人民幣實際匯率與匯率穩(wěn)定

1、人民幣實際匯率與匯率穩(wěn)定 兼評巴拉薩薩繆爾森假說杭州商學(xué)院金融學(xué)院 陳志昂 方霞 310035摘要：本文從理論和實證角度研究人民幣對美元購買力平價及實際匯率的偏離問題。根據(jù)實證研究，1990- 2000年間，人民幣實際匯率是低估的，擴展的購買力平價擬合度相對較高。導(dǎo)致人民幣實際匯率的偏離主要原因為：中美兩國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不同；可貿(mào)易部門和不可貿(mào)易部門相對勞動生產(chǎn)率的區(qū)別；中國工資上漲幅度低于可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率漲幅，而美國工資漲幅大于可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率增長率。通過對巴拉薩薩繆爾森假說的檢驗，認為該理論適合以制造業(yè)為主導(dǎo)的發(fā)展中國家，而不適宜解釋發(fā)展中國家和發(fā)達國家的實際匯率偏離。從政策角度看，當(dāng)

2、前的人民幣匯率是適宜的，當(dāng)前要重點防止不可貿(mào)易部門物價的過快上漲，并通過適度開放資本賬戶減輕儲備增加的壓力。關(guān)鍵詞：人民幣匯率 購買力平價 實際匯率 巴拉薩薩繆爾森假說 Abstract： On the discussion of RMB exchange rate after the currency crises of East Asian in 1997, this paper indicates that real exchange rates of RMB have been devaluated since 1990,and the stable policy of exchang

3、e rates of RMB is suitable. We find out that three factors lead the nominal exchange rates to deviate from PPP:(1)movements in the relative price of tradable goods;(2)movements in the relative weights of domestic and foreign non-traded goods;(3)changes in the internal price ratioEmpirical work has d

4、emonstrated that Balassa-Samuelson hypothesis can be use to explain the movements in the internal price ratio in China, but not in USA. The main reason is that the growth rates of the Chinese wages are slower than the growth rates of labor productivity in tradable sectors, contrarily the growth rate

5、s of American wages are more than the growth rates of labor productivity in tradable sectorsKey words: Real Exchange Rate, The Exchange Rates of RMB, Purchasing Power Parity theory (PPP), Balassa-Samuelson hypothesis 引言1997年亞洲金融危機后，對匯率政策的研究成為一個焦點，并以購買力平價作為判斷人民幣匯率水平是否合理的依據(jù)。許多學(xué)者得出了人民幣實際匯率升值，并提出了人民幣貶值的

6、政策建議，以應(yīng)對金融危機的沖擊。我國政府在1997年后堅持了人民幣幣值穩(wěn)定的政策，并成功地抵御了金融危機的沖擊，取得了經(jīng)濟高速增長，經(jīng)常賬戶和資本賬戶的雙順差，國際儲備持續(xù)增加的成就。最近，國際上又有一股壓迫人民幣升值的潮流，將中國看作是通縮的輸出者。人民幣究竟是貶值還是相對升值？人民幣幣值是否合理？我國是否應(yīng)堅持對外幣值的穩(wěn)定？為此，需在理論和實證基礎(chǔ)上予以回答。由于我國資本賬戶是管制的，購買力平價更適應(yīng)作為匯率的基礎(chǔ)。搞清購買力平價的概念，尋求購買力平價偏離的原因，對人民幣匯率理論和政策均具有重要的理論和現(xiàn)實意義。二、人民幣購買力平價和實際匯率自卡塞爾（1918年）提出購買力平價理論以來，

7、購買力平價一直是國際金融理論和政策研究的熱點和核心問題。由于絕對購買力平價必須以一價定律成立為基礎(chǔ)，本文主要從相對購買力平價角度進行研究。 相對購買力平價可分為一般和擴展兩種形式。相對購買力平價的一般形式可表達為：Erp = E0·(I / I*)， （1）這里，E0為基期匯率，I 和I*為本國和外國的價格指數(shù)，一般以消費者物價指數(shù)或GDP縮減指數(shù)表示，而相對購買力平價的擴展形式為：Erep = E0· = E0·(I / I*)·1+n*·(I*N/ IT * -1 ) / 1+n·(IN/ IT -1 )， （2）這里，n和n*

8、分別為本國和外國物價指數(shù)中可貿(mào)易品的權(quán)重，IN和I*N，IT和IT *分別為本國和外國不可貿(mào)易品和貿(mào)易品的物價指數(shù)。 參見泰米姆·貝佑米等，1996擴展形式實際上是根據(jù)可貿(mào)易平價對一般形式的修正，表明匯率的長期變化從邏輯上講可能是各國可貿(mào)易商品相對價格的變化、構(gòu)成國內(nèi)和國外價格指數(shù)的權(quán)重的變化、國內(nèi)和國外不可貿(mào)易商品相對價格的變化等因素共同作用的結(jié)果。而且，各國國內(nèi)相對價格、價格指數(shù)權(quán)重以及各國可貿(mào)易商品相對價格的變化可能有更深層次的原因，例如勞動生產(chǎn)率的變化或工資率的變化、總需求結(jié)構(gòu)的變化等。 因為名義匯率的變化會造成貿(mào)易商品價格的調(diào)整，進而引起不可貿(mào)易商品相對價格的變化。因此，不

9、可貿(mào)易商品相對價格的年度變化，可能是由于名義匯率的變化，以及需求結(jié)構(gòu)或勞動生產(chǎn)率及其他供給因素長期趨勢的變化造成的。鑒于此，我們可以認為在其他條件不變的情況下，對本控制相對較嚴的經(jīng)濟體的不可貿(mào)易商品相對價格的年度變化可能比較小。根據(jù)實際匯率的公式， Ert = Et·（I* / I ） (3)可得擴展形式的實際匯率為，Erte = Et·（I*T / IT ）·(1-n*)+n*·(I*N/ IT * ) / (1-n)+n·(IN/ IT ) （4）這里，Et為當(dāng)期名義匯率。一般而言，若相對購買力平價成立，實際匯率不變。若相對購買力平價低于（

10、高于）名義匯率，則實際匯率貶值（升值） 參見俞喬，2000年。我們的研究主要集中于中美購買力平價和實際匯率，而沒有采用更具有理論精確性的有效匯率方法。因為就中國的實際而言，中國的貿(mào)易和國際儲備中，使用美元的比例高達80%，遠期對沖等均是通過美元進行的。因而從實證角度看，按貿(mào)易權(quán)重計算有效匯率并不具有實際意義；同時，從相對購買力平價計算看，基期的選擇具有決定性意義。國內(nèi)很多文獻均將1994年作為基期，由此得出實際匯率升值的結(jié)論。我們認為，相對購買力平價的計算對基期有嚴格的要求， 1994年中國處于高通貨膨脹期，經(jīng)濟波動很大，人民幣匯率調(diào)整嚴重低估了人民幣幣值，不符合基期選擇的要求。而選擇1990

11、年作為基期，一是數(shù)據(jù)比較齊備，十年的時期數(shù)據(jù)符合統(tǒng)計時期序列的要求；二是1990年中美兩國的經(jīng)濟比較穩(wěn)定，中國國際收支在1990年基本平衡，外匯調(diào)劑價和人民幣牌價比較接近，符合基期選擇的要求；三是這十年是中國經(jīng)濟持續(xù)增長，經(jīng)濟開放度不斷提高的時期，并且有1996年前的高通脹和1996年后的軟著落可以比照，適宜實際匯率的分析；最后， 筆者根據(jù)杰弗里·薩克斯和弗利普·拉雷恩（1997年）分類，將農(nóng)業(yè)部門、采礦業(yè)和制造業(yè)歸為可貿(mào)易部門，將建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)歸為不可貿(mào)易部門，并與此相對應(yīng)，區(qū)分可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品。從1990年到2000年，中美兩國的不可貿(mào)易品價格指數(shù)均要高于可貿(mào)易價格

12、指數(shù)，但中國差距更大。1990年2000年間中國總價格指數(shù)經(jīng)歷了從高速上揚到相對平穩(wěn)的階段，總上漲幅度為100，其中，可貿(mào)易品價格指數(shù)上漲到177.93，上漲幅度僅為78，而不可貿(mào)易品價格指數(shù)19901997年由100上漲到209.6，一直到2000年的311.02，總上漲幅度為211，是總價格指數(shù)的2.11倍，可貿(mào)易品價格指數(shù)的2.7倍。在美國，雖然不可貿(mào)易品價格指數(shù)漲幅也高于可貿(mào)易品消費物價指數(shù)，但兩者的差距不是很大?？少Q(mào)易品價格指數(shù)從1990年的100上漲到2000年的124，上升24個百分點；不可貿(mào)易品價格指數(shù)從1990年的100上漲到143，上升43個百分點，不可貿(mào)易品價格指數(shù)上漲幅

13、度是可貿(mào)易品價格指數(shù)的1.79倍，小于中國的2.7倍。為進行比較，我們分別計算了傳統(tǒng)、擴展和可貿(mào)易品購買力平價。表1 人民幣匯購買力平價年份EIIN/ITBI*I*N/I*TaErppp1Erppp2Erppp319904.7810010.13610010.4794.784.784.7819915.32103.41.0570.132104.21.01450.494.7434.7414.71719925.521101.1350.138107.41.02770.494.8984.8734.84219935.76126.21.2850.133110.61.01360.5055.4555.2925.2

14、9819948.62156.61.2590.134113.41.01520.5056.6016.4286.46419958.35183.41.2080.134116.61.01740.5097.5177.3787.39219968.31198.61.2670.14120.11.02580.5057.9077.7237.71919978.29204.11.3880.147122.81.03830.5137.9467.6657.60719988.28202.51.4760.154124.71.11320.527.7627.6577.66519998.28199.71.5880.157127.51.

15、16960.5237.4877.4617.27220008.28200.51.7480.165131.81.14830.5087.2736.9646.825資料來源：根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒、<Bureau Of Labor Statistics>,國際金融信息報19902000年各期相關(guān)數(shù)據(jù)整理而來。注：（1）E代表匯率（人民幣/美元），直接標價法.（2）B指的是中國不可貿(mào)易品所占的比重，a指的是美國可貿(mào)易品占的比重，表中表示的是百分比。（3）Erppp1表示的是傳統(tǒng)的相對購買力平價，用總價格指數(shù)計算的；Erppp2表示的是擴展的相對購買力平價，根據(jù)公式4所得；Erppp3表示的是可貿(mào)易

16、品的相對購買力平價。從上表可以發(fā)現(xiàn)：無論那種形式，相對購買力平價值均小于當(dāng)期市場匯率，因而人民幣名義匯率不存在高估問題。從實際匯率的角度看（表2），以1990年為基期的實際匯率，不論按何種方法，均是貶值而不是升值。其中，可貿(mào)易平價的貶值度最大。顯然，人民幣實際匯率貶值是與我國貿(mào)易競爭力提高，貿(mào)易順差的擴大的現(xiàn)實表現(xiàn)相一致的；其次，從波動角度看，四個實際匯率波動最主要發(fā)生在1993年-1994年，但實際匯率Er2相對于基期名義匯率波動要小于實際匯率Er1，偏離度較小，大致穩(wěn)定在1.10左右，說明擴展的購買力平價理論更適宜于分析發(fā)展中國和發(fā)達國家的匯率變動；最后，四個實際匯率中，實際匯率Er4相對

17、基期的變動最大，因為其基本思想是用本國的可貿(mào)易品物價指數(shù)來表示外國的購買力，本國的不可貿(mào)易品物價指數(shù)來表示本國的購買力，完全建筑在一價定律成立的基礎(chǔ)上。事實上，中美兩國的可貿(mào)易品平價是不成立的，中國的可貿(mào)易品相對價格是下降的。表2 人民幣實際匯率變動年份eEr1Er2Er3Er4Er1/E0Er2/E0Er3/E0Er4/E019904.784.784.784.784.78111119915.325.36175.35925.39145.031.12171.121181.127911.052319925.525.3875.36015.4494.861.1271.121351.139951.016

18、719935.765.0474.8965.19664.481.05581.024261.087150.937219948.626.24196.07816.37486.841.30581.271571.333631.43119958.355.30955.21135.39936.911.11081.090231.129551.445619968.315.02354.90635.14576.561.05091.026411.076511.372419978.294.98684.81055.20915.971.04331.006391.089781.24919988.285.0995.03035.16

19、385.611.06671.052361.08031.173619998.285.2865.26765.44235.211.10591.1021.138551.0920008.285.44175.21015.79874.741.13841.089971.213110.9916注：（1）Eri是傳統(tǒng)實際匯率公式3計算得出的，采用總價格指數(shù)計算；（2）Er2是根據(jù)擴展的實際匯率公式4計算得出的；（3）Er3計算的是可貿(mào)易品的實際匯率，Er3Et·（I*T/IT）；（3）Er4是根據(jù)公式Er4Et·（IT/IN）計算而得。二、對巴拉薩薩繆爾森假說的檢驗對于匯率長期趨勢系統(tǒng)性地偏離

20、購買力平價值的趨勢，巴拉薩（1964年）和薩繆爾森（1964年）試圖以勞動生產(chǎn)率差異來解釋 哈羅德（Harrod，1939年）曾論述過巴拉薩和薩繆爾森的一些論證，而對此最早的論證可追溯到1821年的李嘉圖（Ricardo,1951年）, 試圖從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異解釋實際匯率偏離的被稱作”結(jié)構(gòu)學(xué)派”。巴拉薩薩繆爾森假說認為：隨著實際收入的增長，可貿(mào)易部門勞動生率的提高快于不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率的提高。由于每個國家內(nèi)存在競爭壓力，即兩個部門中技能類似的工人工資水平必須大致相等，在其他條件不變的前提下，可貿(mào)易部門較快的勞動生產(chǎn)率增長提高了不可貿(mào)易部門的相對成本，因而提高了不可貿(mào)易商品的相對價格。在各個國家

21、可貿(mào)易商品的相對價格保持不變的條件下，不可貿(mào)易商品相對價格的提高就造成了總物價水平的提高，如果一國總物價水平提高快于貿(mào)易國（即一國可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率相對不可貿(mào)易勞動生產(chǎn)率的提高程度大于貿(mào)易國）,于是實際匯率升值，但這并不影響可貿(mào)易品的競爭力。從表3可以發(fā)現(xiàn)，我國的經(jīng)濟增長和可貿(mào)易部門與不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率之比有較強的正相關(guān)性，也就是說隨著一國經(jīng)濟的增長，可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率的提高快于不可貿(mào)易部門，這樣巴拉薩薩繆爾森假說的這一論斷是成立的。同時，我們也檢驗了不可貿(mào)易品的物價上漲高于可貿(mào)易品物價的上漲與可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率提高快于不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率提高之間的相關(guān)性，IT/IN與aT/aN之

22、間的相關(guān)系數(shù)為0.8765， IT/IN與勞均GDP的相關(guān)系數(shù)為0.914，說明這一論斷也是符合中國實際的。表3中國勞均生產(chǎn)率變動情況年份aTaNh=aT/aN勞均GDP19894603.835073.570.9074143056.1219904078.384738.640.8606652902.2419914835.275677.970.8515843336.1319926230.966810.250.9149394063.5419938652.467954.141.0877935218719624.441.2083526958.35199514650.831079

23、4.371.3572668606.43199616711.0611753.071.4218469859.78199718518.9112777.171.44937510698.65199819000.7113863.541.37055311199.05199920567.4114541.891.41435611626.6200024427.1315426.911.5834112565.51相關(guān)系數(shù)：0.9774資料來源：中國數(shù)據(jù)來源同上，注：（1）aT、aN分別指的是可貿(mào)易部門和不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率。但是，巴拉薩薩繆爾森假說的最終結(jié)論，即經(jīng)濟增長率高的國家，其實際匯率將升值，卻難以得到實證的

24、支持。從表4可見，中國的兩大部門的勞均生產(chǎn)率之比一直大于美國，而且變化量除了1991年外也均大于美國兩大部門勞均生產(chǎn)率比的變化量，而實際匯率相對基期名義匯率一直貶值，而且相關(guān)性很低，說明實際匯率的變動并不是由于兩國兩大部門勞動生產(chǎn)率差異所導(dǎo)致的。巴拉薩薩繆爾森假說只能解釋中國不可貿(mào)易品與可貿(mào)易品相對價格變動的原因，無法完全解釋中美購買力平價的偏離和實際匯率的變動，主要出于以下原因：表4 購買力平價偏離與兩國兩大部門勞動生產(chǎn)率年份hdhEr3/E0h*=a*T/a*Ndh*Er1/E0Er2/E019900.8607010.78701119910.8516-1.0571.1279110.767-

25、2.54131.1216891.12117719920.91496.29721.1399530.763-3.049561.1269911.12135319931.087826.3861.0871490.774-1.651841.055851.02425919941.208440.3971.333630.8113.0495551.305841.27156919951.357357.6971.1295540.7971.2706481.1107821.09023219961.421865.1911.0765080.783-0.508261.050941.02641419971.449468.3981

26、.0897770.7971.2706481.043271.00638619981.370659.2421.0802990.758-3.684881.0667371.05235619991.414464.3311.1385490.779-1.016521.1058541.10220001.583483.9671.2131090.777-1.270651.1384231.089975相關(guān)系數(shù)：0.05557-0.08315美國資料來源于：<Bureau Of Labor Statistics>，Economic Indicator，Monthly Labor Review各期。注：（1

27、）h指中國的可貿(mào)易品部門勞動生產(chǎn)率與不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率之比；h*指美國的可貿(mào)易品部門勞動生產(chǎn)率與不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率之比。（2）dh和d*h分別指的是中國和美國計算期可貿(mào)易部門和不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率比與基期兩者之比的變動情況，即dhht/ h0,d*hh*t/ h*0（3）其中的相關(guān)系數(shù)，指的是各量和dh的相關(guān)性。1、 經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的差異。從表1可以發(fā)現(xiàn)，盡管中美兩國不可貿(mào)易部門的比重在不斷上升，但中美兩國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相差甚遠。2000年，中國不可貿(mào)易部門比重為16.5 ，美國為50.8 。美國價格指數(shù)的變動均衡地受不可貿(mào)易和可貿(mào)易產(chǎn)品價格變動的影響，而中國主要是看可貿(mào)易品價格的變動。因此雖

28、然中國不可貿(mào)易品相對可貿(mào)易品價格上漲較快，但由于不可貿(mào)易所占的比重較低，造成不可貿(mào)易品相對價格變動對總價格水平的影響較小。這樣，不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率低而傳導(dǎo)至物價總水平的機制就難以如假說那樣的發(fā)生作用。2、 中美兩國兩大部門的勞動生產(chǎn)率逆轉(zhuǎn)。巴拉薩薩繆爾森假說認為：可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率的提高快于不可貿(mào)易部門，可貿(mào)易部門的工資隨著勞動生產(chǎn)率的提高而上漲，從而推動不可貿(mào)易部門成本的增加，最終導(dǎo)致總物價上漲，而且不可貿(mào)易部門物價上漲幅度大于可貿(mào)易部門。我們已經(jīng)證明這一推論是符合中國實際的。但美國的情況卻與其推論相逆。從表4中可以發(fā)現(xiàn)，美國可貿(mào)易部門的勞均生產(chǎn)率反而低于不可貿(mào)易部門的勞均生產(chǎn)率，19

29、90年以來兩者的比值一直保持在0.78左右（中國在2000年為1.58）。這在一定程度上反映了新經(jīng)濟的特征，即經(jīng)濟增長主要依賴于研發(fā)和服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。顯然，巴拉薩薩繆爾森假說提出于以制造業(yè)為主的60年代，已經(jīng)不適宜于分析發(fā)達國家，但依然適合于經(jīng)濟起飛的國家。3、 中國的相對工資增長率低于美國。巴拉薩薩繆爾森假說隱含著可貿(mào)易品相對價格不變的條件，即Et/ E0=IT/ IT*,但從表1，我們已經(jīng)得出此條件在中美兩國之間并不成立，實證的結(jié)論是Et/ E0>IT/ I*T，即中國可貿(mào)易品的相對價格是下降的。在假定勞動作為唯一投入的前提下，合理的解釋就是中國工資漲幅相對偏低或可貿(mào)易部門勞

30、動生產(chǎn)率提高相對較快。從表4可見，中國的工資漲幅遠低于勞動生產(chǎn)率的提高，而且差異在不斷的加大。以1990年為基期，2000年中國可貿(mào)易部門工資變動率和勞均生產(chǎn)率變動率之比為0.73。而美國卻相反，工資漲幅高于可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率的提高，2000年為1.13。這正是中國可貿(mào)易品相對價格下降，巴拉薩薩繆爾森假說難以成立的重要原因。表5 中美兩國工資增長和可貿(mào)易部門勞動生長率年份wwt/w0aTaTt/aT0Mw*wt*/w0*a*TaTt*/aT0*M*1990214014078.4112716712154550.211199123401.094835.31.1860.9227850901.025

31、56693.51.03930.99199227111.2762311.5280.8329471351.08559765.81.09560.99199333711.588652.52.1220.7430497311.12362594.71.14750.98199445382.12116302.8520.7432010961.17866764.91.22390.96199555002.57146513.5920.7233875401.24769590.81.27570.98199666213.09167114.0970.7635869231.3271154.41.30441.01199764703

32、.02185194.5410.6738465661.41673874.21.35421.05199874793.49190014.6590.7541469881.52676123.41.39551.09199983463.9205675.0430.7744226171.62880681.31.4791.1200093714.38244275.9890.7347857471.76284804.91.55461.13注：（1）w和w*分別指的是中國和美國的工資水平，平均工資用的是就業(yè)人員平均工資，單位為：元/每人（中國），美元/每人（美國）。（2）M（wt /w 0）/(a Tt/aT0), M*

33、=（w*t /w* 0）/(a* Tt/a*T0)三、結(jié)論和政策建議本文的研究證明1900-2000年間，人民幣實際匯率是貶值的，2000年貶值幅度在12%左右，這一結(jié)論既可得到實證的支持，也與實際經(jīng)濟走勢相符。從這一結(jié)論看，中國的匯率政策是成功的，匯率穩(wěn)定具有現(xiàn)實基礎(chǔ)。同時，中國的實際匯率相對貶值幅度是較小的，是與發(fā)展中國家進出口商品彈性較低，外匯市場穩(wěn)定性差的狀況相適應(yīng)的，中國的持續(xù)貿(mào)易順差既有實際匯率貶值，也有外匯管制的原因。因而，適度放松外匯管制亦是應(yīng)對國際壓力的重要政策。通過對巴拉薩薩繆爾森假說的驗證，我們認為該假說適宜以制造業(yè)為主的發(fā)展中國家的分析，而不適宜以服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的發(fā)達國家

34、的分析，因而在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的匯率分析中不具解釋力。實證結(jié)果還表明，中國實際匯率貶值，可貿(mào)易品的競爭力上升，很大程度上是由于中國工資漲幅低于可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率的漲幅，美國工資漲幅高于可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率的漲幅，這充分說明，通過體制改革，國有體制下的工資上漲動因已受到有效遏止，市場機制使發(fā)展中國家無限供應(yīng)的勞動力優(yōu)勢得到了體現(xiàn)，勞動力成本差異是支持人民幣匯率穩(wěn)定的基礎(chǔ)，有效控制勞動力相對成本依然是一項長期的政策。當(dāng)前，對人民幣匯率穩(wěn)定形成不利影響的是我國不可貿(mào)易品價格的大幅上漲。盡管就短期看，由于其權(quán)重較低，影響較小，但從長期看，不可貿(mào)易品價格的上漲既會帶動工資和可貿(mào)易品價格的上漲，也將

35、因其權(quán)重的提高增大對價格總水平的影響。因而，通過體制改革，消除壟斷，控制不可貿(mào)易品價格上漲，對匯率穩(wěn)定具有重要意義。參考文獻： 1 美泰米姆·貝佑米等，1996：匯率變化及其對亞太經(jīng)合組織地區(qū)貿(mào)易和投資的影響，中國金融出版社。2 陳學(xué)彬，1999 : “近期人民幣實際匯率變動態(tài)勢分析”，經(jīng)濟研究第1期，P22-28頁3 陳建梁，2000: “評人民幣匯率調(diào)整的理論依據(jù)兼評實際匯率分析法”，經(jīng)濟研究第1期，P62-65頁4 美保羅·克魯格曼和美利斯·奧博斯費爾德，1998：國際經(jīng)濟學(xué)，中國人民大學(xué)出版社，第四版。5 魏巍賢,1999: “中國名義與實際有效匯率的構(gòu)造及應(yīng)用研究”，統(tǒng)計研究第6期，P24-29頁。6 易剛、范敏,1997: “人民幣匯率的決定因素及走勢分析”，經(jīng)濟研究第10期，P26-35頁。7 俞喬,1998: “亞洲金融危機與我國匯率政策” ， 經(jīng)濟研究第10期，P