人民幣匯率制度彈性測算

劉曉輝 張 震 亢宇君

一、引 言

我們現(xiàn)在越來越清楚地認(rèn)識到，各國實際上實行的匯率制度和這些國家事先所宣稱的匯率制度常常是不同的(Rogoff et al.，2003；Bersch and Klüh，2008；Levy-Yeyati and Sturzenegger，2016；Ilzetzki et al.，2017)。最近的一些研究表明，完全固定的匯率制度(包括美元化、貨幣局制度和貨幣聯(lián)盟)與自由浮動匯率制度，并不是現(xiàn)實中各國實際實行的主要的匯率制度形式。與此恰恰相反，各種形式的、有限彈性的中間匯率制度安排則成為現(xiàn)實中各國實際實行的匯率制度的主要構(gòu)成形式(劉曉輝和張璟，2018；Ilzetzki et al.，2017)。

這種巨大反差使學(xué)界對匯率制度分類和匯率制度彈性測度方面的研究興趣日益增長。粗略來看，既有研究大致分為兩類(胡再勇，2010)：一類研究利用匯率、儲備和利率等宏觀指標(biāo)，在對匯率制度進行詳細(xì)的事實分類基礎(chǔ)上，對不同的匯率制度賦予不同的數(shù)值，從而以離散變量的形式表示匯率制度彈性的高低。過去十余年來，這方面的研究已經(jīng)取得了很大的進展，形成了以RR(Reinhart and Rogoff，2004；Ilzetzki et al.，2017)、LYS(Levy-Yeyati and Sturzengger，2005，2016)以及Shambaugh(2004)等為代表的匯率制度實際分類數(shù)據(jù)集。這些研究及其提供的關(guān)于匯率制度實際分類的數(shù)據(jù)，在為匯率制度選擇領(lǐng)域的研究提供數(shù)據(jù)支持的同時，極大地推動了這個領(lǐng)域的研究發(fā)展[注]以離散變量表示的匯率制度彈性可能會導(dǎo)致經(jīng)驗研究存在一定的偏差，并且研究結(jié)論也不便于比較(胡再勇，2010)，離散數(shù)據(jù)的特征更是限制了這類研究在國別時間序列方面的研究。關(guān)于這個方面的研究及評述，可參見：Carmen M. Reinhart & Kenneth Rogoff. The Modern History of Exchange Rate Regime: A Reinterpretation[J]. Quarterly Journal of Economics, 2004,119(1):1-48; Eduardo Levy-Yeyati & Federico Sturzenegger. Classifying Exchange Rate Regimes: Deeds vs. Words[J]. European Economic Review, 2005,49(6):1603-1635; Eduardo Levy-Yeyati & Federico Sturzenegger. Classifying Exchange Rate Regimes: 15 Years Later[A]. Harvard Kennedy School Faculty Research Working Paper, 2016(28); Michael Bleaney & Tian Mo. Measuring Exchange Rate Flexibility by Regression Methods[J]. Oxford Economic Papers, 2017,69(1):301-319; Ethan Ilzetzki, Carmen M. Reinhart & Kenneth Rogoff. Exchange Arrangements Entering the 21st Century: Which Anchor Will Hold?[A]. NBER Working Paper, 2017( 23134); 范從來,劉曉輝.匯率制度選擇：經(jīng)濟學(xué)文獻貢獻了什么？[M].北京：商務(wù)印書館，2013:90-103.。另一類研究同樣利用匯率、儲備和利率等宏觀指標(biāo)，形成以連續(xù)變量表示的匯率制度彈性指數(shù)。自Holden等(1979)的開創(chuàng)性研究以來，這方面的研究形成了直接測度法和基于外匯市場壓力的測度法等兩類測度方法(劉曉輝和張璟，2016)[注]本文第二部分和第三部分扼要討論了這些方法，詳細(xì)討論參見：劉曉輝，張璟.匯率制度彈性測度：一個綜述[J].金融評論，2016(5)：106-122.。

從中國的現(xiàn)實情況來看，近20年來中國政策當(dāng)局所宣布的匯率制度與事實上的匯率政策和匯率制度相去甚遠(yuǎn)(附表1[注]限于篇幅，本文沒有提供附表1，備索。)。1994年人民幣匯率制度改革時，政策當(dāng)局公布的匯率制度是“以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動匯率制度”，但根據(jù)包括RR分類法在內(nèi)的幾種匯率制度實際分類方法的結(jié)果來看，1994-2005年期間，我國事實上所表現(xiàn)出來的則是釘住或固定匯率制度。2005年7月的匯率形成機制改革宣布實行“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”，但幾種匯率制度實際分類方法的結(jié)果卻表明，我國事實上的匯率制度還是缺乏彈性的。

與完全固定和自由浮動不同，在中間匯率制度下，我們很難判斷和評估匯率變化的彈性程度。但問題恰恰在于，在資本流動逐年加強、資本市場日益一體化的今天(Ilzetzki等，2017)，實行中間匯率制度的經(jīng)濟體卻又面臨如何管理其匯率彈性的難題：彈性太低，則有滑向固定匯率制度的可能，因此則可能導(dǎo)致儲備的迅速積累和貨幣政策獨立性的喪失[注]Ilzetzki等(2017)認(rèn)為，近十余年來，新興市場經(jīng)濟體外匯儲備的迅速積累即是在資本市場一體化背景下試圖保持有限匯率彈性的結(jié)果，參見：Ethan Ilzetzki, Carmen M. Reinhart & Kenneth Rogoff. Exchange Arrangements Entering the 21st Century: Which Anchor Will Hold?[A]. NBER Working Paper, 2017(23134).；彈性太高，對發(fā)展中國家而言又難以承受。因此，在事實上的中間匯率制度安排下，測算匯率制度彈性就有很重要的意義。對中國而言，也是如此：其一，人民幣匯率制度彈性的測度對中央銀行匯率政策的操作具有重要意義。在中國不斷推進資本賬戶自由化的現(xiàn)實背景下，如何判斷、評估經(jīng)濟條件變化對人民幣匯率制度彈性的影響，并采取相應(yīng)的政策措施進行積極主動的匯率管理，都需要我們準(zhǔn)確測度人民幣匯率制度彈性。其二，利用測算的人民幣匯率制度彈性指數(shù)，我們可以系統(tǒng)考察人民幣匯率制度彈性對貨幣政策獨立性、通貨膨脹和經(jīng)濟波動的影響等一系列重要問題，并以此進一步反饋于貨幣政策的調(diào)控[注]關(guān)于這些問題僅有的研究在人民幣匯率制度彈性的測度上存在較大差異，參見：胡再勇.我國的匯率制度彈性、資本流動性與貨幣政策自主性研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2010(6):20-34；張翔,何平,馬菁蘊.人民幣匯率彈性和我國貨幣政策效果[J].金融研究，2014(8):18-31；范小云,陳雷,祝哲.三元悖論還是二元悖論——基于貨幣政策獨立性的最優(yōu)匯率制度選擇[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2015(1):55-65.。

本文利用兩類匯率制度彈性測度方法(直接測度法和基于外匯市場壓力的測度法)測算了人民幣匯率制度彈性，得到了7個人民幣匯率制度彈性指數(shù)。這是本文的第一個方面的貢獻。本文的貢獻之二在于，我們引入了貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道，拓展了模型依賴的外匯市場壓力(exchange market pressure，下文簡稱EMP)測算方法，并由此進一步測算了貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道下的人民幣匯率制度彈性。傳統(tǒng)的模型依賴的EMP測算(以及建立在此基礎(chǔ)上的模型依賴的匯率制度彈性測算)是建立在Mundell-Fleming類型的模型基礎(chǔ)上的，這類模型假設(shè)貨幣政策主要是通過利率渠道傳遞的，完全忽視了信貸傳導(dǎo)渠道的作用。然而，對包括中國在內(nèi)的大多數(shù)發(fā)展中國家來說，貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道作用巨大，甚至超過了利率等貨幣渠道。部分證據(jù)甚至表明，中國基本不存在利率傳導(dǎo)渠道?？紤]到中國的特殊情況，我們因此將貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道引入?yún)R率制度彈性的測算模型，并在此基礎(chǔ)上測算了人民幣匯率制度彈性指數(shù)。

文章安排如下：第二部分回顧了匯率制度彈性的直接測度方法，第三部分在回顧基于EMP的匯率制度彈性測度方法基礎(chǔ)上，引入貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道，拓展了模型依賴的EMP測算方法，并在此基礎(chǔ)上給出了人民幣匯率制度彈性的測算公式；第四部分根據(jù)第二部分和第三部分的測算方法，測算了人民幣匯率制度彈性指數(shù)，并考察了這些指數(shù)的時序特征等。最后是結(jié)論和展望。

二、直接測度方法

匯率制度彈性的測度方法可分為兩類(劉曉輝和張璟，2016)。第一類方法直接根據(jù)匯率制度的特征定義匯率制度彈性，然后利用觀察到的匯率、儲備和利率等宏觀數(shù)據(jù)進行測算，這種方法因此可稱為直接測度法。第二類方法首先從EMP的角度，將匯率制度彈性定義為匯率變化所吸收的EMP占全部EMP的比例(劉曉輝和張璟，2016；Willett et al.，2012)，然后在測算EMP的基礎(chǔ)上進一步測度匯率制度彈性。這類方法因此可以稱為基于EMP的測度方法。

本文同時采用這兩類方法，對人民幣匯率制度彈性做一個全面系統(tǒng)的測算、比較和評估。為此，我們首先扼要說明這兩類匯率制度彈性測算方法，并在此基礎(chǔ)上說明本文在測算人民幣匯率制度彈性時對既有測算方法所做的修正、補充及拓展。本小節(jié)首先說明3種直接測度方法的原理。

(一)HP法

這個方法由Holden等(1979)提出，該方法建立的匯率制度彈性指數(shù)如下：

其中，匯率(S)是以本幣表示的一單位外幣的價格，F(xiàn)R表示外匯儲備，H表示基礎(chǔ)貨幣。關(guān)于匯率S具體指標(biāo)的選用，Holden等(1979)使用了貿(mào)易加權(quán)平均匯率，即有效匯率，而Poirson(2001)在考察匯率制度選擇的影響因素時則使用了雙邊匯率。另外，n在Holden等(1979)和Poirson(2001)研究中的取值也有差異，前者n=23，后者則取n=11，較大的取值都是為了熨平匯率和儲備的短期波動。

當(dāng)HP法指數(shù)取值不為0或無窮大時，我們很難判斷具體的匯率制度彈性究竟是高還是低，因此難以給出經(jīng)驗的分析和解讀。為克服這個問題，我們將HP法下的匯率制度彈性指數(shù)轉(zhuǎn)換為，

(1)

在利用(1)式測算人民幣匯率制度彈性指數(shù)時，考慮到本文的樣本期不長，我們遵循Poirson(2001)的方法，將n取值為11。另外，由于樣本期內(nèi)，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界和市場人士對人民幣的關(guān)注主要著眼于人民幣兌美元的雙邊匯率，因此我們?nèi)圆捎萌嗣駧艃睹涝獏R率來測算人民幣匯率制度彈性[注]長期以來中國一直是維持事實上的釘住美元的匯率政策的。例如，Ilzetzki等(2017)認(rèn)為，1992年8月—2015年6月期間人民幣一直是事實上釘住美元的。Levy-Yeyati和Sturzenegger(2016)在拓展其匯率制度分類數(shù)據(jù)集時，也將美元作為1974—2013年期間人民幣的參考貨幣。參見：Ethan Ilzetzki, Carmen M Reinhart & Kenneth Rogoff. Exchange Arrangements Entering the 21st Century: Which Anchor Will Hold?[A]. NBER Working Paper, 2017(23134); Eduardo Levy-Yeyati & Federico Sturzenegger. Classifying Exchange Rate Regimes: 15 Years Later[A]. Harvard Kennedy School Faculty Research Working Paper, 2016(28).。

(二)拓展的HP法

這個方法將匯率制度彈性定義為匯率變化絕對值與儲備變化絕對值之和中匯率變化的占比(Combes et al.，2012；范言慧等，2015)，公式如下：

應(yīng)注意的是，拓展的HP法受異常觀測值的影響較大。為了降低異常值的影響，我們借鑒HP法的指數(shù)設(shè)計方法，將匯率變化和儲備變化在一定期間內(nèi)進行平滑，即對匯率和儲備變化分別求和，將指數(shù)重新定義如下：

(2)

利用該式估計人民幣匯率制度彈性時，n取值11，匯率仍采用人民幣兌美元雙邊匯率。

(三)HCR法

與HP法和拓展的HP法不同，Hausmann等(2001)及Calvo和Reinhart(2002)使用了匯率和外匯儲備的波動性指標(biāo)來估計匯率制度彈性。另外，Hausmann等(2001)還指出，除了利用外匯儲備來干預(yù)外匯市場外，一國還可能借助利率手段間接影響匯率。因此 在測算匯率制度彈性時，我們應(yīng)綜合考慮了儲備、利率與匯率波動等指標(biāo)(Calvo and Reinhart，2002)：

ERFIhcr=S2/ (i2+FR2)

首先，對樣本期內(nèi)的中國來說，貨幣市場利率的變動很難真正反映貨幣政策的變化，我們因此不考慮利率變化的影響。這有如下兩點理由：一，在本文樣本期內(nèi)(2000.12—2016.12)，中國并沒有實現(xiàn)利率市場化(只是最近兩年，中國才啟動這一進程)，貨幣市場利率很難引起資本市場利率的變化；二，中國對人民幣匯率的管理，主要是通過外匯市場干預(yù)來實現(xiàn)的，利率因素的影響不大。其次，在計算方差時，我們采用12個月內(nèi)的匯率變化和儲備變化的滾動方差。最后，為了和HP指數(shù)保持一致，我們將HCR法下的彈性指數(shù)轉(zhuǎn)換為：

(3)

三、基于EMP的測度方法

基于EMP的匯率制度彈性測度方法將匯率制度彈性視為匯率變化所吸收的EMP占全部EMP的比例(劉曉輝和張璟，2016；Willett et al.，2012)。為了說明這個定義，我們首先給出EMP的經(jīng)驗公式：

EMPt=h1Δst-h2Δit-h3Δfrth1、h2、h3>0

其中，i為名義利率，s和fr分別表示以自然對數(shù)形式表示的匯率和外匯儲備(下同)。于是，匯率制度彈性指數(shù)可表示為：

ERFIt=h1Δst/EMPt

通常，該指數(shù)取值范圍是[0，1]。當(dāng)ERFI=0時，說明EMP完全是通過貨幣當(dāng)局外匯市場干預(yù)吸收的，該國實行的是固定匯率制度；當(dāng)ERFI=1時，說明全部EMP是通過匯率變化吸收的，該國實行的是浮動匯率制度；當(dāng)ERFI(0，1)時，說明EMP是通過匯率變化和外匯市場干預(yù)兩個渠道共同吸收的，該國實行的是中間匯率制度。因此，ERFI指數(shù)越趨近1，匯率制度就越有彈性；反之，ERFI指數(shù)越趨近0，匯率制度安排則越缺乏彈性。

應(yīng)該注意的是，這里的指數(shù)取值既可能小于0，也可能大于1。兩種情況都說明中央銀行進行了外匯市場干預(yù)，這與浮動匯率制度的內(nèi)涵相悖，比較接近固定匯率制度的內(nèi)涵，因此這兩種情形都可視為固定匯率制度。當(dāng)ERFIt<0時，即匯率變化(Δst)與EMPt異號。這可分為兩種情況：一，Δst<0，且EMPt>0。這說明本幣面臨貶值壓力時(EMPt>0)，本幣反而升值；二，Δst>0，且EMPt<0。這說明本幣面臨升值壓力時(EMPt<0)，本幣反而貶值。顯然，兩種情況都說明存在過度的逆風(fēng)干預(yù)(leaning against the wind)。當(dāng)ERFIt取值大于1時也有兩種情況：一，Δst<0且EMPt<0，本幣面臨升值壓力時本幣升值；二，Δst>0且EMPt>0，本幣面臨貶值壓力時本幣貶值。這兩種情況都說明中央銀行外匯市場干預(yù)呈順風(fēng)干預(yù)(leaning with the wind)的特征。

利用基于EMP的測度方法測度匯率制度彈性，首先要求估計EMP。在既有文獻中，EMP的估計方法分為非模型依賴(model independent)和模型依賴(model dependent)兩種，前者不依賴于匯率決定的結(jié)構(gòu)主義模型，而后者則建立在匯率決定的結(jié)構(gòu)主義模型基礎(chǔ)上。

(一)非模型依賴的EMP測度法

非模型依賴的測度方法首先需要確定EMP的構(gòu)成，然后再確定各構(gòu)成部分的權(quán)重，最后在此基礎(chǔ)上測算EMP。這種方法的爭議和問題有兩個方面：

一、在構(gòu)成上，爭論的重點在于是否應(yīng)該將利率納入EMP的測算中。部分研究不考慮利率因素的影響(如Fiess and Shankar，2009；Frankel and Xie，2010)。部分研究在測算EMP時引入了利率因素(如Eichengreen et al.，1996；Van Horen et al.，2006；Mody and Taylor，2007；Hegerty，2009)[注]發(fā)達市場經(jīng)濟中，貨幣政策通過利率渠道也會間接影響匯率，從而吸收部分EMP。這是將利率引入EMP測算的主要原因。。然而，學(xué)界對利率應(yīng)如何被引入模型也存有爭議。部分學(xué)者將利率的一階差分引入EMP中(如，Van Horen et al.，2006；Mody and Taylor，2007)，但是，如果一國不存在匯率目標(biāo)的話，那么利率應(yīng)以水平值而不是一階差分進入EMP指數(shù)(Klaassen and Jager，2011)。

二、在EMP各構(gòu)成部分的權(quán)重設(shè)定上，既有研究也有爭議。最簡單的權(quán)重設(shè)計方案是將EMP各構(gòu)成部分的權(quán)重都設(shè)為1(Aizenman and Hutchison，2010；Aizenman and Binici，2015)。一些研究則將各構(gòu)成部分標(biāo)準(zhǔn)差的倒數(shù)設(shè)置為各構(gòu)成部分的權(quán)重(Aizenman and Hutchison，2010；胡利琴等，2014)，還有一些研究采用使EMP指數(shù)各構(gòu)成部分的條件方差相等時的權(quán)重(如Berg and Pattilo，1999；Kaminsky and Reinhart，1999)。上述權(quán)重設(shè)計方案都面臨異常值的困擾。為降低或避免這種影響，一些學(xué)者進一步改進了權(quán)重設(shè)計方法(Bussière and Mulder，1999；Stavarek，2007)。

出于前述原因，我們不考慮利率因素影響，將非模型依賴的人民幣EMP定義如下：

EMPtid=h1Δst-h3Δfrt

相應(yīng)地，人民幣匯率制度彈性指數(shù)定義為，

FItid=h1Δst/EMPtid

(4)

為了降低不同權(quán)重設(shè)計方案的可能影響，我們同時考慮三種權(quán)重設(shè)計方案：一，將各構(gòu)成部分的權(quán)重設(shè)置為1(Aizenman and Hutchison，2010；Aizenman and Binici，2015)；二，令各部分權(quán)重為各構(gòu)成部分標(biāo)準(zhǔn)差的倒數(shù)(Aizenman and Hutchison，2010；胡利琴等，2014)；三，將權(quán)重設(shè)為各構(gòu)成部分標(biāo)準(zhǔn)差的倒數(shù)與所有構(gòu)成部分標(biāo)準(zhǔn)差的倒數(shù)之和的比重(Stavarek，2007)。但根據(jù)(4)式，后兩種權(quán)重設(shè)計方案估計其實是一樣的，因此，我們在后兩種方案中任意選擇一種即可。

(二)模型依賴的EMP測度法

與非模型依賴的EMP測算不同，模型依賴的EMP測度方法都是建立在Mundell-Fleming類型的結(jié)構(gòu)主義模型基礎(chǔ)上的(如Weymark，1995,1997)。但是，這類模型難以適用于包括中國在內(nèi)的大多數(shù)發(fā)展中國家，因為這類模型中，貨幣政策主要是通過利率渠道傳導(dǎo)的，而對包括中國在內(nèi)的發(fā)展中國家來說，利率傳導(dǎo)渠道可能并不順暢，甚至并不存在。

從中國實踐來看，一方面，中國中長期的存貸款利率仍沒有市場化，短期利率向中長期利率傳導(dǎo)的機制缺失；另一方面，中國金融體系中銀行占了主導(dǎo)地位，這就決定了中國企業(yè)對銀行信貸的依賴超過了對其他融資方式的依賴。因此，中國可能基本不存在利率傳導(dǎo)渠道(盛松成和吳培新，2008)。越來越多的證據(jù)也表明，信貸傳導(dǎo)機制在中國是非常重要的(趙振全等，2007；許偉和陳斌開，2009；劉鳳蘭和袁申國，2012)，甚至是中國貨幣政策的主要傳導(dǎo)渠道(盛松成和吳培新，2008)。 如果信貸傳導(dǎo)渠道非常重要，甚至是主要的貨幣政策傳導(dǎo)渠道，那么國內(nèi)信貸的變化就可能在很大程度上影響匯率的變動，在此情況下，考慮中國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的現(xiàn)實約束，進一步改進和拓展模型依賴的EMP測度方法就有重要意義，這也為我們測度人民幣匯率制度彈性奠定了基礎(chǔ)。

借鑒已有研究(Bernanke and Blinder，1989；瓦什，1998)，我們將信貸渠道引入開放經(jīng)濟，建立一個基準(zhǔn)的開放經(jīng)濟宏觀結(jié)構(gòu)模型，然后在此模型基礎(chǔ)上給出EMP的計算公式：

1.納入信貸渠道的開放經(jīng)濟模型

(1)模型設(shè)定。首先，設(shè)定產(chǎn)品市場曲線如下：

Δyt=α0-α1Δit-α2Δlt+α3Δst+ut

(5)

在Mundell-Fleming模型中，貸款利率(lt)并不影響總需求。但Bernanke和Blinder(1989)認(rèn)為，這種影響是存在的：銀行貸款利率越高，那么企業(yè)部門從銀行獲得信貸的成本越高，從而投資需求下降，總需求減少。

若假設(shè)馬歇爾—勒納條件成立且貶值不存在J曲線效應(yīng)，那么，匯率對總需求的影響為正，說明本幣貶值改善了貿(mào)易差額，擴張了總需求，從而增加了產(chǎn)出。但考慮到中國作為發(fā)展中國家的實際情況以及馬歇爾—勒納條件實證檢驗結(jié)論的不一致，匯率對總需求的影響方向及大小留待實證研究決定。

其次，設(shè)定貨幣需求函數(shù)如下：

(6)

(7)

該式表明，中央銀行的資產(chǎn)只由國內(nèi)信貸(dt)和外匯儲備構(gòu)成(frt)，負(fù)債方只包括基礎(chǔ)貨幣(由流通中的現(xiàn)金c和準(zhǔn)備金r構(gòu)成)，貨幣供給的變動要么來自信貸的變化，要么來自儲備的變動，或者來自二者的共同作用(我們不考慮中央銀行債券的影響)。

再次，假定無拋補利率平價成立，

(8)

其中，it*表示國外債券利率。st+1e表示在t期對t+1期匯率的預(yù)期值。這個式子假定資本是自由流動的，這對當(dāng)前中國而言顯然是苛刻的假設(shè)。但我們的目的在于首先建立一個基準(zhǔn)模型。至于引入資本管制等現(xiàn)實因素以拓展模型，則留待后續(xù)研究。

再次之，我們設(shè)定中央銀行外匯市場逆風(fēng)干預(yù)的反應(yīng)函數(shù)如下，

Δfrt=-Δst

(9)

最后，我們給出私人部門信貸利率的行為函數(shù)：

Δlt=φ0Δit+φ1Δyt-φ2Δrt+ωt

(10)

(2)模型推導(dǎo)。首先，在貨幣市場均衡時(Δmtd=Δmts)，我們有：

Δct+Δrt=Δdt+Δfrt=β0Δyt-β1Δit+vt

(11)

將(8)式代入(5)式可得，

(12)

將(8)代入(11)式可得，

(13)

將(8)代入(10)可得，

(14)

代入(14)式可得，

(15)

將(15)式代入(12)式化簡可得，

(16)

(13)式重寫為：

(17)

聯(lián)立(16)式和(17)式可解得，

(18)

其中，θt=β0(α1+α3+α2φ0-α2φ2ρt)+(ρt+β1)(1+α2φ1)

λ=β1(1+α2φ1)+α1β0+α2β0φ0

(3)推導(dǎo)EMP。由超額貨幣需求(EDC)的定義可知(Weymark，1995，1997，1998)，

(19)

浮動匯率制度下有，

ρt=0，θ=β0(α1+α3+α2φ0)+β1(1+α2φ1)，Δfrt=0

從而可得，

再由(18)式可進一步得到，

(20)

又由(18)式和(19)式可得，

(21)

由(20)式和(21)式可知，

最后，由于△frt=-ρ△st，因此，上式可進一步化簡為，

(22)

相應(yīng)地，人民幣匯率制度彈性指數(shù)可定義為，

FItmc=Δst/EMPtmc

(23)

2.模型特例：Mundell-Fleming模型

(8)

Δyt=α0-α1Δit+α3Δst+ut

(24)

Δdt-ρtΔst=β0Δyt-β1Δit+vt

(25)

在此情況下，EMP定義為，

(26)

相應(yīng)地，人民幣匯率制度彈性指數(shù)可定義為，

FItmf=Δst/EMPtmf

(27)

為了便于比較并突出信貸傳導(dǎo)渠道對EMP和匯率制度彈性的影響，我們同時估計了引入信貸渠道和沒有引入信貸渠道兩種情形下EMP，即式(22)和(26)，并在此基礎(chǔ)上利用(23)式和(27)式估計了兩個人民幣匯率制度彈性指數(shù)。要指出的是，為了降低異常觀測值的影響，我們在利用(23)式和(27)式估計人民幣匯率制度彈性指數(shù)過程中[包括利用(4)式進行的估計]，我們?nèi)匀灰?2個月為窗口計算匯率和儲備變化。但和直接測度法不同的是，我們不計算匯率變化和儲備變化絕對值的平均值，而是對12個月的匯率變化和儲備變化直接取平均值。這樣做的原因是，在計算EMP時，匯率的正向和反向變動代表了不同方向的EMP，如果對匯率和儲備變化取絕對值就與EMP的定義相沖突了。

3.參數(shù)估計

根據(jù)上面建立的結(jié)構(gòu)模型，我們在估計人民幣匯率制度彈性指數(shù)時需要分三步進行：首先，估計模型中的各個參數(shù)，從而得到和m的估計值；其次，估計EMP；最后，根據(jù)(23)式和(27)式估計得到人民幣匯率制度彈性指數(shù)。我們在此說明結(jié)構(gòu)參數(shù)的估計。

(1)數(shù)據(jù)及處理。利用上述模型進行結(jié)構(gòu)參數(shù)估計的樣本期為1999年12月—2016年12月，各變量說明如下。

本國價格指數(shù)。我們采用CPI環(huán)比指數(shù)作為本國價格指數(shù)的代理指標(biāo)。其中2001年1月至2016年12月的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，其余摘自宋海林和劉澄(2003)。由于該指數(shù)序列具有明顯的季節(jié)性特征，本文采用X13法進行了季節(jié)調(diào)整，并且計算了以1999年12月為基期的定基比指數(shù)。

實際產(chǎn)出(yt)。由于我國沒有公布GDP月度數(shù)據(jù)，為解決這一問題，我們首先計算月度工業(yè)增加值和年度工業(yè)增加總值，由此估計各月工業(yè)增加值占全年工業(yè)增加值的比重。然后，我們利用該比重與GDP年度值相乘以估計月度GDP數(shù)據(jù)。其中1999年12月至2006年12月的月度工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟景氣月報》各期，2007年1月至2016年12月的月度工業(yè)增加值數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫公布的工業(yè)增加值同比增速估計得到。最后，我們利用X13法將GDP月度數(shù)據(jù)進行季節(jié)調(diào)整，再利用CPI定基比指數(shù)剔除價格因素后得到實際產(chǎn)出。

債券利率(it)。我們采用30天銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率作為債券利率的代理指標(biāo)。其中1999年12月至2001年12月的數(shù)據(jù)來自《中國證券期貨統(tǒng)計年鑒》(2000—2002)，其余數(shù)據(jù)摘自中國人民銀行公布的《全國銀行間同業(yè)拆借交易統(tǒng)計表》。國外利率(it*)也采用30天的美國聯(lián)邦基金有效利率，數(shù)據(jù)來自St.Louis Fed。貸款利率(lt)采用90天期的銀行間同業(yè)拆借利率作為代理指標(biāo)。

名義匯率(st)。我們采用單位美元折合人民幣月平均數(shù)作為名義匯率指標(biāo)。匯率預(yù)期(st+1e)我們采用完全預(yù)期的假設(shè)，將下一期匯率的實現(xiàn)值作為本期匯率的預(yù)期值。匯率數(shù)據(jù)來自中國人民銀行公布的《匯率報表》。

貨幣供給(mt)采用M1口徑的狹義貨幣量，數(shù)據(jù)來自中國人民銀行公布的《存款性公司概覽報表》。由于不能直接從中國人民銀行資產(chǎn)負(fù)債表中獲得國內(nèi)信貸(dt)的數(shù)據(jù)，我們依據(jù)“國內(nèi)信貸=資產(chǎn)-國外凈資產(chǎn)”這一統(tǒng)計恒等式，利用中國人民銀行資產(chǎn)負(fù)債表數(shù)據(jù)估計國內(nèi)信貸規(guī)模。外匯儲備(frt)來自中國人民銀行持有的外匯數(shù)量。流通中現(xiàn)金(ct)采用中國人民銀行發(fā)行的貨幣數(shù)量作為代理指標(biāo)。準(zhǔn)備金(rt)數(shù)據(jù)為其他存款性公司存款[注]樣本期內(nèi)，準(zhǔn)備金在《貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表》中的項目名稱變化較大。為了保持口徑前后的一致性，我們提取1999—2001年報表項目“準(zhǔn)備金存款”、2002—2010年報表項目“金融性公司存款”、2011—2016年報表項目“其他存款性公司存款”作為樣本期內(nèi)的準(zhǔn)備金指標(biāo)。。其中，中國人民銀行資產(chǎn)、國外凈資產(chǎn)、外匯、發(fā)行貨幣、存款性公司存款數(shù)據(jù)均來自中國人民銀行公布的《貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表》。最后，我們利用X13法對貨幣供給、國內(nèi)信貸、外匯儲備、流通中現(xiàn)金和準(zhǔn)備金等指標(biāo)進行季節(jié)調(diào)整以剔除季節(jié)性因素的影響。

(2)單位根檢驗。在估計結(jié)構(gòu)模型參數(shù)之前，為防止偽回歸，我們首先利用ADF檢驗、PP檢驗和DF-GLS檢驗對估計模型所需要的變量進行平穩(wěn)性檢驗。其中，ADF檢驗和DF-GLS檢驗的滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)為SIC信息準(zhǔn)則最小時所對應(yīng)的階數(shù)，PP檢驗根據(jù)Newey-West自動選擇帶寬。檢驗結(jié)果表明(附表2)，模型估計所需變量的一階差分序列在5%的顯著性水平下都能同時通過ADF檢驗、PP檢驗和DF-GLS檢驗，所以，用以估計模型的差分序列都是平穩(wěn)的，不會造成偽回歸的問題。

(3)模型識別和參數(shù)估計。方程(5)-(10)加上等式Δmtd=Δct+Δrt構(gòu)成了待估計的開放經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型，其中，只有產(chǎn)品市場方程(5)、貨幣市場方程(6)和私人部門信貸市場方程(10)是隨機形式的，需要對其中的參數(shù)進行估計。其他方程都是確定的，不需要估計。若利用普通最小二乘對聯(lián)立方程系統(tǒng)中的結(jié)構(gòu)式方程直接進行估計，會產(chǎn)生有偏的參數(shù)估計量，為了克服這一問題，我們使用兩階段最小二乘法(2SLS)對所需參數(shù)進行經(jīng)驗估計。

值得注意的是，2SLS只能用于可識別的方程，我們采用階條件來判定聯(lián)立方程系統(tǒng)中待估方程(5)、(6)、(10)的可識別性。使用該方法首先要確定聯(lián)立系統(tǒng)中內(nèi)生變量和外生變量的個數(shù)，然后比較整個聯(lián)立系統(tǒng)中外生變量個數(shù)和每個待估方程中斜率參數(shù)的個數(shù)。若外生變量的個數(shù)大于斜率參數(shù)的個數(shù)，則該方程過度識別；若外生變量的個數(shù)等于斜率參數(shù)的個數(shù)，則該方程恰好識別；若外生變量的個數(shù)小于斜率參數(shù)的個數(shù)，則該方程不可識別。

在我們構(gòu)建的聯(lián)立方程系統(tǒng)中，內(nèi)生變量有7個，分別為：實際產(chǎn)出(yt)、貨幣供給(mt)、債券利率(it)、外匯儲備(frt)、名義匯率(st)、貸款利率(lt)和準(zhǔn)備金(rt)。外生變量有4個，分別為：流通中現(xiàn)金(ct)、國外利率(it*)、國內(nèi)信貸(dt)和匯率預(yù)期(st+1e)。待估計的產(chǎn)品市場方程(5)的斜率有3個(α1、α2、α3)，貨幣市場方程(6)的參數(shù)有2個(β0、β1)，私人部門信貸市場方程(10)的參數(shù)有3個(0、1、2)。由此可見，我們聯(lián)立方程系統(tǒng)中3個待估方程均是可以識別的，并且都是過度識別。

理論上來說，利用2SLS進行參數(shù)估計時，第一階段需將待估計方程右邊的內(nèi)生變量對工具變量進行回歸，得到各內(nèi)生變量的擬合值；第二階段利用得到的擬合值替換待估計方程右邊的內(nèi)生變量，估計修正后的結(jié)構(gòu)式方程。在具體的估計中，我們將聯(lián)立方程系統(tǒng)中所有的外生變量當(dāng)期值直至滯后12期的值作為工具變量，用這些工具變量作為解釋變量對待估計方程中的內(nèi)生變量進行回歸，從而得到擬合值，然后將結(jié)構(gòu)方程右邊的內(nèi)生變量替換為上一階段得到的擬合值，對方程進行回歸，得到產(chǎn)品市場方程、貨幣市場方程和私人部門信貸市場方程中的結(jié)構(gòu)參數(shù)值，估計結(jié)果見表1。

表1 結(jié)構(gòu)方程估計結(jié)果

注：J-B表示對殘差正態(tài)性的Jarque-Bera檢驗；本表未報告對殘差項的調(diào)整結(jié)果。

其次，我們還估計了Mundell-Fleming形式的結(jié)構(gòu)模型，該模型是本文所設(shè)定的結(jié)構(gòu)模型的特例。我們只需將方程(1)中的α2設(shè)定為0，并將方程(10)從模型中剔除即可。利用階條件可知，我們所得到的Mundell-Fleming類型的結(jié)構(gòu)模型仍然是可識別的。另外，該模型中貨幣市場方程在估計時的工具變量選擇和之前的處理是一樣的，因此，我們只需直接使用之前的估計結(jié)果即可。但由于產(chǎn)品市場方程發(fā)生了變化，因此，我們?nèi)匀皇褂?SLS進行估計(表1)。

根據(jù)表1的參數(shù)估計結(jié)果，我們可以得到轉(zhuǎn)換因子的估計值，分別為=-33.3920和m=-39.3387[注]表1中，參數(shù)3和1的系數(shù)統(tǒng)計上并不顯著異于0，我們因此還考慮了這些參數(shù)取值為0時的人民幣匯率制度彈性指數(shù)，結(jié)論不受影響(結(jié)果備索)。。根據(jù)(22)式和(26)式我們可估計得到兩種情形的EMP，最后根據(jù)(23)式和(27)式即可估計得到兩種情形下的人民幣匯率制度彈性指數(shù)。

(三)基于EMP的測度法的優(yōu)點

最后我們簡要說明基于EMP的測度法，尤其是建立在模型依賴的EMP基礎(chǔ)上的匯率制度彈性測度方法的優(yōu)點。相對直接測度法而言，基于EMP的測度法的優(yōu)點有(劉曉輝和張璟，2016)：一，該定義具有更加明確的經(jīng)濟學(xué)含義；二，該定義能夠反應(yīng)外匯市場過度干預(yù)和匯率過度調(diào)整的情形[注]一方面，直接測度法假設(shè)中央銀行的外匯市場干預(yù)是逆風(fēng)干預(yù)，另一方面，在具體研究過程中，直接測度法又對各個變量取了絕對值或者方差。這就意味著利用直接測度法測算匯率制度彈性時，我們是無法區(qū)分順風(fēng)干預(yù)和逆風(fēng)干預(yù)的。Willett等人(2012)及其他文獻也指出了連續(xù)型指數(shù)測度方法的這一弊病，參見： Thomas Willett, Jeff Kim & Isriya Nitithanprapas Bunyasiri, “Measuring Exchange Rate Flexiblity: A Two-parameter Exchange Market Pressure Approach,” Global Journal of Economics, Vol. 1, No. 1, 2012, pp. 1-28.。

更為重要的是，直接測度法并沒有考慮到中央銀行外匯市場干預(yù)之后，儲備變化通過經(jīng)濟系統(tǒng)的連鎖反應(yīng)后所吸收的EMP可能與儲備變化本身并不等同。為說明這一點，假設(shè)中央銀行外匯市場干預(yù)以后儲備資產(chǎn)下降了20%，因此吸收了10%的EMP，20%的儲備變化實際上只吸收了10%貶值壓力，轉(zhuǎn)換系數(shù)=-0.5。但利用直接測度法測度匯率制度彈性指數(shù)時，20%的儲備變化就以20%的數(shù)值進入了測度公式，而在基于EMP的測度方法下， 20%的儲備變化實際上是以轉(zhuǎn)換后的10%這個數(shù)值進入測度模型的。簡言之，在直接測度法下，被隱含地假設(shè)為-1了，而基于EMP的測度法不僅考慮到了中央銀行面臨匯率變化時所采取的外匯市場干預(yù)力度，而且也考慮到了這種干預(yù)事實上所吸收的EMP的高低()，這是基于EMP的測度法相對于直接測度法而言的一個重要優(yōu)點[注]詳細(xì)討論參見: 劉曉輝，張璟.匯率制度彈性測度：一個綜述[J].金融評論，2016(5):106-122.。本文的估計結(jié)果也表明，轉(zhuǎn)換系數(shù)是遠(yuǎn)小于-1的，這說明利用直接測度方法得到的匯率制度彈性估計結(jié)果很大程度上高估了匯率制度的彈性程度，因此，利用直接測度法估計得到的人民幣匯率制度彈性指數(shù)實際上高估了人民幣匯率形成機制的市場化程度。

四、人民幣匯率制度彈性指數(shù)及特征

我們根據(jù)前面提出的直接測度法(包括HP法、拓展的HP法和HCR法)以及基于EMP的測度法(包括非模型依賴和模型依賴的測度方法)，測算得到7個人民幣匯率制度彈性指數(shù)。本小節(jié)首先考察這7個指數(shù)的時序特征，然后在此基礎(chǔ)上考察樣本期內(nèi)(2000.12—2016.12)人民幣匯率制度彈性的演變及其特征事實。

(一)統(tǒng)計特征

表2給出了7個指數(shù)的統(tǒng)計描述和相關(guān)系數(shù)矩陣。表2表明：第一，除了HCR法測算的人民幣匯率制度彈性指數(shù)序列與其他6個人民幣匯率制度彈性指數(shù)序列彼此之間的相關(guān)程度略低外(66%-72%)，其余各種方法測算得到的人民幣匯率制度彈性指數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)均超過了75%，各個匯率制度彈性指數(shù)序列表現(xiàn)出了高度的相關(guān)性；第二，利用基于EMP的測度法測算得到的4個指數(shù)序列之間的相關(guān)系數(shù)均超過了95%，并高于這4個指數(shù)序列與利用直接測度法得到的3個指數(shù)序列的相關(guān)程度；第三，樣本期內(nèi)(2000.12—2016.12)，利用直接測度法和基于非模型依賴的EMP的測算方法得到的5個指數(shù)序列均值在0.166—0.215之間，遠(yuǎn)低于0.5。這說明平均而言，樣本期內(nèi)人民幣匯率制度是缺乏彈性的。利用基于模型依賴的EMP測算方法得到的兩個指數(shù)序列平均值則更低，僅為0.004—0.005，最大值為0.03。一方面，這說明人民幣匯率制度總體而言是缺乏彈性的，另一方面，由于直接測度法和非模型依賴的EMP測度法沒有考慮到在面臨經(jīng)濟沖擊時經(jīng)濟系統(tǒng)本身具有吸收沖擊的能力，因此，這些方法其實高估了匯率制度彈性指數(shù)，也因此可能高估了人民幣匯率形成機制的市場化程度。

表2 人民幣匯率制度彈性指數(shù)的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：1.FIhp、FIehp和FIhcr分別指利用HP法、拓展的HP法和HCR法等三類直接測度法測算得到的人民幣匯率制度彈性指數(shù)(下同)。2.FId1、FImc和FImf是利用基于EMP的測度法得到的人民幣匯率制度彈性指數(shù)。其中，F(xiàn)Id1、FId2的測算是建立在非模型依賴的EMP測算基礎(chǔ)上的。FId1測算涉及的EMP的各構(gòu)成部分的權(quán)重為1；而FId2測算涉及的EMP的各構(gòu)成部分的權(quán)重為各構(gòu)成部分標(biāo)準(zhǔn)差的倒數(shù)。FImc和FImf的測算是建立在模型依賴的EMP測算基礎(chǔ)上。前者EMP的測算是建立在本文建立的納入信貸傳導(dǎo)渠道的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型基礎(chǔ)上的，而后者EMP的測算則是建立在Mundell-Fleming模型基礎(chǔ)上的(下同)。

(二)人民幣匯率制度彈性指數(shù)的單位根過程

我們利用ADF、PP和DF-GLS等三種單位根檢驗方法檢驗估計得到的7個匯率制度彈性指數(shù)序列的平穩(wěn)性。ADF檢驗結(jié)果對滯后階數(shù)的選擇很敏感。滯后階數(shù)太小，則擾動項可能存在自相關(guān)，從而使檢驗出現(xiàn)偏差；如果滯后階數(shù)太大，則會降低檢驗的功效。我們使用EViews默認(rèn)的最大滯后階數(shù)(14)，將原序列和一階差分序列的最大滯后期取14(EViews默認(rèn)的滯后階數(shù))，然后使用由大到小的序貫t規(guī)則，考察ADF檢驗中的最后一階回歸系數(shù)是否顯著。PP檢驗根據(jù)Newey-West自動選擇帶寬。DF-GLS檢驗也根據(jù)AIC準(zhǔn)則自動選擇滯后階數(shù)(EViews默認(rèn)的最大滯后階數(shù)也是14)。

我們利用EViews8.0軟件對7個指數(shù)序列所進行的單位根檢驗結(jié)果表明(附表3)，本文測算的人民幣匯率制度彈性指數(shù)均為一階單整，即I(1)過程。這和很多宏觀變量的時間序列平穩(wěn)性特征是一致的，這意味著后續(xù)利用本文測算的7個人民幣匯率制度彈性指數(shù)序列進行相關(guān)研究(如利用協(xié)整和VAR分析等方法考察匯率制度彈性對貨幣政策獨立性和通貨膨脹的影響等)是可行的，也提供了數(shù)據(jù)的支撐。

(三)人民幣匯率制度彈性的演變

根據(jù)本文的測算結(jié)果，我們將人民幣匯率制度彈性指數(shù)繪制在圖1—3中。結(jié)合圖形，我們對樣本期內(nèi)人民幣匯率制度彈性的演變進行初步的分析和考察?？傮w而言，人民幣匯率制度彈性經(jīng)歷了三降三升和兩段事實上釘住美元的時期。

第一次匯率制度彈性下降時期是2000年12月至2001年8月期間。其后，人民幣維持了長達4年左右的事實上的固定釘住住度(2001年9月至2005年6月)，各種測算方法得到的人民幣匯率制度彈性的數(shù)值在這段時期內(nèi)基本為0。以2005年7月的人民幣匯率形成機制改革為契機，中國重啟了匯率彈性化進程。2005年7月至2008年7月的三年時間內(nèi)，人民幣匯率制度彈性總體上呈現(xiàn)出上升的態(tài)勢，這是樣本期內(nèi)人民幣匯率制度彈性指數(shù)第一次上升時期。這一時期的上升過程結(jié)束于2008年7月。受全球金融危機的影響，人民幣匯率制度彈性轉(zhuǎn)而出現(xiàn)了第二次的持續(xù)下降，并重回事實上的釘住美元制度。2010年6月19日，人民幣匯率形成機制重新增加彈性，這一次匯率形成機制的調(diào)整使人民幣匯率制度彈性迎來了第二次的上升期，這一過程維持了2年左右(2010年7月至2012年10月)。2012年底至2014年6月是人民幣匯率制度彈性的第三次下降時期(利用基于EMP的測算法得到的4個彈性指數(shù)序列表現(xiàn)略有不同)，之后，從2015年下半年起，人民幣匯率制度彈性指數(shù)在結(jié)束了急速上升的態(tài)勢之后，在相對較高的水平上震蕩，匯率形成機制的市場化程度穩(wěn)步提高。

圖1 人民幣匯率制度彈性指數(shù)(直接測度法；2000.12-2016.12)

圖2 非模型依賴的人民幣匯率制度彈性指數(shù)(2000.12-2016.12)

圖3 模型依賴的人民幣匯率制度彈性指數(shù)(2000.12-2016.12)

值得注意的是，根據(jù)基于EMP測度法得到的4個彈性指數(shù)序列來看，2014年10月至2015年7月期間，人民幣匯率制度彈性指數(shù)出現(xiàn)了負(fù)值或者大于1的情形。進一步的考察發(fā)現(xiàn)，這10個月中的觀測值大多數(shù)情形都屬于逆風(fēng)干預(yù)，但有2個觀測值存在順風(fēng)干預(yù)的特征。這些異常情形是直接測度法所無法識別的[注]在形成表2和圖1至3中是指數(shù)序列時，我們將小于0和大于1的指數(shù)值賦值為0，因為這兩種情形與固定匯率制度的內(nèi)涵更接近。。

五、結(jié)論和展望

近年來，關(guān)于人民幣匯率形成機制市場化問題的討論非常激烈。2005年7月中國人民銀行啟動匯率制度改革以來，多次出臺了相關(guān)配套的政策舉措，以圖提高人民幣匯率形成機制的市場化程度。但是，從事后的經(jīng)濟運行數(shù)據(jù)來看，在各種旨在提升匯率形成機制市場化程度的舉措出臺之后，人民幣匯率形成機制的市場化程度是否有了實質(zhì)的提升呢？或者說，隨著匯率形成機制市場化改革各種政策的出臺和推進，當(dāng)下的人民幣匯率形成機制的市場化程度究竟到了什么程度呢？另外，在資本賬戶自由化穩(wěn)步推進的現(xiàn)實背景下，如何判斷、評估經(jīng)濟條件變化對人民幣匯率形成機制市場化程度的影響，并采取相應(yīng)的政策措施進行積極主動的匯率管理？對這些問題的回答都需要我們對人民幣匯率形成機制的市場化程度的高低有起碼的判斷和了解。

然而，我們當(dāng)前對人民幣匯率形成機制的市場化程度還知之甚少，也沒有引起足夠的重視。本文利用直接測度法和基于EMP的測度法，測算了2000年12月至2016年12月期間的人民幣匯率制度彈性指數(shù)，彌補了這一不足。本文的研究為后續(xù)考察匯率制度對貨幣政策獨立性的影響等重要問題提供了數(shù)據(jù)的支持。

后續(xù)研究應(yīng)關(guān)注如下幾個問題。其一，利用區(qū)制轉(zhuǎn)移模型(regime switching)進一步深入考察人民幣匯率制度彈性指數(shù)的時間序列特征。我們初步的考察表明，7個匯率制度彈性指數(shù)都是一階單整的，而各個指數(shù)一階差分后的序列則表現(xiàn)出了明顯的集群波動特征(clustering volatility)。這說明人民幣匯率形成機制在時間上可能存在不同的模式和特征。其二，進一步考察人民幣匯率制度彈性對中國貨幣政策獨立性和通貨膨脹等重要變量的影響。這些問題留待后續(xù)研究進行。

(責(zé)任編輯：彭琳)

資料來源：Ilzetzki等(2017)；Bleaney and Tian(2017)；Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions(2001-2016年各期)；中國人民銀行主頁(www.pbc.gov.cn)。IMF在其報告的注釋中進一步指出，中國事實上的貨幣政策框架時釘住美元的匯率錨。

附表2 單位根檢驗

注：DF-GLS檢驗的檢驗類型(C,T,L)指第一階段回歸時用GLS估計原序列時是否包括常數(shù)項和時間趨勢項。

附表3 人民幣匯率制度彈性指數(shù)的單位根檢驗

注：DF-GLS檢驗的檢驗類型(C,T,L)指第一階段回歸時用GLS估計原序列時是否包括常數(shù)項和時間趨勢項。