姜義昌，丁曉輝，邢治斌

人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響
——基于2005年匯率制度改革的實(shí)證研究

姜義昌1，丁曉輝2，邢治斌2

（1．煙臺(tái)汽車工程職業(yè)學(xué)院，山東煙臺(tái) 265500；2．西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西西安 710061）

應(yīng)用盧萬(wàn)青和陳建梁（2007）構(gòu)建的匯率通過(guò)乘數(shù)和反饋效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模型，考察了我國(guó)2005年7月匯率制度改革至2012年6月，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)總產(chǎn)出的影響。結(jié)果表明，人民幣匯率升值1%將使我國(guó)的總產(chǎn)出上升約0．09%，與盧萬(wàn)青等對(duì)2005年之前數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)果相比，匯率制度的變革使得人民幣匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的調(diào)節(jié)作用逐步顯現(xiàn)出來(lái)，但同時(shí)值得注意的是人民幣匯率不宜出現(xiàn)大幅度的波動(dòng)。

匯率；進(jìn)出口；外商直接投資；總產(chǎn)出

一、引 言

匯率是國(guó)際金融學(xué)領(lǐng)域一個(gè)有爭(zhēng)議的核心問(wèn)題。匯率作為開放經(jīng)濟(jì)條件下一國(guó)調(diào)節(jié)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)平衡的重要工具之一，它的變動(dòng)將對(duì)該國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接影響。2005年7月21日，我國(guó)開始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，形成了更富彈性的人民幣匯率機(jī)制，實(shí)現(xiàn)了人民幣對(duì)美元2%的一次性升值。2008年的金融危機(jī)又收窄了人民幣匯率的自由浮動(dòng)空間。然而，人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響到底如何？本文將對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行探討。

縱觀國(guó)內(nèi)關(guān)于人民幣匯率變動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響機(jī)制的研究，根據(jù)其研究思路，可以分為以下兩類：（1）人民幣匯率變動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響研究。如張秀艷、石柱鮮［1］通過(guò)對(duì)人民幣與若干指標(biāo)（美元匯率、工業(yè)總產(chǎn)值、進(jìn)口和出口等）之間的制約關(guān)系研究說(shuō)明匯率穩(wěn)定是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的基礎(chǔ)；范金等［2］采用社會(huì)核算矩陣方法對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的影響進(jìn)行了一般均衡分析，結(jié)論顯示：人民幣匯率升值除了對(duì)國(guó)際游資有吸引作用外，并不能改變中國(guó)的貿(mào)易順差狀況，而且人民幣升值對(duì)FDI的中性影響使得人民幣升值對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終影響效應(yīng)并不大；巴曙松、王群［3］對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，從總體上來(lái)說(shuō)，人民幣匯率升值對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)具有改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期效應(yīng)和加劇就業(yè)壓力的短期效應(yīng)。（2）人民幣匯率變動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出（GDP）的影響研究。陳國(guó)偉和夏江［4］運(yùn)用單方程協(xié)整模型實(shí)證檢驗(yàn)了人民幣匯率與總產(chǎn)出之間的關(guān)系，即人民幣匯率下降1%，僅僅帶來(lái)總產(chǎn)出上升0．019%；魏巍賢［5］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)人民幣升值對(duì)中國(guó)實(shí)際GDP增長(zhǎng)產(chǎn)生了非線性的影響，當(dāng)人民幣分別升值5%、10%和20%時(shí)，實(shí)際GDP分別下降0．29%、0．73%和2．18%；盧萬(wàn)青、陳建梁［6］研究發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就下滑0．12個(gè)百分點(diǎn)。

然而，從研究結(jié)論來(lái)看，已有研究基本上都是升值的經(jīng)濟(jì)緊縮論，只是得到的匯率產(chǎn)出彈性不同，而且這些研究都以人民幣的小幅升值為條件，而人民幣匯率一旦出現(xiàn)大幅度的升值不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)形成緊縮效應(yīng)，還會(huì)造成整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的崩潰。如李建偉和余明［7］認(rèn)為人民幣匯率的大幅升值不只會(huì)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面沖擊，并且會(huì)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不良影響；張海森、鄭建明［8］認(rèn)為人民幣的升值對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)緊縮效應(yīng)；趙永亮等［9］的研究表明人民幣匯率變動(dòng)對(duì)產(chǎn)出具有短暫的增長(zhǎng)效應(yīng)和長(zhǎng)期的水平效應(yīng)。

從上述文獻(xiàn)來(lái)看，直接將匯率納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型對(duì)匯率產(chǎn)出效應(yīng)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，對(duì)于學(xué)者們大相徑庭的研究結(jié)果，究其原因，與各學(xué)者使用的具體變量、數(shù)據(jù)頻率以及計(jì)量方法等存在較為密切的關(guān)系。同時(shí)，我國(guó)在1994年和2005年分別進(jìn)行了匯率制度改革，許多研究的實(shí)證樣本區(qū)間橫跨不同的匯率制度時(shí)期，但數(shù)據(jù)的這種差別在方程設(shè)定中并沒(méi)有體現(xiàn)出來(lái)?；谝延醒芯?，本文從國(guó)外收入對(duì)象國(guó)的選取、樣本數(shù)據(jù)的跨時(shí)期特征以及數(shù)據(jù)頻率的可取性等因素綜合考慮，借鑒盧萬(wàn)青、陳建梁［6］的研究方法對(duì)我國(guó)2005年7月匯率制度改革之后的人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)的產(chǎn)出效應(yīng)進(jìn)行研究，所不同的是其研究只考慮了乘數(shù)效應(yīng)，而本文綜合考慮了匯率的乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)，從而可以與其研究形成對(duì)比，發(fā)現(xiàn)不同匯率制度時(shí)期匯率變動(dòng)的不同經(jīng)濟(jì)影響。

二、模型構(gòu)建

盧萬(wàn)青、陳建梁［6］認(rèn)為匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（本文以GDP代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）的影響主要表現(xiàn)為兩個(gè)效應(yīng)：首先，匯率變動(dòng)會(huì)通過(guò)一國(guó)凈出口和外商直接投資直接引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)，即乘數(shù)效應(yīng)；其次，匯率變動(dòng)還會(huì)通過(guò)各經(jīng)濟(jì)變量之間的相互作用間接引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的進(jìn)一步變動(dòng)，即反饋效應(yīng)。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的初始變化會(huì)帶動(dòng)進(jìn)口的變動(dòng)，而進(jìn)口的變動(dòng)又會(huì)對(duì)匯率產(chǎn)生一定的作用，于是，匯率的變動(dòng)再次帶動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的進(jìn)一步變化。因此，我們可以從匯率變動(dòng)的乘數(shù)和反饋效應(yīng)入手，構(gòu)建匯率影響國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的模型，具體如下：

（一）匯率變動(dòng)的乘數(shù)效應(yīng)

開放經(jīng)濟(jì)條件下的國(guó)民收入（Y）可表示為消費(fèi)（C，包括居民和政府消費(fèi)）、投資（I）以及凈出口（X－M，出口減進(jìn)口）之和，即：

設(shè)消費(fèi)函數(shù)為：

C0表示與收入水平無(wú)關(guān)的自發(fā)性消費(fèi)，bY是隨收入水平變動(dòng)而變動(dòng)的引致性消費(fèi)，b為邊際消費(fèi)傾向，且b＝ΔC／ΔY，0＜b＜1。同理，進(jìn)口函數(shù)也可表示成自主性進(jìn)口（M0）與引致性進(jìn)口（mY）之和，即：

則m表示邊際進(jìn)口傾向，且m＝ΔM／ΔY，0＜m＜1。

把（2）式和（3）式代入（1）式并經(jīng)過(guò)整理可以得到：

1／（1－b＋m）就是開放經(jīng)濟(jì)條件下的凱恩斯乘數(shù)。上式表明，只要投資、政府支出或出口中的任何一項(xiàng)發(fā)生變化，國(guó)民收入均會(huì)通過(guò)凱恩斯乘數(shù)產(chǎn)生成倍的變化。對(duì)上式求導(dǎo)，得到增量方程為：

單獨(dú)考慮匯率變動(dòng)而不考慮其他因素的影響，根據(jù)乘數(shù)效應(yīng)和（4）式，得到匯率變動(dòng)影響國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的公式：

即匯率變動(dòng)通過(guò)改變外商直接投資、出口和自主性進(jìn)口從而對(duì)Y產(chǎn)生作用，并在乘數(shù)作用下使得Y發(fā)生翻倍的變化。

為了更清晰地看到匯率對(duì)Y的影響，我們?cè)冢?）式左右兩邊同時(shí)除以Y，并采取變換措施，得到匯率變動(dòng)引起Y變動(dòng)的具體公式：

公式（6）表明，匯率變動(dòng)首先引起外商直接投資、出口和自主性進(jìn)口的變動(dòng)，且變動(dòng)幅度分別為ΔFDI／FDI、ΔX／X和ΔM0／M，繼而又會(huì)通過(guò)乘數(shù)效應(yīng)引起Y發(fā)生1／（1－b＋m）倍的變動(dòng)。

（二）匯率變動(dòng)的乘數(shù)與反饋綜合效應(yīng)影響

考慮反饋效應(yīng)之后，根據(jù)進(jìn)口傾向的定義，GDP的變動(dòng)會(huì)帶來(lái)進(jìn)口的變動(dòng)（m×ΔY／Y），進(jìn)口的變動(dòng)帶來(lái)的匯率反向變動(dòng)為－μm×ΔY／Y（μ為貿(mào)易余額對(duì)匯率的影響系數(shù)），因此，匯率變動(dòng)再次通過(guò)乘數(shù)效應(yīng)帶來(lái)GDP的變動(dòng)－μm／（1－b＋m）×ΔY／Y，這是第一次反饋效應(yīng)。然而，GDP會(huì)經(jīng)過(guò)多次反饋效應(yīng)，且每次變動(dòng)均為－μm／（1－b＋m）×ΔY／Y，多次反饋效應(yīng)經(jīng)過(guò)迭加并整理，可以得到綜合考慮匯率變動(dòng)乘數(shù)與反饋效應(yīng)的GDP的最終變動(dòng)為：

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本文的實(shí)證研究采用2005年匯率制度改革之后到2012年6月的季度數(shù)據(jù)，REER為人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（來(lái)源于BIS網(wǎng)站，以2005年為基期），REER上升代表人民幣匯率升值，下降則代表貶值。EX、IM、FDI、Y和Y*分別表示我國(guó)的實(shí)際出口總額、實(shí)際進(jìn)口總額、實(shí)際利用外資總額、實(shí)際國(guó)內(nèi)收入（以我國(guó)GDP代替）和實(shí)際國(guó)外收入，其中，EX、IM、FDI和Y的數(shù)據(jù)來(lái)源于財(cái)新網(wǎng)，Y*是我國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)（美國(guó)、日本、歐盟、英國(guó)、法國(guó)、德國(guó)、加拿大和澳大利亞）的GDP的加權(quán)平均值，數(shù)據(jù)來(lái)源于OECD數(shù)據(jù)庫(kù)，權(quán)重為2005年各國(guó)占我國(guó)進(jìn)出口總額的比重。EX、IM、FDI、Y以及Y*均是經(jīng)過(guò)價(jià)格調(diào)整的實(shí)際變量（以2005年為基期）。

變量的自然對(duì)數(shù)變換不僅不會(huì)改變?cè)凶兞恐g的協(xié)整關(guān)系，而且還能使數(shù)據(jù)的趨勢(shì)線性化，并消除時(shí)間序列之間的異方差現(xiàn)象。因此，本文對(duì)變量EX、IM、FDI、Y和Y*的處理是經(jīng)過(guò)X－12季節(jié)調(diào)整后再取自然對(duì)數(shù)，對(duì)REER直接取自然對(duì)數(shù)，分別得到ln EX、ln IM、ln FDI、ln Y、ln Y*和ln REER六個(gè)變量。

（二）變量系數(shù)ΔIM／IM0、ΔEX／EX和ΔFDI／FDI的估算

本文采用EG兩步法對(duì)匯率與進(jìn)出口以及實(shí)際利用外資之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，在協(xié)整檢驗(yàn)之前首先需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。使用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明這些時(shí)間序列的原始序列均是非平穩(wěn)的，經(jīng)過(guò)二階差分后都變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即這六個(gè)時(shí)間序列均是I（2）序列。

EG兩步法的第一步是，使用Eviews5．0軟件對(duì)我國(guó)貿(mào)易進(jìn)出口決定方程式進(jìn)行OLS估計(jì)，結(jié)果如下：

第二步，對(duì)以上兩個(gè)估計(jì)方程式的殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果：εt1的ADF值為－4．016098，εt2的ADF值為－3．076168，1%顯著水平的臨界值為－3．8572，5%顯著水平的臨界值為－3．0400，ADF值都小于－3．0400，因此，回歸殘差均是5%顯著性水平下的平穩(wěn)序列，因此，式（8）和式（9）都是協(xié)整方程式。

（8）式和（9）式顯示出進(jìn)口模型中l(wèi)n（REER）的系數(shù)為2．42635，出口模型中l(wèi)n（REER）的系數(shù)為2．35853，說(shuō)明在其他條件不變的情況下，人民幣實(shí)際有效匯率上升，我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易額均呈上升趨勢(shì)，由于進(jìn)口額的上漲幅度大于出口額，因而，最終表現(xiàn)為凈進(jìn)口的增加；相反，如果人民幣實(shí)際有效匯率下降，進(jìn)口和出口都會(huì)下降，但進(jìn)口額的下降幅度大于出口額，因而凈出口增加。由此可見(jiàn)，雖然我國(guó)進(jìn)口和出口的變化方向與國(guó)際收支彈性論的結(jié)果不一致，但是凈進(jìn)口和凈出口的變動(dòng)方向與彈性論的結(jié)論是一致的。同時(shí)，與盧萬(wàn)青學(xué)者2007年的研究結(jié)果相比，我們發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)所帶來(lái)的進(jìn)口和出口變動(dòng)的方向完全相反，但是最終的凈進(jìn)口和凈出口的變動(dòng)方向是一樣的。這是因?yàn)?005年匯率制度改革之后，我國(guó)的人民幣匯率形成機(jī)制更加完善，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用得到進(jìn)一步發(fā)揮，同時(shí)隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)金融全球化趨勢(shì)的不斷加強(qiáng)，除了匯率之外，還有許多其他的因素同樣會(huì)對(duì)進(jìn)出口產(chǎn)生重要的影響，如國(guó)際需求Y*會(huì)影響我國(guó)的出口貿(mào)易，國(guó)內(nèi)居民的消費(fèi)需求會(huì)影響進(jìn)口需求。國(guó)內(nèi)外復(fù)雜的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境還會(huì)使得匯率以外的其他因素可能主導(dǎo)著我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易，一旦這些因素處于主導(dǎo)地位，我國(guó)的進(jìn)出口便呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢(shì)，而人民幣匯率的上下浮動(dòng)只會(huì)產(chǎn)生微小的延緩或促進(jìn)作用。

下面我們需要估計(jì)匯率變動(dòng)影響外商直接投資的方程式。根據(jù)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的規(guī)模效應(yīng)原理，在其他條件保持不變的情況下，一國(guó)或地區(qū)市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)外資的流入具有較強(qiáng)的吸引力，因此，我們用實(shí)際收入水平（實(shí)際GDP）作為市場(chǎng)規(guī)模的替代變量引入外商直接投資的方程當(dāng)中，得到外商直接投資的估計(jì)方程，即方程（10）。從方程（10）我們可以看到，我國(guó)實(shí)際GDP水平確實(shí)對(duì)吸引外資流入具有顯著性的影響。但人民幣匯率對(duì)我國(guó)外商直接投資的影響并不顯著。本文將人民幣匯率變動(dòng)對(duì)外商直接投資的影響系數(shù)（△FDI／FDI）設(shè)為零。

（三）外貿(mào)乘數(shù)m和變量系數(shù)IM／Y、EX／Y以及FDI／Y的計(jì)算

根據(jù)上文計(jì)算的外貿(mào)乘數(shù)公式，我們首先需要計(jì)算邊際消費(fèi)傾向b和邊際進(jìn)口傾向m，其中，b等于最終消費(fèi)增長(zhǎng)額（△C）除以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)額（△GDP）；m為進(jìn)口增長(zhǎng)額（△M）除以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)額（△GDP）。

經(jīng)過(guò)計(jì)算，我們得到邊際消費(fèi)傾向、邊際進(jìn)口傾向和外貿(mào)乘數(shù)的平均值分別是0．434、0．163和2．319，如表1所示。考慮了反饋效應(yīng)，我們還需要知道μ的大小，對(duì)于μ的取值，本文借鑒胡海林［10］在其論文中所測(cè)算的貿(mào)易差額對(duì)實(shí)際有效匯率的影響系數(shù)是0．001128，把μ的值代入1／（1－b＋m＋μ×m），并計(jì)算其平均值，可以得到考慮乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)后匯率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響系數(shù)的平均值是1．466。

接下來(lái)，我們需要計(jì)算進(jìn)口、出口以及外商直接投資占我國(guó)GDP的比重，如表2的計(jì)算結(jié)果所示，進(jìn)出口和FDI占GDP比重的平均值分別是11．31%、13．49%和0．94%。

表1 外貿(mào)乘數(shù)的測(cè)算

表2 IM／GDP、EX／GDP和FDI／GDP的計(jì)算

（四）匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)GDP增長(zhǎng)的影響

根據(jù)（8）式和（9）式，人民幣匯率上升1%，進(jìn)口和出口分別增加2．42635%和2．35853%，即△IM0／IM＝2．42635%，△EX／EX＝2．35853%，而△FDI／FDI＝0，考慮乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)的凱恩斯乘數(shù)的平均值是1．466，同時(shí)，IM／GDP＝11．31%，EX／GDP＝13．49%，F(xiàn)DI／GDP＝0．94%，因此，根據(jù)式（7）我們得到：

即2005年匯制度改革之后，我國(guó)人民幣匯率升值1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0．08512%，匯率變動(dòng)在一定限度內(nèi)推動(dòng)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但是這種影響較小。

四、結(jié) 論

研究結(jié)果表明，匯率制度改革之后，人民幣匯率上升1%，我國(guó)進(jìn)口和出口分別上升1．010775%和1．378712%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上漲0．08512個(gè)百分點(diǎn)，由于這段時(shí)期我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)展良好，匯率之外的其他因素對(duì)外商直接投資的影響較大，因此，匯率變動(dòng)對(duì)外商直接投資的影響并不明顯。而盧萬(wàn)青等［6］對(duì)1995年至2005年數(shù)據(jù)的研究表明，人民幣實(shí)際有效匯率上升1%，出口和進(jìn)口分別下降2．370%和2．192%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降0．12個(gè)百分點(diǎn)。出現(xiàn)此現(xiàn)象的原因從根本上來(lái)說(shuō)是2005年匯率制度改革之后，我國(guó)改變了以往的事實(shí)上緊釘美元的固定匯率制度，開始真正實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，并且逐步建立了更具彈性的匯率形成機(jī)制，使人民幣匯率對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用逐步顯現(xiàn)出來(lái)。同時(shí)，本文對(duì)國(guó)外收入變量的選取不再單一以美國(guó)GDP代替，而是采取了我國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)GDP的加權(quán)平均值。

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果我們可以看出，人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響呈現(xiàn)顯著的正向變化，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響也呈正向，但是相對(duì)來(lái)說(shuō)較弱。顯然，這與升值不利于出口的理論相矛盾。但是從我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，出口貿(mào)易在人民幣匯率升值的條件下確實(shí)呈現(xiàn)出不降反升的趨勢(shì)，2005年匯率制度改革之后，隨著人民幣幣值的穩(wěn)步升值，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額也不斷增加，貿(mào)易順差不斷加大，這體現(xiàn)出我國(guó)特有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)。全球性產(chǎn)業(yè)分工格局所導(dǎo)致的國(guó)際經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)長(zhǎng)期失衡狀態(tài)以及我國(guó)外商投資主導(dǎo)的出口模式，使得人民幣升值并沒(méi)有改變出口快速增長(zhǎng)的局面，相反卻拉大了我國(guó)的貿(mào)易順差。同時(shí)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)（特別是進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)）在人民幣升值的過(guò)程中也不斷得到優(yōu)化，資源得到了優(yōu)化合理配置，因而，進(jìn)出口貿(mào)易快速增長(zhǎng)，拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。另外，該時(shí)間段處于國(guó)際經(jīng)濟(jì)的商品繁榮時(shí)期也是推動(dòng)我國(guó)出口貿(mào)易不斷增長(zhǎng)的原因之一。

雖然本文的實(shí)證結(jié)果認(rèn)為人民幣匯率的小幅升值對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有推動(dòng)作用，但這并不意味著人民幣匯率升值是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的手段。本文僅僅從貿(mào)易渠道和投資渠道探討了經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出效應(yīng)，如果人民幣呈現(xiàn)出大幅的升值，則匯率除了通過(guò)乘數(shù)效應(yīng)和反饋效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還會(huì)通過(guò)資產(chǎn)負(fù)債表、預(yù)期效應(yīng)以及信心等其他渠道作用于經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，其合力對(duì)于產(chǎn)出的作用方向和作用效應(yīng)很可能與本文的結(jié)果截然不同。因此，政府當(dāng)局應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎調(diào)整匯率政策，當(dāng)人民幣匯率面臨升值壓力時(shí)，切忌采取大幅升值的手段，不斷完善市場(chǎng)化的人民幣匯率形成機(jī)制才是根本。

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Effects of RMB Real Effective Exchange Rate Changes on Econom ic Grow th in China——An Empirical Research Based on the Exchange Rate System Reform in 2005

JIANG Yi-chang1，DING Xiao-hui2，XING Zhi-bin2
（1．Yantai Automobile Engineering Professional College，Yantai265500，China；2．School of Economics and Finance，Xian Jiaotong University，Xian 710061，China）

Based on the economic growth model by Lu Wan-Qing and Chen Jianl-iang（2006），this paper analyzes the RMB real effective exchange rate changes’impacton China’s total output by using quarterly data from July 2005 to June 2010．The empirical results show that1%appreciation of the real effective exchange rate will bring about0．13%rise of China’s total output．In contrast with the empirical analysis of the data before 2005 made by such authors as Lu Wan-qing’，the regulating effect of RMB exchange rate on economic growth has been emerging gradually as a result of the exchange rate regime reform．At themeantime，it isworth noting that there should be no drastic fluctuation in RMB exchange rate．

RMB exchange rate；export and import；FDI；gross product

F830

A

1008－2670（2013）05－0041－07

（責(zé)任編輯高 瓊）

2013－07－29

姜義昌，男，山東煙臺(tái)人，煙臺(tái)汽車工程職業(yè)學(xué)院副教授，研究方向：數(shù)學(xué)建模及應(yīng)用；丁曉輝，男，陜西西安人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士后，研究方向：區(qū)域可持續(xù)發(fā)展；邢治斌，男，河北邯鄲人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，研究方向：地方債務(wù)、金融經(jīng)濟(jì)學(xué)。