效率视角下人民币汇率制度的经济增长效应分析

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摘要：改革开放以来中国经济取得举世瞩目的成就，为测度人民币汇率制度在经济增长中所起的作用，文章从效率的内涵出发，以全要素生产率衡量经济增长的效率，选取汇率制度弹性作为汇率制度变量，对人民币汇率制度与全要素生产率之间关系进行实证检验。研究发现，人民币汇率制度历经几次改革后在长短期内对生产率的提高起到了正向推动作用，浮动汇率制度是有效率的制度安排，适当提高人民币汇率制度弹性将促进经济增长。

关键词：汇率制度；经济增长；全要素生产率

一、 引言

概括地说，汇率制度之所以能作用于经济增长，一是通过影响要素积累增长率，如投资增长率或就业增长率；二是通过影响全要素生产率（Ghosh，1997）。而一国的经济增长率很大程度受全要素生产率（TFP）的影响（Hsieh和Klenow，2009），可用全要素生产率衡量经济增长效率。由于制度的不可观测性且汇率制度存在不同分类，现有实证研究在探讨汇率制度与经济增长的关系时，往往选用替代变量或将汇率制度划分为离散形式的制度安排，很少有学者利用连续形式的汇率制度弹性来测算实际的汇率制度安排。关于人民币汇率制度弹性对生产率提高和经济增长的贡献，迄今为止的探讨显示，缺乏相应的实证研究，多数研究仅分析汇率变动与经济增长（产出）之间的关系。因此，本文从效率的内涵出发，将全要素生产率从经济增长中分离出来，并选取汇率制度弹性作为汇率制度变量以考察人民币汇率制度的实际弹性变化，通过实证分析汇率制度弹性与全要素生产率的关系以期得出重要启示。

二、 模型的建立

古典经济学时期主要用劳动生产率（产出与劳动投入的比值）来测算经济增长的效率，在新古典经济增长理论阶段即索洛提出的测算方法，主要用全要素生产率来测算经济增长的效率，本文采用非参数的Malmquist生产率指数进行测算。

1. DEA-Malmquist指数。非参数DEA-Malmquist指数法是通过R.W.Shephard（1970）提出的投入产出距离函数来定义的，Malmquist指数利用距离函数的比率来计算，其表达式为：

M0=■×■■（1）

其中，O∈Q={1，2，…，n}，表示某决策单元；（x0t，y0t）、（x0t+1，y0t+1）分别表示t期和t+1期的投入产出向量，D0t（x0t，y0t）、D0t（x0t+1，y0t+1）分别表示以t期的技术水平为参考，在t期和t+1期的决策单元的距离函数。本文采用基于产出角度计算Malmquist生产率指数。

Fare等（1994）在VRS（规模报酬可变）的假设下，将Malmquist生产率指数分解为技术效率变化（effch）和技术变化（techch）两部分，其中技术效率变化又可进一步分解为纯技术效率变化（pech）和规模效率（sech）变化：

M0=■・

（■・■）・

■×■■=pech×sech×techch（2）

式中CRS表示规模报酬不变，M0（x0t+1，y0t+1，x0t，y0t）表明生产率水平（TFP）提高，反之则相反。

2. 汇率制度弹性测算。国际上关于汇率制度的分类有两种不同的观点：一种是法定（dejure）分类法，另一种是实际（de facto）分类法（以LYS分类法和RR分类法为代表）。考虑到法定分类法与一国实际实行的汇率制度之间可能存在很大的差异，本文借鉴Levy-Yeyati和Sturzenegger（2005）的汇率制度分类理论和方法考察人民币汇率制度的实际弹性变化。

LYS分类法是将汇率和外汇储备等指标综合起来考虑就可以确定一国在既定时点上的实际汇率制度安排。在这种方法的基础上，可根据一国汇率月变动率、汇率月波动率的标准差、国际储备的月波动率来判断该国所实行的实际汇率制度。具体公式如下：

FLT=■=■（3）

其中，Et为第t月的名义汇率，Rt为第t月的国际储备，Mt为第t月的基础货币M0。国际储备变动率反映了央行在外汇市场的干预程度。ME表示月度名义汇率贬值的平均绝对值，MR表示与前一期基础货币标准化后的月度外汇储备变化的平均绝对值。由公式可知，FLT等于两者的比值。由于以上变量使用的是每个月的平均值，所以度量出来的汇率弹性指标FLT是一种短期的指标。将汇率波动与政府在外汇市场上的干涉结合起来构建汇率制度弹性指数，得到的汇率制度弹性是连续值（胡再勇，2010），如上述的FLT。FLT值取0到无穷大，汇率弹性越小FLT值越小，如在货币局的安排下ME=0，则FLT也为0；汇率弹性越大，官方干预越少，汇率波动越大，FLT值就越大，如在理想的完全浮动安排下MR=0，FLT为无穷大。

3. 局部调整模型。局部调整假设认为，被解释变量的实际变化仅是预期变化的一部分，即：

Yt-Yt-1=？啄（Y*t-Yt-1）（4）

式中Y*t为预期值，？啄为调整系数，其值越接近1，调整到预期最佳水平的速度越快。

考虑到全要素生产率的滞后一期有可能对当期生产率产生影响，本文构造局部调整模型，先将变量进行对数处理，建立如下长期全要素生产率回归方程：

LNTFP*t=？茁0+？茁1LNFLTt+？滋t（5）

？滋t是随机扰动项，LNTFP*t为长期全要素生产率水平，即t期的理想水平。根据局部调整假设：

LNTFPt-LNTFPt-1=？啄（LNTFP*t-LNTFPt-1）（6）

LNTFPt为第t期实际全要素生产率，？啄为调整系数，在一般情况下0？燮？啄？燮1。将（6）式代入（5）式，经整理得短期全要素生产率自回归模型：

LNTFPt=？啄？茁0+？啄？茁1LNTFPt+（1-？啄）LNTFPt-1+？啄？滋t（7）

三、 经验研究

1. 数据选取说明。采用的月度数据有人民币对美元即期汇率、我国的外汇储备、基础货币；年度数据为固定资产投资总额、GDP、劳动力等。其中，人民币对美元的即期汇率数据来源于国家外汇管理局官方网站，外汇储备和基础货币数据来自中经网数据库。根据数据的可获取性，测算全要素生产率所使用的数据是中国大陆31个省、市、自治区1990年～2011年的投入（K和L）产出（Y）数据。在实际测算过程中，把海南并入广东、重庆并入四川进行计算，因数据缺失严重所以将其剔除，总共实际是28个省、直辖市和自治区数据。

产出Y的数据取自每年《中国统计年鉴》各省市国内生产总值，并用该表中的环比指数，计算出各地区1952年不变价的GDP。劳动力L来自中经网各地区年末从业人员数据。

关于K的选取，本文采用Goldsmith（1951）开创的永续盘存法：

Kt=It+（1-？啄）Kt-1（8）

其中， Kt为第t年的资本存量，Kt-1为第t-1年的资本存量，It为第t年的固定资本形成总额，各省投资It源自每年的统计年鉴，？啄为固定资本折旧率。K以1952年价格计算，单豪杰（2008）在张军（2004）的基础上测算了1952年～2006年投资价格指数和资本存量数据，本文利用这些数据进行计算和定基换算，经济折旧率为9.6%，固定资产的残值为4%，采用永续盘存法可计算出各地区各年1952年不变价的固定资本存量。

2. 计算结果。

（1）汇率制度弹性。计算汇率制度弹性FLT的指标有人民币对美元即期汇率、基础货币M0、外汇储备，采用1990年12月～2011年12月的月度数据。其中，人民币对美元即期汇率为月度平均数。由FLT指数的度量公式计算得到各年的FLT指数，结果如表1所示。

从表1显示结果可看出，人民币汇率制度弹性在样本期间经历了3个阶段，第一阶段是1994年以前，FLT指数波动较大，出现若干异常值，这可能是受到当时人民币多重汇率制度的影响。第二阶段为1995年～2004年，该阶段人民币FLT基本接近于0，由此可见这个时期人民币实际的汇率制度可归类到固定汇率制，尤其亚洲金融危机后，政府进一步收窄了人民币汇率的浮动区间，开始了事实上钉住美元的汇率制度。第三阶段是2005年～2011年，此阶段人民币汇率制度弹性逐渐增大。除了2009年受美国次贷危机影响外，我国在2005年汇改前汇率制度弹性FLT值较小，汇改后普遍有较大提高。

（2）全要素生产率。计算全要素生产率需要两方面数据：产出和投入，这里的投入包括资本和劳动两部分。通过DEAP软件计算出中国的Malmquist生产率指数，结果如表2。

从表2可以看出，1991年～2011年间全要生产率的平均值为1.003，较为客观的反映了全要素生产率对经济增长的贡献。在经济高增长（低增长）阶段，全要素生产率达到阶段性高（低）点，其变动趋势与1991年～2011年间宏观经济的运行情况较吻合。

从计算结果来看，我国的全要素生产率从1994年后基本处于下降态势，这种下降趋势直到1999年才得到遏止，随后呈现波动频繁现象。本文认为，出现这一结果的原因可能是由于我国资本增长率较快所导致。我国经济高速增长进程中资本形成因素是最主要的推动力，而且其贡献度呈不断上升趋势（武剑，1999）。1992年以后，随着宏观经济逐步降温，我国经济出现生产能力全面过剩的情形，资本深化进程有所加快、人力资本存量增长缓慢，这就提高了资本投入对经济增长的贡献。1998年前后，我国政府为应对亚洲金融危机，实施了积极的财政政策，加大了对教育及科学研究的支持力度。2002年后，随着我国进入新一轮经济周期的上行阶段，教育和科学研究支出的进一步增加以及前期的投入使得技术进步对经济增长的贡献逐步显现，全要素生产率得以上升。此外，用张军（2004）年的各省市资本数据加总后测算全国资本增长率，可知2000年以后我国资本增长率高于过去年份；与颜鹏飞和王兵（2004）基于产出的Malmquist生产率指数的计算结果进行比较，同样可以得出该指数低于1的年份资本增长都较快。因此，表2计算的我国1991年～2011年间部分年份Malmquist生产率指数小于1的主要原因与对应年份我国资本增长速度过快有很大关系。

3. 实证结果和分析。分析人民币汇率制度对我国经济效率具体的影响程度首先从汇率制度弹性与TFP的关系着手，为消除异方差的可能，对这两个变量进行对数处理，分别命名为LNFLT和LNTFP，由单位根检验可知这两个变量均为I（1）单整序列。

根据所构建的理论模型：

LNTFPt=？啄？茁0+？啄？茁1LNTFPt+（1-？啄）LNTFPt-1+？啄？滋t（9）

对上式回归得到的估计结果如下：

LNTFPt=0.024+0.011LNTFPt+0.306LNTFPt-1+et

t：（2.563） （3.305） （1.724）

R2=0.610 DW=1.507（10）

ARCHP（1）=0.665，ARCHP（2）=0.265，ARCHP（3）=0.407

LMP（1）=0.117，LMP（2）=0.279，LMP（3）=0.459

由参数估计结果1-？啄=0.306，得？啄=0.694，通过（9）式求解得？茁0、？茁1，进而由（5）式可得到长期全要素生产率模型的估计式为：

LNTFP*t=0.034+0.016LNFLTt（11）

估计结果表明，汇率制度弹性对全要素生产率的长期影响为0.016，短期影响为0.011。总体回归结果较理想， 和 检验p值均不显著，说明不存在异方差和序列相关，各参数估计值显著。该回归方程的经济意义明显，从估计结果中可得出重要的启示：汇率制度弹性对全要素生产率能产生正向影响进而促进经济增长，这意味着人民币汇率制度越具有弹性，其对生产率的提高越有利，进而促进实际产出增长。

1995年～2011年间，我国GDP 增长率保持在7%～10%，尤其是2003年以后，经济出现平稳增长，经济增长表现出高增长、低通胀的特点。由此可见，1994年汇改后人民币实际钉住美元的汇率制度并未阻碍我国的经济增长。以上实证也表明，人民币汇率制度历经几次改革后总体上对生产率的提高起到了正向推动作用，汇率制度能在一定程度上间接影响我国经济增长，适当提高人民币汇率制度弹性将促进经济增长。

四、 结论

本文从效率的内涵出发，对全要素生产率TFP和汇率制度弹性FLT进行测算，定量考察了人民币汇率制度弹性对全要素生产率的影响。从对全要素生产率的估算可看出，TFP从1994年后基本处于下降态势，直到1999年才得到遏止，随后呈现波动频繁现象，并稳定在0.95～1.10之间。该估算结果较为客观的反映了全要素生产率的变动趋势，且与样本期间宏观经济的运行情况大体吻合。汇率制度几经改革后，汇率制度弹性指标FLT有了较大提高，是否实行更具弹性的汇率制度将是我国面临的选择。本文的实证结果显示，从1991年到2011年，人民币汇率制度弹性增大在长短期内能有效提高生产效率，进而间接影响经济增长。这表明在现有经济运行条件下采取适合国情的汇率制度对于促进我国经济增长仍具有重要意义，汇率制度将在一段较长时间内对经济增长产生影响。当前所处的汇率制度改革阶段是我国以市场化为基础的汇率制度改革的深化，从长远看，浮动的汇率制度更符合我国经济发展的趋势，随着我国经济发展水平的逐步提高，人民币汇率制度选择将朝着浮动汇率制度方向前进，这也是我国最终汇率改革的目标。

参考文献：

1. 陈三毛.汇率制度：从现实选择到最优制度.经济前沿，2009，（10）.

2. 李静萍.汇率制度选择与宏观经济绩效的关系――基于不同发展水平经济体的比较分析.财贸经济，2011，（2）.

3. 胡再勇.我国的汇率制度弹性、资本流动性与货币政策自主性研究.数量经济技术经济研究，2010，（6）.

4. 武剑.储蓄、投资和经济增长――中国资金供求的动态分析.经济研究，1999，（11）.

基金项目：中国博士后科学基金（项目号：2012M521269）；华侨大学高层次人才科研启动项目（项目号：12BS101）。

作者简介：蓝乐琴，华侨大学经济与金融学院讲师，中央财经大学经济学博士。

收稿日期：2014-08-21。