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【摘要】从1994年汇改至今，人民币汇率打破了传统的固定汇率制度，1994年汇率体制并轨、2005年开始实行有管理的浮动汇率制度，这些政策上的变化在一定程度上会引起人民币汇率发生结构突变。本文通过邹检验对人民币汇率的时间序列进行检验，找出可能发生结构突变的点，并在此基础上对内生结构变化问题进行了深入的研究，结果表明：人民币汇率确实发生了结构突变，突变点为2007年10月。
【关键词】汇率 结构突变
一、国内研究现状
自1981年尤其是1994年以来，我国汇率制度发生了重大变革， 由钉住美元的汇率政策改革变为参考包括美元、欧元等在内的一篮子货币浮动汇率制度，这些政策的变动以及国际金融市场的外生冲击，在很大程度上可以引起人民币汇率数据生成过程发生结构突变。国内学者在这一领域做了很多努力，也为国家进一步做政策调整提供了依据。
王少平和李子奈（2003）详细介绍了结构突变理论，并对中国汇率的结构变化进行内生、外生结构突变检验，得出“自亚洲金融危机以来我国人民币汇率保持了稳定”的结论。
肖宏伟、王振全（2009）采用对数化处理后的数据对1981年1月至2009年3月的人民币汇率进行了结构突变检验，结果表明，1981年以来发生了三次突变，1994年1月-2005年7月为趋势平稳过程，其他时间段均为单位根过程。
陈江龙（2008）利用2002年1月-2007年4月人民币兑日元名义汇率数据进行单位根检验，探讨了结构突变对于模型估计方法选择的影响，得出人民币对日元汇率是结构突变的平稳序列。
二、单位根检验
ΔYt=ρt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γDt+εt，εt～ IIN（0，δ2）
Dt=0,t≤K; Dt=t-K,t＞K。通常k在[0. 15T，0. 85T]范围内逐个取值(取整数)。
Perron（1997）主张先用带有描述结构突变变量的时间趋势项退势，y=μ+βt +γD +u。再用退势后的序列进行ADF检验。对所有可能的结构突变点tb重复上述步骤，一般的tb/T应位于样本的15%~85%之间，以保证较高的检验功效。得到一个单位根统计量的序列，从中选择最小的一个与临界值比较。如果得到的最小统计量值大于相应的临界值，则原序列是具有结构突变的单位根过程；如果小于相应的临界值，则原序列是结构突变的趋势平稳过程。
Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ1Du+εt Du=1或0 （模型1）
Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ2Du+εt Dt=t-tB或0 （模型2）
Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ1Du+γ2Dt+εt Dt=t-tB或0（模型3）
三、结构突变检验
由时间序列图以及结合政策因素，选取1995-01（汇率体制并轨），2005-08（有管理的浮动汇率制度），2008-06，2007-10，2010-06作为未知结构突变点，进行内生性结构突变检验。设先验给定可能发生结构突变的点为TB。
第1中情况为序列的截距项由TB前的μ变化为TB后的μ+γi，当et~I(1)时，称Mt由结构变化的单位根过程所生成，这一模型亦称崩溃模型，如模型1所示。
第2种情况为序列的斜率在TB后，由α变成为α+γj，由于斜率反映增长率，因此也称为变化的增长率模型，如模型2所示。
第3种情况为序列的结构变化在截距和趋势项同时发生，TB点后，截距项由原来的μ变化为μ+γi，趋势项由原来的α变成为α+γj，如模型3所示。
（一）均值突变的退均值平稳过程
Mt=μ+αt+γiDLit+et （DLit=0或1）（模型1）
设立新的时间序列DL1，当T≤1995-01时,DL1=0；当T﹥1995-01,DL1=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 865.3960 - 0.8188*T + 17.9322*DL1+e1t。
只对1995年1月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e1t建立Δe1t=ρe1t+∑pi=1βiΔe1t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ11)=-1.2103。
设立新的时间序列DL2，当T≤2005-08时, DL2=0；当T﹥2005-08, DL2=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=857.3561-0.3710*T-65.7552* DL2+e2t。
只对2005年8月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e2t建立Δe2t=ρe2t+∑pi=1βiΔe2t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ12)=-0.7764。
设立新的时间序列DL3，当T≤2007-10时, DL3=0；当T﹥2007-10, DL3 =1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=851.4775-0.3267*T-103.3438*DL3+e3t。
只对2007年10月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e3t建立Δe3t=ρe3t+∑pi=1βiΔe3t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ13)=-3.9231。
设立新的时间序列DL4，当T≤2008-06时, DL4=0；当T﹥2008-06, DL4=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=857.7241-0.4423*T-93.5226*DL4+e4t。
只对2008年06月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e4t建立Δe4t=ρe4t+∑pi=1βiΔe4t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ14)= -2.4567。
设立新的时间序列DL5，当T≤2010-06时,DL5=0；当T﹥2010-06,DL5=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=875.8822-0.7406*T-55.7115*DL5+e5t。
只对2010年06月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e5t建立Δe5t=ρe5t+∑pi βiΔe5t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ15)= -1.1734。
比较各ρ的t检验值，可知t(ρ13)最小，由此确定结构突变发生的时点λ=0.8137，perron的5%临界值为-3.75，t(ρ13)小于临界值，故检验结论是误差序列是平稳的。这样，最后的结论为：M序列为结构突变的趋势稳定过程，突变点为2007年10月，调整所产生的结构突变的幅度为103.3, 这是中国汇率结构突变的特征。
对残差序列做单位根检验，检验结果如表2所示。得到的ADF值为-14.5762，小于1%的显著性水平-3.4631，故认为残差序列平稳。由回归结果可知10年6月这个突变点没有通过检验，剔除YLL3这个变量后，得到：
M = 880.48 - 3.98*t + 3.93*JWY3 - 0.10*LBL3 + 1.69*LQS3 - 3.51*LWB3
（三）均值和趋势双突变的退势平稳过程
Mt=μ+αt+∑piγiDTit+∑piγiDLit+et为进行均值和趋势双突变的一般模型。
-1.0526为t(ρ11)只对1995年1月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=874.3418-2.3098*T+26.8331*DL1+1.4915*DT1+e1t。
-2.8653为t(ρ12)只对05年8月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 842.2760-0.1540*T-7.0059*DL2-2.4887*DT2+e2t
-3.6380为t(ρ13)只对08年6月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 850.6556 - 0.31666*T - 87.9589*DL3-0.8411*DT3+e3t
-2.4767为t(ρ14)只对08年6月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 857.7100 - 0.4422*T - 94.2939* DL5+0.1324*DT4+e4t
-1.1506为t(ρ15)只对10年6月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 875.8771 - 0.7406*T - 49.1835*DL5-1.8666* DL5+e5t
比较各个t值，可知t(ρ13)最小，由此确定结构突变发生的时点λ=0.8137，perron的5%临界值为-4.04，10%临界值为-3.69，t(ρ13)均大于临界值，故检验结论是误差序列不是平稳的，Mt为结构突变的单位根过程。
四、结论
本文通过考虑结构突变的单位根检验，分别采用均值、趋势、均值和趋势双突变模型对人民币对美元汇率序列进行了分析，结果表明，人民币汇率确实发生了突变，显著的突变点为2007年10月。但是通过不同模型得出的结论存在差异，只考虑均值突变的模型表明我国汇率存在-103的调整，政策意义上来说重大政策调整的影响是持久的，致力于宏观调控就可以监控汇率变化，其影响持续到下一次政策调整；而考虑均值和趋势双突变的模型，得出M是结构突变的单位根过程，表明M是随机波动的，任何一个冲击都有可能改变汇率变动的轨迹。
参考文献
[1]陈龙江．结构突变对实证估计方法选择的影响：以人民币汇率为例．海南金融，2008（12），17－20.
[2]范英兵、房彦兵、潘学锋．基于结构突变理论的我国人均GDP的趋势分析．科学技术与工程，2010（2），380－384.
[3]时文朝、张强．基于结构突变理论的中国银行间债券市场流动性的长期趋势分析．世界经济，2009（1），78－87.
[4]肖宏伟、王振全．人民币汇率的结构突变研究．区域金融研究，2009（10），28－33.
作者简介：吴科霖（1988-），男，湖南益阳人，中南财经政法大学统计与数学学院统计系硕士研究生，研究方向：经济统计。
【关键词】汇率 结构突变
一、国内研究现状
自1981年尤其是1994年以来，我国汇率制度发生了重大变革， 由钉住美元的汇率政策改革变为参考包括美元、欧元等在内的一篮子货币浮动汇率制度，这些政策的变动以及国际金融市场的外生冲击，在很大程度上可以引起人民币汇率数据生成过程发生结构突变。国内学者在这一领域做了很多努力，也为国家进一步做政策调整提供了依据。
王少平和李子奈（2003）详细介绍了结构突变理论，并对中国汇率的结构变化进行内生、外生结构突变检验，得出“自亚洲金融危机以来我国人民币汇率保持了稳定”的结论。
肖宏伟、王振全（2009）采用对数化处理后的数据对1981年1月至2009年3月的人民币汇率进行了结构突变检验，结果表明，1981年以来发生了三次突变，1994年1月-2005年7月为趋势平稳过程，其他时间段均为单位根过程。
陈江龙（2008）利用2002年1月-2007年4月人民币兑日元名义汇率数据进行单位根检验，探讨了结构突变对于模型估计方法选择的影响，得出人民币对日元汇率是结构突变的平稳序列。
二、单位根检验
ΔYt=ρt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γDt+εt，εt～ IIN（0，δ2）
Dt=0,t≤K; Dt=t-K,t＞K。通常k在[0. 15T，0. 85T]范围内逐个取值(取整数)。
Perron（1997）主张先用带有描述结构突变变量的时间趋势项退势，y=μ+βt +γD +u。再用退势后的序列进行ADF检验。对所有可能的结构突变点tb重复上述步骤，一般的tb/T应位于样本的15%~85%之间，以保证较高的检验功效。得到一个单位根统计量的序列，从中选择最小的一个与临界值比较。如果得到的最小统计量值大于相应的临界值，则原序列是具有结构突变的单位根过程；如果小于相应的临界值，则原序列是结构突变的趋势平稳过程。
Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ1Du+εt Du=1或0 （模型1）
Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ2Du+εt Dt=t-tB或0 （模型2）
Yt=ρYt-1+∑pi=1βiΔYt-i+μ+αt+γ1Du+γ2Dt+εt Dt=t-tB或0（模型3）
三、结构突变检验
由时间序列图以及结合政策因素，选取1995-01（汇率体制并轨），2005-08（有管理的浮动汇率制度），2008-06，2007-10，2010-06作为未知结构突变点，进行内生性结构突变检验。设先验给定可能发生结构突变的点为TB。
第1中情况为序列的截距项由TB前的μ变化为TB后的μ+γi，当et~I(1)时，称Mt由结构变化的单位根过程所生成，这一模型亦称崩溃模型，如模型1所示。
第2种情况为序列的斜率在TB后，由α变成为α+γj，由于斜率反映增长率，因此也称为变化的增长率模型，如模型2所示。
第3种情况为序列的结构变化在截距和趋势项同时发生，TB点后，截距项由原来的μ变化为μ+γi，趋势项由原来的α变成为α+γj，如模型3所示。
（一）均值突变的退均值平稳过程
Mt=μ+αt+γiDLit+et （DLit=0或1）（模型1）
设立新的时间序列DL1，当T≤1995-01时,DL1=0；当T﹥1995-01,DL1=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 865.3960 - 0.8188*T + 17.9322*DL1+e1t。
只对1995年1月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e1t建立Δe1t=ρe1t+∑pi=1βiΔe1t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ11)=-1.2103。
设立新的时间序列DL2，当T≤2005-08时, DL2=0；当T﹥2005-08, DL2=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=857.3561-0.3710*T-65.7552* DL2+e2t。
只对2005年8月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e2t建立Δe2t=ρe2t+∑pi=1βiΔe2t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ12)=-0.7764。
设立新的时间序列DL3，当T≤2007-10时, DL3=0；当T﹥2007-10, DL3 =1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=851.4775-0.3267*T-103.3438*DL3+e3t。
只对2007年10月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e3t建立Δe3t=ρe3t+∑pi=1βiΔe3t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ13)=-3.9231。
设立新的时间序列DL4，当T≤2008-06时, DL4=0；当T﹥2008-06, DL4=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=857.7241-0.4423*T-93.5226*DL4+e4t。
只对2008年06月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e4t建立Δe4t=ρe4t+∑pi=1βiΔe4t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ14)= -2.4567。
设立新的时间序列DL5，当T≤2010-06时,DL5=0；当T﹥2010-06,DL5=1。对新的时间序列进行退均值平稳过程，得到的模型结果如下表1所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=875.8822-0.7406*T-55.7115*DL5+e5t。
只对2010年06月进行均值退化趋势和ADF检验，利用退势后的e5t建立Δe5t=ρe5t+∑pi βiΔe5t-i+α0+α1t+εt模型，得到ADF值为t(ρ15)= -1.1734。
比较各ρ的t检验值，可知t(ρ13)最小，由此确定结构突变发生的时点λ=0.8137，perron的5%临界值为-3.75，t(ρ13)小于临界值，故检验结论是误差序列是平稳的。这样，最后的结论为：M序列为结构突变的趋势稳定过程，突变点为2007年10月，调整所产生的结构突变的幅度为103.3, 这是中国汇率结构突变的特征。
对残差序列做单位根检验，检验结果如表2所示。得到的ADF值为-14.5762，小于1%的显著性水平-3.4631，故认为残差序列平稳。由回归结果可知10年6月这个突变点没有通过检验，剔除YLL3这个变量后，得到：
M = 880.48 - 3.98*t + 3.93*JWY3 - 0.10*LBL3 + 1.69*LQS3 - 3.51*LWB3
（三）均值和趋势双突变的退势平稳过程
Mt=μ+αt+∑piγiDTit+∑piγiDLit+et为进行均值和趋势双突变的一般模型。
-1.0526为t(ρ11)只对1995年1月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt=874.3418-2.3098*T+26.8331*DL1+1.4915*DT1+e1t。
-2.8653为t(ρ12)只对05年8月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 842.2760-0.1540*T-7.0059*DL2-2.4887*DT2+e2t
-3.6380为t(ρ13)只对08年6月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 850.6556 - 0.31666*T - 87.9589*DL3-0.8411*DT3+e3t
-2.4767为t(ρ14)只对08年6月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 857.7100 - 0.4422*T - 94.2939* DL5+0.1324*DT4+e4t
-1.1506为t(ρ15)只对10年6月进行退化趋势的ADF检验值，得到的模型结果如下表3所示，因此，此时的回归方程为：
Mt= 875.8771 - 0.7406*T - 49.1835*DL5-1.8666* DL5+e5t
比较各个t值，可知t(ρ13)最小，由此确定结构突变发生的时点λ=0.8137，perron的5%临界值为-4.04，10%临界值为-3.69，t(ρ13)均大于临界值，故检验结论是误差序列不是平稳的，Mt为结构突变的单位根过程。
四、结论
本文通过考虑结构突变的单位根检验，分别采用均值、趋势、均值和趋势双突变模型对人民币对美元汇率序列进行了分析，结果表明，人民币汇率确实发生了突变，显著的突变点为2007年10月。但是通过不同模型得出的结论存在差异，只考虑均值突变的模型表明我国汇率存在-103的调整，政策意义上来说重大政策调整的影响是持久的，致力于宏观调控就可以监控汇率变化，其影响持续到下一次政策调整；而考虑均值和趋势双突变的模型，得出M是结构突变的单位根过程，表明M是随机波动的，任何一个冲击都有可能改变汇率变动的轨迹。
参考文献
[1]陈龙江．结构突变对实证估计方法选择的影响：以人民币汇率为例．海南金融，2008（12），17－20.
[2]范英兵、房彦兵、潘学锋．基于结构突变理论的我国人均GDP的趋势分析．科学技术与工程，2010（2），380－384.
[3]时文朝、张强．基于结构突变理论的中国银行间债券市场流动性的长期趋势分析．世界经济，2009（1），78－87.
[4]肖宏伟、王振全．人民币汇率的结构突变研究．区域金融研究，2009（10），28－33.
作者简介：吴科霖（1988-），男，湖南益阳人，中南财经政法大学统计与数学学院统计系硕士研究生，研究方向：经济统计。