；昏蚕西 蓄器圆 v20 08。~N。I． 月Jan第．2。0O卷8第’期 湖北经济学院学报 Journal of Hubei University of Economics
人民币汇率购买力平价假说的实证检验
喻春娇，朱龙飞 (湖北大学商学院，湖北武汉 430062)
摘 要：从长期来看，购买力平价对人民币汇率虽然具有一定的解释作用，但有很大的局限性。汇率的变动
不仅仅与物价水平相关 ，还 与一国的生产力发 展水平、利 率、资本流动等其他 经济变量 以及该 国施行 的货 币政
策、财政政策和汇率政策有关。因此，必须对购买力平价计量检验模型进行修正，以期更好地解释人民币汇率的
变化并指导其调 整。
关键词：购买力平价理论；人民币；12率；消费物价指数(cPU；协整检验
中图分类号：F832．6 文献标 识码 ：A 文章编号：1672—626Xf2oo8)01—0o63—07
一
、引言
购买力 平价理 论 (The Theory of Purchasing
Power Parity)可以溯源到 16世纪西班牙的 Sala—
manca学派，但首先由瑞典经济学家Gustav Cassel
(1922)系统化、模型化，并成功地用于解释 19世纪
20年代德国的汇率波动。该理论对国际汇率产生了
深远的影响，为其他汇率决定理论的形成奠定了基
础 (比如说 Frankel的 “灵活价格的货币模型”和
Dornbusch的“黏性价格模型”)，迄今为止仍是最具
解释力的汇率决定理论。近年来，围绕着人民币升
值问题的热烈争鸣使购买力平价理论在人民币长
期均衡汇率决定中的应用问题成为中国政府和经
济学界讨论的热点话题。
由于检验绝对购买力平价的困难 (主要是获取
价格水平的难度)远远大于相对购买力平价，所以
国内外大多数学者对购买力平价的实证研究主要
集中于相对购买力平价的检验。关于人民币购买力
平价的实证研究亦如此 。N_J， Chou& Y．C． Shih
(1998)利用 1978年第一季度到 1994年第四季度
的中国消费指数与美国批发物价指数检验购买力
平价，结果表明三者之间存在显著的协整关系，进
而推断两国之间的购买力平价在长期内是成立的。
但是他们并没有检验协整方程的系数是否符合客
观实际。张晓朴(2000)利用 1979至 1999年的人民
币月度名义汇率和中美消费物价指数，发现三者之
间确实存在协整关系，然而所得的协整方程的系数
不符合购买力平价理论的要求。邱冬阳 (2006)对
1997年 1月至2005年 7月的中美生产价格指数作
为样本，得到了三者之间的协整方程 ，断定汇率向
购买力平价回归的力量仍然存在，但是他的协整方
程的拟合度仅仅 30％，并且协整方程所揭示的汇率
对中国物价指数的弹性和对美国物价指数的弹性
仅仅为 0．0177和0．008，所以认为批发物价指数对
人民币汇率的解释能力还是不足的。此外，比较有
代表性的研究还有易纲 (1997)、吕德宗、杜金柱
(2005)等人所作的研究，他们都认为人民币汇率的
购买力平价并不成立。近年来还出现了检验购买力
平价的新方法，如靳玉英(2003)与徐立本等(2005)
采用了基于神经网络的非线形协整模型，而孙刚与
刘黎阳(2005)采用了平行数据单位根检验法，吴骏
等(2005)进行动态购买力平价的检验与分析，刘金
全等 (2005)对人民币购买力平价进行了基于
Markov区制转移的 Engle—Granger协整分析 。基于
新的检验方法的研究大多能在更大程度上支持购
买力平价理论对于人民币均衡汇率的决定作用。
纵观已有的关于人民币购买力平价的实证研
究，主要存在着以下局限：许多学者在做实证分析
时 ，没弄清楚绝对购买力平价与相对购买力平价 的
关系，对究竟是使用定基比价格指数还是环比价格
指数不加区分，并且在使用定基比价格指数时对于
收稿 日期：2007-10-15
作者简介：喻春娇(1971一)，女，湖北京山人，湖北大学商学院副教授，经济学博士，主要从事国际贸易理论与政策研究。
圈
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样本期的选择没有严格分离人民币汇率发展过程
中的结构突变特征(1994年人民币汇率并轨前后的
汇率形成机制显然是不同的，1994年以前人民币汇
率制度是存在缺陷的，汇率的调整往往是滞后的，
贬值往往发生在恶性通货膨胀之后。
本文试图以 1994年 5月至 2006年 l2月人民
币对美元的名义汇率月度数据(关于此样本期的选
择理由将在后面进一步说明)和中美消费物价指数
(CPI，统一使用定基比价格指数)作为样本数据，采
用单位根检验和协整检验等技术，对人民币／美元
汇率的购买力平价假说进行再检验，并进一步提出
人民币购买力平价检验模型的修正思路。
二、购买力平价理论
购买力平价有两种形式 ，即绝对购买力平价和
相对购买力平价。前者指某一时点上两国货币的均
衡汇率等于两国商品的价格水平之比，后者指某一
时间段内汇率的变动率等于两国价格指数变动率
之差。购买力平价理论是建立在一价定律的基础上
的。一价定律即在开放经济与完全竞争的条件下，
两国之间的商品套利活动能使同质、同类产品以同
一 种货币标价时具有相同价格。把一价定律扩展，
应用于一个包含多个商品的商品篮子时，并假设两
个国家的偏好相同，可以得到 ：
∑ iPi,~c=E ∑ i
= l i= l
其中P ， ．1c 分别表示国内与国外 t时期第 i种商
品的价格，EI表示 t时期直接标价法下的汇率，并且
权重总和∑ i=1。一篮子商品的加权平均价格代表
i= l
物价水平，而不是物价指数。将(1)式进一步变换
为：
E。=PI／Pl (2)
(2)式即为绝对购买力平价的表达式，即绝对购买力
平价为两国物价水平之 比。
相对购买力平价是基于价格指数或物价指数
定义的。由(2)式可以得到相对购买力平价的表达
式 ：
E／Eo=P／PI (3)
其中PI和P，表示定基比价格指数 ，Eo表示基期汇
率。把(2)两边取对数可得：
et—p +p。 ----e0 (4)
圈
其中，小写字母分别表示相应变量取对数后的值。
由于存在交易费用与物价指数误差，或者一些偶然
因素的冲击，等式右边不可能绝对地等于基期汇率
而可能为任一固定常数，故应该用一个变量 ql表示
为 ：
qt=e -p&p (5)
方程(5)虽然与传统理论有所不同，但由于它一方
面要求国内、国外的价格指数对称，另一方面要求
国内外价格与汇率成比例，仍然是一种较严格的相
对购买力平价形式(张晓朴，2000)。其中，ql可以看
作是剔除了价格因素后的真实汇率，如果真实汇率
服从随机游走 ，那么长期购买力平价不能成立。因
此，近年来，在实证研究中，人们倾向于放宽条件，
认为只要 qI序列是平稳的，意味着实际汇率围绕着
某一均值上下随机波动 ，则长期内购买力平价是成
立的。
再把(4)式两边取全微分可以推得：
Ae =Ap 一Ap (6)或者 St----ql"￡=订 (7)
其中(6)式中Ae 、Ap 及 △p 分别表示汇率的变化
率、国内外价格水平的变化率，(7)式中 S 表示汇
率的变化率，丌f和 订 表示国内与国外的通货膨胀
率。(6)式或(7)式便是弱化的非严格意义上的相对
购买力平价形式，是实证检验中两变量形式和三变
量形式的购买力平价计量模型的理论基础。需要指
出的是 ，相对购买力平价是绝对购买力平价的必要
条件，而不是充分条件。因此，(6)式或(7)式仅仅是
(5)式的必要条件而不是充分条件。另外，如果Pl和
P。 取的是环 比价格指数 ，则(3)式中的 E。换成 E。
也可 以得到(6)式。
三、人民币汇率购买力平价假说的检验方法
(一)样本数据的选择及处理方法
本文采用 1994年 5月到 2006年 l2月的中国
消费物价指数、美国消费物价指数和人民币名义汇
率月度平均值作为研究的数据样本，时间跨度为 13
年，全部数据来源于wind金融资讯数据库。相关的
研究表明，l0年的时间跨度可以构建一个中期模
型，而在中期对检验购买力平价是有效的。所以本
文所采用的 13年样本数据基本能够说明问题，进
行协整检验也是有效的。由于中国没有公布月度定
基比消费物价指数，所以用可获得的同比消费物价
指数月度数据和 2006年环比数据进行调整得到定
基比消费物价指数序列，然后把此序列使用移动平
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喻春娇，朱龙飞：人民币汇率购买力平价假说的实证检验
均差分法进行调整，得到剔除了季节因素并反映长
期变动趋势的物价指数④。这种数据处理方法与毕
玉江(2007)的方法相同。
1994年 1月人民币外汇市场调剂价与官方牌
价合并，人民币汇率官方价从 1993年 12月份的
5．8上调到 8．7，由于存在J曲线效应 1994年 1月份
的贸易逆差从 1993年 12月份的 144亿美元扩大
到 24．7亿美元。1994年第一季度随着人 民币的不
断贬值，贸易逆差不断缩小，直到 5月份才出现小
额贸易顺差 2．7亿美元。所以本文以 1994年 5月份
作为样本起点。为了避免异方差问题，并与上述相
对购买力平价理论模型一致，分别取三个变量的对
数进行分析。所有的分析都通过 Eviews5．0做出。
(二)计量检验模型的选择
运用协整技术检验购买力平价时，我们一般采
用购买力平价的三变量模型进行检验②，其表达式
为：
et=ot+131P 一132P*+ (8)
其中p。>0，p：>0， 表示随机扰动项。(8)式意味着
实质上要检验名义汇率、国内物价指数 、国外物价
指数三个变量之间是否存在某种稳定均衡的关系。
当(8)式满足对称性条件 B。=13 时 ，即国内外相对价
格对汇率变动的影响是对称的，此式可简化为两变
量模型 ：
e,=a+13(p 一p + (9)
其中13>0(9)式意味着实质上要检验名义汇率变量
于两国通胀率之差变量之间是否存在长期均衡的
关系。当(8)式还满足比例性条件 B。=13：=1时，即国
内外相对价格与汇率变动成比例，此式可简化为严
格 的单变量相对购买力平价形式 ，即(5)式。很显
然，模型(5)是模型(8)的特例。
(三)检验步骤
本文主要选择购买力平价 的单变量和三变量
计量模型进行检验。检验步骤如下：
首先，对严格的购买力平价形式模型(5)进行
检验，主要是看模型(5)所计算出来的真实汇率是
否平稳 ，这种方法实质上是检验模型(5)中q 序列
的平稳性。如果真实汇率 qI是平稳的，就说明除价
格以外的其他因素对购买力平价的冲击是偶然的，
名义汇率具有向购买力平价均衡汇率回归的趋势
(Culver& Papell， 1999)。我们使用 ADF(Aug—
mented—Dickey Fuller)检验来判断真实汇率是否为
平稳过程，当ADF统计量小于临界值时拒绝原假
设 ，认为此序列平稳。反之，认为此序列存在单位
根，不平稳。
其次，如果真实汇率不是平稳的，则对弱化的
购买力平价形式进行检验，即采用计量模型(8)来
进行检验。如果非平稳时间序列人民币名义汇率
(e。)、中国消费物价指数 (P )、美国消费物价指数
(P )之间存在某种线形组合，使随机误差项 平
稳，那么三者之间就存在着协整关系。如果所得出
的协整方程的参数符合现实的话，就认为长期购买
力平价是成立的。我们用Jonhansen&Juselius的
极大似然法来检验着三个变量的协整关系。
四、人民币汇率购买力平价的检验结果与分析
(一)人民币真实汇率的单位根检验结果
将人民币汇率与中美物价指数取对数后代入
方程式(4)，可以得到人民币真实汇率q (图 1)。我
们利用 ADF进行单位根检验(表 1)，最优滞后阶数
由AIC确定，当AIC统计量越小，滞后阶数越好。结
果表明不能拒绝 q 存在单位根的假设，然而Aq,却
拒绝存在单位根的假设，因此 qt服从一个I(1)过程，
而不是 I(0)过程，这说明严格意义上的购买力平价
理论并不适用于人民币汇率。
E 亘亟 圄
图 1 人民币真实汇率 qt的走势图
表 1 真实汇率的单位根检验
变量 ADF统计量 临界值 滞后阶数 P值
q 0．46046 —2．88O46 3 0．9848
Aq, -6．76654 —3．47367 0 0．0∞10
说 明： 表示 S％的显著性水平下的临界值 ， 表示 1％的显著水
平下的临界值，下同。检验形式中都包含了常数项，不舍趋势项。
b
(二)三变量形式的购买力平价检验结果
1．变量的单位根检验
在对时间序列进行协整检验之前，必须保证所
有序列服从 I(n)过程，n至少为 1。由于大多数时间
困
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序列是随机游走过程 ，所以首先分别对三个变量序
列，即人民币名义汇率(e )、中国消费物价指数(P )、
美国消费物价指数(P ‘)进行单位根检验，以确定其
是否服从一阶单整过程。单位根依然使用 ADF方法
进行检验，最佳滞后项由AIC最小确定。检验结果
说明，e．p、p 都是不平稳的序列，一阶差分以后都
变成了平稳序列。 t
价回归的倾向，即人民币与美元之间的相对购买力
平价是成立的。但是这里有一个问题不容忽视，中
国消费物 价指数从 1994年到 2006年上涨 了
107．6％，而美国同期仅上涨 37．5％，中国的物价水平
上涨的速度远远超过美国，但人民币汇率对中国消
费物价指数的弹性还不到对美国消费物价指数的
弹性的33．3％(这个问题只有当我们使用购买力平
表 2 单位根检验结果
变 水平检验结果 一阶差分检验结果
量 检验形式(c，T'L) ADF值 临界值 P值 检验形式(C，T，L) ADF值 临界值 P值
E (1，0，11) 2．06888 —2-880463‘ 0．9999 (1，0，0) -9．766884 —3．473672” 0．O0oO
P (1，0，7) 一1．04741 —2．880463 0．7353 (1，0，2) -3．607796 —3．473672” 0．0o67
P． (0，0，12) 2．573493 -1．942938 0．9976 (1，0，12) 一3．145116 —2．880463‘ 0．0254
说明：c表示常数项，T表示时间趋势项，L表示滞后项。
2．协整检验
上述单位根检验结果显示，e．p、p 都服从 I(1)
过程，这说明 e,p、p 满足进行协整检验的前提条
件。我们接着运用Jonhansen& Juselius n极大似
然法进行估计，估计中含截距且不含时间趋势项 ，
最佳滞后期由AIC最小确定，为 12(检验结果如表
3)。从表3中可以看出，无论是迹统计量还是最大
特征值统计量，都可以说明：在 5％的显著性水平
下，人民币名义汇率、中国物价指数、美国物价指数
之间存在着协整关系，协整方程为(括号中的数据
表示标准差)：
et=0．198744p 一0．583681p,'+3．845743 (10)
(0．0421 1) (0．13882)
价三变量模型的时候才会出现，它本身不是购买力
平价所包含的内容 )，也就是说相对而言人民币汇
率对 中国物价水平是缺乏弹性的。1994年与 1995
年中国进入第二个高通货膨胀时期，这两年的通货
膨胀率分别高达24．1％和 17．1％，1998年至2002年
中国步入了通货紧缩时期，这几年的通货膨胀率分
别为一0．2％，一1．4％，0．4％，0．7％和一0．8％，其中的三
年出现消费物价指数的负增长。从 1994年到 2006
年，中国消费物价指数大幅波动，然而人民币名义
汇率却在很小的范围内波动，月最大波动幅度为
1995年 5月的 0．1％，并且 2004年 l1月到 2005年
6月人民币汇率完全没有一点波动。这说明可能有
某些因素削弱或干扰了中国物价水平对人民币汇
表 3 协整检验结果
Ho 特征值 迹统计量 5％的临界值 P值 最大特征值统计量 5％的临界值 P值
r=O 0．167025 37．53847 29．79707 0．oo53 27．778 19 21．13162 0．oo50
r≤1 0．O42766 9．760287 15．4947 1 0．2996 6．6435 18 14．26460 0．5321
r≤2 0．020296 3．116769 3．841466 0．0775 3．1 16769 3．841466 0．0775
所有变量的系数都显著的不为零，这说明中美
物价指数可以显著地影响人民币名义汇率。并且，
协整方程系数的符号正好符合购买力平价理论。当
中国的物价上涨时，人民币贬值 ，汇率上升；当美国
物价上涨时，人民币升值，人民币汇率下降。
3．协整方程的经济意义解读
据上述协整检验结果，首先，我们基本可以断
定：1994年到 2006年的人民币汇率有向购买力平
圈
率的作用机制，或者此模型中必须加上其他重要解
释变量。
其次，人民币汇率对美国物价水平反应更加剧
烈，说明人民币的不断升值不在于人民币本身的升
值而在于美元的贬值。特别是2000年以来，不仅仅
对人民币，美元对许多国家或地区的货币都贬值，
如欧盟、英国、加拿大、印度、巴西、澳大利亚、匈牙
利、捷克等等，然而人民币对其他主要国家的货币
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喻春娇，朱龙飞：人民币汇率购买力平价假说的实证检验
却不是不断贬值，例如总的来看人民币对欧元有贬
值的倾向 (数据来源于搜数网统计和调查数据库)，
如图 2。
E 五三圈
图2 人民币对主要货币的汇率
== 垦壹查墨 皇 ：：：：： 垒塑 茎型盟 皇
图3 协整模拟效果
最后，从总体上来讲，协整方程对人民币汇率
的模拟效果并不理想(从图 3中可以直观地看出)，
这一点与张晓朴(2000)的结论一致。其中，1994年、
1995年与 1996年人民币汇率基本上与均衡汇率一
致，这个结论与Wang Yajie等(2007)的研究结果相
同。这可能是由于人民币在20世纪90年代初的低
估被这 3年的高通货膨胀抵消，同时它也可以说明
在高通货膨胀的情况下购买力平价更加有效。协整
方程模拟结果显示从 1997年 1月到2002年 3月，
人民币是低估的，然而 1997年和 1998年由于亚洲
金融危机爆发，人民币坚持不贬值，因此这段时期
应该是被高估才比较合理(Wang Yajie等，2007；刘
阳，2004)。此外，图 3显示 ，从 2002年 4月到 200l6
年 12月，与依据相对购买力平价所测算的结果相
比人民币实际汇率是被高估的，这个结论很难令人
信服，不然人民币现在就不会有强烈的升值预期和
加速升值的趋势。而事实上，赵志军等(2006)通过
结构均衡模型得出，人民币自2000年以来被平均
低估了7％一25％。随着中国经常项目顺差和资本金
融项目顺差的迅猛增加，以及人民币汇率波动区间
的扩大，人民币有持续升值的趋势，那么人民币汇
率与购买力平价的偏离有扩大的倾向(图 3)，这进
一 步说明购买力平价对人民币汇率变化的解释能
力是不足的，也就是说，如果单纯用它来估计人民
币均衡 [率并以此来判断人民币汇率均衡与否 ，
则从根本上是不科学的，这一点与刘 阳(2004)的研
究结论一致②。
五、人民币购买力平价检验模型的修正思路
从以上分析可知，从长期来看，购买力平价对
人民币汇率具有一定的解释作用，即人民币与美元
之间的相对购买力平价是成立的。但是，仅仅基于
物价水平这一单一的宏观经济变量的购买力平价
均衡汇率方法有很大的局限性。汇率的变动不仅仅
与物价水平相关，还与一国的生产力发展水平、利
率与资本流动等其他经济变量以及一国施行的货
币政策、财政政策和 [率政策有关。虽然物价水平
确实可以显著地影响人民币汇率，但是物价水平只
能解释一部分汇率的变动。因此，必须对购买力平
价计量检验模型进行修正才能更好地对人民币汇
率的变化进行解释，从而对人民币汇率的调整起到
更好的引导作用。笔者提出以下修正思路：
(一)引入利率变量后的人 民币购买力平价模型
购买力平价理论仅仅考虑了商品市场上的均
衡，而没有考虑资本市场上的均衡，即忽略了利率
对汇率的影响。当本国利率高于外国利率时，资本
市场上对本国货币的需求增加，这必将导致本国货
币升值，反之亦然。资本市场上套利的成本远远小
于商品市场上的套利成本，所以汇率既受来自高度
易变性的资本市场上短期波动的影响，也受相关商
品市场上价格的长期效应的影响。随着中等国的利
率市场化改革的推进和资本市场的不断开放，利率
波动对人民币汇率的影响将不断加强，因此，如果
基于相对购买力平价来估计和判断人民币汇率是
否均衡，有必要考虑利率变动的短期影响。引入利
率变量后的检验模型可以变为：
囫
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e = +p(p广p +-y(i广i + ，其中，B>O，-y<O (1 1)
P ，Pi*分别表示中国与外国的物价水平；i ，j 分别表
示中国与外国的利率水平。为了分离利率的短期效
应和价格水平的长期效应，上述模型可以进一步修
正为：
Aet= +入[e _1-ot-p 一1+p 一11+-y(i 一i『)t+ ，其中，入<
0，-y<O (12)
(12)式右边的第一项代表了人民币汇率对购买力
平价的短期偏离以入的速度得到纠正，反映在长期
内存在使人民币汇率向购买力平价回归的市场力
量，第二项表示中国与外国的当期利率水平差异利
率对人民币汇率变动率的影响。
(二)引入政府行 为变量后 的人 民币购买力平
价模 型
购买力平价理论反映的是长期市场的均衡汇
率。然而现代汇率除了承担货币的价值职能，还是
国家进行宏观调控的手段。汇率必须为稳定国家宏
观经济、促进经济持续发展而服务。这是由汇率的
双重身份决定的。从这个意义上来讲，汇率可以在
一 段时间内持续偏离购买力平价，所以购买力平价
模型中必须引入政府行为变量。在实行有管理的浮
动汇率制国家的外汇市场上，政府主要用外汇储备
来对汇率进行调节，以防止其过分的波动，这样就
在短期内改变了汇率向购买力平价回归的路径。引
入以中央银行所拥有的外汇储备表示的政府行为
变量后的购买力平价修正模型为：
Aet=入[e【_1-ot-p【_1+p【_11+-y△Rt+ ，其中入<O，-y>O
(13)
(13)式右边的第一项仍然表示人民币 [率对购买
力平价的短期偏离以入的速度得到纠正。第二项表
示政府干预(买卖外汇)对短期汇率变动的影响。R
表示中央银行所持有的外汇储备，其一阶差分可以
近似的看作是中央银行在外汇市场上进行外汇买
卖的数量。系数-y预期为正，当中央银行卖出外汇
时，人民币升值，汇率下降。
(三)引入 国际贸易成本后的人 民 币购 买力平
价模 型
在购买力平价理论分析中，假设国际商品贸易
不存在交易成本，但是现实国际贸易中存在较高的
运输成本、保险费用与银行费用。而且，国与国之间
的贸易并不是一价定律所假设的那样是 自由的，关
税往往占商品价格的很大一部分，有时甚至高得使
圈
贸易无法进行。陈玉清(2006)指出，考虑到交易成
本和关税，可以把购买力平价模型拓展为：
P (1+c)(1+t)E=P (14)
其中c代表交易费用在商品价值中的比例，t代表
关税税率。
考虑到存在关税和国际贸易成本等因素，用 c
表示各类交易费用与商品外币价格的比例，用 t表
示关税率，把方程(14)式两边取对数，并用 8近似
代替 ln(c+1)，用 近似代替 ln(t+1)，可以得到修正
的购买力平价检验模型：
eI=仅+B(p广p +入8 -y1r + ， 中入<O，-y<O(15)
(四)考虑巴拉萨一萨缪尔森效应后的人民币购
买力平价 模型
汇率反映的是两国间可贸易品价格水平的比
率，而不是全部商品，所以用通货膨胀率解释汇率
的变动时必须根据中国的实际情况进行修正。当中
国处于经济的高速发展的阶段，高通货膨胀率与人
民币升值可能并存，也就是说汇率并不按照中美通
货膨胀率之差进行同比率的贬值，也就是说模型
(5)并不完全成立。由于存在巴拉萨一萨缪尔森效
应，处于经济腾飞的中国，一方面非贸易品(服务、
房屋等)的价格上涨的幅度远远超过可贸易品的价
格上涨幅度，也远远超过美国非贸易部门价格上涨
的幅度，所以用一般物价指数测算的购买力平价均
衡汇率会被低估 ，另一方面由于采用发达国家的已
被市场证明是成熟的技术，中国在经济起飞时可贸
易部门生产率提高的速度高于美国，因而可贸易品
的价格趋于下降，这又促使人民币对外升值。考虑
这两种因素的影响 ，易纲 (1997)认为适合发展中国
家的相对购买力平价模型应该为：汇率调整的比率
等于两国通货膨胀率之差，减去通货膨胀中非贸易
品价格上涨的调整系数，然后再减去贸易品生产率
提高的调整系数。基于这一思想，我们认为适用于
人民币汇率的相对购买力平价检验模型可以修正
为 ：
Ae =B(1r 一1r 一入 一-yb ，其中B>O，入>O，-y>O(16)
式中，a表示中国通货膨胀中非贸易部门涨价幅度
高于美国的部分 ，b表示中国可贸易品生产率提高
速度超过美国的部分。
注 释 ：
① 我们从 Wind金融资讯数据库得到 2006年 1—12月中国
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喻春娇，朱龙飞：人民币汇率购买力平价假说的实证检验
消费物价指数环比序列，以 2006年 1月为基期，计算出
以2006年 1月为 10o的定基比指数序列，在向前根据
CPI指数同比序列倒推算出 1994年 5月到2006年 12月
的以2006年 1月为基期的 CPI指数。由于我们得到的
1994年 5月到 2006年 12月 的美 国指数 CPI是 以 2000
年 6月为基期的，为 了便 于比较 ，将上述 中国的 CPI指数
进一步换算 成以 20oO年 6月为基期 的定基 比月度指数
序列。
② 张 晓朴 (2000)指 出，随着较为先进 的计量 经济学工具不
断地应用于购买力平价理论的检验之 中，相对购买力平
价 的表达式发生 了很大变化 ，学者们更多地侧重于购买
力平价的三变量表达式 ，检验购买 力平价对于长期均衡
汇率的决定作用 ，实际上检验的是购买力平价 的弱化形
式 。张晓朴．购买力平价思想的最新演变及在人民币汇率
中的应用『J1．世界经济，2000，(9)。
⑧ 刘阳(2004)指出，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 ，这就会导致 由于基期 的选择不同 ，得到的均衡汇
率 以及 汇率失调 的情况也就不同。这也是相对购买力平
价的内在缺陷。
参考文献：
【1】Lucio S．，Mark P⋯T The Economics of Exchange Rates
【M】．重庆：西南财经大学出版社，2006．54--90．
【2]2 Ru-Hn Chiu．Te ng the Purchasing Power Parity in Panel
Data【J】． Intemational Review of Economics and Finance，
20o2，f11)，349-362．
【313 Joseph M．K．．Cointegration Tests of Purchasing Power Par-
ity in Africa【J]．World Development，2003，(10)，1673—
1685．
【4】Darja B．，Joni B．．Testing the Theory of Purchasing Pow—
er Parity for Slovenia and Hungary[JJ．Eastern European
Economics，2006，(4)：82-96．
【5】N．J．Chou，Y．C．Shih．The Equilibrium Exchange Rate
of the Chinese Renminbi【J】． Comparative Economics，
1998，(26)：165-174．
[6]6 Wang Yajie，Hui Xiaofeng，Abdof S．S．．Estimating Renmin—
bi(RMB)Equilibrium Exchange Rate【J]．Policy Modeling，
2007，(10)：156-163．
[7】Sophocles N．B．，Dimitris A⋯S Fragiska K．V．．Testing
Long—Hln Purchasing Power Parity under Exchange Rate
Targeting【J]． International Money and Finance， 2005，
f4)：959-981．
【8】张晓朴．购买力平价思想的最新演变及在人民币汇率中
的应用【J]．世界经济，2000，(9)．
【9】邱冬阳．购买力平价：1997-2005年数据的协整分析[J]．
经济研究，2006，(5)．
f101吕德宗，杜金柱．购买力平价之谜理论的最新进展及其
实证检验[J】．财贸研究．2005，(5)．
【11】刘阳．相对购买力平价与人民币均衡汇率[J]．世界经济
研究，2004，f10)．
[12】孙刚，邓黎阳．人民币汇率合理性判断[J】．财经问题研
究 20o5，(1o)．
【13】吴俊．动态购买力平价理论与检验【J】．数量经济技术经
济研究，20o5，f3)．
【14】刘金全，云航，郑挺国．人民币汇率购买力平价假说的
计量检验一基于 Markov区制转 移的 Engle-Granger协整
分析【J]．管理世界，2005，(3)．
【l5】毕玉汪，朱钟棣．人民币汇率变动对中国商品出口价格
的传递效应【J]．世界经济，2007，(5)．
【l6】易纲，范敏．人民币汇率的决定因素及走势分析【J]．经济
研究，1997，(10)．
(责任编辑：刘同清)
An Empirical Testing of the Purchasing Power Parity Hypothesis of RMB
YU Chun-jiao，ZHU Long-fei
(School of Business，Hubei University，Wuhan Hubei 430062，China)
Abstract：Although the Puwhasing Power Parity(PPP)Hypothesis can explain the exchange rate of RMB in a certain ex·
tent in the long run，there are great limitations．Chan ges in the exchange rate are not only related with the price level，but
also a country S level of productivity development，interest rate，capital flows and other economic variables as well as its mOB—
etary policies，fiscal policies，and exchange rate policies．Th erefore，we should modify the econometrical testing model of the
purchasing power parity in order to better interpret the changes in the exchange rate of RMB and guide its adjustment．
Key words：purchasing power parity(PPP)；RMB／Dollar exchange rate；consumer price index(CPI1；co-integration test
囫
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