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2. 贸易条件（+）与贸易开放度（–）
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3. 国外净资产（+）与外债偿债率（+）
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4. 货币供应量（–）
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5. 政府对非贸易品的花费（+）
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6. 国内投资率（+）与外商直接投资（+）
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7. 非贸易品相对价格（+）
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数据处理与模型构建
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由于基本面指标中如全要素生产率、偿债率等指标为年度指标，如果将其纳入模型，则模型样本量过小，不利于建模。因此，在最终模型中仅考虑以下指标：经济开放程度、广义货币供应量、贸易条件、政府支出水平占GDP的比重、国外净资产和国内信贷过度供给。实际汇率选择前文编制的广义人民币实际有效汇率指数。为了保证模型的稳定性，采用2005年汇率制度改革后的数据进行建模，样本区间为2006年第一季度至2012年第四季度，基本面数据均由万得数据库中的基本数据经二次加工获取。
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对所有变量的对数数据做单位根检验，发现原始数据无法通过单位根检验，但一阶差分数据均能通过单位根检验，即所有数据均在5%显著性水平下为一阶单整。单位根检验结果如表6–4所示。
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表6–4 变量的单位根检验
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零假设：D（OPEN）有单位根 外生：常数 滞后期长度：0（根据SIC准则，最大滞后期为5） t 统计量 概率 ADF检验统计 –4. 401 337 0. 002 2 检验统计值： 1% –3. 737 853 5% –2. 991 878 10% –2. 635 542 零假设：D（M2）有单位根 外生：常数 滞后期长度：0（根据SIC准则，最大滞后期为5） t 统计量 概率 ADF检验统计 –3. 068 551 0. 042 7 检验统计值： 1% –3. 737 853 5% –2. 991 878 10% –2. 635 542 零假设：D（TOT）有单位根 外生：常数 滞后期长度：0（根据SIC准则，最大滞后期为5） t 统计量 概率 ADF检验统计 –5. 549 678 0. 000 1 检验统计值： 1% –3. 737 853 5% –2. 991 878 10% –2. 635 542 零假设：D（GOVG）有单位根 外生：常数 滞后期长度：0（根据SIC准则，最大滞后期为5） t 统计量 概率 ADF检验统计 –14. 12 276 0. 000 0 检验统计值： 1% –3. 788 030 5% –3. 012 363 10% –2. 646 119 零假设：D（NFA）有单位根 外生：常数 滞后期长度：0（根据SIC准则，最大滞后期为5） t 统计量 概率 ADF检验统计 –3. 156 095 0. 035 7 检验统计值： 1% –3. 737 853 5% –2. 991 878 10% –2. 635 542 零假设：D（EXC）有单位根 外生：常数 滞后期长度：0（根据SIC准则，最大滞后期为5） t 统计量 概率 ADF检验统计 –3. 865 817 0. 007 5 检验统计值： 1% –3. 737 853 5% –2. 991 878 10% –2. 635 542 零假设：D（INDEX）有单位根 外生：常数 滞后期长度：0（根据SIC准则，最大滞后期为5） t 统计量 概率 ADF检验统计 –4. 930 701 0. 000 6 检验统计值： 1% –3. 737 853 5% –2. 991 878 10% –2. 635 542 利用E-G两步法建立ECM（误差修正）模型，实际均衡汇率为各基本面指标的函数
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lERER=f（OPEN，M2，TOT，GOVG，NFA，EXC）
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模型结果
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长期均衡方程
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首先，将实际有效汇率指数作为因变量，其他基本面数据作为自变量构建多元回归模型，结果如表6–5所示，尽管模型拟合效果较好，且可以通过F检验，但部分自变量的系数并不显著，如国内信贷过度供给、政府支出水平占GDP的比重以及贸易条件。将这些变量剔除后，重新进行多元回归，结果如表6–6所示，剩余三个自变量均能通过显著性检验，并且模型整体拟合效果较好，可得到如下回归方程
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LNREER_LN_SA = –0.2473×LNM2 + 0.1155×LNNFA – 0.4886×LNOPEN + 3.1729
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表6–5 多元回归模型拟合结果
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系数 标准误 t 统计量 概率 常数 2. 923 846 0. 345 787 8. 455 625 0. 000 0 LNEXC –0. 004 392 0. 025 244 –0. 174 003 0. 863 7 LNGOVG –0. 026 478 0. 063 274 –0. 418 461 0. 680 3 LNM2 –0. 248 637 0. 062 967 –3. 948 686 0. 000 9 LNNFA 0. 139 706 0. 038 883 3. 593 000 0. 001 9 LNOPEN –0. 471 242 0. 110 631 –4. 259 597 0. 000 4 LNTOT 0. 117 785 0. 125 968 0. 935 039 0. 361 5 R方 0. 955 920 调整R方 0. 942 000 回归标准差 0. 025 362 残差平方和 0. 012 221 F统计量 68. 672 920 概率（F统计量） 0. 000 000 表6–6 剔除变量后的多元回归模型拟合结果
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系数 标准误 t统计量 概率 常数 3. 172 872 0. 104 544 30. 349 660 0. 000 0 LNM2 –0. 247 344 0. 048 599 –5. 089 518 0. 000 0 LNNFA 0. 115 476 0. 026 457 4. 364 684 0. 000 2 LNOPEN –0. 488 610 0. 097 513 –5. 010 729 0. 000 1 R方 0. 952 968 调整R方 0. 946 555 回归标准差 0. 024 346 残差平方和 0. 013 039 F统计量 148. 590 400 概率（F统计量） 0. 000 000 该回归方程即为长期均衡方程。长期均衡方程反映了人民币均衡汇率与这些基本经济变量之间的长期均衡关系。估计结果表明，国外净资产对人民币实际有效汇率有正向的影响，而经济开放程度和广义货币存量对人民币实际有效汇率指数则为负向的影响。与经典理论的结论相符。
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