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1、 人民币汇率低估了多少人民币汇率低估了多少 基于相对购买力平价的巴萨效应迭代估计 摘要摘要：近年来，人民币面临着显著的升值压力，而各界对于人民币汇率的低估程度见解不一。巴拉萨-萨缪尔森效应是分析该问题的重要方法，但其应用于人民币汇率的实证研究存在两个问题：一是该理论系关于绝对购买力平价的修正，这同考虑了价格偏差的相对购买力平价比较，是一个过强的假设。二是在实证处理方面，一般采用以国际元为单位的人均 GDP 作为各国的生产率指标，该数据的折算使用联合国国际比较计划（UNICP）估算的购买力平价，但该环节所使用的购买力平价与作为估计结果的购买力平价往往不相一致，这对于估计单个样本国家汇率的情况是尤
2、其缺乏稳健性的。本文将通过基于相对购买力平价的理论分析和实证过程中的数值迭代方法来解决上述问题，从而得到较为可信的结论。关键词关键词：人民币汇率 巴拉萨-萨缪尔森效应 相对购买力平价 迭代估计 一、引言一、引言 近年来，人民币面临着较大的升值压力，但各界对于人民币汇率的低估程度见解并不一致。目前对人民币汇率低估情况的研究方法主要有现代均衡汇率理论和巴拉萨-萨缪尔森效应两种。其中后者的最初形式，是对绝对购买力平价理论的重构，从而解释购买力平价与现实汇率水平存在系统性差异的原因。其中 Balassa(1964)将一国经济区分为可贸易部门和不可贸易部门，并设定两国可贸易部门之间满足绝对购买力平价，由
3、于两国间可贸易部门的生产率差异以及由此导致的工资差异，再加上劳动力在国内自由流动的假设，他得到结论认为：两国间可贸易品部门的生产率差异越大，则工资水平以及不可贸易品部门（服务业）的价格水平差距越大，从而购买力平价与实际汇率水平相差越大。之后诸多学者在三部门拓展（Brock）、动态均衡分析（Asea and Mendoza）和垄断竞争的微观基础（Giovannini ect.）等方面，对该理论进行了发展。Asea 和 Corden(1994)在巴拉萨-萨缪尔森效应提出三十周年之际，使用现代经济学分析的方法，将该理论进行了规范化地表述，并得出了相应的理论结果。在人民币汇率水平低估程度众说纷纭的背景
4、下，该理论也被应用于这一问题的解析。研究者通过这一修正的绝对购买力平价理论，来寻找均衡汇率水平，从而对人民币现实汇率的合理性作出判断。Frenkle(2004)借鉴 Rogoff(1996)双对数形式的截面分析，对均衡汇率水平和人均 GDP 的关系进行估计，得出结论认为：1990 年和 2000 年人民币低估水平分别为 34%和 36%。Chang 和 Shao(2004)利用线性回归进行截面分析，在处理了异方差问题的基础上，结合横向比较和纵向趋势的合理性，说明了 2003 年人民币低估程度为 22.5%。Chang（2006）又进一步使用非线性形式进行拟合分析，得出了更为稳健的结论，并认为人
5、民币近四来低估程度在 25%到 36%之间。以上的研究都是以传统的巴拉萨-萨缪尔森效应范式为基础，对人民币汇率水平进行实证研究，其差异主要在于计量模型形式的选择方面。而事实上，传统的巴拉萨-萨缪尔森效应的理论中，其前提之一为两国的可贸易品价格水平满足绝对购买力平价，与考虑了价格偏差的相对购买力平价相比，这显然是一个过强的假设。而理论模型的完善程度，又会直接影响到实证分析中的变量选择以及分析效果，因此需要使用相对购买力平价对该理论进行修正。卢锋（2006b）对该问题进行了更为系统的研究，他以巴拉萨-萨缪尔森效应为分析起点，更多地考虑了传统模型中所未涵盖的中国特有情形，如：生产率的“V”型追赶形态
6、，劳动成本的倒“V”型走势和体制转型等因素；从而将人民币实际汇率的长期变化趋势演绎为具有中国特色的巴拉萨-萨缪尔森效应模式。依据其对中国 1994-2004 年间劳动生产率的具体估测，并综合其他因素得出结论认为：“2005 年汇改前人民币实际汇率低估 20%-30%，可能是一个离谱不远的判断。”卢锋（2006b）的研究中，还对两部门的工资增长及单位劳动成本等数据进行了系统的整理和度量，并以此为基础进行国际比较研究。但其他国家的相应数据有限，因此参与比较的样本数量也比较有限，这是该方法面临的约束。而上述其他的研究，则主要使用 PWT和 WDI的数据。对于实际人均 GDP 数据的相关处理，这两个数
7、据库有着共同之处：都使用当地货币同国际元（international dollar）的比价，把各国货币表示的人均 GDP 统一转化为以国际元表示。不同之处仅在于，PWT 是以 1996 年不变价格水平使用国际元进行度量，而 WDI 是以 2000 年不变价格的国际元为标准。表 1 为联合国国际比较项目（UNICP）中，WDI 所公布的人民币和美元兑国际元的比价分析，其中国际元以 2000年不变价计算。由于国际元是按购买力平价计算得到，因此，表 1 中的第三行的套算结果反映了该体系中人民币兑美元的直接汇率（同样也是在购买力平价意义上）。表表 1 基于国际元的人民币和美元汇率基于国际元的人民币和美
8、元汇率 2000 2001 2002 2003 2004 人民币/国际元 1.854 1.828 1.804 1.819 1.916 美元/国际元 1.018 1.016 1.010 1.006 1.003 人民币/美元 1.822 1.799 1.786 1.808 1.910 数据来源：WDI online,2006。对于表 1 中的结果，首先人民币兑美元的购买力水平之高值得质疑；更重要的是，由于使用该汇率平价体系，从而得到以国际元统一表示的人均 GDP，并进一步使用巴拉萨-萨缪尔森效应的方式估计得到另一个购买力平价意义上的人民币汇率水平，因此这两个汇率水平的相去甚远意味着前提与结论的相悖
9、离。实际上，UNICP 计划中的国际元转化，是想从实 联合国国际比较项目（UNICP）通过购买力平价方法，对各国主要实际经济指标进行了编制，得到了 Penn World Table。因为该项目由宾西法尼亚大学的国际比较中心具体负责，因此名称中带有 Penn。该数据库目前最新版本为 6.1，时间跨度为 1950 年至 2000 年。即世界银行公布的World Development Indicators。国际元是一种虚拟的货币单位，它在各国都具有相同的购买力。各国货币转化成国际元的比率，都可以从购买力平价表（Tables of Purchasing Power Parities）中获得。而该平价
10、表的编制，是由联合国国际比较项目（UNICP）进行组织和协调的。在其测算过程中，包括了尽可能多的商品以及国家、地区。一般认为，该测算对于发达国家的估计结果是可信的，而对于发展中国家来说则仍然相当粗略。该栏数据为笔者根据前两行数据算得。例如，Chang 和 Shao(2004)基于 WDI的数据，在巴拉萨-萨缪尔森效应的估计方式下得到，2001 年的人民币汇率水平应为 3.67 人民币/美元，这和表 1 中所示的 1.799 人民币/美元差别很大。而 WDI中的人均 GDP数据，正是以表 1 的购买力平价为基础进行核算的。这就显示出了估计结果的不一致性。践上获得各国货币购买力平价，而巴拉萨-萨缪
11、尔森效应则是从理论角度对购买力平价进行修正，严格意义上来讲，两者的结果应当互相吻合。这就意味着，使用基于国际元的人均GDP，并根据巴拉萨-萨缪尔森效应获得购买力平价水平，这一结论应该同国际元体系反映的购买力平价是严格一致的。当然，我们并不否认 UNICP 计划所得的购买力平价表在系统上是准确反映现实总体的，但对于评价人民币汇率这样的个体状况，其估计结果显然是严重不一致的，我们应该正视这一问题。后文将提出使用数值迭代估计的方法，以试图解决这一问题。二、基于相对购买力平价的巴拉萨二、基于相对购买力平价的巴拉萨-萨缪尔森效应萨缪尔森效应 本部分的分析以 Asea 和 Corden(1994)的规范为
12、基础，其中需要涉及以下变量：K：资本 i：世界利率水平 L：劳动力 w：工资水平 k：人均资本存量 Y：产量 T：可贸易品：生产率参数 N：不可贸易品：本国与他国可贸易品间的价格偏差 假设一国经济分为可贸易品(T)和不可贸易品(N)两个部门，则劳动力在数量上也分为两部分，即：L=LT+LN （1）两部门分别以要素组合(KT,LT)和(KN,LN)进行生产，并且满足一次齐次的 Cobb-Douglas生产函数：)(TTTTTTTkfLLKYTT=（2）)(NNNNNNNkfLLKYNN=（3）小型开放的经济体是世界利率 i 的接受者，在完全竞争条件下，资本的边际产品价值等于外生给定的 i，在两个
13、部门中分别有：)1(=TTTTki （4）)1(=NNNNksi （5）其中，s 为不可贸易品价格与可贸易品价格水平之比，即为不可贸易品的相对价格，这里实际上是以可贸易品价格为单位进行度量，因此（4）式中的价格水平为单位 1。同时，由于相对购买力平价的假设，本国可贸易品价格（PT）与他国的可贸易品价格（*TP）偏差关系为*TTPP=。该式表明：由于存在价格偏差，使得他国可贸易品的价格*TP在本国显示为 PT。因此，在本国可贸易品价格单位化为 1 的同时，他国的可贸易品价格单位化为（1/），设 s*为另一国不可贸易品和可贸易品价格水平之比，则另一国不可贸易品在价格单位化过程中变为（s*/）。由利
14、润最大化原则，解本国可贸易品部门的目标函数（F(K,L)-wL-iK），得工资水平为：TTTTkw)1(=（6）由（4）式我们可以确定 kT，并将其代入（6）中，即得工资水平的进一步形式如下：TTiwTTTT=1)/)(1(（7）由（5）式又可得 kN，并将其连同(7)式的 w 代入到不可贸易品部门的完全竞争条件式中：wikkfsNNN+=)(（8）再由不可贸易品部门的生产函数（3）式以及 i 是给定外生的假定，得到 s 的变动率为：NTTNaas=（9）由上面得到两部门的价格水平分别为 s 和 1，现假设可贸易品与不可贸易品部门的比重分别为r和r1，则该国以几何加权表示的总体价格水平为：rr
15、sP)1()(1=（10）根据上面关于相对购买力平价中价格单位化的分析，另一国的总体价格水平为：rrsP)1()(1*=（11）设*s=S，重复上面的步聚（1）-（9）可得 S 的变动率为：*)(NTTNaaS=(12)再将（10）、（11）式所表示的价格水平相比即得到购买力平价的汇率水平，对其取对数并求变动率得到：)(1(*rssre+=(13)再结合（9）、（12）式可以得到：)()()1(*raareNNTTNT+=(14)从（14）式中发现，在考虑了相对购买力平价的情况下，汇率变动形式比绝对购买力平价假设的情况多出的部分为（)1(raarTN+），特别是当TNaa1 时，可以得到：)1
16、(raarTN+(15)即，在此情况下相对购买力平价所基于的价格偏差的变动，将会被放大并反映到汇率平价中。而服务业部门和工业部门通常是不可贸易品部门和可贸易品部门的代表，因此不可贸易品部门相对于可贸易品部门的劳动密集型（即，TNaa1）通常是成立的。可见，影响购买力平价汇率的因素，除了传统巴拉萨-萨缪尔森效应中的生产率的技术因素以外，所反映的价格水平偏差也是存在影响的，而且从函数形式中来看，其变动情况将通过放大效应（raarTN+)1(）对购买力平价发挥作用。因此，也需要在实证分析中加入变量来反映。我们知道，该参数表示两国价格水平存在的偏差，但根本上通常是由交易成本造成的。三、参数三、参数在实
17、证阶段的表征在实证阶段的表征 参数的直接度量非常困难，而且各种反映该参数的数据资料难以收集全面，且具有完整数据的样本国家较少，这样的数据基础就会影响到截面分析的效果。因此，我们决定选取对外贸易占本国 GDP 的比重来反向表征。这样做的依据在于，对外贸易量的比重与对外贸易的交易成本具有反向关系，该指标反向显示了交易成本的大小：交易成本越低，则对外贸易的比重越大，反之亦然。但是我们注意到，对外贸易由进口和出口构成，而同样是交易成本增大，在进口方面则导致本币低估的效果，而在出口方面则导致高估本币的效果，因此有必要将进口、出口占 GDP 比重分别进行考虑，以反映净交易成本对汇率偏差的影响。另外，还应说
18、明，除了交易成本之外，以下两种因素也会影响到进、出口占 GDP 的比重：（1）国家规模。从经济结构上来看，通常一个大国会倾向于具有更为完整的分工体系，因此其经济的独立性更强；从空间因素上来看，在一个大国内，其较低成本的区际贸易通常会取代成本较高的国际贸易。当然，这里主要是指国家的经济规模越大，其经济的独立性越强。（2）劳动生产率。相同条件下，劳动生产率越高的国家，越可能具有比较优势进行国际贸易，对国际贸易参与的程度越深，其进出口占比就可能越高。因此，在使用进口、出口占 GDP 比重来表示参数之前，需要将上面两方面因素从中剔除，然后再进行使用。下面为处理过程：关于使用数据的说明：本文使用的数据来
19、自于 WDI online，2006。相关数据都是 2003年的截面数据，样本范围包括中国在内的 146 个国家和地区。进口、出口占 GDP 比重为WDI 直接提供。关于国家的经济规模，我们选取 GDP 总量为指标，其以 2000 年美元的不变价格计算，单位为美元；选取人均 GDP 为劳动生产率指标，其以 2000 年国际元的不变价格计算，单位为国际元。我们认为以国际元为基础的平价体系不存在系统性偏差，对总体平价状况是准确反映的；但对于单个样本，则持谨慎态度。另外需要说明的是，由于人民币汇率水平的合理性本身有待考察，所以我们将中国排除在外，首先对其余 145 个国家和地区进行分析，然后再以此对
20、人民币的情况进行评价。由于进、出口占 GDP 比重的单位为百分比，而 GDP 和人均 GDP 的数值都较大，这里采用其对数形式进行拟合。图 1-4 分别给出了各国出口和进口占 GDP 比重（ex 和 im）、各国 GDP 取对数值(lngdp)以及各国人均 GDP 的对数值(lnpgdp)。如交通运输费用、货运过程中的保险费用、关税壁垒和非关税壁垒等等。这样处理也同时有助于减少异方差问题的困扰。下面给出两组回归的输出结果，括号中为相应系数的 t 值：ex =-3.8591*lngdp +10.4534*lnpgdp+40.9508 (16)(-4.7827)(6.4357)(2.6818)调整
21、的 R2：0.2201 White 异方差检验的 P 值（包括交互项）：0.9936 im=-6.7493*lngdp+9.1451*lnpgdp+125.8410 (17)(-9.0678)(6.1037)(8.9341)调整的 R2：0.3594 White 异方差检验的 P 值（包括交互项）：0.269278 再分别以（16）和（17）式的残差项作为修正后的出口、进口比例，分别记为 exa 和 ima。这两个序列已经剔除了国家经济规模和劳动生产率的影响，其性状如图 5、6 所示。由于自相关的问题通常存在于时间序列中，而异方差性往往在截面分析中比较多见，因此下面的输出结果对于 DW 检验结
22、果将不予以报告，而列出 White 检验相应的 P 值。事实上，以下各输出结果中的 DW 值也都是足够接近于 2 的。图 1 各国出口占 GDP 比重（%）图 2 各国进口占 GDP 比重（%）图 3 各国 GDP 的对数值（%）图 4 各国人均 GDP 的对数值（%）四、实证分析四、实证分析 下面本文将用三种方法对人民币汇率的低估程度进行分析和比较：（1）基于传统巴拉萨-萨缪尔森效应的估计，（2）基于相对购买力平价的巴拉萨-萨缪尔森效应分析，（3）在相对购买力平价基础上再引入数值迭代方法实现的估计。在三种方法中，我们都以不包括中国在内的 145 个国家和地区为样本进行估计，然后再对人民币汇率
23、进行相应的估计和评价。其中样本都取自 2003 年，除了上面数据预处理所涉及的变量外，还要用到各国实际有效汇率(rer)，该指标是通过各国官方汇率（office rate）与购买力平价转化因子（PPP conversion factor）相乘得到的，这两组数据也来自于 WDI。实际有效汇率（rer）的数据情况如图 7 所示：（一）首先以传统的巴拉萨-萨缪尔森效应为基础，对 145 个国家的数据样本进行分析。鉴于 Chang（2006）对 Rogoff(1996)的双对数设定形式所进行的批评，我们在此使用线性形式作为分析基础。首先，对各国实际有效汇率和人均 GDP估计得到下面的回归式：rer=-
24、0.1082*(pgdp/1000)+3.7632 (18)(-9.4176)(26.7787)调整的 R2：0.3752 White 异方差检验的 P 值（包括交互项）：0.000018 由于线性回归中，pgdp 的系数较小，为使其更为易于观察，我们以(pgdp/100)代替 pgdp 进行回归，这并不影响输出结果。下同。图 5 经过修正的出口占比 exa（%）图 6 经过修正的进口占比 ima（%）图 7 各国实际有效汇率（rer）其中 White 检验结果表明其具有显著的异方差，在此使用加权最小二乘法（WLS）消除其异方差，得到新的估计为：rer=-0.1068*(pgdp/1000)+
25、3.7307 (19)(-142.3581)(281.6346)调整的 R2：0.9985 White 异方差检验的 P 值（包括交互项）：0.8808（19）式统计指标显示，异方差性得到了控制。再以之为基础，估计人民币汇率的在购买力平价意义上的均衡水平为 3.2003 人民币/美元，而同期的实际有效汇率为 4.41 人民币/美元，因此该方法得到：2003 年，人民币汇率在购买力平价意义上低估了大约 37.8%。（二）再以相对购买力平价为基础，继续以巴拉萨-萨缪尔森效应进行分析。考虑前述以相对购买力平价为基础的巴拉萨-萨缪尔森效应表述中，参数的修正作用。前面已经说明，使用经过修正的出口、进口占
26、比指标（exa 和 ima）来表征参数。因此，在传统巴拉萨-萨缪尔森效应的基础上引入这两个指标，进行拟合得到如下结果：rer=0.0301*ima-0.0285*exa-0.1087*(pgdp/1000)+3.7498 (20)(3.3213)(-3.4045)(-9.8109)(27.5168)调整的 R2：0.4198 White 异方差检验的 P 值（包括交互项）：0.0247 同样对上式使用加权最小二乘法以消除异方差，得到新的估计结果为：rer=0.0302*ima-0.0285*exa 0.1090*(pgdp/1000)+3.7519 （21）(47.112)(-50.0060)
27、(-81.2056)(662.8894)调整的 R2：0.9999 White 异方差检验的 P 值（包括交互项）：0.5672（21）式统计指标显示，异方差性得到了控制。再以之为基础，估计人民币汇率的在购买力平价意义上的均衡水平为 3.3950 人民币/美元，而同期的实际有效汇率为 4.41 人民币/美元，因此该方法得到：2003 年，人民币汇率在购买力平价意义上低估了大约 29.9%。(三)以数值迭代的方法逼近实际值。对照表 1，发现（21）式的估计结果仍然存在着不一致问题。下面我们将该式进一步修正为如下形式：crre=0.0302*imac-0.0285*exac0.1090*(c100
28、0/rerdpgdprmb)+3.7519 (22)其中 imac 和 exac分别表示经过修正的中国进、出口额占比，都是已知的；rmbdpgdp表示 2003 年以人民币（当年价格）表示的中国人均 GDP，也是已知；rerc表示转化人均 GDP所使用的购买力平价指标，crre表示所估计的人民币购买力平价汇率。在上式的估计中，使用 rerc估计得到crre，两者应具有一致性；尤其是在完全一致的情况下，两者相等。下面我们使用数值迭代法，以求使得两者实现一致的估计。具体做法是：迭代足够多次数值对（22）式进行估计，如图 8 所示：坐标系中的弯曲线为迭代结果的轨迹，其横坐标表示代入数值，纵坐标表示估
29、计所得数值，直线为横、纵坐标相等的集合。初步迭代发现满足要求的 rerc落在（0,1）(3,4)两个区间，舍去前者，继续进行迭代直至收敛，得到待估计的人民币购买力平价为 3.6661 人民币/美元。这表明：人民币在购买力平价意义上低估约为20.29%为简化分析，在此我们不妨对rerc使用（人民币/美元）表示；否则，为保持原有的国际元形式，也可采用（人民币/美元）*（美元/国际元）作为单位。两种估计差别仅在于后者多了“美元对国际元”的常数项。图 8 用数值迭代方法求解 五、结论五、结论 关于使用巴拉萨-萨缪尔森效应对人民币汇率进行实证研究，我们在两方面提出了修正，一是从理论模型上，将绝对购买力平
30、价的基础扩展为相对购买力平价，考虑了交易成本对两国价格水平产生偏差的作用，并且在理论模型向实证检验的过渡中找到了表征交易成本的可行变量，取得了明显的修正效果：人民币汇率低估程度从原来的 37.8%降至 29.9%，降幅约达五分之一，同时拟合效果也显示提高。这表明交易成本确然在汇率间的偏差中发生了作用，忽视这一点将导致人民币更大程度的被低估。另一方面，关于估计前使用的购买力平价汇率和作为估计结果的购买力平价汇率，即使前者不存在系统性偏差，但对个体样本而言两者的不一致是难以被接受的。在估计人民币的购买力平价时即遇到了这一问题，我们使用数值迭代法得到了进一步修正的数值，结果显示：人民币低估程度进一步
31、被修正为 20.29%。这说明，粗略的统计手段，也是导致人民币低估程度被夸大的原因。但应当注意到，即使是最终修正的结果也提示我们：人民币汇率的低估程度确实不容忽视。参考文献参考文献 卢锋，2006a：我国工资与劳动成本变动及国际比较（1978-2004）人民币实际汇率长期走势研究之二，北京大学中国经济研究中心中文讨论稿，No.C2006008。卢锋，2006b：解读人民币实际汇率之谜（1978-2005）人民币实际汇率长期走势研究之五，北京大学中国经济研究中心中文讨论稿，No.C2006012。杨长江，2002：人民币实际汇率长期调整趋势研究，上海财经大学出版社。Alan Heston,Rob
32、ert Summers and Bettina Aten,Penn World Table Version 6.1,Center for International Comparisons at the University of Pennsylvania(CICUP),October 2002.Asea,Patrick and W.Max Corden,1994,The Balassa-Samuelson Model:An Overview,Review of International Economics，2(3)，pp.191-200.Ballassa,Bela,1964,”The Pu
33、rchasing-Power Parity Doctrine:A Reappraisal”,The Journal of Political Economy,72(6),pp.584-596.Chang,Gene H.and Qin Shao,2004,“How Much Is the Chinese Currency undervalued?A Quantitative Estimation”,China Economic Review,15(3),pp.366-371.Chang,Gene H.,2006,“Estimation of the Undervaluation of the C
34、hinese Currency by a Non-linear Model”,ssrn paper online.Frankel,Jeffrey,2004,“On the Renminbi:the choice between adjustment under a fixed exchange rate and adjustment under a flexible rate”,written for a High-level Seminar on Foreign Exchange System,Dalian,China,Available on line.Rogoff,Kenneth,199
35、6,“The Purchasing Power Parity Puzzle,”Journal of Economic Literature,34(2),pp.647-668.Samuelson,Paul A.,1964,“Theoretical Notes on Trade Problems,”Review of Economics and Statistics,46(2),pp.145-154.领域：宏观经济理论与政策研究，中国经济问题研究领域：宏观经济理论与政策研究，中国经济问题研究 人民币汇率低估了多少人民币汇率低估了多少 基于相对购买力平价的巴萨效应迭代估计 徐奇渊，刘力臻徐奇渊，刘力
36、臻 东北师范大学应用统计教育部重点实验室，130117 东北师范大学经济学院，130117 摘要摘要：近年来，人民币面临着显著的升值压力，但各界对于人民币汇率的低估程度见解不一。巴拉萨-萨缪尔森效应是分析该问题的重要方法，但其应用于人民币汇率的实证研究则存在两个问题：一是该理论是关于绝对购买力平价的修正，这同考虑了价格偏差的相对购买力平价比较，这是一个过强的假设。二是在实证处理方面，一般采用以国际元为单位的人均 GDP作为各国的生产率指标，该数据的折算使用联合国国际比较计划（UNICP）估算的购买力平价，但该环节所使用的购买力平价与作为估计结果的购买力平价往往不相一致，这对于估计单个样本国家汇率的情况是尤其缺乏稳健性的。本文将通过基于相对购买力平价的理论分析和实证过程中的数值迭代方法来解决上述问题，从而得到较为可信的结论。关键词：关键词：人民币汇率 巴拉萨-萨缪尔森效应 购买力平价 迭代估计