蝴压磊雨悉磊五丽丁
经济荔６Ｉ煮黔，弦，膨。六
人民币汇枣赡买意平馀理论键捻玲
■王璐
改革开放以来，我国的经济国际一体化的进程不断加快，因此，人民币汇率制度也必须适应我国国际经济的发展。
指数（区别于（２）式中的价格水平），Ｓ。是基期汇率。
另外我们可以将（２）式两边取差分，得到相对购买力平价的另一表达：
Ａｓ。＝ＡｐｒＡｐ，
做为基期汇率来测算购买力平价汇率，并与官方名义汇率进行比较如下：
１９９４年我国实行单一的有管理的浮动
汇率制度，１９９６年１２月实行经常项目下的人民币自由兑换，人民币正朝着自
（４）
由兑换的方向发展。这也对深入研究人民币汇率决定理论提供了有利条件。近些年来，人民币升值的呼声很高，其面临
着升值的巨大国际压力，而我们应运用
我们可以清楚地看出绝对和相对购
买力平价的差异，前者是个静态的概念，是反映汇率水平和价格水平的关系，而
从趋势图中可以看出，１９９４年汇率制度改革后，我国官方汇率和购买力平价偏离较大，并始终处在低估状态，初步
后者是动态的概念，反映的是某一时期
汇率变动率和价格水平变动率的关系。
在通常的实证研究中，根据张晓朴（２０００），他把现在购买力平价分为三种形式：
单变量ｑ，＝ｓｒｐ，＋Ｐｆ双型ｇ量ｓｌ＝ｄ＋Ｂ０。一Ｐ．）＋斗。三变量Ｓｔ＝Ｏｔ－Ｉ－［３Ｉｐｔ－Ｂ２Ｐ，＋ｍ
（５）（６）（７）
怎样的理论基础，并如何正确估计人民
币的实际汇率，也就成为目前人们所关注的问题。
一、模型建立
购买力平价（即ＰＰＰ）是比较各国货币购买力之间的关系，它基于在各个不同的国家同样数量的货币应购买到同样的商品组合的假设。那么一个国家的货
估计人民币兑美元汇率不适应购买力平价理论。下面将应用计量经济学的方法
进行验证。
我们以张晓朴的三个形式进行检验，单变量中运用ＡＤＦ单位根检验，在双变量和三变量中，我们使用约翰森的ＶＡＲ协整模型分析，一般来说用ＶＡＲ
模型检验分析变量的协整性优于用ＥＧ
币，在均衡汇率下兑换在任何国家都具有相同的购买力。也即是说，购买力平价理论认为汇率等于两国价格水平之比。
我们通常把它分为绝对购买力平价和相对购买力平价。
绝对购买力平价指两国货币的均衡
这三个方程都有一定的限制条件，（５）式一方面要求国内、国外的价格指数对称，另一方面要求国内外相对价格与汇率成比例。这里实际上是放宽了对购买力平价检验，不要求其固定不变，只要求ｑ。检验是否服从随机游走。而（６）式放松了国内外相对价格与｝［率成比例，只限定国内外价格指数相对称，这个形式实际上就是实际汇率和两国通货膨胀率
两步法建立的单一方程，协整检验的功
效也较高。而且这种方法中的变量没有内生和外生的区分，因此得到了比ＥＧ两步法更广泛的应用。
２．单变量形式的检验
首先对单变量形式进行检验，将做了对数变换后的三个变量ＬＲＤ、
名义汇率等于两国一揽子商品在本国和
外国的价格水平之比，可以表示为：
Ｓｔ＝Ｐ／Ｐｔ
ＬＵＳＣＰＩ和ＬＣＨＣＰＩ带入（５）式，得到人
民币实际均衡汇率的对数形式ｑ。，如图
之差之间的线性关系。但（７）式则同时放松了以上两个条件，在三变量中实际上是无约束的线性关系。
二、实证分析
文中的人民币兑美元汇率数据来源
（２）
于中国外汇管理局网站，中国消费价格指数来自中经网，美国消费价格指数来自美国劳工总署网站。在进行分析前，我们将两国消费价格指数均变换为定基指
其中Ｐｔ表示本国ｔ期的价格水平，Ｐ．表示同期外国价格水平，名义汇率为Ｓｔ。将（１）式两边取自然对数可以得到绝对购买力平价的另一表达式：
ｓＦＰ；—Ｐｔ
可看出在样本区间内，实际汇率可能为
非平稳序列。
其中ｓ。、ｐ。、Ｐ。分别是ｓ。、Ｐｔ、Ｐ。的自然对
数。由于绝对购买力的测量十分困难，实际研究中通常使用相对购买力平价。
相对购买力平价指汇率在一定时期内的变动等于两个国家在这段时期内价
数，并都以１９９４年１月为基期。将三个
变量取对数，得到对数后的三个变量ＬＲＤ为人民币兑美元的对数，ＬＵＳＣＰＩ为
辩∞∞孵■一，∞舯慷ｍ．“壕∞
翩
格水平变化之比。因此相对购买力平价
才是基于价格指数的形式：
Ｓ。一Ｐ。
美国消费价格指数取对数，ＬＣＨＣＰＩ为中
国消费价格指数取对数。
１．初步分析
根据相对购买力平价公式，以易纲等（１９９７年）的结果，把１９９５年的８．３５
接下来对ｑ。做ＡＤＦ单位根检验，我
们根据唐国兴（２００３年）中应用ＡＤＦ检
Ｓ。Ｐ：
（３）
验时一般不包括时间趋势项，因为如果包括了，从理论上来说与长期购买力平价不一致，选用不包括时间趋势的ＡＤＦ检验，这里选择ＡＩＣ准则来选取滞后阶
这里的ｐｔ、Ｐ．分别是国内和国外的价格
万方数据
９８
统计与决策
獬擞掰ｖ锋濠琳掖
２００７年第４期（总第２３ｆｉ媾§
变量
ｑｌ
检验类型
（ｃ，ｔ，Ｐ）（ｅ，０，１）
ＡＤＦ
１％显著水平５％显著水平ＡＤＦ临界值
－２．５８００
平稳
可以看出，ＬＲＤ和ＤＬ—ＣＰＩ之间存在协整关系，并且在１％的置信度下仅存在一
在浮动汇率制度下的汇率行为的分析，
本文使用的是１９９４年到２００６年我国实行有管理的浮动汇率制度时的名义汇率，为了增大样本量，选用了月度数据，
检验值
－０．２７７７５ｌ
ＡＤＦ临界值
一１．９４２ｌ
性非平稳
数，即在ｌ“１２中选择使回归方程ＡＩＣ最小的滞后阶数。而选取哪种检验模式则根据不同检验模式中回归项和漂移项的显著性，以及检验方程的整体拟合效果综合判定得到下面结果，
结果表明，无法拒绝序列存在单位根的假定，也就是说在单变量的形式下，
个协整关系：
ＬＲＤ＝一２．０９９５８１—０．０９２３２５ＤＬＣＰＩ
但是时间跨度已经限定在了不到１３年里，而根据费罗特和罗戈夫（１９９５年）认
为，对于一种货币，如果考虑ＡＤＦ在５％
在三变量形式中，得到ＶＡＩ／方程的滞后期为５，因此协整检验中的滞后期为４期，同样选取变量有线性趋势，协整方程只有截距的形式检验，得到三变量的检验结果：
特征值
０．１６５５４４０．０２７６２３０．００１５１４
的显著性水平下拒绝存在单位根的假设
需要７２年的数据，这样的样本量对于现
严格的购买力平价不适合人民币兑美元
汇率。
似然比
２９．８９１３６４．１９２８２７Ｏ．２１５１９６
５％临界值１％ｒ１０ｉ界值
２９．６８１５．４１３．７６
３５．６５２０．０４６．６５
在人民币的研究是远达不到的，较短的数据跨度容易得出拒绝购买力平价
协整方程数
ＮｏｎｅＡｔＡｔ
ｍｏｓｔｍｏｓｔ
８
的结论。
ｌ２
３．双变量和三变量形式的检验
购买力平价理论的要求放松就有对（６）式和（７）式的协整检验。首先对三个变量取对数后的数据以及（６）式中需要的两国ＣＰＩ的差值（记为ＤＬＣＰＩ）进行单位根检验，同样根据上面的方法得出三个变量ＡＤＦ检验结果如下表：
变量ＤＬＣＨＤ（ＤＬＣＶＩ）
ＩｍＤＤ（ＬＲＤ）
ＬＵＳＣＰＩ
其次是我国外汇体制问题，１９９４
年后的一段时间里，实行的汇率体制是有管理的，单一的，由于其汇率变动范围很小，实际上是盯住美元的固定汇率。并且我国正处在经济体制转轨期间，体制
变动对经济变量的影响是巨大的，因此实
可以得出三个变量之间存在协整关系，并且在５％的置信度下接受一个协整方程：
ＬＲＤ＝１．１３１３５１—０．９９７３０１ＬＣＨＣＰＩ＋
０．３５３０４３ＬＵＳＣＰＩ
平稳
际汇率可能存在结柯｜生变化，这也会导致
对于上面的检验结果
检验类型
（ｃ，ｔ，Ｐ）（ｃ，０Ａ）（ｃ，ｔ，２）（ｃ，ｔ，１）（ｃ，０，４，（ｃ，ｔ，３）（ｃ，０，２）（０，０，３）（ｃ，ｔ，３）
ＡＤＦ
ｌ％显著水平５％显著水平ＡＤＦ临界值
－３．４７７３－４．０２４５
单位根检验汇率走势存在单位根。
再就是是购买力平价的推导来自于
检验值
一１．８８５１３０一６．１４８０６９一２．９７６１７８－３．６２８９６７
ＡＤＦ临界值
—２．８８１８－３．４４１７—３．４４１３－２．８８１９—３．４４１７－２．８８１７一１．９４２１－３．４４１９
性非平稳
平稳非平稳平稳非平稳
来说，双变量和三变量形式中的变量之间存在协整关系，这似乎说明购买力平价在这两种情况下成
一价定律，而一价定律的基础是自由贸易和不考虑关税、运输成本、配额等条件，在实际经济中，这样的假设是不能成
立的，购买力平价较为严格的假定也导
－４．０２３７
－３．４７７６－４．０２４５－３．４７７０－２．５８００
－２．０２堋
－８．９３７９９６１．９７４５１７
立，但是对两协整方程进
行经济含义的检验发现，方程与定性的经济理论相违背，将两方程写为（６）、（７）式的形式：
Ｄ（ＬＵＳＣＰＩ）
ＬＣＨＣＰＩ
平稳
非平稳
致了经常的研究做出了拒绝的其成立的
结论。
Ｄ（ＬＣＨＣＶＩ）－４．５０３９７７－４．０２５０平稳
最后对于物价指数的应用上，许多国外的实证研究表明基于批发价格指数的协整较基于消费价格指数的协整检验更倾向于接受存在协整关系的假设，主要是由于消费价格指数比批发价格指数包括了更多的非贸易品，批发价格指数给于制造业更多的权重。而中国无较全
面的批发价格指数，只有选用两国的消
由上述ＡＤＦ单位根检验可以看出，人民币兑美元汇率、美国消费价格指数、中国消费价格指数以及两国消费价格指数之差均为一阶单整过程。
下面运用协整检验验证双变量和三变量形式的购买力平价。基于双变量分析时对ＬＲＤ和ＤＬＣＰＩ之间做协整检验，基于三变量时对ＬＲＤ、ＬＵＳＣＰＩ和ＬＣＨＣＰＩ之间做协整检验。本文采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验法来检验上述序列之间是否存在协整关系，同样利用ＡＩＣ和ＳＣ准则并结合自由度的损失确定对应的ＶＡＲ方程的滞后期Ｐ，则协整检验中的滞后期可以认为是ｐ－１。
在双变量形式中，得到ＶＡＲ方程的滞后期为３，因此协整检验中的滞后期为２期，这里选取变量有线性趋势，协整方程只有截距的形式进行检验，得到下面结果：
特征值
０．１９８１２５
Ｓｔ＝～２．０９９５８１—０．０９２３２５（０ｔ—Ｐ）
ｓｔ＿１．１３１３５１—０．９９７３０１ｐ。＋０．３５３０４３Ｐｔ
根据在汇率理论中物价与名义汇率的关系，我们知道，当本国的物价指数上升时，本国货币应该相应贬值，而当外国物价指数上升时本币应该相应升值，即
费价格指数，并且两国消费价格指数在商品和权重上都存在较大的差别，这也会导致购买力平价的偏离。
本文通过对１９９４年到２００６年的月
是说本币的名义汇率应该下降，这样才
是处于均衡状态下的汇率。但是上述协整方程显示了相反的结论，都表明在中国物价指数升高时，人民币将下降，因此，这个协整关系并不满足购买力平价理论中的长期均衡的经济意义。我们认为，对双变量和三变量形式下的购买力平价同样不适应人民币兑美元汇率。
三、结论分析
从上述定量分析和定性分析相结合，我们拒绝了购买力平价对人民币对美元汇率成立，通过分析，导致上述结
度数据，分析了三种形式下的人民币购买力平价理论，结论得出，人民币兑美元汇率购买力平价不成立，人民币汇率可
能受到了非货币因素的影响，以及我国体制变革的影响。鉴于购买力平价苛刻的成立条件，以及我国复杂的国际贸易
的实际情况，我们要谨慎使用传统的购买力平价理论，避免造成对政策制定的
误导。
似然比
３２．２１５引
５％临界值１％临界值协整方程数
２０．０４Ｎｏｎｅ十＋１５４１
３．７６
６．６５
Ａｔ
ｍｏｓｔ
１
果主要有以下的一些原因。
首先是数据跨度的时间问题，为了避免结构性变化，以及主要对我国
（作者单位／西南财经大学）
（责任编辑／亦民）
０．００２９１４０．４２０２２５
万方数据
９９
统计与决策
蝴压磊雨悉磊五丽丁
经济荔６Ｉ煮黔，弦，膨。六
人民币汇枣赡买意平馀理论键捻玲
■王璐
改革开放以来，我国的经济国际一体化的进程不断加快，因此，人民币汇率制度也必须适应我国国际经济的发展。
指数（区别于（２）式中的价格水平），Ｓ。是基期汇率。
另外我们可以将（２）式两边取差分，得到相对购买力平价的另一表达：
Ａｓ。＝ＡｐｒＡｐ，
做为基期汇率来测算购买力平价汇率，并与官方名义汇率进行比较如下：
１９９４年我国实行单一的有管理的浮动
汇率制度，１９９６年１２月实行经常项目下的人民币自由兑换，人民币正朝着自
（４）
由兑换的方向发展。这也对深入研究人民币汇率决定理论提供了有利条件。近些年来，人民币升值的呼声很高，其面临
着升值的巨大国际压力，而我们应运用
我们可以清楚地看出绝对和相对购
买力平价的差异，前者是个静态的概念，是反映汇率水平和价格水平的关系，而
从趋势图中可以看出，１９９４年汇率制度改革后，我国官方汇率和购买力平价偏离较大，并始终处在低估状态，初步
后者是动态的概念，反映的是某一时期
汇率变动率和价格水平变动率的关系。
在通常的实证研究中，根据张晓朴（２０００），他把现在购买力平价分为三种形式：
单变量ｑ，＝ｓｒｐ，＋Ｐｆ双型ｇ量ｓｌ＝ｄ＋Ｂ０。一Ｐ．）＋斗。三变量Ｓｔ＝Ｏｔ－Ｉ－［３Ｉｐｔ－Ｂ２Ｐ，＋ｍ
（５）（６）（７）
怎样的理论基础，并如何正确估计人民
币的实际汇率，也就成为目前人们所关注的问题。
一、模型建立
购买力平价（即ＰＰＰ）是比较各国货币购买力之间的关系，它基于在各个不同的国家同样数量的货币应购买到同样的商品组合的假设。那么一个国家的货
估计人民币兑美元汇率不适应购买力平价理论。下面将应用计量经济学的方法
进行验证。
我们以张晓朴的三个形式进行检验，单变量中运用ＡＤＦ单位根检验，在双变量和三变量中，我们使用约翰森的ＶＡＲ协整模型分析，一般来说用ＶＡＲ
模型检验分析变量的协整性优于用ＥＧ
币，在均衡汇率下兑换在任何国家都具有相同的购买力。也即是说，购买力平价理论认为汇率等于两国价格水平之比。
我们通常把它分为绝对购买力平价和相对购买力平价。
绝对购买力平价指两国货币的均衡
这三个方程都有一定的限制条件，（５）式一方面要求国内、国外的价格指数对称，另一方面要求国内外相对价格与汇率成比例。这里实际上是放宽了对购买力平价检验，不要求其固定不变，只要求ｑ。检验是否服从随机游走。而（６）式放松了国内外相对价格与｝［率成比例，只限定国内外价格指数相对称，这个形式实际上就是实际汇率和两国通货膨胀率
两步法建立的单一方程，协整检验的功
效也较高。而且这种方法中的变量没有内生和外生的区分，因此得到了比ＥＧ两步法更广泛的应用。
２．单变量形式的检验
首先对单变量形式进行检验，将做了对数变换后的三个变量ＬＲＤ、
名义汇率等于两国一揽子商品在本国和
外国的价格水平之比，可以表示为：
Ｓｔ＝Ｐ／Ｐｔ
ＬＵＳＣＰＩ和ＬＣＨＣＰＩ带入（５）式，得到人
民币实际均衡汇率的对数形式ｑ。，如图
之差之间的线性关系。但（７）式则同时放松了以上两个条件，在三变量中实际上是无约束的线性关系。
二、实证分析
文中的人民币兑美元汇率数据来源
（２）
于中国外汇管理局网站，中国消费价格指数来自中经网，美国消费价格指数来自美国劳工总署网站。在进行分析前，我们将两国消费价格指数均变换为定基指
其中Ｐｔ表示本国ｔ期的价格水平，Ｐ．表示同期外国价格水平，名义汇率为Ｓｔ。将（１）式两边取自然对数可以得到绝对购买力平价的另一表达式：
ｓＦＰ；—Ｐｔ
可看出在样本区间内，实际汇率可能为
非平稳序列。
其中ｓ。、ｐ。、Ｐ。分别是ｓ。、Ｐｔ、Ｐ。的自然对
数。由于绝对购买力的测量十分困难，实际研究中通常使用相对购买力平价。
相对购买力平价指汇率在一定时期内的变动等于两个国家在这段时期内价
数，并都以１９９４年１月为基期。将三个
变量取对数，得到对数后的三个变量ＬＲＤ为人民币兑美元的对数，ＬＵＳＣＰＩ为
辩∞∞孵■一，∞舯慷ｍ．“壕∞
翩
格水平变化之比。因此相对购买力平价
才是基于价格指数的形式：
Ｓ。一Ｐ。
美国消费价格指数取对数，ＬＣＨＣＰＩ为中
国消费价格指数取对数。
１．初步分析
根据相对购买力平价公式，以易纲等（１９９７年）的结果，把１９９５年的８．３５
接下来对ｑ。做ＡＤＦ单位根检验，我
们根据唐国兴（２００３年）中应用ＡＤＦ检
Ｓ。Ｐ：
（３）
验时一般不包括时间趋势项，因为如果包括了，从理论上来说与长期购买力平价不一致，选用不包括时间趋势的ＡＤＦ检验，这里选择ＡＩＣ准则来选取滞后阶
这里的ｐｔ、Ｐ．分别是国内和国外的价格
万方数据
９８
统计与决策
獬擞掰ｖ锋濠琳掖
２００７年第４期（总第２３ｆｉ媾§
变量
ｑｌ
检验类型
（ｃ，ｔ，Ｐ）（ｅ，０，１）
ＡＤＦ
１％显著水平５％显著水平ＡＤＦ临界值
－２．５８００
平稳
可以看出，ＬＲＤ和ＤＬ—ＣＰＩ之间存在协整关系，并且在１％的置信度下仅存在一
在浮动汇率制度下的汇率行为的分析，
本文使用的是１９９４年到２００６年我国实行有管理的浮动汇率制度时的名义汇率，为了增大样本量，选用了月度数据，
检验值
－０．２７７７５ｌ
ＡＤＦ临界值
一１．９４２ｌ
性非平稳
数，即在ｌ“１２中选择使回归方程ＡＩＣ最小的滞后阶数。而选取哪种检验模式则根据不同检验模式中回归项和漂移项的显著性，以及检验方程的整体拟合效果综合判定得到下面结果，
结果表明，无法拒绝序列存在单位根的假定，也就是说在单变量的形式下，
个协整关系：
ＬＲＤ＝一２．０９９５８１—０．０９２３２５ＤＬＣＰＩ
但是时间跨度已经限定在了不到１３年里，而根据费罗特和罗戈夫（１９９５年）认
为，对于一种货币，如果考虑ＡＤＦ在５％
在三变量形式中，得到ＶＡＩ／方程的滞后期为５，因此协整检验中的滞后期为４期，同样选取变量有线性趋势，协整方程只有截距的形式检验，得到三变量的检验结果：
特征值
０．１６５５４４０．０２７６２３０．００１５１４
的显著性水平下拒绝存在单位根的假设
需要７２年的数据，这样的样本量对于现
严格的购买力平价不适合人民币兑美元
汇率。
似然比
２９．８９１３６４．１９２８２７Ｏ．２１５１９６
５％临界值１％ｒ１０ｉ界值
２９．６８１５．４１３．７６
３５．６５２０．０４６．６５
在人民币的研究是远达不到的，较短的数据跨度容易得出拒绝购买力平价
协整方程数
ＮｏｎｅＡｔＡｔ
ｍｏｓｔｍｏｓｔ
８
的结论。
ｌ２
３．双变量和三变量形式的检验
购买力平价理论的要求放松就有对（６）式和（７）式的协整检验。首先对三个变量取对数后的数据以及（６）式中需要的两国ＣＰＩ的差值（记为ＤＬＣＰＩ）进行单位根检验，同样根据上面的方法得出三个变量ＡＤＦ检验结果如下表：
变量ＤＬＣＨＤ（ＤＬＣＶＩ）
ＩｍＤＤ（ＬＲＤ）
ＬＵＳＣＰＩ
其次是我国外汇体制问题，１９９４
年后的一段时间里，实行的汇率体制是有管理的，单一的，由于其汇率变动范围很小，实际上是盯住美元的固定汇率。并且我国正处在经济体制转轨期间，体制
变动对经济变量的影响是巨大的，因此实
可以得出三个变量之间存在协整关系，并且在５％的置信度下接受一个协整方程：
ＬＲＤ＝１．１３１３５１—０．９９７３０１ＬＣＨＣＰＩ＋
０．３５３０４３ＬＵＳＣＰＩ
平稳
际汇率可能存在结柯｜生变化，这也会导致
对于上面的检验结果
检验类型
（ｃ，ｔ，Ｐ）（ｃ，０Ａ）（ｃ，ｔ，２）（ｃ，ｔ，１）（ｃ，０，４，（ｃ，ｔ，３）（ｃ，０，２）（０，０，３）（ｃ，ｔ，３）
ＡＤＦ
ｌ％显著水平５％显著水平ＡＤＦ临界值
－３．４７７３－４．０２４５
单位根检验汇率走势存在单位根。
再就是是购买力平价的推导来自于
检验值
一１．８８５１３０一６．１４８０６９一２．９７６１７８－３．６２８９６７
ＡＤＦ临界值
—２．８８１８－３．４４１７—３．４４１３－２．８８１９—３．４４１７－２．８８１７一１．９４２１－３．４４１９
性非平稳
平稳非平稳平稳非平稳
来说，双变量和三变量形式中的变量之间存在协整关系，这似乎说明购买力平价在这两种情况下成
一价定律，而一价定律的基础是自由贸易和不考虑关税、运输成本、配额等条件，在实际经济中，这样的假设是不能成
立的，购买力平价较为严格的假定也导
－４．０２３７
－３．４７７６－４．０２４５－３．４７７０－２．５８００
－２．０２堋
－８．９３７９９６１．９７４５１７
立，但是对两协整方程进
行经济含义的检验发现，方程与定性的经济理论相违背，将两方程写为（６）、（７）式的形式：
Ｄ（ＬＵＳＣＰＩ）
ＬＣＨＣＰＩ
平稳
非平稳
致了经常的研究做出了拒绝的其成立的
结论。
Ｄ（ＬＣＨＣＶＩ）－４．５０３９７７－４．０２５０平稳
最后对于物价指数的应用上，许多国外的实证研究表明基于批发价格指数的协整较基于消费价格指数的协整检验更倾向于接受存在协整关系的假设，主要是由于消费价格指数比批发价格指数包括了更多的非贸易品，批发价格指数给于制造业更多的权重。而中国无较全
面的批发价格指数，只有选用两国的消
由上述ＡＤＦ单位根检验可以看出，人民币兑美元汇率、美国消费价格指数、中国消费价格指数以及两国消费价格指数之差均为一阶单整过程。
下面运用协整检验验证双变量和三变量形式的购买力平价。基于双变量分析时对ＬＲＤ和ＤＬＣＰＩ之间做协整检验，基于三变量时对ＬＲＤ、ＬＵＳＣＰＩ和ＬＣＨＣＰＩ之间做协整检验。本文采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验法来检验上述序列之间是否存在协整关系，同样利用ＡＩＣ和ＳＣ准则并结合自由度的损失确定对应的ＶＡＲ方程的滞后期Ｐ，则协整检验中的滞后期可以认为是ｐ－１。
在双变量形式中，得到ＶＡＲ方程的滞后期为３，因此协整检验中的滞后期为２期，这里选取变量有线性趋势，协整方程只有截距的形式进行检验，得到下面结果：
特征值
０．１９８１２５
Ｓｔ＝～２．０９９５８１—０．０９２３２５（０ｔ—Ｐ）
ｓｔ＿１．１３１３５１—０．９９７３０１ｐ。＋０．３５３０４３Ｐｔ
根据在汇率理论中物价与名义汇率的关系，我们知道，当本国的物价指数上升时，本国货币应该相应贬值，而当外国物价指数上升时本币应该相应升值，即
费价格指数，并且两国消费价格指数在商品和权重上都存在较大的差别，这也会导致购买力平价的偏离。
本文通过对１９９４年到２００６年的月
是说本币的名义汇率应该下降，这样才
是处于均衡状态下的汇率。但是上述协整方程显示了相反的结论，都表明在中国物价指数升高时，人民币将下降，因此，这个协整关系并不满足购买力平价理论中的长期均衡的经济意义。我们认为，对双变量和三变量形式下的购买力平价同样不适应人民币兑美元汇率。
三、结论分析
从上述定量分析和定性分析相结合，我们拒绝了购买力平价对人民币对美元汇率成立，通过分析，导致上述结
度数据，分析了三种形式下的人民币购买力平价理论，结论得出，人民币兑美元汇率购买力平价不成立，人民币汇率可
能受到了非货币因素的影响，以及我国体制变革的影响。鉴于购买力平价苛刻的成立条件，以及我国复杂的国际贸易
的实际情况，我们要谨慎使用传统的购买力平价理论，避免造成对政策制定的
误导。
似然比
３２．２１５引
５％临界值１％临界值协整方程数
２０．０４Ｎｏｎｅ十＋１５４１
３．７６
６．６５
Ａｔ
ｍｏｓｔ
１
果主要有以下的一些原因。
首先是数据跨度的时间问题，为了避免结构性变化，以及主要对我国
（作者单位／西南财经大学）
（责任编辑／亦民）
０．００２９１４０．４２０２２５
万方数据
９９
统计与决策