实际有效汇率

2024-05-22

实际有效汇率(共9篇)

实际有效汇率 篇1

一、引言

自从1992年以来, 邓小平南巡之后, 我国确立了社会主义市场经济制度, 此时开始外商投资大量涌入, 2000年加入WTO之后更带动另外一拨外商投资中国的热潮, 一度成为世界上吸引外资最多的国家, 到2008年底正式突破900亿美元, 2012年底更是达到了1160.11亿美元。从2007年到2012年间, 除了受08年金融危机的影响, 在09年间有小幅下降外, 其余年间都是稳中有增。外商直接投资的带来的优势已经被大多数学者承认, 主要是增加东道国的就业, 推动东道国的进出口行业发展, 实现技术溢出效应等等, 这些都推动中国经济向前迈进。另有学者表示, FDI流入对中国产生了工资外溢效应, 但并没能通过该效应来改善价格贸易条件, 主要原因在于中国贸易结构没有出现大幅度的改善, 进而导致价格贸易条件无法获得有效的增长, 但对外贸易出口数量随着FDI流入呈现大幅增长, 从而在很大程度上弥补了中国价格贸易条件的恶化, 带来了其收入贸易条件的改善。

跨国公司进行海外投资时, 汇率因素是他们考虑的一个重要方面, 汇率的影响程度也是相当大的。原因是跨国公司在海外获得的利润是以当地货币计量的, 但跨国公司最终是要将它们兑换成自己本国的货币的。本文将探讨实际有效汇率变动对外商进行直接投资的影响。

二、汇率与FDI变动的理论分析

汇率是指在一段特定期间内, 一国货币与他国货币之兑换比率, 通常国际间进行之外汇交易和银行报价大部分都以美元为标准来表示各国货币的价格, 在此是用美元兑换人民币的汇率来进行分析。在本文的分析中, 所选用的汇率指标还要剔除物价因素的影响, 即剔除通货膨胀的影响, 以对外贸易比重为权数加权计算的本国货币与其所有贸易伙伴国货币双边名义汇率, 即实际有效汇率。这样计算的汇率可以反映一个国家商品相对于外国商品的相对价值, 可以用于度量一个国家在国际上贸易的商品的国家竞争力。而FDI的定义是, 一国 (或地区) 的居民实体在其本国 (或地区) 以外的另一国的企业中建立长期关系, 享有持久利益, 并对之进行控制的投。FDI在中国有以下几个特点:一是FDI一直是中国攫取全球资本的主要形式。二是相较于服务业和资源开放行业, 中国的FDI有很大一部分进入制造行业。三是FDI主要来自其他亚洲经济体, 特别是香港和台湾。可见, FDI流入会适当推动一国贸易的发展, 同时改变一国资源禀赋的状况, 进而影响一国的贸易模式与贸易条件。相关学者研究指出, FDI流入会租金东道国贸易数量增长、生产要素比例变化、生产率提高等效应能够对东道国的贸易条件和贸易福利产生影响, 同时也认为若FDI大量投入各国的相同产业, 将会引起同类出口产品的恶性竞争, 贸易战加剧, 保护主义泛滥, 导致贸易福利恶化。上文提到我国引进的外资多数流入了制造加工型企业, 在这种外向型型的企业中, 企业的原材料主要来自于国外进口, 而产成品也主要出口到国外, 在这种情况下, 人民币升值在降低出口收入的同时也降低了原材料进口的成本, 两者在一定程度上抵消了人民币升值对FDI的影响。所以, 理论分析的结论是人民币升值并不会显著地减少中国的FDI流入的数量。

三、相关文献综述

国外学者在研究实际有效汇率对FDI的影响的过程中, 研究角度各有不同。Liu (2006) 等研究了影响东亚国家FDI变动的主要因素, 研究主要以新兴国家为研究对象, 研究发现汇率水平的变动是一个重要原因, 而且FDI会因为汇率上升而更多地流入东道国。Brozowski针对欧洲国家FDI流入的影响因素进行了探究, 研究发现汇率水平的不稳定会对FDI的流入产生明显的抑制作用。在这些研究中普遍得到的结论是越大的东道国实际有效汇率可以导致跨国公司在该东道国的越大的投资成本, 在这种情况下, 跨国公司就趋向于减少对该国的投资;反之, 跨国公司在该东道国的投资成本就越小, 跨国公司就趋向于增加对该国的投资。

国内学者在相关方面也进行了大量研究。戴楠 (2008) 在分析了人民币实际有效汇率水平的波动情况的基础上, 运用格兰杰因果检验等多种方法分不同国家研究了实际有效汇率对这些国家的跨国公司对外投资的影响, 结果表明人民币贬值对FDI流入东道国有正面效应, 而不同国家受到这种影响的程度是不同的, 这主要是由于不同国家的跨国公司的投资动机的不一致。王凯, 庞震 (2009) 在VAR模型的基础上, 利用协整分析等研究方法探究了实际有效汇率、FDI和中国经济增长的动态关系, 表明实际有效汇率的贬值可以降低跨国公司在中国的投资成本, 增加东道国的相对财富, 从而导致FDI流入的增加。于津平 (2007) 在研究中发现东道国实际有效汇率上升对于不同类型的外国直接投资的影响方向是不一致的, 对于资源导向型的外国直接投资, 实际有效汇率上升对其有抑制作用, 而对于市场导向型的FDI, 实际有效汇率上升对其有促进作用, 因此, 综合来说在一国的范围内的影响情况要综合两种类型投资来看。

四、模型构建与研究方法

(一) 数据采集与处理

本文选用的FDI相关数据选取自中国统计年鉴, 实际有效汇率 (REER) 指数来源于国际货币基金组织 (IMF) 。REER需要经过数据处理才能得到, 主要需要以下数据:名义汇率xi, 即本国与另一样本国的双边名义汇率;权重ri, 即与样本国贸易在本国所有对外贸易中所占的比重;本国物价指数p0和样本过物价指数pi。然后通过加权平均的方法计算出或者。具体数据详见表1。

资料来源:中国国家统计局网站和国际货币基金组织网站。

为了更为清晰地看出并且分析实际有效汇率对外国直接投资的影响情况, 本文对相关数据进行了图表化的处理, 将表1的数据反映在图1中, 便于进行直接分析。从图中可以更加直观地发现, 在不同阶段, 两者呈现出不同的变化趋势。

1994~1998年, 人民币实际有效汇率波动的范围比较小, 在这几年间FDI流入总额有了一个初步增长, 从337.67亿美元增长到454.63亿美元。在这段时间内, 可以看到, REER的变动趋势与FDI的变动趋势基本一致, 相对来说, 波动都不是非常明显, 算稳中有增。可以想象, 在这几年的时间内, 中国的对外市场和外商投资环境发展情况都很好, 尤其是1994年汇率改革以后, 外国直接投资者对于中国的信心有所增加, 所以增加了对华投资。

1999~2006年间, 人民币实际有效汇率呈现出下滑的趋势, 正是在这个时期人民币开始了一个大幅度的贬值, 实际有效汇率下降了近10个百分点。而FDI则经历了一个缓慢下滑, 最终持续攀升的过程。FDI的下滑截止到2000年, 从下一年开始, FDI数值开始缓慢回升, 最终达到了630.21亿美元, 增长速度比上一阶段有所下降。而在这一段时期内, 国际市场上也有很多变化, 其中SARS等传染性疾病在中国范围内的爆发也影响了外商在中国的投资意愿, 是这段时间内FDI增长放缓的一个原因。

2007~2011年间, FDI流入进入一个高速增长期, 从747.68亿美元增长到1160.11亿美元, 在增长速度上达到了上一阶段的数倍, 而在这一时期, 人民币REER也相对稳定, 尤其是到了08年以后, 波动范围在4个百分点以内。这段时间内的汇率波动的稳定要得益于中国的汇率改革, 更有弹性的人民币汇率机制对稳定中国对外市场还是有一定好处的, 也代表了一个更加成熟的中国市场, 由此FDI对中国的信心进一步增加, 对华投资也就实现了大幅度增加。

总结1994~2011年间的变动趋势, 除了部分年份FDI较上年有小幅下降外, 其他时间段内的FDI数值均呈现上升趋势, 并且在近年间出现了大幅增加。从图表上来看, 外商直接投资与实际有效汇率之间并没有一个明显的变动规律, 即从图上看来, 实际有效汇率的上升在有些年份提高FDI流入, 在有些年份则会FDI流入。根据图表的分析并没有得出一个明确的结果, 接下来本文将通过模型构建进行实证分析。

(二) 模型构建与实证分析

在前文的分析结论上, 本文提出的模型如下:

上式中, 等式左边FDI与GDP的比值的作用是消除经济规模对于FDI流入的影响, 后边的解释变量g代表经济增长率, REER金代表人融民币实际有效汇率水平, u为误差项。从理论N上O来.说8, , 高20速1的3i经n济an增c长e是吸引外国直接投资的一 (个C重u要mu因l素at, i投ve资ty者N期O望.能52从5中) 国的经济增长中获益。在之前国内外学者所做的相关研究中, 也验证了这一理论假设, 即经济增长率对FDI流入有显著的正面效应。相关数据来源于中国国家统计局网站。

在实证研究时, 为了消除异方差特征, 对所有解释变量和被解释变量取自然对数, 变量变为ln (FDI/GDP) 、ln (REER) 和ln (g) 。在进行回归前, 首先对数据进行相关性检验, 结果显示两者有负相关关系, 即两者的变动呈反方向变动。随后, 本文进行了ADF单位根检验, 结果显示所有的去自然对数后的变量都是一阶单整的, 显示出一个长期协整的关系。回归结果如下:

根据回归结果, 除了经济增长率的系数, 其他系数在5%的水平上是显著的, 拟合优度也在可接受的范围内, 不存在自相关问题, 总体回归效果较好。由回归系数可以知道, 人民币实际有效汇率的上升会导致FDI流入减少, 经济增长率的统计结果并不显著, 所以并不能得出经济增长率兑入FDI流入的一个结论。具体来说, 人民币实际有效汇率每上升1%, FDI的流入就减少3.45%, 这也是与大多数学者的研究结论一致的。

五、结论与小结

实证研究结果表明实际有效汇率与外商直接投资是呈反方向变动的, 而经济增长率对外商直接投资则没有显著影响。这一结论继承了国内学者研究的成果, 在一定程度上具有一致性。而我国在开放发展的格局中的汇率下降也确实在一定程度上促进了外资的流入, 对中国的发展起到了一个积极的作用。在本文的第二部分里已经提到了我国利用外资的主要类型, 即制造行业, 也分析了人民币升值可能带来的影响, 理论分析的结果与实证研究结果并不一致, 这也需要学者们的进一步研究。

对于中国的长期发展, 外资仍是不可或缺的, 因此如何有效吸引更多外资就成了一个重要的现实问题。在目前的汇率政策和现实情况下, 人民币贬值可能性已经越来越小了, 所以保持人民币汇率的长期稳定具有重要的战略意义, 在未来, 建立灵活的人民币汇率形成机制对吸引FDI流入会有积极的促进作用。另外, 外资流入的部门的结构应该更完善, 不应该大部分流入制造行业, 适当引导部分外资进入其他相关行业也会有利于提高中国的国际竞争力, 完善中国的产品和技术市场。

参考文献

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实际有效汇率 篇2

关键词:实际有效汇率;VAR模型;协整方法;汇率决定因素

中图分类号: F830.73 文献标识码: A 文章编号: 1673-1069(2016)26-79-3

0 引言

有效汇率是指某种加权平均汇率指数。它是以贸易占比为权重的,反映一国货币在国际贸易中的总体竞争力和总体波动幅度,即对购买力平价的偏差程度。

实际汇率是相对于名义汇率而言的。名义汇率是官方公布的汇率。实际汇率是名义汇率经过价格调整后的汇率。实际汇率有多种不同的含义,通常实际汇率多被认为是外部实际汇率和内部实际汇率。

外部实际汇率都是以两国货币为基础计算得来的,因此它具有双边的性质。然而在某段时间内,一国货币对若干种货币的实际汇率可能升值而对另几种货币的实际汇率则可能贬值,所以我们需要一个能综合反映一国货币实际汇率变动趋势的指标,这个指标就是实际有效汇率。实际有效汇率是在实际汇率的基础上计算有效汇率,也就是现根据有关国家的物价指数计算出同这些国家货币的双边实际汇率,然后再根据这些国家在本国对外贸易总额中所占的比重进行加权平均。

从国外理论界观点来看,决定贸易收支状况的真正因素是实际有效汇率。从实证研究来看,实际有效汇率对我国贸易起到稳定和主要的长期作用,研究实际有效汇率对于研究一国经济发展有重要的意义。

本文选取了影响人民实际有效汇率的5个因素进行实证检验:

①人民币实际有效汇率(reer):选用2008-2010年的月度实际有效汇率。

②利率(r):选用银行间市场同业拆借月加权平均利率。

③中美相对货币供应量(mb):用中美两国广义货币供应量之比表示。由于经济发展状况和货币需求决定了货币供给,所以该指标也可以间接反映相对于美国的中国货币的需求状况,从而间接反映美国量化宽松货币政策对人民币汇率的影响。

④对外贸易状况(ei):用出口与进口总值的比值表示。贸易条件的改善或恶化会影响同样进出口商品所节省或带来的外汇数量,进而影响外汇供求市场。通常贸易条件的改善有利于增加外汇供给,引起本币升值。

⑤财政支出(cz):财政支出增加会导致国民收入的增加,人民生活水平提高,引致进口也随之增加,本国资本流入外国,导致本币贬值外币升值。

⑥劳动生产率(tnt):用消费者物价指数和生产者物价指数之比表示。供给方面因素的一个重要变量就是劳动生产率。根据巴拉萨-萨缪尔森的命题,贸易品部门劳动生产率提高时非贸易品价格必然上涨,导致本币升值。由于贸易品和非贸易品部门劳动生产率的测算相当困难,因此近似用消费者物价指数和生产者物价指数来分别表示非贸易品和贸易品部门的相对价格,同时间接表示了劳动生产率。

1 单位根检验

表1表明,实际有效汇率、利率、中美相对货币供应量、劳动生产率、对外贸易状况、财政支出这六个变量经过一阶差分后,它们的ADF值都小于临界值,表明各变量经过一阶差分后都是平稳数列,因此它们是一阶单整序列。

2 向量自回归模型分析

本文参考LR统计量、赤池信息准则(AIC)、施瓦茨准则(SC)和HQ信息准则这四种方法,当四种方法确定的滞后期相等时,该滞后期即为VAR模型的最大滞后期,从而提高被估VAR模型的精确性。(结果见下表)

从表2可以看出,最优滞后期为2。在滞后2阶情况下,对VAR(2)模型残差进行JB正态性检验、LM自相关检验和White异方差检验显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差,估计结果也显示参数联合检验是显著的,调整后的

值在0.845~0.997之间,因此VAR(2)的统计性质是良好的,这样就可以进行随后的协整检验、因果检验、脉冲分析和方差分解了。

3 Johansen协整检验

通过向量自回归分析,我们确定了模型的滞后阶数为2。Johansen协整检验要求滞后阶数是VAR模型滞后阶数减一阶,所以本文采用没有趋势项和常数项下,滞后一阶的Johansen方法检验协整关系。检验结果如下:

表3可以看出,在1%的显著性水平下,最大特征根统计量的检验结果表明变量之间至少存在一个协整关系。这表明在1%的显著水平下这六个变量之间存在协整关系即存在一种长期均衡关系。

从表4可以看出人民币实际有效汇率、利率、中美相对货币供应量、劳动生产率、对外贸易状况、财政支出六个变量的标准化协整方程为:

LREERt=-0.061199lR+0.712682LMBt+0.012918LTNTt+1.012856LEIt-0.306733LCZt

从2008年到2010年,利率的弹性系数为-0.061,中美相对货币供应量增长的弹性系数为0.713,劳动生产率的弹性系数为0.013,对外贸易的弹性系数为1.013,财政支出的弹性系数为-0.307,也就是说,当其他变量不变时,利率增长1%,人民币实际有效汇率降低0.061%;中美相对货币供应量增长1%,人民币实际有效汇率上升0.713%;可贸易部门生产率指标增长1%,人民币实际有效汇率上升0.013%;对外贸易指标增长1%,人民币实际有效汇率增长1.013%;政府财政支出增加1%,人民币实际有效汇率降低0.307%。

从方程的参数来看, 中美相对货币供应量、劳动生产率、对外贸易上升是驱动人民币实际有效汇率升值的正向因素,而利率和财政支出是导致人民币实际有效汇率的贬值的因素。

4 分析

货币供应量对汇率的影响主要是通过利率、通货膨胀和经济增长而进行的。从样本数据区间来看,在国际经济危机时期,美欧日三大主要经济区域普遍受到经济危机的严重影响,中国虽然在经济危机中也受到影响,但因为经济调控的迅速而使得国际上对人民币的信心增强,从而推动人民币实际有效汇率的升值的效应大于通货膨胀物价带来的贬值效应。所以会出现虽然中美相对货币供应量在增加,仍会促使人民币实际有效汇率上升。

劳动生产率的增加会导致人民币实际有效汇率的上升。这是因为,劳动生产率增加会带来产品成本的降低,本国出口产品竞争力增强,从而增加出口抑制进口,使本币升值。同时,劳动生产率的提高会带来经济增长的预期,因而带动国际资本流入本国,使本币升值。

对外贸易状况的改善是人民币实际有效汇率升值的同向因素。对外贸易的改善,会带动出口的增加,从而使得国际收支得到改善,使本币升值。

结果显示,利率对人民币实际有效汇率的变动存在影响。由于利率对实际有效汇率的影响在在长期内还要通过经常项目的变动发挥作用,而这种长期的影响能否发挥出来取决于利率能否影响投资、消费和进出口。另外,从协整检验的结果来看,利率对人民币实际有效汇率的影响作用较弱,这与我国市场化程度不发达,商品市场传导作用不充分不无关系。

财政支出对汇率的影响主要通过利率、通货膨胀率和国际收支经常项目的变动等因素的影响间接体现出来。财政支出的增加往往导致货币供应增加,加上金融危机时期,我国扩张的货币政策,这样就会导致国民收入增加,人民生活水平提高,从而会使进口增加,同时,在对外贸易上我国在这一时期的出口收到严重影响,这就导致了我国资本外流,外汇需求的增加导致人民币实际有效汇率下降。

由以上分析可以看出,人民币实际有效汇率决定在经济危机时期出现了一定程度的特殊性。在人民币汇率制度改革的进程中,我国应该要密切关注国内外经济发展状况,采用适合我国国情和国际发展局势的政策,使人民币汇率制度改革稳步进行。

参 考 文 献

[1] 章和杰.人民币实际有效汇率形成实证研究[J].浙江社会科学,2005(2).

[2] 永祥,秦宛顺.关税、货币政策与中国实际均衡汇率[J].经济研究,2002(5).

[3] 黄昌利.人民币实际有效汇率的长期决定:1994~2009[J].金融研究,2010(6).

[4] 顾建华.政府公共支出对GDP长期增长效应的动态分析——基于广西数据的协整检验和VAR模型分析[J].工业技术经济,2007(11).

实际有效汇率 篇3

随着我国经常项目和资本项目“双顺差”的持续扩大, 中国加快推进“走出去”战略, 鼓励企业积极发展境外直接投资, 以保持国内外经济平衡。2015年, 李克强总理指出, 为适应国际格局的调整, 中国外贸应从“大进大出”转向“优进优出”, 在强化改造外资、外贸两大经济支柱的同时, 将推进对外投资作为中国经济发展的“新支柱”。在研究对外直接投资的过程中, 汇率通常是跨国投资决策不可忽视的因素, 因为汇率是不同货币间的比价, 直接反映了国内外要素和商品的相对价格。但是长期以来, 探讨人民币汇率对吸引FDI流入的研究充分, 而深入分析境外投资的文献相对匮乏。因此, 本文欲通过对1994~2013年中国对外直接投资流量数据, 采用协整分析和脉冲响应分析, 实证研究人民币实际有效汇率、波动率对我国OFDI的影响和作用。

2 文献回顾

目前研究汇率对OFDI的影响主要涉及两个方面:一方面是汇率水平的变动;另一方面是汇率波动。对于汇率变动, 一种观点认为东道国相较投资国货币贬值, 有利于FDI的流入。Gushman的相对生产成本理论认为外国货币升值会降低外国投资者在东道国的生产成本, 从而刺激对外直接投资流向东道国。同时, Froot and Stein的“相对财富效应”理论认为, 投资国货币升值后, 在东道国投资的企业以东道国货币计价的财富增加, 因而鼓励了投资国并购东道国企业。而Campa (1993) 提出了截然不同的观点, 认为未来的预期水平是跨国公司考虑是否进行对外投资的重要因素。一国货币贬值会意味着该国企业对外投资的预期未来利润水平的提高。因此, 母国货币贬值有利于FDI流出。

不少学者认为汇率波动越剧烈, 对外直接投资所面临的风险就越大。Campa (1993) 采用期权定价模型得出汇率的频繁波动将带来了很大不确定性, 此时就越需要更高水平的汇率来诱使企业进行OFDI。然而, 如果将贸易和投资看作可替代品, 汇率波动则有可能使得跨国公司增加对外投资以规避汇率风险。

综上所述, 关于汇率与对外直接投资的国外研究大多针对发达国家, 如美国和日本等, 而且理论分析和实证检验均存在很大分歧。国内的研究则大多关注于人民币汇率对中国引进FDI影响, 对于以中国为投资国的OFDI研究受人民币汇率影响的研究较少, 考虑到中国的特殊国情和政策制度, 与发达国家存在明显差异, 所以不能简单套用国外学者的理论, 需要我们针对我国对外直接投资的特点来分析人民币汇率变化对OFDI的影响。

3 计量模型及指变量说明

3.1 计量模型

本文主要采用1994~2013年中国对外直接投资净额 (OFDI) 数据研究人民币实际有效汇率对OFDI的影响, 初步构建如下计量模型:

其中, Ln OFDI表示中国对外直接投资流量的对数, Ln REER表示人民币实际有效汇率水平的对数, Ln VEDS表示汇率波动幅度倒数的对数。

3.2 变量选取和数据说明

3.2.1 OFDI数据来源

本文OFDI数据来自中国商务部《中国对外直接投资统计公报》;世界消费者价格指数来自MF统计报告, OFDI以美元表示, 实际OFDI构建如下:

3.2.2 实际有效汇率以及汇率波动数据来源和计算

(1) 跨国公司在进行对外直接投资时, 需要考量全球性投资成本, 所以本文选取实际有效汇率作为衡量人民币汇率变化的基本变量。本文1994~2013年人民币实际有效汇率[1]来自国际结算银行的实际有效汇率月度统计报告, 以2005年为基期[2]。

(2) 汇率波动的测算。由于汇率波动性不能直接观测得到, 因此必须给出适当的量度。本文借鉴Amuedo Doranes和Pozo (1996) 采用的GARCH模型对条件方差, 和扰动项平方的滞后值, 进行估测, 由此推算人民币实际有效汇率的波动率, 结果如下:

通过上述模型便可得到汇率序列的条件预测月度方差, 然后以每年12个月汇率波动的平均值作为年度波动程度值, 由此得到1994~2013年的年度汇率波动值序列, 记为VE, 但为增加模型的显著性, 所以对VE倒数求对数, 记为Ln VEDS。

4 人民币汇率影响OFDI规模的实证分析

本文将先对时间序列变量进行平稳性检验, 然后给出包含Ln OFDI、Ln VEDS、Ln REER三个向量的协整方程, 并利用VAR模型的脉冲响应分析方法, 研究三者间的动态关系。

4.1 ADF单位根检验

通过eviews7.2的ADF检验各时间序列的平稳性, 检验结果如下表, 表明各变量经过一阶差分平稳, 所以都是一阶单整序列。

注:检验形式 (c, t, k) 中三项分别表示有常数项, 时间趋势项和滞后阶数。

4.2 VAR模型的构建

4.2.1 滞后阶数的选择

VAR模型滞后阶数比较敏感, 不同的滞后阶数可能产生不同的结果。因此, 在建立多变量的VAR模型之前, 还应确定合适的滞后期K。本文将采用序列D Ln OFDI、D Ln VEDS和D Ln REER的数据建立VAR模型。根据AIC和SC同时达到最小, 经过试验, 本文取滞后期数为。

4.2.2 VAR (3) 模型的估计

本文对于多变量的协整性检验采用Johansen检验法, 在做检验是考虑了含有常数和时间趋势情况。Johansen检验结果表明各变量之间存在至少一个长期稳定的均衡关系。因此, 根据检验结果本文直接给出相应的协整方程。Johansen协整检验估计经标准化后的Ln OFDI、Ln VEDS和Ln REER长期协整关系为:

根据协整方程, 表明从长期来看Ln OFDI、Ln REER和Ln VEDS三者保持1:6.1658:0.2172的比例变动, 而且相较于汇率波动幅度, 实际汇率水平才是对外直接投资的重要影响因素。其中, 人民币实际有效汇率每上升一个百分点, 即人民币升值1%, OFDI增加6.1658%, 表明人民币升值有助于增加我国境外直接投资, 同时汇率波动率的倒数每增加1%, OFDI增加0.2172% (即汇率波动幅度越小, OFDI流量越大) 。

4.3 广义脉冲响应函数效应

根据上述建立的VAR模型, 本文还将观察系统的脉冲响应函数, 以便更好地分析变量间的动态互动效应。避免冲击识别的随意性, 本文采用由Potter (1996) 、Pesaran和Shin (1998) 等提出的一般脉冲响应方法 (Generalized Impulse Response) 进行脉冲响应分析。

从图1可看出, 给定一个人民币实际有效汇率上升的冲击, 在当期Ln OFDI会迅速攀升至峰值后回落。对于Ln REER的冲击, Ln OFDI自第6期后波动逐渐减缓稳定于0.15%左右, 维持正响应状态。可见, 人民币升值有利于促进境外直接投资。这一结果和Froot and Stein (1991) 的相对财富理论和Blonigen (1997) 的企业专有资产理论相吻合。OFDI对来自汇率波动倒数的冲击起初无响应, 然后迅速攀升在第2期, 达到0.16%左右, 自第6期后波动逐渐减缓, 始终稳定于正响应 (即汇率波动幅度降低, 促进OFDI的增加) , 这与所构建的长期协整方程结果一致。

5 结语

本文基于1994~2013年数据, 从汇率水平和汇率波动的角度, 实证分析了人民币实际有效汇率对中国对外直接投资的影响。VAR模型结果显示, 人民币实际有效汇率每上1%, OFDI增加6.1658%。同时, 汇率波动幅度越小, OFDI流量越大。这表明从长期来看, 人民币升值可能通过国内企业的财富升值和降低国外投资成本等途径, 促进了中国的对外直接投资, 然而汇率波动由于增加了投资风险等原因, 对OFDI的增加存在负效应。脉冲响应函数效应表明, 人民币升值不仅当期而且长期都会对我国OFDI有正面影响效应。

参考文献

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实际有效汇率 篇4

关键词:人民币名义汇率;实际汇率;国际收支;净出口

中图分类号:F832.6 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2012)09-0025-04 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.09.06

一、相关理论回顾

汇率的变化对一国经济内部平衡和外部平衡都具有深刻影响。汇率和国际收支的分析长期以来一直是学者们关注的对象。许少强(2005)认为,人民币的实际有效汇率能改善我国的贸易收支[1]。谢建国(2009)利用协整分析,发现人民币对我国的贸易收支并不具有显著影响[2]。李天峰(2012)用2005年汇改后的数据分析国际收支与人民币之间的关系,发现净出口、外汇储备与人民币汇率不存在长期的均衡关系,但汇率波动对贸易出口存在影响[3]。

在宏观经济学中,汇率和国内收入水平被认为是两个影响净出口的最重要因素。对于出口,若实际汇率上升,则本国货币实际贬值,意味着国外商品相对于国内商品变得更加昂贵,这使本国的商品出口变得相对容易。一般来说,出口正向地受实际汇率的影响。对于进口,若实际汇率上升,因国外商品相对于国内商品变得更加昂贵,故使进口变得相对困难,从而进口反向取决于实际汇率。由于净出口为出口与进口之差,故一般认为净出口正向取决于实际汇率[4]。

除了汇率以外,进口还取决于一国的实际收入。当收入提高时,消费者用于购买本国产品和进口产品的支出都会增加。一般认为,出口不直接受一国实际收入的影响。因此,净出口反向取决于一国的实际收入[5]。

从净出口函数可知,汇率上升或者说本国货币贬值能在多大程度上增加出口减少进口,从而改变国际收支,取决于该国出口商品在世界市场上的需求弹性和该国国内市场对进口商品的需求弹性。出口方面,只有出口商品的需求弹性大,本国货币贬值所引起的商品出口增加的幅度才会大于外币价格下降的幅度从而使外汇收入增加。如果出口商品的需求弹性小,本国货币贬值所引起的出口幅度会小于本国货币贬值幅度,就只会使外汇收入减少。进口方面,本国货币贬值使进口减少,但如果国内市场对进口商品的需求弹性很小,则货币贬值所引起的进口减少幅度很小,这时外汇支出不仅不会减少,反而会增加。因此,本国货币贬值能否改善一国贸易收支状况,取决于出口商品的需求弹性和进口商品的需求弹性。如果两者之和的绝对值大于1,则本国货币贬值可以改善一国贸易收支状况。

二、实证检验

(一)实际汇率的测算

近年来,很多学者把实际汇率定义为贸易品价格指数和非贸易品价格指数的比率。本文在考虑我国具体的国情和数据的基础上,用一个参照国的批发物价格指数或生产者价格指数来代理本国贸易品价格指数,用本国居民消费价格指数来代理非贸易品价格指数[6]。因此,将人民币实际汇率描述为:RER=NER*(PPI(U)/CPI(C))。其中,NER为美元兑人民币名义汇率,采用直接标价法;PPI(U)为美国生产者价格指数;CPI(C)为我国居民消费价格指数。

(二)数据的选取

本文选取了人民币兑美元名义汇率、美国的批发物价格指数(PPI)、我国的居民消费者价格指数(CPI)、国际收支的衡量指标为净出口和出口,以及经济增长指标GDP。其中GDP的数据区间为2009—2011年季度时间序列数据,其他指标的数据区间为2009年1月—2011年12月的月度时间序列数据。数据来源于中经网统计数据库(http://ceds.database.ce.cn/ceds/?ctype=2),本文实际汇率数据用NER、PPI、CPI数据计算后得到(见表1)。

(三)名义汇率和实际汇率的比较

我国2009—2011年名义汇率与实际汇率动态呈现如图1所示。

从图1分析可得,自2009年3月以来,人民币实际汇率高于人民币名义汇率,即人民币汇率存在低估,实际汇率存在不同程度的上升趋势。按照净出口理论,实际汇率的上升会导致出口的增加,所以名义汇率和实际汇率的对比更有助于剖析当前我国的汇率及国际收支现况。

(四)单位根检验

传统的时间序列分析一般都是假定时间序列是平稳的。然而,实际上大多数的宏观经济序列和金融时间序列都是非平稳的变量。为了克服伪回归现象,一般采用协整分析的方法来处理非平稳序列。在做协整检验之前,必须判断各变量的平稳性质。使用ADF检验NER、RER、EX(出口)、NEX(净出口)的稳定性,检验结果如表2所示。经过ADF单位根检验可知,这四个变量都是非平稳变量,它们的一阶差分,即△NER、△RER、△EX、△NEX在5%显著性水平下是平稳的,说明NER、RER、EX(出口)、NEX(净出口)这四个变量为一阶单整序列,即NER~I(1)、RER~I(1)、EX~I(1)、NEX~I(1)。

(五)协整检验

为了避免出现伪回归,在估计模型之前对其进行协整检验。根据协整的定义,只有两个变量都是单整阶变量且单整阶相同时才有可能协整。否则就不能协整。设立方程(1)、(2)如下:根据实际汇率与国际收支理论,须分别对RER与NEX、NER与EX的协整性进行检验。检验结果如表3、4所示。检验结果表明,在5%显著水平上可以接受残差序列存在单位根的假设。所以根据EG两步法的检验原理,RER和NEX, NER与EX是协整的,即在所考察时期内,两者分别存在稳定的比例关系,长期关系可以用协整回归模型描述。

(1)EX = 5847451752.31 - 845548399.62*NER +

(2.065394) (-2.035980)

0.733885001421*EX(-1)

(5.565249)

R-squared=0.797330 DW=1.768389

(2)RER = 0.823081000229 - 4.68606466336e-

(1.976964) (-1.039810)

06*NEX + 0.90847230174*RER(-1)

(16.74701)

R-squared=0.898305 DW= 2.406840

从D-W检验的结果可以看到残差项基本不存在自相关,初步认为以上模型反映了RER与NEX、EX与NER的长期稳定关系。

得协整方程如下:

EX=5847451752.31-845548399.62*NER+

0.733885001421*EX(-1) (1)

RER=0.823081000229-4.68606466336e-06*NEX+

0.90847230174*RER(-1) (2)

方程(1)、(2)分别描述了人民币名义汇率与出口、实际汇率与净出口的长期均衡的关系。方程(1)表明,名义汇率变动1%会引起出口反向变动845548399.62%,出口自身的波动也会对出口值产生一定的影响。方程(2)表明净出口变动1%会引起实际汇率方向变动4.686%,另外实际汇率自身的波动也会对当期汇率产生影响。

(六)格兰杰因果检验

格兰杰因果检验要求变量必须是平稳的。因此需要对各个变量的一阶差分△NER、△RER、△EX、△NEX进行格兰杰因果检验,检验结果如表5、6所示。

以上可以得出结论:人民币名义汇率和出口存在单向因果关系,即名义汇率是出口的因。净出口和出口、人民币实际汇率和出口不存在因果关系。人民币实际汇率和净出口存在单向因果关系,即净出口是人民币实际汇率的因,名义汇率与净出口不存在因果关系。

基于以上结论,方程(1)、(2)关系成立。图2为方程(1)的残差图,图3为方程(2)的残差图。

在图3中,2010年7月和2011年1月时间点上的残差数据明显存在异常,引入虚拟变量修正方程,得到更正后的方程(1)为:

EX=620192897.011-85108284.1985*NER+

1.06517593551*EX(-1)-1605049042.36*D0+

661496734.882*D1+5671018.57365*D2+ [AR(1)

=0.819191310197]

此时各项指标都存在改进,方程的说服力更强。

三、结论

(一)人民币名义汇率的变动是影响我国出口总额的一项重要因素

根据实证的检验结果,人民币名义汇率的升值导致出口值的减少,其效果是显著的。但由于出口和净出口并不存在因果关系,我国国际收支顺差是否会因为名义汇率的升值而减少还取决于进口值的变动、国内收入水平等其他因素的影响。所以,人民币名义汇率的升值能对我国出口产生一定程度的制约,假设其他条件不变的情况下,人民币升值能在一定程度上调整国际收支,减少我国的顺差。

用人民币名义汇率升值调整国际收支的同时应考虑汇率升值可能对我国带来的影响。自从我国加入世贸以来,对出口贸易的依存一直不低,占GDP的比重也相当可观,人民币一旦剧烈波动,可能会对我国企业产生致命性打击。

(二)净出口的减少会促使人民币实际汇率升值

根据格兰杰因果关系检验,净出口是实际汇率变动的因,净出口变动1%会引起实际汇率反向变动4.686%,也就是说净出口一旦减少1%,实际汇率便会相对升值4.686%。在这种情况下,用人民币名义汇率升值调整国际收支,假设名义汇率升值,出口减少,净出口也相应减少,这时人民币的实际汇率因此升值。经格兰杰因果检验可知,人民币名义汇率和实际汇率之间不存在因果关系,但升值在联动机制的作用下,以名义汇率升值为起源,通过出口与净出口的影响,最后间接促使了实际汇率升值。

(责任编辑:陈薇)

参考文献:

[1]许少强.人民币实际汇率对我国贸易收支影响的实证分析[J].新金融,2005(2):12-16.

[2]谢建国.出口退税与就业增进——基于我国数据的协整研究[J].国际贸易问题,2012(2):25-32.

[3]李天峰.人民币实际汇率波动对中欧进出口贸易影响的实证研究[J].上海经济研究,2012(1):110-115.

[4]高鸿业.宏观经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2011:315-327.

[5]谷宇,高铁梅.人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析[J].世界经济,2007(10):59-57.

实际有效汇率 篇5

人民币汇率制度的发展经历了固定汇率制度、双轨汇率制度和单一的有管理的浮动汇率制度的历程。1994年, 并轨改革后人民币汇率带来了中国国际贸易的高速增长, 使得中国备受人民币升值舆论的压力。1997年东亚金融危机爆发后, 人民币大幅贬值, 2003年后人民币大幅升值。2005年7月21日起, 中国开始回归有管理的、以市场供求为基础的、参考一篮子货币的浮动汇率制度, 同时, 人民币兑美元汇率一次性升值2.1%。时至今日, 人民币兑美元汇率早已进入了6的时代, 汇率升值的趋势在短期内已然无法扭转。

汇率作为国家重要宏观经济变量之一, 会通过商品价格、国内外贸易、资本的跨国流动、税收等因素传导至国内的生产活动中, 从而对国内宏观经济甚至产业结构产生深远的影响。2005年汇改以来, 人民币汇率呈现波动中逐步升值的趋势, 我国对外贸易承受很大压力。2008年国际金融危机以来, 全球宏观经济相对低迷、外部需求减少致使我国出口企业发展受限。人民币的持续升值以及我国简单加工贸易出口产品在国际市场竞争力优势降低, 使得我国的产业结构升级逐步提上了日程, 这促使我国的出口贸易产品逐渐从低附加值向高附加值产品转变。在我国贸易经济占宏观经济很重要的板块的前提下, 人民币的持续升值对于国内经济结构最根本的影响是国内产业结构的调整和升级。因此, 汇率的变动对一国经济具有非常重大的影响, 也是一国产业结构的变化很重要的影响因素。

基于此, 深入探究人民币实际有效汇率变动对中国产业结构的影响, 进而发掘其对中国各个产业的实际影响, 以及量化人民币实际有效汇率变动对我国产业结构调整升级的具体影响具有重要的现实意义。

二、文献回顾

截至目前, 关于汇率波动对产业结构影响的研究相当广泛, 研究切入点也多种多样。黄先军、曹家和 (2011) 通过两变量VAR模型定量研究了汇率变动与中国产业结构演变之间的关系。他们认为, 人民币升值能大幅提高第二、第三产业尤其是第三产业在GDP中的比重, 而这正好是产业结构高级化的表现。林丽梅 (2011) 通过OLS回归的手段实证研究了汇率的变动对于三大产业部门的影响。她认为人民币实际有效汇率的升值将对于我国三大产业产值的增长速度起到不同程度的抑制作用, 但同时促进了我国产业结构的优化升级。马君潞、王博、杨新铭 (2010) 基于SITC标准产业数据运用协整与误差修正模型研究了人民币汇率变动对我国出口贸易结构的影响。他们认为出口与国外收入、出口价格存在长期均衡关系, 国外收入的增加会引致中国出口的增加;汇率波动在短期内对某些产业而言有显著的正面影响, 但不会影响长期出口关系。Benassy (2001) 对1984—1996年13年的42个发展中国家的FDI数据研究认为, 本国汇率贬值会降低外商投资的建设成本, 这有利于FDI投入的增加, 同时汇率波动幅度的降低减小了外商投资的不确定风险, 这也有利于FDI投入的增加。Patrick Crowley (2003) 的研究认为, 汇率波动与FDI有较弱的相关关系, 当汇率波动幅度有限时, 资本流动并未受到显著的负面影响。

尽管对于汇率对产业结构影响的研究并不鲜见, 然而已有的研究多数是间接研究汇率变动对产业结构的影响, 即直接研究汇率波动对价格、进出口、FDI的影响, 而价格、进出口贸易、FDI的变动又会影响国内产业结构的调整, 因此, 汇率的变动最终会影响国内产业结构的变动。本研究部分借鉴已有研究的研究方法, 但与已有研究不同的是, 本文的直接研究对象并非是汇率直接作用的对象, 而是将进出口、FDI这些变量分别用第二、三产业GDP占比以及固定资产投资完成额进行替代, 然后用这些指标以及实际有效汇率直接进行实证模型的构建;此外, 本研究不仅构建了VAR模型, 更进一步构建了误差修正模型 (VEC) , 以保证实证步骤的准确和可靠性。

三、变量与样本的选择与说明

由于第一产业的对外贸易参与度较低, 且第一产业的FDI投资额度较第二和第三产业也比较低, 因此本文选择第二产业和第三产业这两个贸易参与度和FDI额度较高的产业的相关数据进行实证研究。此外, 因为资本投入和资本利用水平是推动产业结构进步的一个重要因素, 本文所选实证研究的变量还包括固定资产投资额, 这里的固定资产投资额包含了FDI。

最终, 本文选用人民币实际有效汇率 (reer) 、第二产业占GDP比重 (sec) 、第三产业占GDP比重 (thi) 以及固定资产投资完成额 (ass) 四个变量, 利用Eviews7.0建立VAR模型, 反映实际有效汇率reer的变化对产业结构及其变化的短期动态冲击, 以及二者之间的长期均衡关系。然后进一步进行协整分析、误差修正、格兰杰因果检验、方差分解和脉冲响应分析, 实证分析人民币汇率升值对产业结构的影响。

本文选择的四个变量均采用1994年第一季度到2012年第三季度的季度数据, 每个时间序列共75个样本数据。使用X-12对国民生产总值gdp1、第二产业产值sec1、第三产业产值thi1以及固定资产投资完成额ass1进行季节调整, 以消除季节影响。季节调整后的变量分别为gdp2、sec2、thi2以及ass, 再分别用第二产业产值sec2和第三产业产值thi2除以国内生产总值gdp2, 得出第二产业产值比sec以及第三产业产值比thi。季节调整后的所有序列取自然对数 (即变为log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) ) , 取自然对数后不改变原变量之间的协整关系, 并且可以减少异方差, 并使数据的趋势线性化。

采用1994年之后的数据, 是考虑到1994年汇率并轨后, 形成了统一的银行间外汇市场汇率, 这使得研究结果更为贴近现实。另外, 考虑到数据的可得性, 样本数据截止到2012年第三季度。

变量说明如下:

1. 人民币实际有效汇率 (reer) :

人民币实际有效汇率为来源于国际清算银行 (BIS) 数据库的月度数据, 采用间接标价法, 即实际有效汇率上升表示人民币升值, 反之则表示人民币贬值。实际有效汇率指数以2010年为基期, 即2010年指数为100。本文中取了每个季度三个月的实际汇率平均值作为当季人民币实际有效汇率。

2. 第二产业占GDP比重:

第二产业产值数据及当年国内生产总值 (GDP) 数据均为来自于国家统计局数据库的季度数据, 将第二产业产值比当季GDP即为第二产业占GDP的比重。所有数据按当年价格计算。

3. 第三产业占GDP比重:

第三产业产值数据及当年国内生产总值 (GDP) 数据均为来自于国家统计局数据库的季度数据, 将第三产业产值比当季GDP即为第三产业占GDP的比重。所有数据按当年价格计算。

4. 固定资产投资完成额:

1994年—2010年数据来源于1994—2010年的中国固定资产投资统计年鉴, 2011年及以后数据来源于固定资产投资分析报告。

四、实证模型构建过程

向量自回归 (VAR) 常用于预测相互联系的时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态影响。VAR模型有许多特点, 它不以严格的经济理论为依据, 对参数不施加零约束, 对样本外近期预测相当准确, 且其中的每个变量应当具有平稳性。因此, 本文的研究试图通过构建VAR模型分析人民币实际有效汇率变动对产业结构的具体影响, 并对未来产业结构的变动趋势做出相关预测。

1. 建立VAR模型。

(1) 选择最优滞后阶数。

滞后阶数统计表如表1所示。

如表1所示, 由于AIC与SC结果不统一, 取*最多的阶数, 即滞后3阶较为合适。

(2) 建立计量方程式。

VAR模型建立的计量方程式如下:

方程式1:

方程式2:

方程式3:

2. 单位根检验。

为避免时间序列非平稳性带来的伪回归, 本文采用ADF检验对log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) 进行单位根检验。单位根检验结果如表2所示。

从表2中可以看出, 在5%的置信水平下, log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) 均为一阶单整序列。四个变量均为非平稳的时间序列。因此, 需要进一步进行协整检验。若无协整关系, 那么可直接采用笔者构建的VAR模型, 若存在协整关系, 则必须对模型进行修正, 考虑建立VEC模型。

3. Johansen协整检验。

以 (1, 3) 为协整检验的最优滞后区间进行Johansen协整检验。ADF检验结果表明log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) 均为一阶单整的, 因此log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) 之间可能存在协整关系, 即人民币实际有效汇率、第二产业占比、第三产业占比以及固定资产投资额的变化之间可能存在长期均衡关系。

对log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) 进行Johanson协整检验, 结果如表3和表4所示。

从迹检验和最大特征值检验结果中均可以得出, 变量log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) 之间在5%的置信水平下至少存在1个协整向量。因此, 可以建立变量之间的误差修正模型。

4. 建立VEC (2) 模型。

向量误差修正模型 (VEC) 是一个有约束的VAR模型, 适用于在解释变量中含有协整约束的非平稳序列中。根据上述单位根及协整检验结果, 我们可以建立变量为log (reer) 、log (sec) 、log (thi) 和log (ass) 的VEC模型。因为VEC模型有协整关系, 当有一个大范围的短期波动时, VEC表达式会限制内生变量的长期行为收敛于他们的协整关系, 因而也就能反映他们之间的长期稳定关系。

运用eviews7.0软件估计得出以下VEC (2) 模型的三个方程:

从模型的第一个方程可以看到, 实际有效汇率的变化与第二产业占比的变化负相关 (对应系数约为-0.035和-0.029) , 即人民币实际有效汇率升值会引起第二产业占GDP比重的下降;从模型的第二个方程可以看到, 滞后一期的实际有效汇率的变化与第三产业占比的变化正相关 (对应系数约为0.000158和0.002546) , 即人民币实际有效汇率升值会引起第三产业占GDP比重的上升, 即人民币升值对产业结构调整升级确有一定推动作用。但总体看来, 短期内人民币升值对第二产业的负效应要远大于对第三产业的正效应。

五、实证模型的检验

1. 平稳性检验。

VAR模型建立的前提必须是稳定的, 因此应对其进行平稳性检验以确定模型构建的有效性。运用eviews对模型进行单位根检验的结果如图Á1所示。

从图1中可以看出所得模型的根都小于1, 说明了上述VEC模型为平稳系统, 模型所得结果具有可靠性。

2. Granger因果检验。

由于模型通过了平稳性检验, 为了检验人民币实际有效汇率与第二、第三产业占比以及与固定资产投资完成额之间的因果性, 需要进Granger因果检验。检验结果如表5所示。

从表5中我们可以看出, 在5%的置信水平下, 可以认为log (reer) 与log (sec) 存在双向的格兰杰因果关系;log (reer) 与log (thi) 存在单向的格兰杰因果关系, 前者是后者的格兰杰原因, 但后者不是前者的格兰杰原因;log (sec) 与log (thi) 同样只存在单向的格兰杰因果关系, 后者是前者的格兰杰原因, 而前者不是后者的格兰杰原因。

由于格兰杰因果关系检验是必要性条件检验, 而不是充分性条件检验。所以经济行为上存在因果关系的时间序列, 应该能够通过格兰杰因果关系检验。而由检验的结果来看, 检验结果基本符合模型的理论基础, 即人民币实际有效汇率的升值能够引起产业结构的调整。但是, 固定资产投资似乎对产业结构的调整影响不大。因而上文估计的VEC模型具有经济意义, 可以用来分析人民币实际有效汇率的变动对我国产业结构的影响。

3. 方差分解和脉冲响应分析。

首先对VEC模型进行方差分解以观察各变量的贡献程度。方差分解是分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度, 通常用方差来度量, 以此来评价不同结构冲击的重要性。结果如图2所示。

从图2可以看出, 长期来看, 人民币实际有效汇率的变化量是影响第二产业占比变化量的最重要的影响因素, 影响程度达到了80%以上。但是从图中也可以看出, 汇率对产业结构的影响存在滞后性, 从第15季度之后这一贡献度才趋于稳定。而人民币实际有效汇率的变化量对第三产业占比变化量的影响程度要小很多, 长期来看大约是30%, 而且也存在一定的滞后性。

为了更加直观地看到汇率升值对产业结构调整的影响, 这里运用脉冲响应函数进行分析, 即给人民币实际有效汇率变量方程中的误差项一个标准差的扰动, 得到一段时间内其对第二、三产业占比变动的影响状况。如图3所示。

由于货币政策的时滞效应通常约为两年, 因此选择10个季度的观察期以观察脉冲反应。从上图中可以明确的看出, 人民币实际有效汇率的上升对第二产业具有长期的负效应, 对第三产业具有长期的正效应。

六、研究结论

本文在人民币实际有效汇率持续升值的宏观背景下, 针对实际有效汇率波动对中国产业结构的影响进行了深入的研究。通过对VAR模型结论的分析并结合我国宏观经济背景, 文章得到了以下几个结论。

1. 人民币实际有效汇率的升值对我国第二产业的发展具有短期内的抑制作用, 但长期效应中性化。我国是一个贸易大国, 外贸导向型经济发展方式明显, 出口贸易给我国经济增长作出的贡献非常巨大。然而, 我国出口商品多数为劳动密集型或资金密集型商品, 具有附加值低、需求弹性小、容易被替代等特点, 当人民币实际有效汇率上升时, 我国出口贸易品价格相对低廉这一比较优势被弱化, 在国际市场上的竞争力大大减弱, 因而国外市场份额就会遭到排挤, 出口能力下降。在这些出口行业开拓国内市场的初期, 因为受到市场份额和利润趋薄的限制, 行业发展止步不前甚至逐渐萎靡, 而出口行业在整个第二产业中所占份额之大也使得第二产业整体受到牵连, 因此, 实际有效汇率升值在短时间内对第二产业具有抑制效应。但在长期, 劳动密集型行业的技术转型是必然的趋势, 技术密集型产业受汇率波动影响相对较小, 因而在长期实际有效汇率的升值对第二产业的影响逐渐变弱, 第二产业的发展进入稳定状态。

2. 人民币实际有效汇率的升值对我国第三产业的发展和固定资产投资的增加具有短期内的促进作用, 但长期促进效应变弱。人民币实际有效汇率的升值对于固定资产投资完成额的促进效应主要得益于进口的增长。汇率升值使得外币相对于人民币贬值, 因而国外的商品变得更具有价格优势, 此时对于国外先进设备的需求会大幅增长, 设备投入增长最终表现为固定资产投资完成额的增加。与此同时, 先进设备的投入会促进企业的研发, 使得企业逐步由劳动密集型或资金密集型向技术密集型转变, 进而促进产业的高级化, 并促进第三产业的发展。长期内, 产业高级化发展速度及第三产业发展速度放缓, 因此, 人民币实际有效汇率对于第三产业发展和固定资产投资增加的促进效应在长期内变弱。

3. 总体上, 人民币实际有效汇率升值对产业结构调整升级具有促进作用。汇率不仅仅是价格之比, 更是杠杆和政策工具, 一国汇率水平及其变动会影响国家经济结构的调整和经济增长的质量。本币升值或高估, 会通过生产要素的“挤出效应”和“转移效应”, 从低效率的企业和部门挤出, 向高效率的企业和部门转移, 增加企业和部门利用技术的压力和动力, 从而推动一国产业结构的升级换代和增长方式的提升。因此, 总体而言, 人民币实际有效汇率升值对我国产业结构调整升级具有促进作用。

鉴于人民币实际有效汇率的波动在短期内将主要通过贸易效应对我国第二、第三产业产生影响, 货币当局通过市场介入来维持目前人民币汇率调整幅度是必要的, 但应将外汇市场管理重点放在调整人民币升值预期、为出口企业提高适应人民币升值和防范汇率风险的能力创造条件等方面上。目前, 在我国劳动密集型产品出口仍有较大比较优势的情况下, 应继续鼓励其发展, 同时积极主动进行战略转变, 逐步提高对电子、化工、机械等高附加值的资本、技术密集型产品的支持, 因为这些出口产业吸收国外先进技术的能力较强, 有利于国内产业升级和国家产业结构的调整。除此之外, 政府必须控制汇率的调整是缓慢渐进的, 而不是突变式的;逐渐放开对资本项目的管制, 给国内经济资源的调整留出一个适应和重新配置的过程。作为企业而言, 最主要、最根本的策略就是运用科学技术, 开发出新的高附加值产品, 创造出具有世界竞争力的品牌。此外, 企业进行外汇风险管理要考虑企业自身和社会环境各方面的因素, 综合考虑作出决策。

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实际有效汇率 篇6

实际有效汇率作为一种非贸易品和贸易品相对价格, 汇率水平变化通过价格穿越效应影响开放条件下的贸易品和非贸易品价格变化, 影响了不同产业之间的资源配置, 从而引导改变贸易品和非贸易品部门的生产结构, 并且实际有效汇率波动通过促进对外贸易的发展, 促进国际资本的流动, 直接或者间接的调整了一国的产业结构。因此, 在开放型经济条件下, 实际有效汇率波动成为了考察一国产业结构和就业结构调整的重要影响因素之一。

中印文化源远流长, 两个从上个世纪90年代开始以经济崛起为先导的国家发展, 不仅令世界重新认识两个文明体, 更引起了整个世界对于两国竞争力和战略关系的猜想。两国国情有许多相似之处, 但两国经济发展又有各自不同的轨迹。因此, 对两国实际有效汇率对产业就业结构影响进行比较分析, 无疑有着重要的意义。

1 实际有效汇率波动对中国产业——就业结构调整影响的实证分析

为了阐述人民币实际有效汇率与产业结构和就业结构之间的关系, 本文从实际有效汇率角度, 通过建立向量自回归模型VAR、通过Johansen协整检验及误差修正模型 (VECM) 、Granger因果检验、脉冲响应函数的方法对实际有效汇率对中国产业、就业结构的影响进行了实证分析。

1.1 数据选取

本文共选取6个变量进行数据分析。考虑到双边汇率对产业和就业产生的影响, 本文选择的是能够反映一国货币在全球货币市场地位和竞争力的实际有效汇率reer数据作为实际有效汇率的指标[1]。

对于就业结构的衡量, 我们分别选择pe (第一产业年底就业人数) 、se (第二产业年底就业人数) 、te (第三产业年底就业人数) 3个指标。而对于产业结构的衡量, 我们选择了sip (第二产业占GDP比重) 、tip (第三产业占GDP) 两个指标。这里我们不考虑农业部门, 主要是根据我国的实际情况, 农业劳动生产率低下, 对资源的吸引力可以忽略不计。这点对于印度的情况也是适应的。

由于变量的自然对数变换不改变原来变量之间的协整关系, 并且能够使得数据的趋势线性化, 同时可以消除时间序列之间异方差现象, 所以对以上的所有变量取自然对数, 分别得到6个处理后的变量, 即lreer、lpe、lse、lte、lsip和ltip。

实际有效汇率的数据来自IMF统计, 以2000年为基期;其他数据来自《中国统计年鉴2009》。样本空间取1980~2008所选数据为年度数据。

1.2 模型检验

1.2.1 选取滞后阶数

综合考虑样本的数量, 并依据相应的AIC值越小越好的准则, 建立5个VAR模型。经过eviews 5.0检验, 建立5个VAR模型:模型1为lreer与lpe的2阶VAR模型;模型2为lreer与lse的2阶VAR模型;模型3为lreer与lte的3阶VAR模型;模型4是lreer与lsip的1阶VAR模型;模型5为lreer与ltip的3阶VAR模型。

1.2.2 单位根检验

两个变量之间存在协整关系的前提是变量具有相同的单整阶数, 因此在建立协整模型之前, 首先依据ADF法检验各变量的单整阶数。

表1结果表明, 所有变量都是一阶单整, 满足对相关变量做协整检验的前提条件。

注:在 (c, x, t) 中, c表示时间序列有截距项, c=0表示没有截距项, x的取值为AIC准则给出的滞后阶数, t表示有时间趋势项, t=0表示该时间序列没有时间趋势项[2]。所有结果均由eviews5.0软件给出。

1.2.3 协整检验

VAR模型变量之间协整关系一般使用johnsen法检验。我们选用序列有线性趋势项而协整方程只有截距项的检验形式, 利用eviews5.0得出如下结果:在5%的置信系数下, 实际有效汇率与第一产业就业人数之间有2个协整关系, 与第二产业就业人数之间没有协整关系, 与第三产业就业人数之间有2个协整关系:实际有效汇率与第二产业GDP占比之间有2个协整关系, 与第三产业GDP占比之间有1个协整关系。而且, 模型残差项联合正态性检验结果良好也说明协整检验结果是有效的。于是我们可以建立模型1, 模型3, 模型4, 模型5所包含的变量之间的协整方程和误差修正模型。建立模型2的VAR模型。

1.2.4 协整方程 (CE) 和误差修正模型 (VECM)

误差修正模型 (VECM) 已经剔除了t统计量不显著的滞后项, 中括号里面的数字为方程系数的t统计量, 以模型1为例:

修正可决系数为0.493555, F=5.482918

从模型看出, 除VECM (4) 的拟合程度很差外, 其他的3个误差修正模型均有比较好的拟合性质, 且均具有显著为负的调整系数, 说明短期一旦偏离长期均衡状态, 则在下一期进行反向修正。从VECM (1) 、VECM (3) 和VECM (5) 的长期均衡项可以看出, 实际有效汇率的升值将减少农业就业人数、增加第三产业就业人数、提升服务业占GDP的比重。对第二产业的影响, 就我国的数据来看, 长期以来实际有效汇率与第二产业GDP占比成正相关, 但是由于VECM (4) 拟合程度较差, 我们下面将通过脉冲响应分析定性地给出实际有效汇率的冲击对第二产业占比的短期影响。

1.2.5 Granger因果检验

由于上述4组关系有比较好的协整关系, 对其做Granger因果检验, 检验结果如下。结果表明, 实际有效汇率是其他4个变量的Granger原因, 由此说明我们确立的变量之间的关系是合理的, 因此我们可以对有因果变量之间进行脉冲响应分析, 并以此说明当实际有效汇率受到冲击时其他的各个变量如何反应。结果如表2所示:

1.2.6 脉冲响应分析

VAR模型平稳性检验, 根据各个模型的AR根图, 如果被估计的VAR模型的所有根模的倒数全部落在单位圆圈内, 那么该VAR模型是稳定的, 有落在圆圈外的情况, 则说明该模型不稳定, 不适应脉冲响应分析。结果表明, 模型1、模型3、模型4、模型5均符合稳定性条件, 可以进行脉冲响应分析。模型1的结果如图1所示[3], 可以不考虑变量的单位根个数以及变量的协整性而进行因果检验。而模型2经我们检验属于2阶滞后VAR模型, 包含变量的最大单整阶数为1阶, 于是进行原变量3阶模型进行因果检验。结果如表3:

可见, 在10%的置信度下, 检测出实际有效汇率是第二产业就业人数的Granger原因。对此, 用原VAR模型做脉冲分析, 得到结果如图2所示。

由此可以分析出, 实际有效汇率的增加会使得第二产业就业人数减少, 并且存在长期的负效应, 但是负效应的程度逐渐减小。

由上面的实证分析结果来看, 在一个较长的时期内, 实际有效汇率的上升会促进农业劳动力向城镇转移, 而且实际有效汇率的上升可以促使中国第三产业 (服务业) 的发展并且使得服务业就业人数增长。但是实际有效汇率的升值在长期会促进第二产业发展, 但是与第二产业就业人数没有显著的长期均衡联系。从短期来看, 实际有效汇率的上升引起了农业就业人数减少, 服务业就业人数增加。而且, 对实际有效汇率上升的冲击, 服务业占GDP比重在前两期有波动, 但是其后的长期内呈现正效应, 而第二产业的就业和GDP占比都会下降。

2 实际有效汇率波动对印度产业——就业结构调整影响的实证分析

为了阐述印度卢比实际有效汇率与产业结构和就业结构之间的关系, 本文从实际有效汇率角度, 通过建立向量自回归模型VAR、通过Johansen协整检验及误差修正模型 (VECM) 、脉冲响应函数的方法对实际有效汇率对印度产业、就业结构的影响进行了实证分析。

2.1 数据选取

印度卢比实际有效汇率数据来源于印度统计年鉴[4], 占GDP的比重也远远落后中国, 处于很不发达的程度。

(3) 实际有效汇率的上升, 对中国第三产业的服务业就业以及GDP占比有持续的正效应。解释了工业贸易部门受到汇率上升的负面影响时, 资源转向非贸易部门的第三产业, 使得该产业就业上升, GDP占比也持续上升。

而印度的情况是, 面对冲击, 第三产业就业人数有负效应, 而其GDP占比在前3期内出现负的效应, 之后长期正效应。这是因为印度是在工业基础不强的前提下跳跃式发展服务业。因而面对实际有效汇率上升, 会在短期内受到一个负的冲击。但是由于其软件人才丰富、母语为英语, 经济全球化使得其服务业外包需求长时间内持续上升, 加之印度政府本身的大力扶持, 各类资源, 包括FDI等国际资源持续流入该部门, 使得其长期内仍然保持发展, GDP占比持续提高。

3.2 得出的结论

我国目前的产业结构情况是第二产业的占比过大, 2006年为48.9%, 而第三产业发展相对滞后, 2006年只占到GDP的39.4%, 低于发展中国家的平均水平, 更远远低于印度50%以上的发展水平。通过上文的实证检验, 我们发现, 实际有效汇率的升值将有助于改善这一情况。模型显示, 实际有效汇率每上升1个百分点, 第三产业占比将提高0.68个百分点, 而第二产业占比只会提高0.1个百分点, 而且这0.1%的提升也是建立在当前第二产业生产率已经相对较高的基础上, 如果实际有效汇率上升到一定的程度, 则其对第二产业拉动能力会进一步下降, 而使得服务业对资源有更加大的吸引力, 产业结构将会进一步优化。

尽管人民币实际有效汇率的升值将有助于改善我国产业结构, 但是升值造成的就业压力却不容忽视。升值后农村劳动力转移, 会使第二产业就业短期内受到较大冲击, 而且长期看来第二产业技术进步可能产生的对劳动力的替代效应, 都将使我国的就业形势更加严峻[5]。但是发展第三产业可以在一定程度上解决这一问题。

印度的第二产业发展严重滞后, 2007年GDP占比才仅仅27.7%, 远低于中国的水平。通过模型显示, 实际有效汇率每上升1个百分点, 第二产业占比将提高0.079个百分点, 拉动效应不太明显, 这与印度基础设施落后、交通不便利、资源利用效率比较低、全要素生产率低下有关系, 如果印度能够改善上述问题, 情况则会大有不同。长期看, 实际有效汇率每上升1%, 第三产业占比会提高2.8个百分点, 显示了印度第三产业仍然有极强的内在发展动力。

所以对印度来说, 实际有效汇率的升值无法有效改善产业结构, 除非印度改善其第二产业发展需要的设施环境, 才能在吸纳劳动力就业的问题上有进步。另外需要指出的是, 以外包为特点的服务业就业人员需要较高的教育程度和良好的英语能力, 这个过高的门槛对于吸纳农村劳动力就业是个大的问题。所以单纯的大力发展第三产业无法解决印度庞大的就业问题, 而且服务业以外需市场为主, 受欧美市场影响较大, 长远来看, 也有很多隐患。不论是出于缓解就业压力的考虑, 还是为了达到出口多样化的目标, 印度都需要尽快提高制造业在其整个经济中所占的份额及国际竞争力, 没有制造业基础的第三产业, 根本无法推动国内经济长期全面的发展, 要吸收大量的农村人口就业, 必须发展加工制造业。所以说如何均衡产业结构, 如何利用资源优势在更大产业范围内参与国际竞争, 是印度政府需要进一步解决的问题。

参考文献

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[4].文富德.印度经济发展、改革与前景[M].成都:巴蜀出版社, 2003

实际有效汇率 篇7

在开放的经济条件下,汇率变化会对一国的宏观经济变量产生重要影响,其中包括汇率变动对收入分配的影响。一般来说汇率变动主要通过改变国内外贸易品价格、FDI等因素影响不同行业、不同区域以 及不同消 费水平居 民的收入 水平 。为了适应国际经济环境的变化,2005年中国人民银行实行了可以进行管理的浮动的汇率、 供参考的可以调节的一揽子货币方法,在人民币不断升值的大背景下行业收入差距并没有得到显著改善。根据国家统计局公布的数据,2013年人均年薪最高的仍然是金融行业,达到99659元,比起农林牧副渔行业的收入水平高了近4倍,这种行业之间的收入差距还是很明显。图1描绘了2003—2013年我国工业行业工资份额、 利润份额以及人民币实际有效汇率变动趋势。

注: 左纵坐标轴代表人民币实际有效汇率,右纵坐标轴代表利润和工资占收入的份额。人民币实际有效汇率的数据来源于 IMF 的 《国际统计年鉴》,利润份额、工资份额是通过国泰安数据库相关数据测算得出。

图1显示,人民币汇率变动趋势自2003年以后大体呈升值状态,尤其是2007年升值幅度十分明显,升值率达到7. 1% 。2010年6月我国实行第三次汇改,2010—2012年人民币升值累计达到7. 7% ,这种趋势一直持续到2012年。自2012年政府部门为防止人们认为人民币兑美元只会升值而不贬值的单一思维,提出人民币汇率均衡论以及央行改变人民币中间价波动幅度,从0. 05% 扩大至1% ,人民币升值趋势变缓,与往年相比略有贬值。

我们还可以看出利润份额与工资份额变动趋势相反。利润份额和人民币实际有效汇率之间呈同向变动的关系,也就是说当人民币升值时利润份额也是提高的; 而工资份额与汇率之间是反向变动关系,也就是说人民币升值时工资份额反而减小。从2003—2010年利润份额从0. 63上升至0. 78,与人民币实际有效汇率变动方向大体一致,2011—2012年虽然人民币仍在升值但利润份额出现小幅下降现象,2013年人民币贬值加剧了下降程度。除了2011—2012年度,总体上来说还是符合人民币实际有效汇率与利润份额的正相关关系。工资份额与人民币实际有效汇率之间也存在这种阶段性特征,总体来说两者仍存在负相关关系。

其他行业包括建筑、批发零售、房地产的宏观走向大体上也符合以上分析的趋势变动。 而住宿餐饮的阶段性特 征表现更 为明显。在2003 —2009年人民币升值的背 景下 , 利润份额增加十分 明显,增幅高达1. 72,而相对的 工资份额减少也十分迅速; 以后一直到2013年人民币继续升值而利润份额呈现逐渐下滑的趋势,相对工资份额也在逐渐增加。房地产行业受汇率变化的影响程度要比其他行业 小很多,从2006年以后利润份额基本上在0. 65上小幅度的上下波动。除了房地产业受汇率变化较其他行业小,但其他行业利润份额、工资份额和人民币实际有效汇率之间的关系基本上符合人民币升值促进利润份额增加、阻碍工资份额增加的统计关系 ( 见图2、图3、图4、图5及图6) 。

收入分配问题一直是国家重点关注的民生问题,随着我国人民币国际化进程的推进,汇率风险的存在也越来越不容忽视,研究人民币汇率变化与收入分配的关系,有利于弥补我们以前对两者之间的忽略,找到两者的关系将对我国国家政策的制定有很大的帮助。正因为这点,本文就人民币实际有效汇率变动对我国收入分配效果的研究进行理论与实证的深入探讨。 本文余下的结构安排: 第二部分国内外相关文献整理; 第三部分基于宏观开放一般均衡模型, 从理论上分析汇率变动对收入分配的影响; 第四部分介绍模型构建以及数据来源; 第五部分利用2003—2013年我国6个不同部门的年度数据,采用面板数据的全面FGLS估计方法,对汇率与收入分配效果进行实证检验; 第六部分得出结论并解释。

二、国内外文献综述

汇率变化对收入分配的效果研究主要是从两个层面进行探讨,一方面从宏观角度入手,考察汇率变动对各要素占收入份额的影响; 另一方面从微观角度切入,考察汇率变动对个人、家庭等收入的影响。

关于第一方面的研究,在结论上还存在一定分歧。比如,Alejandro ( 1963) 、Twomey ( 1983) 等基于国际贸易理论分析了汇率变动对收入分配的效果,研究发现汇率升值降低了实际工资,阻碍了收入分配; Marca ( 2010) 和Oreiro & Araujo ( 2013) 利用决定经济增长和收入分配的新卡拉克模型 ( Neo - Kaleckian Model) 研究汇率变动对收入分配的效果,结果发现本国货币升值降低了利润份额,提高了工资份额,有利于收入分配的改善,而本国币值贬值时恶化了收入分配的效果,持同样观点的还有Lima & Porcile ( 2011) , 指出汇率在BPC增长模型 ( Balance - of - payments Constrained Growth Model) 中有着重要的作用,对欠发达国家的收入分配和经济增长起着直接的影响。但是,Rodrik ( 2002) ,Tropeano & Michetti ( 2008 ) 等利用宏观开放一般均衡模型得出相反结论,即汇率升值提高利润份额,而降低了工资份额,阻碍了资本收入分配,而贬值有助于收入分配。

关于第二方面的研究,代表作主要有Jeanneneya & Hua ( 2001) 研究人民币汇率变动对收入分配的影响是基于多种因素的,采用1982— 1996年中国28个省份的面板数据分析方法,发现受教育程度、家庭规模、贸易条件等都会影响城市与农村的收入,结果人民币升值减少了城乡收入差距,贬值加剧了收入的不平等现象。Min ( 2002) 的理论和实证研究发现,实际汇率贬值促使收入从高收入群体向低收入群体流动,改善了两者的收入不平衡问题。Keiding & Knudsen ( 2005) 考察了金融行业中的银行部门与非银行部门的收入分配问题,发现本币升值银行部门的收入增加,加大了银行与非银行部门的收入差距,相反,币值贬值时银行部门降低了收入,缩小了其差距。

相对于外国研究,国内学者直接关注汇率与收入分配之间关系的研究还是比较少,杨丽花 ( 2007) 从产业、区域、消费者三方面理论分析与收入分配的作用机制,认为人民币升值对收入分配的作用效果是负面的,支持此观点的还有刘庆玉 ( 2006) 。李颖 ( 2014) 采用厂商价格加成模型,通过对39个工业行业相关数据进行实证检验得出,人民币升值降低利润份额,增加工资份额,有利于我国收入分配。此外,倪良晶、谢芳 ( 2007) 通过微观层面探讨人民币升值对甘肃省城乡收入差距的影响,基于Greenway模型, 实证得出人民币增值加大城乡收入差距,不利于我国收入分配。

总体来说,汇率变化对收入分配的影响效果研究存在差异,主要是由于所设定的假设条件、 模型等不同,这也体现了汇率变动对收入分配传导机制的复杂性。上述研究也存在相应缺陷,比如Alejandro ( 1963) 、Twomey ( 1983) 等从传统贸易禀赋理论入手,传统贸易理论本身存在假设上的缺陷,假设完全竞争以及各个国家生产同质产品,传统贸易理论所讨论的国际贸易只有产业之间的贸易而忽略了当今世界普遍存在的产业内贸易现象,所以从传统贸易理论角度考察汇率与收入的关系已经不太适合现在贸易情形,Marca ( 2010) 和Oreiro & Araujo ( 2013) 的新卡拉克模型 ( Neo - Kaleckian model) 仍然基于传统的贸易禀赋理论,同样存在相似的缺陷。杨丽花 ( 2007) 、刘庆玉 ( 2006) 仅仅从理论层面进行相应分析,缺少实证模型以及数据的支持,李颖 ( 2014) 仅仅从我国的工业行业入手分析汇率与收入分配的关系,忽略了其他行业,选择部门偏少。也基于此原因,本文将综合考虑我国工业、 建筑业、批发零售、住宿餐饮、金融以及房地产业6个部门,参考Atesoglu and Smithin ( 2006) 和Domenica Tropeano and Elisabetta Michetti ( 2008) 的估计模型———宏观开放的一般均衡模型,来研究我国人民币汇率变动对我国收入分配的宏观影响。其中此模型主要适用于中等收入的国家,比较符合我国目前的国情,并且避免了传统贸易理论相关模型的缺陷。

三、汇率变动的收入分配效果分析:基于宏观开放的一般均衡模型

Atesoglu & Smithin ( 2006) 和Domenica Tropeano & Elisabetta Michetti ( 2008) 使用的宏观开放一般均衡模型分析了汇率与利润份额以及工资份额的关系,进一步得出汇率如何影响收入分配,本文借鉴上述模型来研究本国收入分配与汇率变动之间的作用效果。在开放经济条件下,一国的总产出Y等于消费C、投资I、政府支出G以及净出口NX之和。本文假设消费与政府支出为自主性支出,定义为x0; 在宏观经济学中,一般定义净出口NX = X - m Y + n E × Pf/ P,其中X为出口,Y为总产出,E为直接标价法的名义汇率,P为本国商品价格,Pf为国外商品价格,m > 0,n > 0。假设国内外商品价格不变,所以总产出表示如下:

其中,e = E × Pf/ P为实际汇率。

由于投资是一个多周期的活动,必然与资金回报 有关,所以根据Atesoglu and Smithin ( 2006) 的做法,假设投资函数是关于利润的函数,即I = εk,k > 1; 所以总产出也可以用以下公式表示:

对( 2) 式进行变形得:

对式( 3) 中e求导,得出:

也就是说利润份额与汇率之间是负相关关系的,即本币升值,伴随着利润份额的增长。此外,,即总产出与利润份额存在正相关关系。

另外,一般经济增长阶段,随着经济的快速增长工资也相应的增加,所以假设工资额如下表示:

将( 4) 式代入( 3) 式,并求w关于e的导数,得,也就是说汇率变动与工资份额变动是正相关的,当实际汇率升值时工资份额会减少,反之,工资份额会增加。

基于上述理论分析,本文得出待验证的假设,即验证汇率与利润份额和工资份额的汇率关系,汇率抑制还是促进利润和工资份额的作用, 从而得出汇率有利于还是阻碍收入分配平等化, 下面就结合相关数据来进行实证检验。

四、计量模型的构建与指标数据介绍

本部分主要从以下两方面加以介绍。

(一)计量模型构建

本文基于以上理论分析,分别建立面板方程 ( 5) 、 ( 6) ,估计汇率变动对利润份额与工资份额的收入分配的影响:

其中,k代表利润份额,w代表工资份额,Δe代表间接标价法下的实际汇率变动率,Δy代表总产出变动率,αT与 βT代表时间趋势项,μit与 εit代表误差扰动项。下标i = 1,2,3,…,8,t代表样本时期。利润份额等于行业利润 / 行业总收入; 工资份额等于行业工资收入 / 行业总收入。

基于上述理论分析,预期 α1以及 α2正,表示汇率变动与利润份额之间是正相关关系以及利润份额与总产出同样具有正相关关系,即本币升值促进利润份额的增加,相反,贬值使利润份额减少。β1为负,表示汇率变动与工资份额呈负相关关系,即本币升值工资份额减少,相反,本币贬值促进工资份额增加; β2为正,表示工资份额与总产出具有正相关关系。

(二)指标数据来源

本文使用2003—2013年6个不同部门的相关年度数据,其中行业的工资收入来自 《中国统计年鉴》,间接标价的实际有效汇率来自IMF的 《国际统计年鉴》,其余指标数据来自国泰安数据库。

五、人民币汇率对收入分配影响效果的实证检验

本文面板数据为长面板,针对数据可能存在组间异方差和组间自相关,首先运用沃尔德检验以及LM检验分别对 ( 5) 式以及 ( 6) 式予以验证,结果 ( 5) 式以及 ( 6) 式均显著拒接了不同个体的扰动项方差均相等的假设,以及拒绝无同期相关的原假设,证明两个方程分别存在组间异方差以及组间自相关。其次在估计之前,先对面板数据的平稳性进行检验,鉴于本文虽然是长面板但是时间维度以及横截面维度都很小,并且考虑到 ( 5) 、 ( 6) 存在组间异方差和组间自相关,因此本文采用IPS检验面板的稳健性,以下是对各个变量平稳性检验结果:

注: p 值为解释变量估计系数 wi的统计量的概率值,***、**和* 分别代表估计系数在 1%、5%、10%的水平下显著。

根据表1可以得出,各个变量除了 Δe在5% 的显著性水平上都是拒绝面板数据存在单位根的原假设的,而在10% 的显著性水平上各个变量均拒绝原假设,所以基本上此面板数据是平稳的,可以进行以下回归检验。

针对 ( 5) 、 ( 6) 式存在组间异方差以及组间自相关的特点,面板回归采用全面FGLS的估计方法,运用Stata12. 0对 ( 5) 式、 ( 6) 式各自进行全面FGLS回归,主要结果如表2所示。

注: p 值为解释变量估计系数的 t 统计量的概率值,***、**和* 分别代表估计系数在 1%、5%、10%的水平下显著。

由表2的回归结果可以看出,人民币实际有效汇率对利润份额以及工资份额的影响是显著有效的。当人民币币值上升时利润份额会增加,同时工资份额会减少,这一结果加剧了我国收入不平等的现象。具体表现是当人民币每升值1% , 则利润额会 上升0. 021% , 工资额却 减少0. 035% ,对工资份额的影响大于利润份额的影响,这又加剧了收入分配的不平等性。

另外,总产出的系数与预期结果相符,均为正值,总产出每增加1% ,利润份额与工资份额分别增加0. 013% 和0. 001% 。总产出对利润份额的影响程度要大于工资份额的影响程度,出现这样的结果,主要是工资的提升并没有与经济增长同步,因为即使在经济繁荣期,企业利润激增,为了达到企业利润最大化,企业一般不会轻易提高工人工资,即使增加工资,也是幅度不大,这样使得总产出对工资份额影响并不是很明显。

六、结论与解释

本文利用我国6个不同部门2003—2013年的年度面板数据进行全面的FGLS估计,实证分析了人民币汇率对我国利润和工资收入的影响, 主要结论是人民币汇率变动对我国收入分配效果是显著有效的。其中人民币汇率升值时,利润收入上升,而工资收入下降,抑制我国收入分配的效果,相反,人民币贬值时,阻碍利润收入的上升,促进工资收入的增加,有利于改善当前中国的收入不平等状况。这一研究结论也与Rodrik ( 2002) 、Domenica Tropeano & Elisabetta Michetti ( 2008) 以及国内学者刘庆玉 ( 2006) 、杨丽花 ( 2007) 等人得出的结果相同。

一般来说,人民币汇率变动对进出口行业的收入分配有着直接的影响,一方面我国出口行业目前依然以劳动密集型产业为主,这些产业大多数从原材料到加工再到出口几乎全部在国内完成,这就意味着人民币升值增加了产品的出口成本,结果导致这些行业收入下降,如果企业保持利润最大化原则,为防止产品成本的增加影响企业效益,企业选择减少就业员工人数或降低工人工资。考虑到行业对劳动数量的要求,降低工人工资是该行业的优先选择策略,这样就业人员的工资收入下降,增加了与其他行业的收入差距, 恶化了收入分配不平等的现象。

另一方面,一般来说汇率升值会抑制出口量,但是对于不同行业影响是不同的,因此不可以一概而论。对于高科技、高附加值的行业,其部分原件依赖国外进口,人民币升值降低了其进口成本,即使汇率升值使出口量下降,其下降幅度也依然很小,所以利润减少的幅度较其他行业也要小,相对利润收入上升。这样不同行业间的收入差距产生,导致收入分配不均。而本文实证得出的结论与我国这种社会的实际情况也是基本一致的。

本文还得出总产出对利润份额以及工资份额的影响,发现总产出对利润份额的影响程度要大于工资份额的影响程度,主要原因是经济增长, 企业获利能力增强并没有增加工人相应的工资, 企业以利润最大化为原则,一般不会轻易提高工人工资,即使增加工资,幅度较企业盈利来说工资上涨空间有限,这样使得总产出对工资份额影响并不是很明显。虽然不是本文研究重点,但也有一定借鉴意义。

实际有效汇率 篇8

在影响开放经济的各种变量中, 汇率所处的核心地位毋庸置疑。国内外的大量研究表明, 实际汇率的变动从外部到内部、从宏观到微观等各个层面、各个方面对开放经济运行起到重要作用, 对一国就业、进出口、外商直接投资、收入分配、产业发展、资源配置、经济增长以及国内宏观经济稳定等诸多方面产生了重大影响。其中, 实际汇率变动通过出口价格、出口份额、进口成本等途径对现下倍受关注的就业的影响更是不容忽视。

二十世纪90年代以来, 随着我国对外开放程度的加大以及汇率市场化改革的推进, 人民币实际汇率的变动与我国就业水平之间的关系愈加密切:1994年我国进行了外汇体制改革和汇率并轨, 自2002年下半年起, 在世界经济持续低迷的情况下, 我国经济保持持续增长且人民币汇率不断走高;2002年末, 以日本指责中国输出通货紧缩要求人民币升值为契机, 人民币汇率开始面临巨大的升值压力;2005年7月, 中国进行了汇改开始实行新的汇率制度, 在其实施的5年期间, 人民币对其他货币均出现了不同程度的升值, 汇率的浮动明显也有所增强, 但国际方面并不满足于此, 要求人民币升值的呼声仍不绝于耳;2008年美国次贷危机引发国际金融危机时世贸组织数据显示:2008年全球35%的反倾销与71%的反补贴涉及中国, 随着贸易保护、反倾销、反补贴成为国际舆论的热门话题, 贸易顺差严重的中国被推上了贸易摩擦的风口浪尖;2010年初, 欧美等一些国家纷纷要求人民币加快升值速度;2011年除欧美国家对人民币汇率依然施加较大升值压力外, 印度、巴西等少数发展中国家也开始加入到施压阵营中, 除了对人民币缓慢的升值步伐表示忧虑外, 更称人民币汇率的缓慢提升正在损害其出口;美国总统奥巴马甚至公开指责人民币汇率, 这一举动令人民币汇率升值压力几乎可以说是达到了顶峰。

面临如此现状, 人民币汇率是否需要调整这一问题, 不仅要考虑汇率调整对我国国际收支的影响, 更要关注汇率调整对我国就业状况的影响:在全球金融危机的冲击下, 我国经济面临的最为严峻的挑战就来自于就业。对于任何一个国家, 就业不仅仅是经济问题, 更重要的是社会问题。从经济角度看, 就业是生产要素的组成部分, 也是创造社会总需求的重要因素, 与就业增加相伴随的是经济增长。从社会的角度看, 就业状况与社会稳定密切联系。显然, 就业无论对于人民生活水平的提高, 还是社会的稳定, 都是一个非常重要的指标, 已经成为我国宏观调控的首要目标。因此, 研究人民币实际汇率波动对我国就业的影响具有重要的理论与现实意义。

二、文献回顾

国外学者的研究证实:汇率变动会对一国就业水平产生重要影响。大多数研究表明:本币实际趋势性升值会造成就业紧缩 (Klein et al., 2000、2003) 。Burgess和Knetter (1998) 通过对G-7集团1972—1988年遭受汇率冲击后的研究发现:汇率波动越剧烈越不利于增加就业, 甚至会加大失业人数。得出同样结论的还有Belke&Gros (2002) 。Klein et al. (2003) 利用1973—1993年美国制造业数据的实证研究说明:美元的升值显著地造成就业岗位减少, 更是进一步得出:本币实际升 (贬) 值对就业的影响程度随行业开放程度的提高而上升。Hatemi-J&Irandoust (2006) 通过对法国制造业面板数据的单位根和协整分析发现:实际汇率升值导致法国制造业就业的显著下降。Demir (2010) 基于土耳其691家私营企业1983—2005年的数据对汇率波动是否能对就业增长的作用进行检验, 结果显示汇率波动与制造业就业增长显著负相关。

国内学者对人民币汇率变动与就业间的关系的研究大都支持上述观点。俞乔 (1999) 的研究表明, 人民币贬值15%~30%时能够增加近250—510万个就业岗位;万解秋和徐涛 (2004) 分析了人民币汇率调整对就业的实际影响, 指出汇率大幅波动时才会对出口企业的劳动力需求产生较大影响, 而汇率的小幅波动对就业的影响并不显著;范言慧和宋旺 (2005) 从制造业角度入手, 同样认为汇率增长会抑制就业增长, 并提出制造业出口份额及投资水平的提高会部分抵消人民币实际升值导致的制造业就业的下降;鄂永健和丁剑平 (2006) 基于内生劳动力供给的跨时期均衡角度对实际汇率与就业的实证研究结果表明, 人民币贬值通过增加我国商品出口从而促进就业增加;沙文兵 (2010) 基于东部地区的面板数据表明人民币实际有效汇率的升值会对就业产生明显的负面影响;朱永行 (2012) 通过建立计量模型证明:人民币实际有效汇率变动对我国东、中、西和东北部四区域的就业影响存在着显著差异。

综上, 尽管各学者在研究对象、样本区间、研究方法等的选取上有所不同, 但研究得出的结论基本一致:本币贬值会对国内就业产生积极影响, 而本币升值以及汇率的大幅波动不利于国内就业。由于我国是幅员辽阔的人口大国, 各地区地貌、人口密集程度、历史等原因导致的经济规模、发展水平、产业结构、对外开放程度以及就业状况等的不同, 使汇率波动对不同地区就业的影响是否存在差异、具体差异程度成为了一个值得关注的重要问题。因此, 本文基于前人实践经验及结论, 根据实际数据及相关模型, 从人民币实际汇率波动对中国不同省份、不同地区两个层面对人民币实际汇率波动对中国不同地区就业差异的影响进行实证分析。

三、实证分析———各地区面板分析

1、汇率波动影响就业的原理

根据凯恩斯主义的就业理论, 就业量是由有效需求决定的, 失业是有效需求不足造成的;就业增加引起国民收入增加, 从而导致个人收入增加, 且消费量也因此增加, 但消费增加比不上收入的增加, 从而消费与收入之间产生了缺口, 这一缺口造成了消费需求的不足;总需求是由消费需求与投资需求共同决定的, 因此只要有足够大的投资需求就可以填补收入与消费之间的缺口, 所以用投资需求的增加来扩大总需求、主张利用政府的控制力扩大总需求解决就业是凯恩斯主义有效需求原理的核心内容。汇率波动通过改变外汇的价格影响外商直接投资, 进而影响固定资产投资;另一方面又通过改变贸易品价格间接影响经济增长、国民收入与消费。那么根据凯恩斯主义就业理论, 汇率波动会对就业产生间接影响。

2、模型变量选取及数据处理

(1) 模型。本文要研究的是人民币汇率对国内就业人口的影响, 在考虑其对不同地区的影响是否不同时, 我们可以看到数据既包括横向的不同地区也包括纵向的不同时间, 是一组平衡面板数据 (N个横截面单元的观测次数相同) , 所以我们采用面板回归模型对数据进行分析。这样做的优点如下:第一, 提供了更有价值的数据, 变量之间增加了多变性和减少了共线性, 并且提高了自由度和有效性;第二, 能够更好地检测和度量单纯使用横截面数据或时间序列数据无法观测到的影响;第三, 能够对更复杂的行为模型进行研究。

形如:Yit=β0+β1X1it+β2X2it+uit

其中, i表示第i个横截面单元, t表示第t年。一般用i来表示横截面标识符, 用t表示时间标识符。

面板数据回归模型中的系数都是可以变化的, 根据其变化与否可以将其分成三类——所有系数都不随时间和个体而变化的模型、变截距模型、变系数模型。但要对此进行选择需要知道模型的变量, 本文将在实证分析中给出说明。

(2) 变量。我们研究的是就业人口和人民币汇率的关系, 但是考虑到就业是个复杂的社会经济问题, 它不可能只受人民币汇率的影响, 或者更准确的说不可能只主要受人民币汇率的影响, 为了使上述说明更具说服力, 先直接用人民币实际有效汇率做为自变量进行建模, 模型检验结果如表1所示。

表1中的数据显示模型的拟合度和显著性是比较好的, 但是时间序列本身的特点就决定了用它建立的模型具有较好的拟合度。模型的D-W值为0.19, 经验显示当D-W值接近0时, 残差存在自相关。这可能是由变量的缺失引起的, 所以为了增加模型的准确性我们加入几个变量。

从范言慧、沙文兵等人的研究中并结合数据获取的难易程度, 我们另选取了5个变量, 分别为不同地区的人民币汇率波动、市场需求规模、工资水平、劳动生产率和出口份额。以上数据不能直接从年鉴上获得, 需要用一定的方法处理得到, 处理方法如下。

第一, 人民币汇率波动。一般认为人民币汇率波动越剧烈对就业人口的影响越大。前人的方法将汇率的波动定义为一年中各季度相对与该年份平均数的变动的平方, 但是本文认为波动的基期应该选择上一年度的平均数较为妥当。表达式如下:

其中, i表示年份, j表示季节。

第二, 市场劳动力需求规模。在市场经济中, 就业理论上由供求关系决定, 所以即使在现实情况中, 市场对劳动力的需求必是影响就业人口量的重要因素。市场劳动力需求规模可以用该地区的GDP表示, 但是考虑到不同地区的物价水平不同可能造成GDP的不同, 所以用CPI去修正GDP, 用修正后的GDP表示该地区市场需求规模。

第三, 工资水平。工资水平从一定程度上影响了劳动力供给, 进而影响了就业人口。考虑到物价水平的影响可将其分为名义工资与实际工资, 本文中应选用的是实际工资, 即用CPI去修正可直接获得的名义工资水平。

第四, 劳动生产率。在市场需求水平不变的基础上, 若单位劳动力的生产率越高则需要的就业人数就会相对减少, 所以劳动生产率也是不可忽视的。本文中劳动生产率用修正过的GDP与就业人数的比值表示。

第五, 出口份额。研究显示本币升 (贬) 值对就业的影响随着开放程度的增加而增加, 所以出口份额也会影响就业人口。出口份额用出口在GDP中占的比例表示。

此外考虑到还有某些因素没有考虑到, 为了增加模型的可靠性, 加入就业人口量的滞后一期作为一个自变量。

(3) 数据。第一, 数据来源。人民币实际有效汇率 (Reer) 采用国际清算银行 (BIS) 公布的人民币实际有效汇率指数。就业量、GDP、CPI、工资水平、出口份额数据数据来源于中国统计局官方网站。其中就业量选择城镇就业量, 对应的工资水平也选择城镇就业人员工资。经过处理后得到我们最终需要的数据。

第二, 数据预处理。为了初步检验数据的合理性, 我们画出就业人口与人民币实际有效汇率的散点图, 如图1、图2所示。

从图2中我们可以发现, 2006年的数据明显偏离正常值, 我们用插值法计算2006年的上海就业人口的估计值为899.4万人, 其余地区的用同样的方法进行修正。为了消除数据的异方差性, 对人民币实际有效汇率 (Reer) 和就业人口数取对数。

3、实证分析

从上面的叙述我们可以得到如下的方程:

emplit=αi+β1ireerit+β2ireer'it+β3iGDP+β4isalarit+β5ilpit+β6iexprit+β7iempl (-1) it

上式中i, t分别表示不同的地区和时间;empl表示就业人口, reer表示人民币实际有效汇率, reer'表示人民币实际有效汇率的波动, GDP表示市场需求, salar表示工资水平, lp表示劳动生产率, expr表示出口份额, empl (-1) 表示滞后一期的就业人口数据。

前面提到过面板数据回归模型可以根据系数变化情况分为三类。可以简单的表示如下:

所以, 在此例中, 当α, β都不变是为定截距定系数模型, 但随α变化, β不随i变化时为变截距模型, 反之为变系数模型。要判断模型适用有两种方法, 其一是通过时序图判断, 其二是通过每个模型的F统计量判断。本文先用时序图作出判断, 在后面再将选出的模型与其他两个比较来验证。

从图3中可以粗略看到, 应该选择混合模型即变截距变系数模型。在建模之前, 还需要对序列的平稳性进行检验。检验结果显示序列二阶平稳。可以继续建模。软件输出结果如表2所示。

由表2分析得出如下结论:第一, 四个地区中除东北部地区人民币实际有效汇率波动与就业量呈正相关关系外, 其余三个地区均与前人在国家层面所得结论相符, 基本可以认为从宏观层面上看人民币实际有效汇率波动与就业量呈负相关关系;第二, 人民币实际汇率波动与就业量负相关程度由弱到强分别是东部地区、西部地区、中部地区。

四、总结与政策建议

第一, 把握好汇率制度改革与汇率水平调整的力度、时机与方向。汇率改革与人民币升值固然具有优化我国出口产品结构、促进国内企业发展的长远效益, 但其对经济的短期负面影响不容忽视。币值的持续快速升值必然削弱国内企业在国际层面的竞争力, 进而对就业产生不利影响;币值的大幅波动不但对就业存在负面影响, 对投资者以及企业所有者的信心与预期也会造成一定影响。因此, 人民币汇率制度改革与升值必须充分考虑我国出口企业的实际能力, 以及整体经济走势。

第二, 重视外汇市场建设, 进一步完善外汇市场体系, 提高我国外向型企业规避汇率波动风险的能力, 以此保证来就业。

第三, 加快劳动力市场发展, 减少阻碍劳动力合理流动的制度性障碍, 通过完善就业培训等手段提高劳动者就业能力。

第四, 面对汇率波动对不同地区所产生的不同方向、不同程度的影响, 分别合理制定与该地区相适应的政策, 降低汇率波动对就业量的不利影响。

第五, 推动经济从过度依赖外部市场向更多地侧重于国内市场转变;实现外贸发展方式从数量型向质量型转变;改善进出口商品结构和产业层次等等。

摘要:自1994年至2011年我国汇率经历了两次重大汇制改革, 随着国际化进程的推进以及愈演愈烈的升值压力, 人民币汇率已经成为毋庸置疑的经济焦点。本文选取1994年至2011年的年度数据, 建立面板数据模型, 分析与比较人民币实际有效汇率波动对我国四个地区就业量的影响。结果发现, 在其他条件不变的情况下, 人民币实际有效汇率波动与我国东部、中部、西部地区呈负相关关系, 与我国东北部呈正相关关系。并在此结论的基础上尝试分析可能的原因, 提出相关的政策建议。

实际有效汇率 篇9

汇率在国际金融和国际贸易活动中起着价格转换的职能, 成为调节一国经济内外部均衡的重要杠杆。在对外开放的政策指导下, 中国参与国际分工的程度越来越高, 汇率变动对中国经济运行的影响越发显著和深远。中国自2005年7月21日“汇改”以来, 人民币兑美元的名义汇率已累计升值15.34%, 因此, 研究人民币汇率升值对中国经济增长的影响对于中国汇率政策的制定和宏观经济的发展有积极而深远的作用。

当前, 国内外已有很多学者研究实际有效汇率变动与一国经济增长之间的关系。Kamin和Rogers (2000) 运用包含产出、实际汇率、通货膨胀等3个内生变量和利率这一外生变量的VAR模型, 发现总产出的变动主要来自于其自身的冲击, 而永久性的汇率贬值对产出的不利影响具有持久性。曹阳 (2007) 借鉴Bleaney和Greennay (2001) 的做法, 对东亚四国构建面板数据模型, 研究实际汇率波动对经济增长的总体影响。李星、李玉双 (2009) 利用中国1994年第一季度至2008年第二季度的数据, 实证分析汇率的升值与贬值对于经济的紧缩和扩张作用。

二、理论模型

汇率变动对经济增长的影响主要表现在两个方面:乘数效应 (Multiplier Effect) 和反馈效应 (Feedback Effect) 。

所谓的“乘数效应”是指国内生产总值的初始变动会影响消费和进口, 消费和进口通过乘数的作用引起国内生产总值的进一步变动。而“反馈效应”是指国内生产总值的初始变动会影响进口, 进口的变动会影响汇率变动, 汇率变动又会引起国内生产总值的进一步变动。

本文综合汇率变动的乘数效应和反馈效应, 采用如下传统宏观经济模型:

其中, (1) 式为国民收入恒等式, (2) 式为消费函数表达式, (3) 式为实际货币需求函数, (4) 式为净出口函数。各式中, Y代表产出, C代表消费量, I代表投资额, G代表政府支出, X代表出口量, M代表进口量, R代表利率, M/P代表实际货币供应量, REER代表实际有效汇率, Yf代表国外产出, t代表税率, 其他字母表示常数项和系数。

将上述 (1) ~ (4) 式组成的联立方程求解, 可得到总产出Y的一个函数:

在实证中, 由于中国一些变量的季度数据无法获得, 因此, 分别用国内生产总值 (GDP) 来代替总产出Y, 用固定资产投资 (FAI) 代替投资需求 (I) , REER采用IMF编制的人民币实际有效汇率指数, 用中国主要贸易伙伴之一的美国的GDP来代替国外产出Yf, 货币供应量取M2。可得到:

将上述公式两边取对数, 可得以下方程:

本文将以上式为理论模型进行实证研究。

三、实证分析

本文实证研究的思路是首先采用单位根方法对各变量的平稳性进行检验, 然后构建VAR模型, 进行协整检验, 分析人民币实际有效汇率与中国总产出的关系。

(一) 数据来源和处理

本文采用1996年第一季度至2010年第四季度的季度数据进行分析。涉及的变量有6个:国内生产总值 (GDP) 、人民币实际有效汇率 (REER) 、美国的国内生产总值 (Yf) ) 、固定资产投资 (FAI) 、政府支出 (G) 和货币供应量 (M2) 。

相关数据来自国际货币基金IFS数据库、国泰君安数据库、中国人民银行网站、中国统计年鉴等。其中, 人民币实际有效汇率REER的季度数据是对IMF公布的月度数据进行算术平均计算得到的。为了避免数据的剧烈波动, 在对各变量进行实证分析之前, 先对相关数据进行对数化处理, 处理后的变量表示为LnGDP、LnREER、LnYf、LnFAI、LnG、Ln M2。

(二) 单位根检验

首先, 本文采用ADF方法来检验时间序列的平稳性, 具体检验结果如下:

由上表可知, 检验的t统计量值是-1.24, 大于显著性水平为10%的临界值-3.17, 表明序列LNGDP是非平稳的。同理, 检验其他变量的平稳性可知, 所有变量组成的时间序列都是非平稳的。

此外, 为判断各个序列是否单整, 我们对其差分序列进行单位根检验。

由于t统计量的值为-29.72, 小于显著性水平为1%的临界值, 因此, 至少可以在99%的置信度下拒绝原假设, 认为序列LNGDP的一阶差分不存在单位根, 即序列LNGDP经过一阶差分平稳, LNGDP是一阶单整序列。

同理, 我们可以得到:LNREER是一阶单整序列, LNYf是二阶单整序列, LNFAI是二阶单整序列, LNG是一阶单整序列, LNM2是二阶单整序列。由此可见, 所有的变量在经过一阶或二阶差分后, 在10%及以上显著性水平均已平稳, 全部为单整时间序列。

(三) VAR模型估计

经过事先的格兰杰因果关系检验, 我们得知各变量之间是相互影响、相互制约的, 可以考虑建立向量自回归模型 (VAR模型) 。鉴于使用的是季度数据, 本文根据AIC和SC信息准则最小化, 滞后参数的t值以及变量的经济学含义选择最大滞后阶数为4。

(四) Johansen协整分析

单位根检验的结果表明, VAR模型中的所有变量序列都是单整变量, 满足进行协整检验的条件, 可以对上述各个变量序列做长期的协整分析。本文采用多变量Johnsen检验法对各个变量进行协整检验。

上表给出了无约束情形下的协整秩检验, 表中第一行似然比统计量115.7大于5%显著性水平下的临界值33.88, 而第二行似然比统计量小于5%显著性水平下的临界值, 表明在0.05的显著性水平下有一个协整关系。

上表给出了经过标准化的协整系数的估计值。标准化处理后的协整方程为:

四、结论和建议

本文讨论了人民币实际有效汇率对中国总产出的影响, 实证分析结果表明, 人民币实际有效汇率每升值1%, 中国的实际产出将减少0.33%。人民币实际有效汇率的升值对中国GDP的增长产生负面影响, 而国外产出、政府支出和货币供应量对GDP的增长具有积极的正面影响。

因此, 当前促进中国国民健康稳定发展的关键在于加强宏观政策的综合调控, 一方面要进一步完善人民币汇率形成机制, 促进人民币汇率的稳定;另一方面在中国对外依存度不断提高而世界经济增长出现波动时, 要积极扩大内需, 鼓励投资和消费。

参考文献

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