效率視角下人民幣匯率制度的經(jīng)濟增長效應分析

摘要：改革開放以來中國經(jīng)濟取得舉世矚目的成就，為測度人民幣匯率制度在經(jīng)濟增長中所起的作用，文章從效率的內(nèi)涵出發(fā)，以全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟增長的效率，選取匯率制度彈性作為匯率制度變量，對人民幣匯率制度與全要素生產(chǎn)率之間關系進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率制度歷經(jīng)幾次改革后在長短期內(nèi)對生產(chǎn)率的提高起到了正向推動作用，浮動匯率制度是有效率的制度安排，適當提高人民幣匯率制度彈性將促進經(jīng)濟增長。

關鍵詞：匯率制度；經(jīng)濟增長；全要素生產(chǎn)率

一、 引言

概括地說，匯率制度之所以能作用于經(jīng)濟增長，一是通過影響要素積累增長率，如投資增長率或就業(yè)增長率；二是通過影響全要素生產(chǎn)率（Ghosh，1997）。而一國的經(jīng)濟增長率很大程度受全要素生產(chǎn)率（TFP）的影響（Hsieh和Klenow，2009），可用全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟增長效率。由于制度的不可觀測性且匯率制度存在不同分類，現(xiàn)有實證研究在探討匯率制度與經(jīng)濟增長的關系時，往往選用替代變量或?qū)R率制度劃分為離散形式的制度安排，很少有學者利用連續(xù)形式的匯率制度彈性來測算實際的匯率制度安排。關于人民幣匯率制度彈性對生產(chǎn)率提高和經(jīng)濟增長的貢獻，迄今為止的探討顯示，缺乏相應的實證研究，多數(shù)研究僅分析匯率變動與經(jīng)濟增長（產(chǎn)出）之間的關系。因此，本文從效率的內(nèi)涵出發(fā)，將全要素生產(chǎn)率從經(jīng)濟增長中分離出來，并選取匯率制度彈性作為匯率制度變量以考察人民幣匯率制度的實際彈性變化，通過實證分析匯率制度彈性與全要素生產(chǎn)率的關系以期得出重要啟示。

二、 模型的建立

古典經(jīng)濟學時期主要用勞動生產(chǎn)率（產(chǎn)出與勞動投入的比值）來測算經(jīng)濟增長的效率，在新古典經(jīng)濟增長理論階段即索洛提出的測算方法，主要用全要素生產(chǎn)率來測算經(jīng)濟增長的效率，本文采用非參數(shù)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)進行測算。

1. DEA-Malmquist指數(shù)。非參數(shù)DEA-Malmquist指數(shù)法是通過R.W.Shephard（1970）提出的投入產(chǎn)出距離函數(shù)來定義的，Malmquist指數(shù)利用距離函數(shù)的比率來計算，其表達式為：

M0=■×■■（1）

其中，O∈Q={1，2，…，n}，表示某決策單元；（x0t，y0t）、（x0t+1，y0t+1）分別表示t期和t+1期的投入產(chǎn)出向量，D0t（x0t，y0t）、D0t（x0t+1，y0t+1）分別表示以t期的技術水平為參考，在t期和t+1期的決策單元的距離函數(shù)。本文采用基于產(chǎn)出角度計算Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。

Fare等（1994）在VRS（規(guī)模報酬可變）的假設下，將Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術效率變化（effch）和技術變化（techch）兩部分，其中技術效率變化又可進一步分解為純技術效率變化（pech）和規(guī)模效率（sech）變化：

M0=■·

（■·■）·

■×■■=pech×sech×techch（2）

式中CRS表示規(guī)模報酬不變，M0（x0t+1，y0t+1，x0t，y0t）表明生產(chǎn)率水平（TFP）提高，反之則相反。

2. 匯率制度彈性測算。國際上關于匯率制度的分類有兩種不同的觀點：一種是法定（dejure）分類法，另一種是實際（de facto）分類法（以LYS分類法和RR分類法為代表）?？紤]到法定分類法與一國實際實行的匯率制度之間可能存在很大的差異，本文借鑒Levy-Yeyati和Sturzenegger（2005）的匯率制度分類理論和方法考察人民幣匯率制度的實際彈性變化。

LYS分類法是將匯率和外匯儲備等指標綜合起來考慮就可以確定一國在既定時點上的實際匯率制度安排。在這種方法的基礎上，可根據(jù)一國匯率月變動率、匯率月波動率的標準差、國際儲備的月波動率來判斷該國所實行的實際匯率制度。具體公式如下：

FLT=■=■（3）

其中，Et為第t月的名義匯率，Rt為第t月的國際儲備，Mt為第t月的基礎貨幣M0。國際儲備變動率反映了央行在外匯市場的干預程度。ME表示月度名義匯率貶值的平均絕對值，MR表示與前一期基礎貨幣標準化后的月度外匯儲備變化的平均絕對值。由公式可知，F(xiàn)LT等于兩者的比值。由于以上變量使用的是每個月的平均值，所以度量出來的匯率彈性指標FLT是一種短期的指標。將匯率波動與政府在外匯市場上的干涉結合起來構建匯率制度彈性指數(shù)，得到的匯率制度彈性是連續(xù)值（胡再勇，2010），如上述的FLT。FLT值取0到無窮大，匯率彈性越小FLT值越小，如在貨幣局的安排下ME=0，則FLT也為0；匯率彈性越大，官方干預越少，匯率波動越大，F(xiàn)LT值就越大，如在理想的完全浮動安排下MR=0，F(xiàn)LT為無窮大。

3. 局部調(diào)整模型。局部調(diào)整假設認為，被解釋變量的實際變化僅是預期變化的一部分，即：

Yt-Yt-1=？啄（Y*t-Yt-1）（4）

式中Y*t為預期值，？啄為調(diào)整系數(shù)，其值越接近1，調(diào)整到預期最佳水平的速度越快。

考慮到全要素生產(chǎn)率的滯后一期有可能對當期生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，本文構造局部調(diào)整模型，先將變量進行對數(shù)處理，建立如下長期全要素生產(chǎn)率回歸方程：

LNTFP*t=？茁0+？茁1LNFLTt+？滋t（5）

？滋t是隨機擾動項，LNTFP*t為長期全要素生產(chǎn)率水平，即t期的理想水平。根據(jù)局部調(diào)整假設：

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

LNTFPt為第t期實際全要素生產(chǎn)率，？啄為調(diào)整系數(shù)，在一般情況下0？燮？啄？燮1。將（6）式代入（5）式，經(jīng)整理得短期全要素生產(chǎn)率自回歸模型：

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

三、 經(jīng)驗研究

1. 數(shù)據(jù)選取說明。采用的月度數(shù)據(jù)有人民幣對美元即期匯率、我國的外匯儲備、基礎貨幣；年度數(shù)據(jù)為固定資產(chǎn)投資總額、GDP、勞動力等。其中，人民幣對美元的即期匯率數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局官方網(wǎng)站，外匯儲備和基礎貨幣數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲取性，測算全要素生產(chǎn)率所使用的數(shù)據(jù)是中國大陸31個省、市、自治區(qū)1990年～2011年的投入（K和L）產(chǎn)出（Y）數(shù)據(jù)。在實際測算過程中，把海南并入廣東、重慶并入四川進行計算，西藏因數(shù)據(jù)缺失嚴重所以將其剔除，總共實際是28個省、直轄市和自治區(qū)數(shù)據(jù)。

產(chǎn)出Y的數(shù)據(jù)取自每年《中國統(tǒng)計年鑒》各省市國內(nèi)生產(chǎn)總值，并用該表中的環(huán)比指數(shù)，計算出各地區(qū)1952年不變價的GDP。勞動力L來自中經(jīng)網(wǎng)各地區(qū)年末從業(yè)人員數(shù)據(jù)。

關于K的選取，本文采用Goldsmith（1951）開創(chuàng)的永續(xù)盤存法：

Kt=It+（1-？啄）Kt-1（8）

其中， Kt為第t年的資本存量，Kt-1為第t-1年的資本存量，It為第t年的固定資本形成總額，各省投資It源自每年的統(tǒng)計年鑒，？啄為固定資本折舊率。K以1952年價格計算，單豪杰（2008）在張軍（2004）的基礎上測算了1952年～2006年投資價格指數(shù)和資本存量數(shù)據(jù)，本文利用這些數(shù)據(jù)進行計算和定基換算，經(jīng)濟折舊率為9.6%，固定資產(chǎn)的殘值為4%，采用永續(xù)盤存法可計算出各地區(qū)各年1952年不變價的固定資本存量。

2. 計算結果。

（1）匯率制度彈性。計算匯率制度彈性FLT的指標有人民幣對美元即期匯率、基礎貨幣M0、外匯儲備，采用1990年12月～2011年12月的月度數(shù)據(jù)。其中，人民幣對美元即期匯率為月度平均數(shù)。由FLT指數(shù)的度量公式計算得到各年的FLT指數(shù)，結果如表1所示。

從表1顯示結果可看出，人民幣匯率制度彈性在樣本期間經(jīng)歷了3個階段，第一階段是1994年以前，F(xiàn)LT指數(shù)波動較大，出現(xiàn)若干異常值，這可能是受到當時人民幣多重匯率制度的影響。第二階段為1995年～2004年，該階段人民幣FLT基本接近于0，由此可見這個時期人民幣實際的匯率制度可歸類到固定匯率制，尤其亞洲金融危機后，政府進一步收窄了人民幣匯率的浮動區(qū)間，開始了事實上釘住美元的匯率制度。第三階段是2005年～2011年，此階段人民幣匯率制度彈性逐漸增大。除了2009年受美國次貸危機影響外，我國在2005年匯改前匯率制度彈性FLT值較小，匯改后普遍有較大提高。

（2）全要素生產(chǎn)率。計算全要素生產(chǎn)率需要兩方面數(shù)據(jù)：產(chǎn)出和投入，這里的投入包括資本和勞動兩部分。通過DEAP軟件計算出中國的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，結果如表2。

從表2可以看出，1991年～2011年間全要生產(chǎn)率的平均值為1.003，較為客觀的反映了全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻。在經(jīng)濟高增長（低增長）階段，全要素生產(chǎn)率達到階段性高（低）點，其變動趨勢與1991年～2011年間宏觀經(jīng)濟的運行情況較吻合。

從計算結果來看，我國的全要素生產(chǎn)率從1994年后基本處于下降態(tài)勢，這種下降趨勢直到1999年才得到遏止，隨后呈現(xiàn)波動頻繁現(xiàn)象。本文認為，出現(xiàn)這一結果的原因可能是由于我國資本增長率較快所導致。我國經(jīng)濟高速增長進程中資本形成因素是最主要的推動力，而且其貢獻度呈不斷上升趨勢（武劍，1999）。1992年以后，隨著宏觀經(jīng)濟逐步降溫，我國經(jīng)濟出現(xiàn)生產(chǎn)能力全面過剩的情形，資本深化進程有所加快、人力資本存量增長緩慢，這就提高了資本投入對經(jīng)濟增長的貢獻。1998年前后，我國政府為應對亞洲金融危機，實施了積極的財政政策，加大了對教育及科學研究的支持力度。2002年后，隨著我國進入新一輪經(jīng)濟周期的上行階段，教育和科學研究支出的進一步增加以及前期的投入使得技術進步對經(jīng)濟增長的貢獻逐步顯現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率得以上升。此外，用張軍（2004）年的各省市資本數(shù)據(jù)加總后測算全國資本增長率，可知2000年以后我國資本增長率高于過去年份；與顏鵬飛和王兵（2004）基于產(chǎn)出的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的計算結果進行比較，同樣可以得出該指數(shù)低于1的年份資本增長都較快。因此，表2計算的我國1991年～2011年間部分年份Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)小于1的主要原因與對應年份我國資本增長速度過快有很大關系。

3. 實證結果和分析。分析人民幣匯率制度對我國經(jīng)濟效率具體的影響程度首先從匯率制度彈性與TFP的關系著手，為消除異方差的可能，對這兩個變量進行對數(shù)處理，分別命名為LNFLT和LNTFP，由單位根檢驗可知這兩個變量均為I（1）單整序列。

根據(jù)所構建的理論模型：

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

對上式回歸得到的估計結果如下：

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

由參數(shù)估計結果1-？啄=0.306，得？啄=0.694，通過（9）式求解得？茁0、？茁1，進而由（5）式可得到長期全要素生產(chǎn)率模型的估計式為：

LNTFP*t=0.034+0.016LNFLTt（11）

估計結果表明，匯率制度彈性對全要素生產(chǎn)率的長期影響為0.016，短期影響為0.011?？傮w回歸結果較理想， 和 檢驗p值均不顯著，說明不存在異方差和序列相關，各參數(shù)估計值顯著。該回歸方程的經(jīng)濟意義明顯，從估計結果中可得出重要的啟示：匯率制度彈性對全要素生產(chǎn)率能產(chǎn)生正向影響進而促進經(jīng)濟增長，這意味著人民幣匯率制度越具有彈性，其對生產(chǎn)率的提高越有利，進而促進實際產(chǎn)出增長。

1995年～2011年間，我國GDP 增長率保持在7%～10%，尤其是2003年以后，經(jīng)濟出現(xiàn)平穩(wěn)增長，經(jīng)濟增長表現(xiàn)出高增長、低通脹的特點。由此可見，1994年匯改后人民幣實際釘住美元的匯率制度并未阻礙我國的經(jīng)濟增長。以上實證也表明，人民幣匯率制度歷經(jīng)幾次改革后總體上對生產(chǎn)率的提高起到了正向推動作用，匯率制度能在一定程度上間接影響我國經(jīng)濟增長，適當提高人民幣匯率制度彈性將促進經(jīng)濟增長。

四、 結論

本文從效率的內(nèi)涵出發(fā)，對全要素生產(chǎn)率TFP和匯率制度彈性FLT進行測算，定量考察了人民幣匯率制度彈性對全要素生產(chǎn)率的影響。從對全要素生產(chǎn)率的估算可看出，TFP從1994年后基本處于下降態(tài)勢，直到1999年才得到遏止，隨后呈現(xiàn)波動頻繁現(xiàn)象，并穩(wěn)定在0.95～1.10之間。該估算結果較為客觀的反映了全要素生產(chǎn)率的變動趨勢，且與樣本期間宏觀經(jīng)濟的運行情況大體吻合。匯率制度幾經(jīng)改革后，匯率制度彈性指標FLT有了較大提高，是否實行更具彈性的匯率制度將是我國面臨的選擇。本文的實證結果顯示，從1991年到2011年，人民幣匯率制度彈性增大在長短期內(nèi)能有效提高生產(chǎn)效率，進而間接影響經(jīng)濟增長。這表明在現(xiàn)有經(jīng)濟運行條件下采取適合國情的匯率制度對于促進我國經(jīng)濟增長仍具有重要意義，匯率制度將在一段較長時間內(nèi)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。當前所處的匯率制度改革階段是我國以市場化為基礎的匯率制度改革的深化，從長遠看，浮動的匯率制度更符合我國經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平的逐步提高，人民幣匯率制度選擇將朝著浮動匯率制度方向前進，這也是我國最終匯率改革的目標。

參考文獻：

1. 陳三毛.匯率制度：從現(xiàn)實選擇到最優(yōu)制度.經(jīng)濟前沿，2009，（10）.

2. 李靜萍.匯率制度選擇與宏觀經(jīng)濟績效的關系——基于不同發(fā)展水平經(jīng)濟體的比較分析.財貿(mào)經(jīng)濟，2011，（2）.

3. 胡再勇.我國的匯率制度彈性、資本流動性與貨幣政策自主性研究.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2010，（6）.

4. 武劍.儲蓄、投資和經(jīng)濟增長——中國資金供求的動態(tài)分析.經(jīng)濟研究，1999，（11）.

基金項目：中國博士后科學基金（項目號：2012M521269）；華僑大學高層次人才科研啟動項目（項目號：12BS101）。

作者簡介：藍樂琴，華僑大學經(jīng)濟與金融學院講師，中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學博士。

收稿日期：2014-08-21。