王寒

摘 要：選取1996 年第一季度至2010年第四季度的季度數(shù)據(jù)，從有效匯率的角度出發(fā)，構(gòu)造VAR 模型，分析人民幣匯率升值對(duì)中國(guó)產(chǎn)出的影響方向和影響程度。實(shí)證分析的結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，中國(guó)的實(shí)際產(chǎn)出將減少0.33%。基于實(shí)證結(jié)論，提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：人民幣實(shí)際有效匯率；總產(chǎn)出；VAR模型；實(shí)證研究

中圖分類號(hào)：F820 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）06-0048-03

一、研究背景及文獻(xiàn)綜述

匯率在國(guó)際金融和國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)中起著價(jià)格轉(zhuǎn)換的職能，成為調(diào)節(jié)一國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)外部均衡的重要杠桿。在對(duì)外開放的政策指導(dǎo)下，中國(guó)參與國(guó)際分工的程度越來(lái)越高，匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響越發(fā)顯著和深遠(yuǎn)。中國(guó)自2005年7月21日“匯改”以來(lái)，人民幣兌美元的名義匯率已累計(jì)升值15.34%，因此，研究人民幣匯率升值對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響對(duì)于中國(guó)匯率政策的制定和宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有積極而深遠(yuǎn)的作用。

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)外已有很多學(xué)者研究實(shí)際有效匯率變動(dòng)與一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。Kamin和Rogers（2000）運(yùn)用包含產(chǎn)出、實(shí)際匯率、通貨膨脹等3個(gè)內(nèi)生變量和利率這一外生變量的VAR模型，發(fā)現(xiàn)總產(chǎn)出的變動(dòng)主要來(lái)自于其自身的沖擊，而永久性的匯率貶值對(duì)產(chǎn)出的不利影響具有持久性。曹陽(yáng)（2007）借鑒Bleaney和Greennay（2001）的做法，對(duì)東亞四國(guó)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，研究實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總體影響。李星、李玉雙（2009）利用中國(guó)1994年第一季度至2008年第二季度的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析匯率的升值與貶值對(duì)于經(jīng)濟(jì)的緊縮和擴(kuò)張作用。

二、理論模型

匯率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面：乘數(shù)效應(yīng)（Multiplier Effect）和反饋效應(yīng)（Feedback Effect）。

所謂的“乘數(shù)效應(yīng)”是指國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的初始變動(dòng)會(huì)影響消費(fèi)和進(jìn)口，消費(fèi)和進(jìn)口通過(guò)乘數(shù)的作用引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的進(jìn)一步變動(dòng)。而“反饋效應(yīng)”是指國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的初始變動(dòng)會(huì)影響進(jìn)口，進(jìn)口的變動(dòng)會(huì)影響匯率變動(dòng)，匯率變動(dòng)又會(huì)引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的進(jìn)一步變動(dòng)。

本文綜合匯率變動(dòng)的乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)，采用如下傳統(tǒng)宏觀經(jīng)濟(jì)模型：

其中，（1）式為國(guó)民收入恒等式，（2）式為消費(fèi)函數(shù)表達(dá)式，（3）式為實(shí)際貨幣需求函數(shù)，（4）式為凈出口函數(shù)。各式中，Y代表產(chǎn)出，C代表消費(fèi)量，I代表投資額，G代表政府支出，X代表出口量，M代表進(jìn)口量，R代表利率，M/P代表實(shí)際貨幣供應(yīng)量，REER代表實(shí)際有效匯率，Yf代表國(guó)外產(chǎn)出，t代表稅率，其他字母表示常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)。

將上述（1）～（4）式組成的聯(lián)立方程求解，可得到總產(chǎn)出Y的一個(gè)函數(shù)：

Y=Y（REER，G，I，Yf，M/P）

在實(shí)證中，由于中國(guó)一些變量的季度數(shù)據(jù)無(wú)法獲得，因此，分別用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來(lái)代替總產(chǎn)出Y，用固定資產(chǎn)投資（FAI）代替投資需求（I），REER采用IMF編制的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)，用中國(guó)主要貿(mào)易伙伴之一的美國(guó)的GDP來(lái)代替國(guó)外產(chǎn)出Yf，貨幣供應(yīng)量取M2?？傻玫剑?/p>

GDPi=Y（REERi，Gi，F(xiàn)AIi，Yfi，M2i）

將上述公式兩邊取對(duì)數(shù)，可得以下方程：

LnGDPi=αLnREERi+βLnGi+γLnFAIi+θLnYfi+λLn M2i+εi

本文將以上式為理論模型進(jìn)行實(shí)證研究。

三、實(shí)證分析

本文實(shí)證研究的思路是首先采用單位根方法對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，然后構(gòu)建VAR模型，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析人民幣實(shí)際有效匯率與中國(guó)總產(chǎn)出的關(guān)系。

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源和處理

本文采用1996年第一季度至2010年第四季度的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。涉及的變量有6個(gè)：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、人民幣實(shí)際有效匯率（REER）、美國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Yf））、固定資產(chǎn)投資（FAI）、政府支出（G）和貨幣供應(yīng)量（M2）。

相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)際貨幣基金IFS 數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒等。其中，人民幣實(shí)際有效匯率REER的季度數(shù)據(jù)是對(duì)IMF公布的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行算術(shù)平均計(jì)算得到的。為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，在對(duì)各變量進(jìn)行實(shí)證分析之前，先對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，處理后的變量表示為L(zhǎng)nGDP、LnREER、LnYf、LnFAI、LnG、Ln M2。

（二）單位根檢驗(yàn)

首先，本文采用ADF方法來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，具體檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由上表可知，檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量值是-1.24，大于顯著性水平為10%的臨界值-3.17，表明序列LNGDP是非平穩(wěn)的。同理，檢驗(yàn)其他變量的平穩(wěn)性可知，所有變量組成的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的。

此外，為判斷各個(gè)序列是否單整，我們對(duì)其差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

由于t統(tǒng)計(jì)量的值為-29.72，小于顯著性水平為1%的臨界值，因此，至少可以在99%的置信度下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為序列LNGDP的一階差分不存在單位根，即序列LNGDP經(jīng)過(guò)一階差分平穩(wěn)，LNGDP是一階單整序列。

同理，我們可以得到：LNREER是一階單整序列，LNYf是二階單整序列，LNFAI是二階單整序列，LNG是一階單整序列，LNM2是二階單整序列。由此可見，所有的變量在經(jīng)過(guò)一階或二階差分后，在10%及以上顯著性水平均已平穩(wěn)，全部為單整時(shí)間序列。

（三）VAR模型估計(jì)

經(jīng)過(guò)事先的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，我們得知各變量之間是相互影響、相互制約的，可以考慮建立向量自回歸模型（VAR模型）。鑒于使用的是季度數(shù)據(jù)，本文根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則最小化，滯后參數(shù)的t值以及變量的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義選擇最大滯后階數(shù)為4。

（四）Johansen協(xié)整分析

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明，VAR 模型中的所有變量序列都是單整變量，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件，可以對(duì)上述各個(gè)變量序列做長(zhǎng)期的協(xié)整分析。本文采用多變量Johnsen檢驗(yàn)法對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

上表給出了無(wú)約束情形下的協(xié)整秩檢驗(yàn)，表中第一行似然比統(tǒng)計(jì)量115.7大于5%顯著性水平下的臨界值33.88，而第二行似然比統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平下的臨界值，表明在0.05的顯著性水平下有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

上表給出了經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)的估計(jì)值。標(biāo)準(zhǔn)化處理后的協(xié)整方程為：

LnGDPi= -0.330604LnREERi+0.614036LnGi+0.203216Ln FAIi+

0.185324Ln Yfi+ Ln M2i

四、結(jié)論和建議

本文討論了人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)中國(guó)總產(chǎn)出的影響，實(shí)證分析結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，中國(guó)的實(shí)際產(chǎn)出將減少0.33%。人民幣實(shí)際有效匯率的升值對(duì)中國(guó)GDP的增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響，而國(guó)外產(chǎn)出、政府支出和貨幣供應(yīng)量對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有積極的正面影響。

因此，當(dāng)前促進(jìn)中國(guó)國(guó)民健康穩(wěn)定發(fā)展的關(guān)鍵在于加強(qiáng)宏觀政策的綜合調(diào)控，一方面要進(jìn)一步完善人民幣匯率形成機(jī)制，促進(jìn)人民幣匯率的穩(wěn)定；另一方面在中國(guó)對(duì)外依存度不斷提高而世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)波動(dòng)時(shí)，要積極擴(kuò)大內(nèi)需，鼓勵(lì)投資和消費(fèi)。