人民币实际汇率与经济增长关系的实证研究.pdf

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1、第 4 卷?第 2 期大连海事大学学报(社会科学版)Vol.4,No.22005 年 6 月Journal of Dalian Maritime University(Social Sciences Edition)Jun.,2005人民币实际汇率与经济增长关系的实证研究?黄万阳1,贺蕊莉2,陈双喜3(1.东北财经大学 财税学院,辽宁 大连?116025;2.东北财经大学 数量经济系,辽宁 大连?116025;3.大连海事大学 经济与管理学院,辽宁 大连?116026)摘要:经济理论表明,汇率与经济增长关系密切,实际汇率贬值促进经济增长,经济增长引起实际汇率升值。人民币实际有效汇率与经济增长的

2、关系体现为人民币实际有效汇率贬值促进经济增长,而不是经济增长导致人民币实际有效汇率升值。人民币实际有效汇率贬值的经济增长效应显著存在,且有提高趋势。关键词:人民币升值;实际汇率;经济增长中图分类号:F822?文献标识码:A?文章编号:1671?7031(2005)02?0050?05An empirical study on the relationship betweeneconomic growth and RMB?real exchange rateHUANG Wan?yang1,HE Rui?li2,CHEN Shuang?xi3(1.Department of Quantitativ

3、e Economics,Dongbei Univ.of Finance and Economics,Dalian 116025,China;2.School of Public Finance and Taxation,Dongbei Univ.of Finance and Economics,Dalian 116025,China;3.School of Economics and Administration,Dalian Maritime Univ.,Dalian 116026,China)Abstract:In economic theory it shows that real ex

4、change rate and economic growth have a consanguineousrelationship:the depreciation of real exchange rate promotes economic growth and economic growth bringsabout the appreciation of real exchange rate.The depreciation of RMB?real effective exchange rate pro?motes economic growth,while economic growt

5、h doesn?t bring the appreciation of RMB?real effective ex?change rate.T he depreciation of RMB?real effective exchange rate significantly promotes economic growthand its effect tends to be higher.Key words:RMB?appreciation;real exchange rate;economic growth?一、引言美元出现新一轮贬值,中国宏观经济出现过热,通货膨胀抬头,中国政府九年来首次加

6、息,市场出现人民币升值预期,大量游资涌入中国赌人民币汇率升值。人民币汇率何去何从?人民币汇率制度何去何从?人民币汇率政策何去何从?随着中国经济的迅速发展,中国的对外贸易在 2004年突破 1 万亿美元大关,中国超过日本成为仅次于美国和德国的世界第三大贸易国,人民币汇率政策走向令世人关注。中国是一个发展中国家,发展是硬道理,在相当长的时期里,经济增长是中国政府优先考虑的宏观政策目标,汇率政策的制?收稿日期:2005?03?15作者简介:黄万阳(1965-),男,湖北孝昌人,副教授,博士研究生,主要从事国际金融、国际宏观经济、数量经济方面研究,E?mail:huangwanyang 定必须兼顾经济

7、增长。经济理论表明,汇率与经济增长有密切的关系。这种关系是双向的。一方面,实际汇率的变动影响经济增长,实际汇率贬值促进经济增长,实际汇率升值抑制经济增长。传导机制是:实际汇率贬值,降低出口品国内货币价格,提高进口品国内货币价格,通过支出转移效应促进出口,抑制进口,增加国外对本国净需求,拉动国内经济增长。!实际汇率贬值,降低在本国的投资成本,促进外商直接投资,从而推动国内经济增长。另一方面,经济增长影响实际汇率,经济增长引起实际汇率升值。内在机理是:经济增长一般伴随着劳动生产率的提高,劳动生产率的提高一般发生在贸易品部门,贸易品部门的生产率增长快于非贸易品部门的生产率增长,而两部门工资增长趋同,

8、劳动生产率提高导致实际汇率升值。劳动生产率提高增强贸易部门的国际竞争力,改善贸易收支,要求实际汇率升值以维持外部均衡,导致实际汇率升值,这就是著名的巴拉萨 萨缪尔森(Balas?sa?Samuelson)效应。人民币实际汇率与经济增长关系的实证研究主要围绕第一方面,其中绝大多数学者研究实际汇率变动的贸易收支效应1 5,还有部分学者研究汇率波动的产出效应6 7,少数学者研究汇率变动的产出效应。陈国伟和夏江8运用协整检验和误差修正模型,对人民币对美元实际汇率变动的总产出效应进行了实证分析。他们的结论是效应是正的,但很弱。张秀艳和石柱鲜(2002)运用 VAR 模型研究了人民币对美元汇率变动给中国工

9、业生产总值的影响。结果表明,1994 年汇率制度改革提高了汇率变动的产出效应。围绕第二方面的研究体现在对人民币均衡汇率的研究中。张斌(2003)用中国不变价格 GDP和就业人数的比率除以美国、日本、德国加权的不变价格 GDP 和就业人数的比率 HBS 作为巴拉萨 萨缪尔森 效应代 理变量,采用约 翰森(Jo?hansen)协整技术。结果发现 HBS 的系数为 0.08,人民币均衡汇率在中长期内面临升值趋势,从1994 年到 2001 年,人民币均衡汇率累计升值 20.6%,平均每年升值 2.6%。均衡汇率在长期内升值的主要驱动因素是反映相对技术进步的巴拉萨 萨缪尔森效应和 FDI 的持续流入。

10、张晓朴(2002)用 GDP 作为巴拉萨 萨缪尔森效应的代理变量,变量经过季节调整,用对数形式,采用约翰森协整技术,结果发现 GDP 对实际有效汇率的长期弹性系数为 1.256。俞萌 9运用相关分析和理论分析研究了人民币对美元实际汇率的巴拉萨 萨缪尔森效应,他的结论是巴拉萨 萨缪尔森效应在一定程度上存在。陈志昂和方霞 10运用相关分析研究了人民币对美元实际汇率的巴拉萨 萨缪尔森效应,他们的结论与俞萌的相反,即人民币对美元实际汇率与中国的贸易品部门与非贸易品部门劳动生产率之比呈很低的负相关,巴拉萨 萨缪尔森效应不存在。他们对此的解释是:中美经济结构存在差异,中美两部门的劳动生产率逆转以及中国的相

11、对工资增长率低于美国。以上两方面的研究都对人民币实际汇率与经济增长关系的作用方向做了事先假定。汇率变动的产出效应研究假定作用方向是从汇率到经济增长,人民币均衡汇率研究假定作用方向是从经济增长到汇率。如果人民币实际汇率与经济增长之间是双向的因果关系,则两者之间存在回馈效应,这些研究是有问题的;如果人民币实际汇率与经济增长之间是反向的因果关系,这些研究是错误的。已有研究都没有研究模型的稳定性。笔者发现,这些模型对样本区间的选择极度敏感,因此以上结论是缺乏可信性的。本文拟对人民币实际有效汇率与经济增长的关系进行实证研究。与已有研究不同,本文重点研究人民币实际汇率与经济增长的因果关系,在此基础上建立从

12、人民币实际有效汇率到经济增长的协整模型,对人民币实际有效汇率变动的经济增长效应,人民币实际汇率与经济增长的相关关系、因果关系及协整模型的稳定性进行研究。?二、相关关系和因果关系检验从理论上讲,汇率与经济增长密切相关。在进行因果关系检验之前,对汇率与经济增长做简单的相关分析,初步考察两者之间的相关性。汇率用人民币实际有效汇率,取对数形式。汇率不能用名义汇率,名义汇率是名义变量,经济增长是实际变量,理论上与经济增长相关的是实际汇率而不是名义汇率。汇率不用人民币对美元双边汇率而用有效汇率,是因为双边汇率不能综合反映一个国家对外的竞争力,有效汇率能全面反映一个国家的对外竞争力。经济增长用 1995 年

13、不变价格 GDP 增长率。采用年度数据,数据全部来自51第 2 期?黄万阳,等:人民币实际汇率与经济增长关系的实证研究?国际货币基金组织的国际金融统计。具体做法是:首先选取样本区间为 1978 2003 年,然后依次是 1979 2003 年,直至 2000 2003 年,利用所有样本计算出人民币实际有效汇率与经济增长的相关系数(见表 1)。由表可见:如果用到 1986 年以前的数据,两者基本上不相关(相关系数绝对值均不超过 0.22),相关关系不稳定(既有正相关,又有负相关);如果样本区间从 1986 年及其以后年份开始,两者的相关性显著提高,且全部为负相关。根据经济理论,如果经济增长导致实

14、际汇率升值,经济增长与实际有效汇率的关系表现为正相关;如果实际汇率贬值促进经济增长,实际有效汇率与经济增长的关系表现为负相关。通过简单的相关分析表明,人民币汇率与经济增长的关系为人民币实际有效汇率贬值促进经济增长,而不是经济增长引起人民币实际有效汇率升值。表 1?人民币实际有效汇率与经济增长的相关系数样本区间/年1978 20031979 20031980 20031981 20031982 20031983 2003相关系数-0.158766-0.128371-0.09344-0.0471120.1217480.201458样本区间/年1984 20031985 20031986 20031

15、987 20031988 20031989 2003相关系数0.216780.003761-0.5858317-0.673119-0.843913-0.88038样本区间/年1990 20031991 20031992 20031993 20031994 20031995 2003相关系数-0.857701-0.930952-0.940884-0.969016-0.946736-0.858854样本区间/年1996 20031997 20031998 20031999 20032000 2003相关系数-0.717438-0.484911-0.456805-0.454152-0.950975?

16、为进一步验证上述初步判断,对两者做格兰杰(Granger)因果关系检验。根据相关分析结果,选取样本区间为 1986 2003 年,考虑到样本为年度数据,样本量较小,选取滞后阶数为 2,得到的VAR(2)模型估计为(括号内为 t 值):?GGDP=0.687349*GGDP(-1)-0.780998*GGDP(-2)-0.062113*LREER(-1)-(2.641342)(-3.474499)(-0.823755)0.041858*LREER(-2)+0.590065(1)(-0.722224)?(2.613260)?R?squ=0.738844?AC=-4.997356?DW=2.5684

17、59?AdjR?squ=0.643878?SC=-4.755922LREER=-0.657409*GGDP(-1)+1.762947*GGDP(-2)+0.786028*LREER(-1)-(-0.515223)(1.599535)(2.126013)0.044553*LREER(-2)+1.104129(2)(-0.156779)(0.997275)?R?squ=0.663665?AC=-1.817543?DW=2.170504?AdjR?squ=0.541362?SC=-1.576109?对式(1)和式(2)做残差分析。根据式(1)的残差计算 的偏度值为-0.483378,峰度值为3.99

18、4539,J?B 统计量值为 1.282484,服从正态分布的概率为 0.526618。根据式(2)的残差计算的偏度值为-0.384194,峰度值为 4.075758,J?B 统计量值 为 1.237937,服从正态分布的概率为0.5385。式(1)和式(2)的残差基本上服从正态分布,选取滞后阶数为 2 是适当的。对从 1986 年以后开始的样本区间做同样分析,得到格兰杰因果关系检验结果(见表 2)。从检验结果可以看出,人民币实际有效汇率非经济增长的格兰杰原因的概率值 依 次 为 0.08777,0.00023,0.00382,0.00541,0.03981,可以断定,人民币实际有效汇率是经济

19、增长的格兰杰原因。经济增长非人民币实际有效汇率的格兰杰原因的概率值依次为0.29059,0.09173,0.98274,0.10704,0.01367,基本上可以断定,经济增长不是人民币实际有效汇率的格兰杰原因。52?大连海事大学学报(社会科学版)?第 4 卷?表 2?年度数据的格兰杰因果关系检验结果样本区间/年原假设数据个数FP1986 2003LREER 非 GGDP 的因163.060190.08777GGDP 非 LREER 的因1.385720.290591987 2003LREER 非 GGDP 的因1521.80320.00023GGDP 非 LREER 的因3.062510.0

20、91731988 2003LREER 非 GGDP 的因1411.00730.00382GGDP 非 LREER 的因0.017440.982741989 2003LREER 非 GGDP 的因1310.74750.00541GGDP 非 LREER 的因2.993130.107041990 2003LREER 非 GGDP 的因125.291380.03981GGDP 非 LREER 的因8.432590.01367?以上检验结果建立在年度数据的基础上,由于年度数据少,可能存在小样本偏差,下面采用季度数据进行格兰杰因果关系检验。汇率仍采用人民币实际有效汇率,不取对数,经济增长用当年价格的 G

21、DP 增加值,经过季节调整。样本区间依次为 1986.1 2004.1,1987.1 2004.1#直到2001.1 2004.1。数据全部来自国际货币基金组织的国际金融统计。由于是季度数据,选取滞后阶数为 4(检验结果对选取的滞后阶数不敏感)。得到格兰杰因果关系检验结果(由于篇幅有限,省略)。从检验结果可以看出,人民币实际有效汇率非经济增长的格兰杰原因的概率值都在 4%以下,14 组样本区间中有 10 组的概率值在 2 以下,而经济增长不是人民币实际有效汇率的格兰杰原因的概率值,除样本区间 1990.1 2004.1 为0.03903 和样本区间 1992.1 2004.1 为 0.0710

22、5之外,都在 0.5 以上。这再次表明,人民币实际有效汇率是经济增长的格兰杰原因,而经济增长不是人民币实际有效汇率的格兰杰原因。?三、协整关系检验在完成人民币实际有效汇率与经济增长之间因果关系检验后,接下来检验两者之间的协整关系。选取样本区间为 1986 2003 年的年度数据,人民币实际有效汇率用对数形式(LREER),经济增长用 1995 年不变价格 GDP 增长率(GGDP)。对 LREER 和 GGDP 进行 单位根检 验。采用ADF 和 PP 两种检验方法。在检验形式的选择上,遵循从一般到特殊原则,首先检验带有趋势项和常数项形式;如果趋势项不显著,检验不带有趋势项带有常数项形式;如果

23、常数项不显著,检验不带有趋势项不带有常数项形式。由于是年度数据,样本量小,滞后阶数选为 1(检验结果对滞后阶数选取不敏感)。表 3 给出了单位根检验结果,检验结果表明两个变量是单整%(1)序列,可以对两变量进行协整分析。表 3?变量 LREER 和 GGDP 的单位根检验结果变量检验形式(C,t,q)ADF 统计量检验形式(C,t,q)PP 统计量LREER(C,0,1)-2.142724(C,0,2)-2.46279?LREER(0,0,1)-3.054648*(0,0,2)-3.19118*GGDP(0,0,1)-0.939164(0,0,2)-0.553156?GGDP(0,0,1)-4

24、.524713*(0,0,2)-3.086533*?注:C,t,q分别表示带有常数项、趋势项、滞后阶数。!*、*、*分别表示在 10%、5%、1%的显著性水平下是显著的。?由于数据为年度数据,样本较小,只有两个变量,采用恩格尔 格兰杰(Engle?Granger)两步法对LREER 与 GGDP 之间的关系进行协整检验。首先用 LREER 对 GGDP 作普通最小二乘回归。结果 表 明,回 归 方 程 变 量 GGDP 的 系 数 为-3.181842,P 值为 0.0106,是显著的。对回归残差作单位根检验。采用 ADF 和 PP 两种检验方法。ADF 检验采用不带有趋势项不带有常数项形式,

25、滞后阶数选为 1。ADF 检验统计量值为-3.5717817,1%显 著 性水 平 下的 临 界值 为-2.7275。PP 检验采用不带有趋势项不带有常数项形式,滞后阶数选为 2。PP 检验统计量值为-3.059868,1%显 著 性 水 平 下 的 临 界 值 为-2.7158。ADF 检验和 PP 检验都表明,残差不存在单位根,是平稳序列。然后用 GGDP 对 LREER 作普通最小二乘法回归。结果表明,回归方程变量 LREER 的系数为-0.107863,P 值为 0.0106,是显著的。对回归残差作单位根检验。采用 ADF 和 PP 两种检验方法。ADF 检验采用不带有趋势项不带有常5

26、3第 2 期?黄万阳,等:人民币实际汇率与经济增长关系的实证研究?数项形式,滞后阶数选为 1。ADF 检验统计量值为-5.889360。PP 检验采用不带有趋势项不带有常数项形式,滞后阶数选为 2。PP 检验统计量值为-2.544806,5%显著性水平下的临界值为-1.9627。ADF 检验和 PP 检验都表明,残差不存在单位根,是平稳序列。LREER 对 GGDP 回归系数为负,经济增长导致实际有效汇率贬值,与理论不符。GGDP 对LREER 回归系数为负,实际有效汇率贬值促进经济增长,与理论相符。这再次表明,人民币汇率与经济增长的关系体现为,人民币实际有效汇率贬值促进经济增长,而不是经济增

27、长引起人民币实际有效汇率升值。LREER 与 GGDP 之间的协整方程应为:GGDP=-0.107863&LREER+0.602190(3)人民币实际有效汇率贬值 10%,提高不变价格经济增长 1%。对模型的稳定性进行检验。取样本区间为1987 2003 年、1988 2003 年、1989 2003 年、1990 2003 年,重复以上检验过程。结果表明,LREER 和 GGDP 仍然是单整序列,协整关系仍然成立,LREER 对 GGDP 回归系数仍然为负(由于篇幅有限,省略)。GGDP 对 LREER 回归系数分别为-0.146068,-0.195319,-0.200271,-0.1889

28、76,人民币实际有效汇率贬值的经济增长效应显著存在,且有提高趋势,人民币实际有效汇率贬值 10%,提高不变价格经济增长从 1%到1.46%再到 2%。?四、结论经济理论表明,汇率与经济增长关系密切,实际汇率贬值促进经济增长,经济增长引起实际汇率升值。本文运用相关分析、格兰杰因果关系检验、协整关系检验等实证方法,研究人民币实际有效汇率与经济增长之间的关系,得到以下结论:1.人民币实际有效汇率与经济增长的相关性有提高趋势。1986 年以前,人民币实际有效汇率与经济增长相关关系不稳定,有时正相关,有时负相关。1986 年以后,人民币实际有效汇率与经济增长高度相关,相关关系稳定都是负相关,相关关系有稳

29、步提高趋势。2.人民币实际有效汇率与经济增长的关系体现为人民币实际有效汇率贬值促进经济增长,而不是经济增长引起人民币实际有效汇率升值。人民币汇率政策的目标是促进经济增长,人民币汇率水平的确定服务于经济增长,从经济增长的大局着想,人民币汇率水平是越低越好,人民币汇率有贬值趋势。通常情况下,经济增长导致人民币有升值压力,但由于人民币升值不利于经济增长,我国政府通过各种制度安排,使经济增长引发人民币升值的传导机制受阻,因此经济增长不能引起人民币实际有效汇率升值。3.人民币实际有效汇率贬值的经济增长效应显著存在,且有提高趋势。20 世纪 80 年代后期,人民币实际有效汇率贬值 10%,提高不变价格经济

30、增长 1%。进入 90 年代,人民币实际有效汇率贬值 10%,提高不变价格经济增长接近 2%。从促进经济增长的角度看,这些年人民币汇率政策的制定是成功的。要促进经济增长,需要调控人民币实际有效汇率水平,而不是调控名义汇率水平或双边汇率水平。如果人民币对美元名义汇率由于某些原因升值,只要制定正确的宏观经济政策,使人民币实际有效汇率水平保持稳定,人民币升值对经济增长的负面效应是有限的。4.本文人民币实际有效汇率与经济增长关系的结论对样本区间选择是比较稳定的。参考文献:1 唐海燕.论汇率变动与贸易收支的长期相关性 J.经济研究,1995(10).2 刘厚俊.国际经济学对汇率效应理论的发展J.经济学动

31、态,1996(11).3 戴祖祥.我国贸易收支的弹性分析 1981-1995 J.经济研究,1997(7).4 魏巍贤.中国出口与有效汇率的关系分析 J.统计研究,1997(5).5 徐占强.货币贬值的动态效应与人民币贬值效果的实证分析J.金融研究,2000(9).6 丁剑平.汇率波动与亚洲的经济增长 J.世界经济,2003(7).7 何新华,吴海英,刘仕国.人民币有效汇率的波动及其对中国经济增长的影响 J.世界经济,2003(11).8 陈国伟,夏?江.人民币实际汇率变动对总产出影响的实证分析J.经济科学,2002(4).9 俞?萌.人民币汇率的巴拉萨 萨缪尔森效应分析J.世界经济,2001(5).10陈志昂,方?霞.人民币购买力平价和实际汇率分析 兼评巴拉萨 萨缪尔森假说J.浙江社会科学,2004(1).11李建伟,余?明.人民币汇率调整对中国宏观经济的影响 J.世界经济,2003(11).54?大连海事大学学报(社会科学版)?第 4 卷?