單位根檢驗:在應用計量經濟方法建 設回歸方程時，僅當時間序列數據是平穩的 回歸分析才有意義，沓則將會產生偽回歸的 問題，導致錯誤結論。為了避免"偽同歸 我們首先需耍1克對、，t所研究的時問序列進f行丁平 穩性檢驗。本文采用AOF方法各時間序列 的平穩J性，并確定其單整階數，檢驗結果如 下表l所示。從單位根檢驗結果看，各變量 原時間序列存在明顯非平穩性，但經-階資 分后，在1%的顯著'性水平下均為平穩序列。 因而，口J以判斷各個時間序列均為-階單整  1(1)，可以進行協整檢驗。(見表1)

　　說明:檢驗類型(C  ，  t  ，  i)的元素表不  AOF中的截距、趨勢項和滯后階數，其中C  表示包含截距項號t表示為趨勢1頁，該項為N  則表示不包含趨勢

　　項，i表示為滯后階檢驗類型。  Johansen協整檢驗

　　loha口sen協整分析方法是構建在一VAR  模型之上的，本文考慮建立J個六維的  VAR模型[LR EER，  LLABOR，  L  TOT，  CPI，  LM2，LNF八L  VAR模型的穩定性對滯后. 期尤為敏感，故在進行協整分析之前還要確 定VAR模型的最優滯后期。綜合考慮AIC準則、s-C  準則、FPE  準則以及自由度以 后，我們確定本文VAR模型的最佳滯后期 為2。確定最佳滯后期后，我們進行協整檢 驗，可以得到表2、表3所示結果。

　　如表2所示，六個變量之間只存在著-一 個協整關系。根據表3，我們可以寫出人民 幣實際匯率的協整方程:

　　UlEEIl  =  0.IJ873x WBOIl  + O.1268x  1:τ'OT(0.06815) J (0.12098)-l.o626X  LH2  +  G.1816xUIFA -  0.0咽3xCPI+8.6181(0.10141) (0.05317) (0.00304)

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　　協整力'程表示人民幣實際匯率與其基 本因素之間的長期均衡關系。這些基本因 素對實際匯率的影響方向與上文中根據實 際匯率理論的定性分析結果是」致的。相對勞動生產率提高、貿易條件改善、對外凈 資產增加均會使均衡匯3豐王升值，而廣義實際 貨幣供給擴張、開放度提高會使均衡匯率 貶值。具體的，各變量對均衡匯率的影響程 度:相對勞動生產率對均衡匯率的彈性系數 約為0.0873，即相對勞動生產率提高l個百 分點，人民幣均衡匯率升值約0.0873個百 分點:貿易條件對均衡匯率的彈性系數約為  0.1268，即出口額與進口額比重上升l個百 分點，人民幣均衡匯率升值約0.1268個百 分點:廣義實際貨幣供給的彈性系數約為 1.0626，即廣義實際貨幣供給擴張l個百分點，人民幣均衡匯率貶值-1.0626個百分 點s對外凈資產的彈'性系數約為0.1816，即 對外凈資產增加l個百分點，人民幣均衡匯率升值0.1816個百分點。

　　(四)人民幣實際匯率失調程度測算

　　l、H-P濾波。人民幣實際有效匯率的 長期均衡方程是估計均衡實際匯率及實際 匯率錯位的重要基礎。測算之前，需要知道各解釋變量本身 的均衡值。各解釋變量本身并不一定滿足 長期均衡的假定，筆耕文化推薦期刊，為了得到人民幣行為均衡 匯率就需對各解釋變量的取值進行校正 取時間序列的可持續值。本文采用H-P波法來對各經濟變量的進行平滑，量的長期趨勢。經過HP濾波的各解釋變 量表示為HPLLABOR、HPLTOT、  HPLOPEN、HPLM2，  HPLNFA。

　　2、人民幣實際匯率失調測算。將經過 上述濾波分析的基本經濟變量的長期均衡 值帶入長期均衡方程，可以求出人民幣均衡 匯率的對數值，再經過對數變換，可以得到 人民幣長期均衡匯率。在此基礎上，我們可 以測算人民幣實際匯率失調的程度。

　　2)，定義:

　　三、人民幣均衡匯率失調結果分析

　　人民幣錯位情況的計算發現1983年到  1984年是人民幣幣值嚴重高估的時期，高估 幅度在10-20%之間。1989年，2006年到  2007年，人民幣幣值也存在高估現象，高估 幅度在20%左右。1986年到1988年，1994  年到1995年，2004年2006年人民幣匯率存 在低估。2007年人民幣幣值基本接近均衡 水平，2008年有高估趨向，但高估幅度僅在  5%左右，處于10%的警戒線以內。然而，2009年開始人民幣均衡匯率開始嚴重高估， 高估程度在達到了15%左右。而在這種情 況下，國內外要求人民幣升值實在是有悖我 國經濟發展現狀及趨勢，這種要求是不合理 的。我國政府應該從本國實際出發，合理制定匯率政策。

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