 从上式中，我们可以发现，外部均衡汇率与对外净资产的均衡水平成正相关关系，与一国对外净资产的资本利得成反比，此处汇率是直接标价法，所以资本利得上升后，汇率下降，表示货币会随之升值。 . 内部均衡汇率：不可贸易商品市场的出清 接下来，我们考察内部均衡汇率的决定因素。在本文中，外部均衡汇率着重于可贸易商品市场的出清，内部均衡汇率则主要关注非贸易品市场的出清。我们可以将两国非贸易品的超额需求函数写成如下形式： dNt Τ p （14） [(Ntp Tt )(zTt zNt)] dN*t [Τ (p* （15） Ntp T***t )(zTt zNt)] 在（14）和（15）式中，d和表本国和外国对不可贸易商品的超额Ntd分别代N*t 8
需求；p是不可贸易商品的价格水平，Ntp是可贸易商品的价格水平；z是可贸易TtTt商品生产率水平，z是不可贸易商品生产率水平，Nt Τ是非贸易品的需求弹性。非贸易品部门的出清主要反映生产率和均衡汇率之间的关系，即巴萨效应。根据（14）式，我们可以发现当一国可贸易品部门相对非贸易品部门生产率上升时，那么非贸易品对可贸易品的相对价格也必须上升，即zTt zNt 0!（ pz代表Tt Ntzp增长TtTt 0 !率，其他变量均类似处理）；否则，d将会大于0，市场上将会出现对非贸易品的过N度需求。 更进一步，我们可以对上式求导来说明巴萨效应的动态调整过程。以本国非贸易品市场为例：对（14）求导得： d （16） N [Τ (p Np T) (zT zN)] （16）式中，左边等于不可贸易品超额需求的变化率；等式右边(pN p代表T)非贸易品对可贸易品相对价格的增长率；贸易品部门对非贸易品部(zT z代表可N)门相对劳动生产率的增长率；当非贸易品市场出清时，d等于0；且NpN pT zT 。即z一N 国 可贸易部门相对非贸易品部门劳动生产率增长越快，非贸易品部门相对可贸易品部门价格增长速度也就越快。 当非贸易品市场处于均衡状态时，由（14）、（15）、（16）式可获得内部均衡汇率的水平值： qNT ∆[(p*N p T* )(p N pT) ] （17） ∆[(z* * T zN )(z T zN) ] 其中，z和Tz分别代表可贸易品部门的劳动率和非贸易部门的劳动生产率，这代表N了当一国内部汇率处于均衡水平时，国外对国内可贸易品与不可贸易品相对价格的差异也处于均衡值。此时，各变量均是稳态值，因此，都取的水平变量。 综合（13）式和（17）式，我们就获得了实际均衡汇率的表达式： 9
q q q TNT ALg Σ(1 g )i Σg(1 ) Σ ig ( Σ1 ) ↑ Σ Κnfa nfΚa (1 )n fΚa( a l)11° °1(1 g)(1 Σ)(1g )( 1 ) Σ (1g)(1 ) Σ → ϑ*r nfa 1 (1 g)(1 Σ) ↓↵** ∆[(z z )(z z) ] TNTN （18） 从（18）式，我们可以发现，一国汇率水平（直接标价法）与估值效应负相关，代表正向的估值效应能缓解汇率的贬值压力，或者进一步产生升值压力。而实际汇率同时也与一国对外净资产、相对生产率水平负相关。因此，我们可以预期，如果持续承担估值效应的损失，意味着我国保持较高的经常账户余额的同时，本币需要升值的空间相对越小。接下来，我们对理论结论做经验分析。 四、经验分析 一、数据说明与描述性统计 本部分所采用的相关经济数据主要来自国际货币基金组织的IFS数据库，世界银行的《世界发展指标（WDI）》以及LM（2007）公布的各国对外资产头寸，选取的样本包括1993年到2009年期间全球范围内80个国家或地区，包括23个OECD国家，和57个非OECD国家，样本国家或地区的名称参见附录。其中实际汇率数据来源于Penn World Table，对外净资产数据来源于LM（2007）①，相对生产率指标来源于WDI和海关总署出版的《中国对外贸易指数》。具体说明见下表： 表 变量说明与描述性统计 变量最小 定义 数据来源 均值标准 差 值最大值 实际汇Penn World 率XRAT/PPP Table 对外净资产对外净资产/GDP LM(2007) 9 ① 感谢Lane,P和Milesi-Ferretti, G. M向我们提供了他们最新编制的各国1970-2009年NFA数据。 10
相对生消费者物价指数/产率.0102 生产者物价指数WDI 0 9 估值效Δ对外净资产减LM(2007)，应 去资本净流入 IFS 8 （二）、面板数据的平稳性检验 尽管本文研究所使用的数据时间跨度不大，但考虑到宏观经济数据可能存在时间趋势而造成“伪回归”，因此在回归估计之前，我们需要检验各主要变量数据的平稳性。本文采用LLC 检验( Levin et al．，2002)、IPS检验( Im et al．2003)和Fisher－ADF检验( Maddala and Wu，1999)①等方法对面板数据平稳性进行检验，其中LLC 检验考虑了截面异质性和干扰项的序列相关问题， IPS 检验考虑了截面异质性和干扰项的序列相关问题，我们采用修正的AIC 准则，检验了模型中每个截面单位方程滞后长度，结果显示最大滞后长度为2，原假设均为面板数据存在单位根过程，数据非平稳。检验结果如下表。 表5变量的面板单位根检验结果 变量 LLC (2002) IPS (2003) MW (1999) 实际汇率 （） （） () 估值效应 （） （） () 相对生产率 （） （） (0. 000) 对外净资产 （） () () 注：各检验原假设均采用“存在单位根”原假设，其中括号内为相应P值。 从上表可以看出，实际汇率和估值效应的平稳性检验均拒绝了面板数据存在单位根的原假设，表明被解释变量和解释变量均为平稳序列，可以直接建模对其进行回归分析。 （三）、实证模型设定 根据前文的理论模型，将汇率决定因素的模型设定为如下形式，被解释变量为一 ①面板单位根检验兴起时间较短，但发展迅速，文献中面板单位根检验一般根据一阶自回归系数同（异）质性假定不同，分为两类：一类是假定所有的面板单位包含着共同的单位根，如LLC检验(Levin and Chu，2002)；另一类检验则放宽了同质性假定，允许一阶自回归系数在不同的面板单位中自由变化，如IPS检验（Im Pesaran and Shin，2003），Fisher-ADF检验（Maddala and Wu，1999），这类面板单位根检验方法在跨国实证研究领域得到了广泛的应用。 11
国汇率，解释变量为估值效应，控制变量为对外净资产、相对生产率水平经济基本面因素。 qit f(vail,t n f i,a t p r )o i t d 其中，qit代表实际汇率，采用间接标价法，qit下降代表货币升值；下标i代表国家，t代表年份。我们根据Rodrik（2008）的定义，将实际汇率设定为各国官方汇率（XRAT，一单位美元兑本币）除以购买力平价转化因子（PPP），然后取对数，即： ln(qit) ln(XR ATit/PPPit)valit等于估值效应除以一国GDP总额，它也是本文关注的焦点。我们采用LM（2005，2007）的定义，将估值效应表示为如下形式： va ∋nfait (c aitka it eo lit)itgdp it在上式中， ∋nfait 等于nfait nfai(t 1 )，cat 代表经常账户，kait 代表资本转移和支付账户，eoit代表遗漏账户，gdpit代表一国国内生产总值，以上变量均以本币计价。其中，cait kait eoit代 表一国 资本净流量；这是目前文献中广泛应用的计算方法。根据我们设立的理论模型，若 ∋nfait大于资本净流量，则表明该国在本年度存在正的估值效应，此时，我们预期qit会下降，该国汇率将会升值。 nfait代表一国对外净资产水平/GDP。 prodit代表一国相对生产率水平，此处相对生产率是不可贸易品与可贸易品生产率之比；在本文的模型中，消费者价格指数（CPI）是总价格指数，同时包含了可贸易品和不可贸易品，如果可以找到可贸易品的指标，就可以将CPI作为不可贸易品生产率指标；对于可贸易品价格指数，Alberola等（1999）采用的是生产者价格指数（PPI），Betts和Kehoe（2008）也建议采用生产者价格指数近似计算可贸易品价格指数，因为这一指数仅包含农业、工业等产品指数，而没有服务品价格；因此能够很好地从生产的角度衡量产出价格，充分排除了不可贸易的产品以及其他包含在CPI中的服务。 因prodCPIPPI此，我们令=/ln(CPI，itU其S中，CIititP)/PPUIUSS/PPIUS代表美国不可 12
贸易品价格指数/可贸易品价格指数；CPI/PPI代表其他国家不可贸易品价格指数/可贸易品价格指数，2005年为基期。以此来代表一国相对生产率变化所引致的“巴萨效应”：若prodit上升，代表其他可贸易品（相对不可贸易品）生产率的增长率高于美国相应的增长率，我们预期qit会下降，即汇率升值。 （四）、经验估计结果 我们首先应用实证模型分析估值效应对一国汇率水平的影响，将（19）式简化为如下线性回归模型： ln(qit) valit n faitln ( prodit)c iu t Κit Η在上式中，i代表国家，t代表年份，被解释变量ln(qit)代表实际汇率取对数，valit代表估值效应除以GDP，nfait代表对外净资产除以GDP，ln(prodit)代表相对生产率取对数，c代表常数， Κi代表不随时间变化的地区效应，ut代表不随地区变化的时间效应。C为常数项， iΗt为随机误差项。下表报告了估计结果。 表 估值效应对汇率水平的影响 变量 实际汇率 （1） （2） （3） 估值效应 *** *** *** () () () 相对生产率 *** *** () () 对外净资产 ** () 常数项 *** *** *** () () () Hausman检验 观测值 1,311 1,311 1,311 国家数 80 80 80 注：括号内为t值，***、**、*分别表示通过1%、5%、10%的显著性水平检验。 13
上表中，列（1）将估值效应单独作为解释变量的回归估计结果，而列（2）和列（3）则依次是纳入相对生产率和对外净资产的估计结果。Hausman检验的结果均没有拒绝原假设，表明应该采用随机效应模型。 根据第（1）列的结果，其中估值效应（valit）的系数为，且在1%水平上显著，表示估值效应的存在的确会影响一国的汇率水平；估值效应与实际汇率负相关，估值效应的上升倾向于增加本币升值的概率；第（2）列中，估值效应（valit）的系数为，在1%水平上显著；相对生产率（prodit）的系数为，在在1%水平上显著；这表明，样本国家的时间段内存在一国生产率变化引致的“巴萨效应”，相对生产率与实际汇率水平显著负相关，随着相对生产率上升，本币的升值压力也随之增加。在第（3）列中，估值效应（valit）的系数为，相对生产率（prodit）的系数为，均在1%水平上显著；对外净资产水平系数为，在5%水平上显著，说明对外净资产的累积与实际汇率的贬值相联系。 在上述结果中，估值效应与实际汇率存在稳健的负相关关系，这表明如果一国对外资产收益持续的高于对外负债成本，那么这种正向的估值效将会倾向于使本币产生升值压力；另一方面，如果对外资产以外币定价，对外负债以本币定价，此时，本币升值将会产生负向估值效应，这种负向的估值效应又将会对本币产生反向的贬值压力。 （五）、内生性问题 正如上文所言，给定一国的对外资产负债币种结构，一国汇率的变化会产生估值效应，可以分为四种情况：1、若一国对外资产以外币定价，对外负债以本币定价，那么汇率贬值将会获得正向的估值效应，例如美国和中国；2、若一国对外资产以本币定价，对外负债以外币定价，那么汇率贬值将会产生负向的估值效应；3、若一国对外资产和负债均以外币定价，那么本币贬值的估值效应为负，如阿根廷等债务美元化国家；4、若一国对外资产和负债均以本币计价，那么本币贬值不会产生估值效应。 以上四种情况表明汇率变动对估值效应的影响方向并不明确，但是估值效应对汇率的影响机制却仅存在显著正向的影响（即正向估值效应使本币产生升值压力）。总体而言，二者并不存在完全的相互因果关系；但是从二者的作用机制，我们也可以发现估值效应本身不是一个严格的外生变量，这其中存在的内生性问题可能会影响到估计结果的稳健性。因此，在这一部分我们进一步考虑了经验分析中的内生性问题。 传统解决内生性问题的方法是工具变量。此方法要求所选择的工具变量与存在内生性 14
的解释变量高度相关而与随机误差不相关。但是由于工具变量的不唯一以及随机误差的不可观测性，现实中找到一个严格符合上述条件的工具变量非常困难。针对这一问题，Arellano and Bond（1991）提出了差分广义矩估计（Difference GMM）的方法，其思想是首先对估计方程进行一阶差分以去掉固定效应的影响，然后用解释变量的滞后值作为差分方程的工具变量。但是，研究表明，当回归项的时间序列接近于随机游走时，回归项的滞后变量会受到弱工具变量的影响，使得估计结果出现偏差。为克服这一问题，Arellano and Bover（1995）提出系统广义矩估计（System GMM）。系统广义矩是在差分广义矩估计的基础上增加解释变量的一阶差分滞后项作为原水平方程的工具变量，并将水平方程和差分方程作为一个系统同时估计。Blundell等（2000）的研究表明，在有限样本下，系统广义矩估计比差分广义矩估计的偏差更小，有效性更高。系统GMM 估计系统广义矩估计可分为一步和两步估计，在有限样本条件下，两步估计的结果更可靠，但是产生的标准误会出现严重向下偏误，一般采用纠偏估计量计算标准误来处理。本文在上述估计模型中引入被解释变量的滞后一期作为解释变量，以控制一些遗漏变量以及不可观测值的影响。由此，我们构造了一个动态面板数据模型，并采用系统广义矩估计方法重新验证估值效应对实际汇率的影响，结果见下表。 表 估值效应对实际汇率的动态面板回归估计结果 变量 实际汇率 （1） （2） （3） （4） （5） 系统GMM 系统GMM 系统GMM 混合面板 固定效应 实际汇率滞后一期 *** *** *** *** *** () () () () () 估值效应 *** *** *** *** *** () () () () () 相对生产率 *** *** *** () () () () 对外净资产 *** () () () 常数项 *** *** *** *** 15
() () () () () AR(1) 0 0 0 - - AR(2) - - Sargan检验 - - 调整的R平方值 - - - 观测值 1311 1311 1311 1311 1311 国家数 80 80 80 80 *注：括号内为t值，***、**、*分别表示通过1%、5%、10%的显著性水平检验；系统GMM均采用两步系统GMM法估计，Sargan检验、AR（1）和AR（2）检验均给出了显著性概率P值。 根据上表，我们首先需要对工具变量的有效性以及模型设置的合理性进行检验，依照Arellano and Bond（1991）、Arellano and Bover（1995）的建议，我们分别采用Sargan检验和Arellano-Bond检验对其进行判定。其中，Sargan检验用来检验工具变量的过度识别问题，即检验工具变量是否有效，原假设为工具变量有效。Arellano-Bond检验分为Arellano-Bond AR（1）检验和Arellano-Bond AR（2）检验两种，分别用来考察差分后的残差项是否存在一阶和二阶序列相关，如果AR（1）存在自相关，但AR（2）不存在自相关，则系统GMM有效，原假设为差分后的残差项不存在自相关。 在工具变量的设置上我们做了如下处理: 将实际汇率滞后一期、估值效应作为内生变量，使用其水平滞后项作为差分方程的GMM 工具变量，差分滞后项作为水平方程的GMM 工具变量。我们从最近的滞后项开始，尝试了理论上满足矩条件的滞后项的组合，并在通过AR( 2) 和Sargan检验的基础上，选择了内生变量水平滞后1 阶到5 阶作为差分方程的GMM 工具变量，差分滞后1 阶到5阶作为水平方程的GMM 工具变量；同时将相对生产生产率和对外净资产自身作为其工具变量。从上表的估计结果来看，各种情形下的Sargan检验的P值均大于，表示接受工具变量有效的原假设。Arellano-Bond检验的AR（1）统计量拒绝了残差项一阶无自相关的原假设，AR（2）统计量接受了残差项二阶序列无自相关的原假设，表示本文设置的动态面板模型有效。接下来，我们进一步分析估值效应等变量对实际汇率的影响。 从列（1）到列（3）均采用两步法系统GMM估计方法（two-step system GMM）。其中，滞后一期的实际汇率对本期的实际汇率有显著的正向影响。与前文理论模型和经验分析结果一致，每一期的估值效应都与实际汇率存在负相关关系，系数分别为 16
、、，均在1%水平上显著。这也与随机效应模型的结果接近，表明增加一单位估值效应约能降低单位的实际汇率，即本币升值个单位。为了对系统GMM的估计结果做进一步的稳健性分析，我们给出了混合面板和固定效应的估计结果，对于GMM估计量是否是有效可行，Bond等（2001）提出了一种简单的检验办法，即用系统GMM估计结果，和混合面板估计结果、固定效应估计结果作比较。Bond等（2001）指出混合OLS估计和固定效应估计都是有偏的，混合面板估计通常高估滞后项的系数，而固定效应估计则一般会低估滞后项的系数，但是二者却决定了被解释变量滞后一期真实估计值的上界和下界。因此，如果系统GMM估计值介于两者之间，说明GMM估计是可靠有效的。在结果中，我们发现三个系统GMM估计结果中，实际汇率滞后项的估计值均介于混合面板和固定效应估计之间，所以我们认为结果是相对可靠的。在第（1）列到第（3）列的估计结果中，相对生产率和对外净资产均在1%水平上与实际汇率显著负相关，这些结果与静态面板估计结果一致。动态面板模型的估计结果均支持了前文的主要结论，结果具有稳健性。 五、中国的估值效应是结构性因素吗？ 根据上文的分析和实证检验表明，一国承担的估值效应损失越多，汇率贬值的可能性越高。那么对于中国而言，估值效应会在多大程度上影响人民币汇率呢？我们认为至少在中短期内，估值效应会对人民币汇率产生负向作用，缓解人民币的升值压力。 Devereux and Sutherland（2010）的理论研究表明，只有未预期的汇率变化会产生估值效应，已经预期的汇率变化并不会产生估值效应。这一理论结果可以从外国债券投资者为例：考察预期的汇率贬值情况，在风险偏好不变的情况下，由于贬值带来的债券本金（外币计价）额的减少会要求有较高的收益率以保持投资的现值。如果汇率出现预期的变化，那么此后的债券投资都是考虑过预期收益的资产配置，此时并不会出现因为币种结构不同而产生超额收益率。但是中国的现象与该理论并不相符，一方面，对于中国对外负债而言，在中国的外汇市场上存在官方干预，汇率存在稳定的升值预期，外国投资者可以通过长期套利获得人民币和美元币种间的超额收益率；另一方面，对于中国对外资产而言，大部分海外资产都被官方集中于外汇储备，作为严格的风险规避者，能投资的资产品种极其有限，因此，不会出现考虑预期收益的资产配置。因此，尽管美元呈现贬值趋势，中国海外资产的配置也并出现灵活调整，规避负的估值效应。在这种情况下，中国的估值效应损失存在结构性因素，会在较长的一段时期保 17
持负值，具体而言，包括如下三个因素： 第一，以美元为本位的国际货币体系会让其他新兴市场国家承担估值效应的损失。当前的国际货币体系决定了美国是最主要的国际货币发行者和流动性供应者，这是一种“超级特权”，它意味着美国在遇到“未预期的经济冲击”时，单纯的借助发行美元货币资产，用于熨平经济周期；然而，这种过度发行的美元资产却会对其他国家的汇率稳定造成冲击，给他国货币造成升值压力。对于盯住美元的新兴国家而言，为了不使本币升值过快以及稳定本国通胀水平，中央银行会对外汇市场进行干预和货币冲销，市场上过度发行的美元就会通过进入中央银行的资产负债表。而中央银行作为一个官方投资者，在资产选择中会有强烈的美元国债偏好，从而产生了基于资产价格的估值效应；进一步，由于美元的发行没有国际约束，它相对其他货币而言，自身存在一个的贬值过程；这种长期的美元贬值，又会对在其他国家中产生基于汇率变化的估值效应。应该说以上这个分析逻辑是一个适用于任何新兴市场国家的分析框架，它代表了美国发行短期美元债券，持有长期他国权益资产的“世界风险投资家”的特征。这种特权的背后隐含了美国投资者的“超额收益”。相对应的其他国家必须承担相应的“超额损失”。显然，中国作为最大的新兴市场国家，承担了最多的“超额损失”。 第二，我国对私人资本流出的管制加剧了估值效应的损失。具体到中国，这种“超额损失”还没有结束，一个特殊问题尚没有涉及，那就是我国对私人投资者资产选择的限制，也就是资本管制。资本管制的制度安排是出于规避金融危机的初衷，同时它也有利于我国在稳定汇率时维持货币政策的独立性。但是，从国际资产配置的角度来看，它自身存在特殊意义：本国投资者的对外投资部分，实际上都委托给了中央银行，我国的投资者对外投资具备官方投资者特征，官方投资者较高的风险规避性决定了我国对外资产的低收益率。这一外生约束增加了我国基于资产种类的估值效应损失；也意味着，与世界其他国家相比，我国受到的基于估值效应的超额损失更多。我们将这部分由于投资约束所产生的损失称为“过度损失”。 第三，中国金融市场较低的发展水平无法提供优质金融资产。美国的“过度特权”不仅源自美元霸权的制度设计，还得益于美国发达的金融市场作为坚实基础，源源不断的生产“优质金融资产”，获取低成本的资金来源，投资于国外的风险资产（风险资产中产生的未实现的资本利得是估值效应的来源之一）。对于中国而言，不发达的金融市场，无法提供高质量的金融资产满足经济发展的需求，因此在金融一体化的背 18
景下，我国的剩余储蓄更愿意追逐金融市场发达国家的高质量的金融资产，从而持有大量的低收益国外债券资产，产生基于资产种类的估值效应损失。 六、结论及政策建议 当前全球金融一体化趋势越来越明显，我国在融入金融一体化的过程中，对外净资产头寸迅速增长，同时也出现了估值效应损失。本文致力于探究我国承担的巨额估值效应损失，是否会影响人民币的汇率水平。通过在经典的汇率决定模型中引入估值效应，本文研究了由于资产价格和汇率变化所导致的未实现的资本利得对均衡汇率的影响，并采用43个主要发达国家和新兴市场国家的面板数据，实证检验了估值效应对各国实际汇率水平的影响。研究结果表明：一国汇率水平（直接标价法）与估值效应负相关，估值效应的损失能缓解货币的升值压力，估值效应的收益能够缓解货币的贬值压力。 本文的政策涵义非常丰富。第一、应该重新认识人民币的升值区间。从外部均衡的角度来看，人民币汇率升值会产生双重效应，不仅会对贸易顺差流量产生影响，还会通过估值效应降低对外净资产水平。而估值效应会对汇率升值产生缓冲作用，持续的估值效应损失会减少人民币达到合意水平的升值幅度。第二，人民币汇率调整是全球经济失衡调整的一部分，估值效应相当于国内居民财富向国外居民的无偿转移，来换取人民币较低的升值幅度。期间中国为世界经济再平衡所做出的贡献和所承受的巨大经济社会成本，并没有得到广泛认可，在这层面上，我们有必要和国际社会建立良好的互信和沟通，不应让中国单独承担改革成本。第三，逐步实现资本账户可兑换。扩大海外私人投资规模，优化外部资产结构，推进人民币国际化，促进我国逐步成长为一个成熟的债权国。 参考文献： [1]. Alberola Enrique, Susana G. Cervero, Humberto Lopez, Angel Ubide (1999), Global Equilibrium Rates: Euro, Dollar, “Ins,” “Outs,” and Other Major Currencies in a Panel Cointegration Framework, IMF Working Paper WP/99/175. [2]. Alessandro Girardi and Paolo Paesani “The Transfer Problem in the Euro Area”，Open Economies Review,2008,19(4), 517-537. [3]. Arellano, M., and O. Bover. 1995. Another look at the instrumental variables estimation of errorcomponents models. Journal of Econometrics 68: 29–51. [4]. Arellano, M., and S. Bond. 1991. Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. Review of Economic Studies 58: 277–97. [5]. Blundell, Richard, Steve Bond and Frank Windmeijer, 2000. "Estimation in dynamic 19
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