黄奕 | 人民币汇率目标区的中心汇率及其波动幅度探析

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摘要：在人民币国际化的关键时期，当务之急是对人民币汇价的形成机制进行市场化改革，构建人民币汇率目标区。构建汇率目标区的核心问题是中心汇率如何确定，而通过对名义汇率与劳动力生产率进行Johanson协整性检验，可以证明巴拉萨—萨缪尔森效应能够作为估计人民币中心汇率模型的理论基础。进而，考虑政策目标等其他因素，通过建立估计人民币中心汇率的VEC模型，并根据中心汇率测算结果与平均汇率之间的误差，确定人民币对美元隐形汇率目标区的波动幅度为±较为恰当，即当人民币对美元汇率的波动偏离中心汇率在±3%以内时货币当局无需进行干预，触及±3%时视为预警信号，超过±3%时是否干预视具体情况而定，而超过±5%时则必须进行干预。为此，中国人民银行应当进一步放松对银行结售汇综合头寸的管制，避免被动式的干预；将超额外汇储备中的一小部分用于成立干预外汇市场、管理汇率水平的外汇平准基金，将剩余的超额外汇储备转换成黄金储备。

关键词：人民币汇率；汇率目标区；中心汇率；巴拉萨—萨缪尔森效应；人民币国际化    

作者简介

作者简介：黄奕, 华东师范大学经济与管理学部博士研究生

原文载于《华东师范大学学报（哲社版）》2019年第4期

一、引言

自2015年“811汇改”起，至2017年5月，短短两年不到的时间，人民币对美元中间价的形成机制经历了4次调整。2015年8月11日，中国人民银行以改革中间价形成机制之名，行汇率贬值之实，人民币对美元中间价因此一次性贬值2%；2015年12月11日，中国外汇交易中心推出CFETS人民币汇率指数，公布CFETS货币篮子的权重，进一步完善“收盘价+参考一篮子货币”的中间价形式机制；2016年12月29日，CFETS货币篮子新增11种货币，从原来的13种货币扩大至24种货币；2017年5月26日，中国人民银行宣布在人民币对美元中间价的形成机制中引入“逆周期因子”。

在经历4次调整之后，人民币对美元中间价的形成机制愈发复杂，实际上已成为货币当局管理人民币汇率的抓手，随之而来的，是人民币国际化进程的受阻。2015年“811汇改”之后，在市场预期的作用下，人民币对美元汇率开始贬值，同时，人民币在国际支付中的比例持续下滑。据环球同业银行金融电讯协会(SWIFT)统计，2015年8月，人民币在国际支付中的比例为2.79%，而2017年1月对美元开始升值之后，人民币在国际支付中的比例却持续减少，最低时为2017年10月的1.46%。因此，人民币对美元的贬值并不是人民币国际化进程受阻的主要原因，而是由于货币当局对人民币汇率人为的、直接的管理，导致使用人民币交易的经济主体承受的汇率风险加大，使用人民币交易的主观意愿受到影响。

因此，在人民币国际化、去美元化的关键时期，货币当局的当务之急，是对人民币汇价的形成机制进行市场化改革，使之更加贴近外汇市场自身的供需状况，避免人为的直接调控。主要为两点：第一，取消目前的中间价，以前一个交易日的收盘价作为下一个交易日的开盘价；第二，取消单日2%的涨跌幅限制，构建人民币汇率目标区。

本文的人民币汇率目标区，是指基于汇率决定理论，选取一系列经济变量，运用计量经济学方法，估计人民币的中心汇率模型，并规定汇率的波动幅度。中心汇率定期根据宏观经济状况的变化进行调整，并且，汇率目标区的细则是不对外公开的。由于美元在国际货币体系中扮演着国际本位货币的角色，因此，人民币汇率目标区，毫无疑问，是人民币对美元的隐形汇率目标区。

汇率目标区的优点在于兼顾了浮动与钉住的特点，在人民币国际化的关键时期，是一种较为可行的制度选择。但是，其缺点也非常明显，传统的汇率目标区将波动幅度固定在某个阈值，这种做法容易将汇率目标区暴露，使得短期资本在货币当局进行外汇市场干预时，作为交易的对手方进行套利活动。因此，本文对传统的汇率目标区进行改进，对汇率目标区设置相应的预警线，汇率目标区的波动幅度由此成为一个区间，使汇率目标区的边界模糊化，以保护汇率目标区。

构建汇率目标区的核心问题是中心汇率如何确定。巴拉萨—萨缪尔森效应是对购买力平价理论的拓展，属于汇率决定理论的范畴，可以作为估计中心汇率模型的理论基础。根据巴拉萨—萨缪尔森效应的结论，在浮动汇率制度下，劳动力生产率增速更快的国家，其实际汇率的升值将推动名义汇率的升值。因此，本文以名义汇率与劳动力生产率之间的关系式来呈现巴拉萨—萨缪尔森效应，对其进行Johanson协整性实证检验，构建人民币对美元名义汇率与中美两国名义劳动力生产率之比的VEC模型，以证明我国存在巴拉萨—萨缪尔森效应，并将其作为人民币对美元中心汇率模型的雏形。

另外，仅考虑巴拉萨—萨缪尔森效应是远远不够的，在此基础上，本文还将国际收支理论、政策目标等因素纳入人民币对美元中心汇率模型之中，估计了人民币对美元中心汇率模型，并根据中心汇率与平均汇率之间的误差，确定了人民币对美元隐形汇率目标区的波动幅度，制定了人民币对美元隐形汇率目标区方案，并提出了相应的配套措施。

二、文献综述

汇率目标区的设想与实践，主要形成于20世纪80年代中期。这是因为1973年布雷顿森林体系崩溃，进入浮动汇率制度之后，国际货币秩序陷入混乱，对以七国集团为首的西方发达国家的国内经济产生了冲击。因此，20世纪80年代中期，美国经济学家威廉姆森和伯格斯坦提出了汇率目标区设想，并在政治上得到认可，旨在重建一个较为稳定的国际货币秩序(陈彪如，1988)。1985年9月达成的“广场协议”作为里程碑，标志着七国集团美元汇率目标区正式形成，由此进入了“寡头金融政策协调”的新时期，各国通过联合干预维系美元汇率目标区(黄泽民，1995)。1987年2月达成的“卢浮宫协议”，确立了一系列经济指标，如通胀率、经济增长率、贸易差额、货币供应量、外汇储备等，对七国集团的美元汇率目标区的相关细节进行了进一步的细化。

而最早对汇率目标区进行系统性论述的是克鲁格曼(Krugman，1991)，其汇率目标区用模型可描述为：

$ s = m + v + \gamma \cdot {\rm{E}}({\rm{d}}s)/{\rm{d}}t $(1)

其中，s是以直接标价法表示的即期汇率的对数形式；m是货币供应量；v是除货币供应量之外的经济变量，无法受货币当局控制，是一个外生变量，遵从随机游走的布朗运动；γ是货币需求弹性；E(ds)/dt是预期汇率变化率。克鲁格曼认为，在实行汇率目标区的初期，货币当局若在汇率波动接近或触及汇率目标区的边界时有较强的干预执行力，汇率目标区就会形成公信力。之后汇率的波动，越是接近汇率目标区的边界，对货币当局即将干预外汇市场的预期也越强烈，汇率曲线的斜率也越小，最终趋近于0，形成一条S形曲线。因此，他认为，建立汇率目标区且实行妥当的话，就能产生“蜜月效应”，当汇率波动接近目标区的边界时，市场就会形成货币当局即将干预外汇市场的预期，在这种预期的作用下，汇率能够自发地进行调整，在目标区内运行。

国内方面，王向勇(1987)和陈彪如(1988)最早对“广场协议”下的美元汇率目标区进行了论述。黄泽民(1995)则透视了“广场协议”下美元汇率目标区的本质，即“寡头金融政策协调”，七国集团的金融政策协调实际上已经绕过了国际货币基金组织，干预的方向、干预的规模都是不公开的，这对非寡头的基金组织成员国而言是不公平的；美元的汇价也是七国所期望的水平，非寡头的基金组织成员国只能被动接受寡头金融政策协调的结果。

孙洁(1997)最早在国内对克鲁格曼的汇率目标区理论进行了论述。冯用富(2000)对克鲁格曼汇率目标区理论进行了分析，并提出汇率目标区是我国金融进一步开放的汇率制度选择。姜正军(2001)对我国汇率目标区的实施思路进行了初步的探讨。姜凌和韩璐(2003)认为，人民币对美元中心汇率为1美元=7.5元人民币，汇率波动幅度为20%。杨胜刚和王惠文(2003)提出了人民币汇率目标区方案，认为人民币中心汇率为1元人民币=22世界元，波动幅度为4.5%至6%之间，并对干预时机、干预决策进行了论述。秦江萍和叶欣(2005)对汇率目标区中的中心汇率、波动幅度等关键问题进行了总结。胡坚和董曦明(2006)认为，我国货币当局应当对人民币汇率实行汇率目标区管理，并且，当汇率波动接近或触碰汇率目标区的边界时，央行介入市场进行干预。陈学彬和刘明学(2008)引入托宾税，对克鲁格曼的汇率目标区理论进行了优化，他们指出，若面临短期资本的冲击时，可以通过托宾税来提高交易成本，消除短期资本的套利动力，并能保证货币政策的独立性。

对国内现有研究成果梳理之后不难发现，多数学者认为有必要通过实施汇率目标区对人民币汇率进行管理，但是，对汇率目标区的细则，即中心汇率和波动幅度方面的研究较少。因此，本文试图对人民币汇率目标区的构建做进一步的完善。本文认为，中心汇率的测算应以汇率决定理论为基础，同时，将政策目标等因素纳入中心汇率模型之中，而汇率目标区的波动幅度可以根据中心汇率的测算结果与现实汇率之间的误差来确定。

三、人民币中心汇率模型的理论基础

(一) 巴拉萨—萨缪尔森效应

巴拉萨—萨缪尔森效应是对购买力平价理论的拓展，属于汇率决定理论的范畴，用来解释经济快速增长的发展中国家的货币对内贬值而对外升值的现象：在国外贸易部门和非贸易部门劳动力生产率不变的假设条件下，由于发展中国家贸易部门的劳动力生产率高于非贸易部门的劳动力生产率，因此，贸易部门的工资增长速度要快于非贸易部门的工资增长速度，而劳动力在国内是可以自由流动的，贸易部门的工资增长也将带动非贸易部门的工资增长和非贸易部门的生产成本提高，进一步导致非贸易商品的价格提高，在贸易商品价格满足购买力平价的假设下，非贸易商品价格的提高致使国内整体物价水平上升。由于发展中国家通常实行固定汇率制度，因此，相对劳动力生产率的提高将导致实际汇率升值。而在浮动汇率制度下，实际汇率升值是名义汇率升值的内在推动力。

巴拉萨(Balassa，1964)与萨缪尔森(Samuelson，1964)几乎在同一时间对这一现象进行了解释，因此被合称为巴拉萨—萨缪尔森效应。巴拉萨(Balassa，1964)本人以实际汇率作为因变量，人均国民收入作为自变量，对两者进行了一般线性回归估计，研究对象为1960年12个国家的横截面数据。Faruqee(1995)首次将Johanson协整性检验引入巴拉萨—萨缪尔森效应的实证检验中，其结果表明，在1950年至1990年期间，日本存在巴拉萨—萨缪尔森效应。Canzonceri等(1999)实证检验了主要OECD成员国是否存在巴拉萨—萨缪尔森效应，其结论也是成立的。

国内方面，关于巴拉萨—萨缪尔森效应的研究，最早可追溯至俞萌(2001)对我国的巴拉萨—萨缪尔森效应进行的定性分析。周克(2011)基于巴拉萨—萨缪尔森效应，衡量人民币汇率的失衡程度，对实际汇率与人均GDP进行了实证分析，得出人民币汇率被轻微低估，同样说明了我国存在巴拉萨—萨缪尔森效应。近几年，国内关于巴拉萨—萨缪尔森效应的研究，是对其进行进一步的拓展，如刘惠好和李蔚等(2014)，在劳动力生产率的基础上，加入货币供应量、政府支出等变量，以说明不仅经济增长中的供给方面会导致巴拉萨—萨缪尔森效应，经济增长中的需求方面和货币冲击也会导致巴拉萨—萨缪尔森效应。徐坡岭和刘来会(2017)的相关研究在劳动力生产率的基础上，加入了劳动密集度变量。朱函崴(2018)以农村人口比例、投资占GDP比例、政府支出、对外开放程度、净出口等作为自变量，对182个国家的巴拉萨—萨缪尔森效应进行了实证检验。

(二) 我国巴拉萨—萨缪尔森效应的验证

对巴拉萨—萨缪尔森效应的实证研究，通常是利用协整性技术，检验实际汇率与劳动力生产率之间是否存在长期稳定的比例关系(周克，2011)，如式(2)所示：

$ \ln (q) = c + \beta \cdot \ln \left( {\frac{{\frac{{{Y_{d,f}}}}{{{L_d}}}}}{{\frac{{{Y_f}}}{{{L_f}}}}}} \right) + \varepsilon $(2)

其中，q是直接标价法表示的实际汇率；Yd, f是以外币表示的本国总产出，Ld表示的是本国劳动力数量，两者之比表示本国的劳动力生产率；Yf是外国的总产出，Lf表示的是外国劳动力数量，两者之比表示外国的劳动力生产率；c为常数，β为系数，ε为随机误差项。

但是，人民币汇率目标区的中心汇率应该是一个名义汇率，因此，式(2)不能直接应用于人民币汇率目标区的构建。回溯巴拉萨—萨缪尔森效应的结论，在浮动汇率制度下，实际汇率升值是名义汇率升值的内在推动力。因此，式(2)实际上可以用另一种形式来表现：

$ \ln (e) = c + \beta \cdot \ln \left( {\frac{{\frac{{GD{P_{d,f}}}}{{{L_d}}}}}{{\frac{{GD{P_f}}}{{{L_f}}}}}} \right) + \varepsilon $(3)

其中，e是直接标价法表示的名义汇率，GDPd, f是以外币表示的本国的名义国内生产总值，GDPf是外国的名义国内生产总值。由于美元扮演着国际本位货币的角色，因此，人民币汇率目标区，毫无疑问，是人民币对美元的汇率目标区，若用X表示中美两国劳动力生产率之比，则式(3)可简化为：

$ \ln \left( {{e_{USD,CNY}}} \right) = c + \beta \cdot \ln (X) + \varepsilon $(4)

基于式(4)，接下来对我国巴拉萨—萨缪尔森效应进行实证检验，即利用Johanson协整性检验，构建我国巴拉萨—萨缪尔森效应的VEC模型，以验证我国是否存在这一效应。

数据起始时间为2005年第三季度，即2005年“721汇改”之后，截止时间为2015年第二季度，即2015年“811汇改”之前，这是因为2015年的“811汇改”是对人民币汇价的直接人为调整，将对统计结果产生影响。人民币与美元汇率数据来源于中国人民银行网站，是日度数据，需经过简单算术平均转换为季度数据；我国GDP数据来源于国家统计局网站；我国就业人数数据同样来源于国家统计局网站，是年度数据，但是作为季度数据来使用；美国GDP数据来源于美国经济分析局网站；美国就业人数的季度数据来源于美国劳工部网站。

为了防止伪回归的出现，在进行Johanson协整性检验之前，需要对时间序列进行ADF单位根检验，ADF单位根检验的结果如表 1所示：

ADF单位根检验表明，人民币对美元汇率的对数形式ln(eUSD, CNY)和中美两国劳动力生产率之比的对数形式ln(X)都是二阶单整的，可以进行Johanson协整性检验。

Johanson协整性检验的滞后阶数的确定，需要参考VAR模型的最大滞后阶数，另外，滞后阶数过大，也将导致自由度过小，从而影响检验的有效性，因此，Johanson协整性检验的滞后阶数的确定需要经过综合考虑。参考VAR模型的最大滞后阶数，并经过综合考虑之后，本文确定的Johanson协整性检验的滞后阶数形式为(1, 2)，选项为协整方程有截距无趋势，实证检验结果如表 2所示：

迹统计量显示，在5%的显著水平下，ln(eUSD, CNY)与ln(X)之间存在两个协整关系式，因此，可以建立一个包含协整方程的向量误差修正VEC模型，VEC模型的实证结果如表 3所示。

因此，人民币对美元汇率eUSD, CNY与中美两国劳动力生产率之比X的VEC模型如下：

$ \ln (e) = - 0.233\;530 \cdot \ln (X) + 1.299\;499 $(5)

式(5)表明，若我国劳动力生产率增速快于美国劳动力生产率的增速，人民币对美元汇率将升值，与理论相符。因此，我国存在巴拉萨—萨缪尔森效应，可以以此作为理论依据，构建人民币对美元的中心汇率模型。

四、对人民币汇率目标区的探索

(一) 人民币对美元中心汇率模型的构建思路

经过对我国巴拉萨—萨缪尔森效应的实证检验，上文构建了人民币对美元汇率与中美两国劳动力生产率之比的VEC模型，证明我国存在巴拉萨—萨缪尔森效应，可以作为人民币对美元中心汇率模型的雏形。但是，仅考虑中美两国劳动力生产率之比这一变量是远远不够的，因此，需要将其他变量纳入人民币对美元中心汇率模型之中，时间的选取依旧为2005年第三季度至2015年第二季度。

首先，从中心汇率的属性而言，中心汇率不仅是一个名义汇率，同时它还包含了政策属性，是一个政策汇率。由于我国产业尚未完成转型、升级，产业结构尚未完成优化，经济增长方式依旧需要依靠出口来拉动，中国人民银行长期在银行间外汇市场回笼美元、投放人民币的主要目的，就是为了抑制人民币汇率的升值速度，以免对我国货物出口贸易产生消极的影响，从而保证劳动密集型产业的就业。如图 1所示，在2005年第三季度至2015第二季度期间，我国货物出口额占货物和服务总出口额的比例一直维持在90%左右。

因此，将各季度货物出口额作为政策目标，纳入人民币对美元中心汇率模型之中，记做EX，数据来源于国家外汇管理局网站。

其次，根据国际收支理论，当国际收支整体净流入时，本国货币面临较大的升值压力；当国际收支整体净流出时，本国货币面临较大的贬值压力。结合我国外汇管理制度的情况与汇价形成机制，自2005年9月起，我国对商业银行、政策性银行的结售汇综合头寸一直实行区间管理。2005年9月22日，商业银行、政策性银行多余的外汇头寸要在银行间外汇市场上卖出；而当外汇头寸不足时，要在银行间外汇市场购入。在实践中，中国人民银行往往在银行间外汇市场上扮演着最终吞吐外汇的角色，表现为外汇储备的增加与减少。汇率价格主要由银行间外汇市场的这种供需关系来决定，外汇储备的变动即是银行间外汇市场供需的变动。因此，将外汇储备(FA)纳入人民币对美元中心汇率模型之中，数据来源于中国人民银行网站。

再次，中心汇率除了是名义汇率、政策汇率之外，还是一个较为长期的汇率，因此，短期资本流动因素、利差因素不纳入人民币对美元中心汇率模型之中。

最后，我国经济增长依旧保持中高速增长，经济增长方式还需依赖外部经济，人民币国际化尚未实现，汇率还未走向基本独立的自由浮动，因此，人民币内外价值相互背离的情况还将存在，所以，诸如M2、CPI等货币、通胀因素，暂不纳入人民币对美元中心汇率模型之中，未来可根据实际情况的变化，再将它们纳入其中。

综上所述，人民币对美元中心汇率模型的基本形式如下：

$ \ln \left( {{e_{USD,CNY}}} \right) = c + {\beta _1} \cdot \ln (X) + {\beta _2} \cdot \ln (EX) + {\beta _3} \cdot \ln (FA) + \varepsilon $(6)

(二) 人民币对美元中心汇率模型的构建

由上文可知，ln(e)和ln(X)经过ADF单位根检验，都是二阶单整的，因此，此处只需对ln(EX)和ln(FA)进行二阶差分检验即可，检验结果如表 4所示：

ADF单位根检验表明，人民币对美元汇率对数形式ln(eUSD, CNY)、中美两国劳动力生产率之比对数形式ln(X)、我国货物出口额对数形式ln(EX)、外汇储备对数形式ln(FA)都是二阶单整的，可以进行Johanson协整性检验。为了保证与上一节对我国巴拉萨—萨缪尔森效应实证检验的一致性，Johanson协整性检验的选项仍为协整方程有截距无趋势，滞后阶数仍为(1, 2)。其实证结果如表 5所示，在5%的显著水平下，ln(eUSD, CNY)、ln(X)、ln(EX)与ln(FA)之间存在3个协整关系式。

由于通过了Johanson协整性检验，因此，可以建立一个包含协整方程的向量误差修正的VEC模型，VEC模型的实证结果如表 6所示：

因此，人民币对美元中心汇率模型有如下表达式：

$ \begin{array}{l} \ln \left( {{e_{USD,CNY}}} \right) = - 0.459\;119 \cdot \ln (X) + 0.178\;444 \cdot \ln (EX) + \\ 0.050\;288 \cdot \ln (FA) - 1.283\;659 \end{array} $(7)

将各季度数据反代至式(7)，可得出中心汇率的测算结果，并将其与平均汇率进行比较。受篇幅所限，表 7仅呈现了中心汇率的部分测算结果，最大误差为-4.34%。实际上，除2008年第三季度误差为6.03%以外，其余误差均在5%以内，因此，模型拟合度较好。

(三) 人民币汇率目标区波动幅度的确定

汇率目标区波动幅度的确定，理论上并无依据可循，在实践中，需要考虑三大因素。一是误差因素，无论采用哪种方法来确定中心汇率，由于数据先天和统计方法本身存在的局限性，误差是不可避免的，因此确定的波幅要足以消除误差。二是短期资本流动因素，确定的波幅要有足够弹性来容纳短期资本流动。三是现实因素，即根据外汇储备规模、资本项目开放程度、产业类型、经济增长方式等实际情况来确定波幅。

以往汇率目标区波动幅度的确定，按照从小到大排列，通常有以下几种选择：±2%；±3%；±5%；±10%。前两者被称为“窄带汇率目标区”，后两者被称为“宽带汇率目标区”。汇率目标区最大的波动幅度一般不超过±10%，这是因为经验表明，汇率波动的全年振幅在20%以内都算是合理的，因此，汇率波动幅度超过±10%时，被视为程度较为严重的“汇率失调”，货币当局有必要直接介入外汇市场进行干预。

但是，过去将汇率目标区的波动幅度固定在某个阈值的做法，容易将汇率目标区暴露，使得短期资本在货币当局进行外汇市场干预时，作为交易的对手方开展套利活动，因此，本文对传统的汇率目标区进行改进，对其设置相应的预警线，汇率目标区的波动幅度由此成为一个区间，使汇率目标区的边界模糊化，以保护汇率目标区。考虑到我国正处在向浮动汇率制度和资本项目完全开放的过渡时期，以及人民币国际化的关键时期，人民币汇率应该赋予一定的弹性，结合表 7所示的中心汇率与平均汇率之间的误差，笔者建议将人民币对美元隐形汇率目标区的波动幅度确定为±。当人民币对美元汇率的波动偏离中心汇率在±3%以内时，属于正常的波动，货币当局无需对外汇市场进行干预；触及±3%时，视为预警信号，货币当局先进行口头间接干预，观察市场反应，并开始拟定外汇市场直接干预方案；超过±3%时，货币当局是否介入外汇市场进行干预需视当下美元指数、跨境资金流动、市场预期、宏观经济等具体情况而定，保持机动性；而超过±5%时，货币当局则必须介入外汇市场进行干预。今后随着资本项目的不断放开，人民币隐形汇率目标区的波动幅度可放宽至±。

(四) 实行人民币汇率目标区的配套措施

根据我国现实情况，实行人民币汇率目标区，还需要3项配套措施。

第一，中国人民银行应当进一步放松对银行结售汇综合头寸的管制，避免外汇被动式的回笼和投放，避免被动式的干预。实行人民币汇率目标区，中国人民银行应当主动地干预外汇市场，一般情况下，不用对外汇市场进行干预，而如果对银行结售汇综合头寸的管理过紧，容易使中国人民银行陷入被动干预的境地，也妨碍了货币政策的独立性。根据Triffin(1997)的适度储备理论，外汇储备作为一国最后的国际清偿手段，应当以满足3个月即1个季度的进口需求为宜。而以我国近三年的情况来看，如表 8所示，外汇储备不仅能够覆盖当季进口所需，还能完全覆盖短期外债余额及当季经常项目下的投资收益回流，因此，我国外汇储备是超额的，中国人民银行能放松对银行结售汇综合头寸的管制。在进一步放松对银行结售汇综合头寸的管理之后，若外汇储备水平出现不足时，中国人民银行可在银行间外汇市场购买外汇。并且，进一步放松对银行结售汇综合头寸的管制还能带来以下四方面好处：实现“藏汇于民”；汇价的形成机制更加贴近市场；促进人民币国际化；提高货币政策的独立性。

第二，将超额外汇储备中的一小部分用于成立外汇平准基金，将干预外汇市场、管理汇率水平的职责移交给外汇平准基金，外汇平准基金根据制定的汇率目标区，主动式地干预外汇市场。外汇平准基金的优点在于，其隶属于财政部，当干预本币升值时，外汇平准基金是以通过发行国债的方式募集干预所需的本币资金，而国债的认购除中央银行外，还包括商业银行、个人等民间主体。因此，外汇平准基金能够部分缓冲由于外汇市场干预对基础货币产生的冲击。同时，外汇平准基金作为财政与货币之间沟通的桥梁，使得货币的发行机制也发生了微妙的变化，央行资产负债表的资产端以国债为主，财政与货币的协调机制得以加强，并且货币政策的灵活性、自主性得到提升，还增加了债券市场的深度，完善国债收益率曲线的形成。另外，从我国货币当局在外汇市场上干预的方向来看，主要是抛售人民币，购买外汇，其目的是抑制人民币汇率过快升值，以免对我国货物出口贸易产生消极的影响。因此，成立外汇平准基金，只需第一笔外汇资产头寸即可，其数量不用很大，在之后外汇平准基金的运作过程中，它能够自发地形成外汇资产。

第三，在成立外汇平准基金之后，中国人民银行应该将剩余的超额外汇储备转换成黄金储备。根据世界黄金协会公布的资料，截至2019年3月，与美国、德国、法国、意大利、英国、日本等发达国家横向比较来看，我国黄金储备约为1864.3吨，位列第六。但是，从相对比例上来看，我国的黄金储备在本国国际储备中所占的比例仅为2.5%，而美国为75%，德国为71%，意大利为67%，发达国家平均水平约在34%左右。因此，我国国际储备中黄金储备的比例还是较低的，中国人民银行应该进一步加快国际储备结构的优化，加速提高黄金储备在我国国际储备中的比例。

五、结论

自2015年“811汇改”起，人民币对美元汇率中间价的形成机制实际上已成为货币当局管理人民币汇价的抓手，而使用人民币进行国际交易的经济主体因此承受的汇率风险加大，人民币在国际支付中的比例出现明显的下滑，人民币的国际化进程受阻。所以，本文认为，在人民币国际化的关键时期，货币当局的当务之急，是对人民币汇价的形成机制进行进一步的改革，主要为两点：第一，取消目前的中间价，以前一个交易日的收盘价作为下一个交易日的开盘价；第二，取消单日2%的涨跌幅限制，与此同时，制定人民币汇率目标区。

本文对人民币汇率目标区的构建进行了一定的探索：利用协整性技术和VEC模型证明了我国存在巴拉萨—萨缪尔森效应，以此作为人民币对美元中心汇率模型的雏形，并在此基础之上，纳入货物出口额变量和外汇储备变量，对人民币中心汇率模型进行估计；对传统汇率目标区进行改进，将汇率波动幅度设置为一个区间，设立相应的预警线，从而使得汇率目标区的边界模糊化，以保护汇率目标区。

另外，结合我国现实的情况，实行人民币汇率目标区还需进一步放松对银行结售汇综合头寸的管制。从短期外债余额、用汇情况及外汇储备数量来看，我国能够放松对银行结售汇综合头寸的管制。而对于超额的外汇储备，可将其中一部分作为成立外汇平准基金的第一笔外汇头寸；剩余部分，中国人民银行应当将其转化为黄金储备，以优化国际储备的结构。

最后，货币当局根据制定的汇率目标区，要对外汇市场的预期进行更为有效的管理。具体而言，货币当局要利用市场化的手段对人民币汇率进行干预，而不是利用行政手段直接地调控，如以2015年“811汇改”为代表的“一次到位论”容易使外汇市场产生错误预期。另外，货币当局要提前做好外汇市场干预方案，介入外汇市场的时机要恰当，规模要适度，执行要果断，并运用间接干预措施加以配合等。

  

参考文献

陈彪如, 1988, 《管理浮动与汇率目标区》, 《世界经济文汇》第6期。

陈学彬、刘明学, 2008, 《托宾税, 货币投机与货币政策独立性》, 《复旦大学学报(社会科学版)》第6期。

冯用富, 2000, 《汇率目标区:中国金融进一步开放中的汇率制度选择》, 《财经科学》第2期。

胡坚、董曦明, 2006, 《汇率目标区在外汇干预中的作用分析》, 《山西财经大学学报》第3期。

黄泽民, 1995, 《国际货币制度与国际金融政策协调——论寡头协调时期》, 《上海金融》第12期。

姜凌、韩璐, 2003, 《汇率目标区理论与人民币汇率机制的改革思路》, 《经济评论》第2期。

姜正军, 2001, 《我国汇率目标区框架设计思路初探》, 《西南金融》第7期。

刘惠好、李蔚、苏振天, 2014, 《巴拉萨-萨缪尔森假说理论拓展与实证——基于中国国情》, 《财贸研究》第3期。

[美]罗伯特·特里芬, 1997, 《黄金与美元危机》, 北京: 商务印书馆。

秦江萍、叶欣, 2005, 《汇率目标区理论应用中的几个关键问题》, 《上海金融》第6期。

孙洁, 1997, 《汇率目标区理论的演进》, 《国际金融研究》第6期。

王向勇, 1987, 《汇率目标区制度》, 《国际金融研究》第4期。

徐坡岭、刘来会, 2017, 《劳动密集度与巴拉萨-萨缪尔森效应:国际证据与比较》, 《国际经贸探索》第10期。

杨胜刚、王惠文, 2003, 《论建立人民币汇率目标区》, 《财经科学》第6期。

俞萌, 2001, 《人民币汇率的巴拉萨-萨缪尔森效应分析》, 《世界经济》第5期。

周克, 2011, 《当前人民币均衡汇率估算——基于Balassa-Samuelson效应扩展的购买力平价方法》, 《经济科学》第2期。

朱函葳, 2018, 《基于多国面板数据对巴拉萨-萨缪尔森效应的检验》, 《上海经济研究》第2期。

Balassa, B., 1964, "The Purchasing Power Parity Doctrine:A Reappraisal", Journal of Political Economy, Vol.72, No.6.

Cumby, R., Canzoneri, M. and Diba, B., 1999, "Relative Labor Productivity and the Real Exchange Rate in the Long Run:Evidence for a Panel of OECD Countries", Journal of International Economics, Vol.47, No.2.

Faruqee, H., 1995, "Long-Run Determinants of the Real Exchange Rate:A Stock-Flow Perspective", IMF Staff Paper, Vol.42, No.1.

Krugman, P.R., 1991, "Target Zone and Exchange Rate Dynamics", The Quarterly Journal of Economics, Vol.106, No.3.

Samuelson, P.A., 1964, "Theoretical Notes on Trade Problems", Review of Economics and Statistics, Vol.46, No.2.

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