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表6–1 对人民币汇率影响因素的研究
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发表时间和数据时期 解释变量（估计系数及符号、t值表示估计统计显著程度） 数据及来源 备注 模型1
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1995年发表，1969~1993年年度数据
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金中夏
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贸易条件对数值（Logtot）：–0. 5964（–0. 995）；资本流入流出对数（LOGCAP）：0. 1347（3. 491）；关税对进口比重（LOGRARIF）：–0. 1316（–1. 197）；黑市汇率贴水（PREMIUM）：–0. 025（–2. 456）；投资率（LOGINVGNP）：–0. 6922（–1. 515）；工业劳动生产率（LOGPROD）：–0. 1134（–0. 677）；汇率变动滞后项（NORDEV-1）：0. 0033（2. 948）；信贷增长滞后项（CREDTT–1）：–0. 0040（–0. 986）；均衡实际汇率滞后项（LOGREER）：0. 7835（7. 939） 《中国统计年鉴（1994）》；International Financial Statistics IMF：World Currency Yearbook. 1989；国家统计局；国家外汇管理局；IMF驻华代表处 模型2
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1999年发表，1984~1999年季度数据
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张晓朴
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贸易差额表示贸易条件（SURPLUS）：–0. 1325（2. 93）；用GDP表示劳动生产率（LGDPASA）：1. 42（5. 02）；广义货币供应量（LM2SA）：–1. 48（–7. 34）；国外净资产（LNFASA）：0. 096（1. 85）；人民币1年期定期存款利率（RSA）：–0. 04（–3. 97） 被解释变量“人民币汇率”采用IMF的实际有效汇率。没有报告自变量数据和数据来源 用协整技术检验实际有效汇率与解释变量之间存在协整关系 模型3
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2000年发表，1978~1999年年度数据
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张晓朴
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贸易条件（LTOT）：2. 45（6. 065）；进口GDP比重表示开放度（LOPEN）：–0. 432（–3. 96）；政府支出占GDP比重（LGOVEXP）：0. 678（5. 582）；（贸易条件改善和政府支出上升使得均衡实际汇率升值，开放度提升使得均衡实际汇率贬值） 报告被解释变量数据。没有报告自变量数据和数据来源。对有效实际汇率度量采用间接标示法 用协整技术“筛选”并排除劳动生产率、投资率、关税水平、国内信贷增长率等解释变量 模型4
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2001年发表，1952~1997年年度数据
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张志超
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资本形成代表技术进步（FINVEST）：0. 374（3. 26）；政府消费表示财政政策（GCON）：–0. 3225（–2. 38）；出口增长代替贸易条件（EXPORTG）：3. 389（5. 914）；贸易依存度表示商务政策（OPEN）：0. 878（11. 63）；虚拟变量表示1961~1962年灾害和1981年双重汇率政策 IMF的IFS，部分数据其他来源 t 值是笔者根据论文报告的估计系数和标准差计算而得 模型5
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2002年发表，1955~2001年年度数据
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林伯强
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贸易依存度表示开放度（LOPEN）：0. 856（2. 024）；贸易条件（LTOT）：0. 822（4. 349）；广义货币M2增长率（LMG）：0. 917（6. 291） 《中国统计处鉴》和IFS，世界银行提供1970年以后贸易条件数据，然后用世界贸易条件与中国同一指标统计联系估计后者其他年份数据 LMG系数在估计方程中报告为9. 17，讨论计量结果时为0. 917，猜测9. 17可能是笔误 模型6
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2003年发表，1992年第一季度至2002年第四季度季度数据
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杨长江
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“GDP就业人员”相对增长率（HBS）：0. 08（2. 67）；总投资对国内总吸收比例（ISHARE）：–0. 15（3. 75）；外商直接投资（FDI）：0. 18（9. 0）；世界出口品价格（WORLDPI）：–0. 59（7. 375）；出口与进口价格指数比率表示的贸易条件（TOT）；不变价进出口额占GDP比重表示涵盖“关税政策、出口补贴政策以及其他一些涉及外贸企业体制改革”等内容的商业政策（OPEN）；TOT和OPEN估计系数不显著，没有包含在作者推荐估计方程中 《国际统计年鉴》和国家统计局。利用单位根检验实际有效汇率与基本面因素变量具有平稳性，然后利用尤汉森检验拒绝不存在协整向量的零假设，然后估计均衡汇率决定方程的长期参数 模型7
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2002年发表，1978~1994年季度数据
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张斌
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贸易条件（LTOT）：–7. 185；用关税相对水平表示资本管制程度（LK）：–0. 703 自变量为人民币可贸易品实际均衡率 模型8
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2004年发表，1977~2002年年度数据
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胡援成、曾超
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