人民幣匯率變動的非線性經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分析

藍(lán)樂琴　胡日東

摘 要：本文選擇貿(mào)易作為主要傳導(dǎo)機制，利用Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移模型識別我國經(jīng)濟(jì)變化的不同階段、估計區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換概率和度量各階段的持續(xù)性，以此考察匯改以來人民幣實際有效匯率和經(jīng)濟(jì)增長變動的非線性特征，并在此基礎(chǔ)上檢驗匯率變動影響經(jīng)濟(jì)增長的非線性動態(tài)行為。研究表明，人民幣匯率對經(jīng)濟(jì)增長影響的方向和強度不僅依賴其變動，而且依賴經(jīng)濟(jì)周期的具體階段，這對于政府識別匯率變動的不同區(qū)制進(jìn)而實行宏觀調(diào)控具有重要的參考價值。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率變動；經(jīng)濟(jì)增長；MSVAR

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000176X（2014）11005805

一、引 言

現(xiàn)有文獻(xiàn)在匯率變動與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究中存在較大分歧，主要觀點可分為緊縮性升值和緊縮性貶值兩大類，

緊縮性貶值主要針對發(fā)展中國家的匯率政策，見Krugman和Taylor （1978）。緊縮性升值指貨幣升值是緊縮性的。

收稿日期：20140828

基金項目：中國博士后科學(xué)基金項目“人民幣匯率變動的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究：理論及實證”（2012M521269）；華僑大學(xué)高層次人才科研啟動項目“人民幣匯率變動的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究”（12BS101）

作者簡介：

藍(lán)樂琴（1983-），女，福建龍巖人，講師，博士研究生，主要從事匯率經(jīng)濟(jì)研究。Email：zjwhappier@sinacom

胡日東（1964-），男，福建龍巖人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事金融計量分析研究。

這兩種觀點在經(jīng)驗研究中都得到了證實。Aguirre和Calderón[1]認(rèn)為匯率失調(diào)程度越大，經(jīng)濟(jì)增長則下降越多，很大程度的貶值傷害經(jīng)濟(jì)增長，但較小程度和中等程度的貶值將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Rodrik[2]研究指出，實際匯率貶值有助于經(jīng)濟(jì)增長，而實際匯率升值則對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)面影響，這種效應(yīng)在發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體更為顯著。而支持“緊縮性貶值”的文獻(xiàn)則認(rèn)為匯率升值將導(dǎo)致產(chǎn)出擴張，這在對發(fā)展中國家的經(jīng)驗研究中尤為常見。Gylfason和Radetzki[3] 研究表明升值降低了國內(nèi)價格水平，有利于增加實際產(chǎn)出和就業(yè)。Kamin和Rogers[4]對墨西哥貨幣危機的研究表明，匯率貶值將導(dǎo)致產(chǎn)出下降；Moreno[5]等研究結(jié)論均支持“緊縮性貶值”假說。

國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為匯率貶值對經(jīng)濟(jì)增長的作用既有擴張效應(yīng)又有緊縮效應(yīng)[6]。由于匯率可以通過貿(mào)易、投資和資產(chǎn)負(fù)債表等不同渠道影響產(chǎn)出[7]，匯率變動對產(chǎn)出的影響程度、大小和方向存在不確定性，無法從理論上直接判斷，取決于實際中擴張效應(yīng)和緊縮效應(yīng)的作用對比。對于人民幣升值是緊縮性的還是擴張性的，已有的文獻(xiàn)大都支持人民幣升值是緊縮性的觀點[8]。趙西亮[9]通過建立面板數(shù)據(jù)模型比較多個發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家的匯率與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)果表明，對于發(fā)達(dá)國家匯率升值是擴張性的，對經(jīng)濟(jì)增長有正向影響，而對于發(fā)展中國家而言，匯率升值則不利于經(jīng)濟(jì)增長。另有學(xué)者實證分析了人民幣匯率波動與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的關(guān)系。例如，曾錚和陳開軍[10]運用系統(tǒng)回歸法對聯(lián)立方程進(jìn)行估計，得出人民幣匯率升值可緩解我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差距加劇的趨勢的結(jié)論。徐璋勇和鄭媛[11]也得出人民幣升值抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長但有利于縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差距的結(jié)論。

現(xiàn)有研究已取得較豐富的成果，雖然所用的方法和數(shù)據(jù)不同，得到的具體結(jié)論也不大一致，但對于長期匯率失調(diào)和大幅波動會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的負(fù)面影響的結(jié)論是統(tǒng)一的。由于匯率變動在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段可能具有不同的作用效果，因此，本文在非線性框架下，利用帶有馬爾可夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換向量自回歸模型分析匯率變動在不同傳導(dǎo)機制下的非線性經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，考察不同區(qū)制狀態(tài)下發(fā)生狀態(tài)轉(zhuǎn)變的影響因素，進(jìn)一步理解匯率變動作用于經(jīng)濟(jì)增長的規(guī)律，以期揭示更多的政策性信息。

二、模型方法

本文參照Grtner[12]的理論模型框架，采用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型經(jīng)驗研究人民幣匯率變動與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系和特征。

馬爾可夫轉(zhuǎn)移（Markov Switching）模型由Hamilton[13]提出，描述經(jīng)濟(jì)行為在不同時期和不同狀態(tài)下所具有的不同特征和性質(zhì)，模型中的參數(shù)取決于由經(jīng)濟(jì)理論或經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實等確定的經(jīng)濟(jì)所處狀態(tài)或區(qū)制。

假設(shè)zt是經(jīng)濟(jì)時間序列，所建立的P階自回歸模型形式為：zt=αst+∑pi=1Ai（st）zt-i+εt，其中，st是一個不可觀測的區(qū)制變量，表示經(jīng)濟(jì)所處的m種狀態(tài)。隨機誤差滿足正態(tài)分布，εt～N0，σ2。考慮到模型的估計需要，將上式寫成均值調(diào)整形式：zt-μst=α1zt-1-μst-i+…+αpzt-p-μst-p+εt，其中，μ表示AR過程zt的期望?？紤]到時間序列從一個狀態(tài)到另一個狀態(tài)的非線性轉(zhuǎn)移，對每一個狀態(tài)，變量分布被假定是正態(tài)的且有不同的均值和方差，從一個狀態(tài)到另一個狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率通過一階馬爾可夫概率規(guī)則刻畫出來[14]。設(shè)狀態(tài)變量st是服從遍歷不可約的馬爾可夫過程：

pst=j│st-1=i=pij （i，j=1，…，m），且∑mk=1pik=1

p為狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率，用極大似然估計來求解模型的參數(shù)，具體的算法過程由Hamilton濾波來實現(xiàn)。以下設(shè)ZT表示在t=T時刻所有可利用信息的信息集合，即Zt=zT，zT-1，…，z1。狀態(tài)向量的估計問題分為三種類型：（1）當(dāng)t>T時，為預(yù)測形式；（2）當(dāng)t=T時，為濾波形式；（3）當(dāng)t

本文按照Krolzig（1997b）的做法，建立多變量馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（MSVAR）。設(shè)向量zt=（Δyt，Δnext，Δreert）′，其中，Δreert為人民幣實際有效匯率變化率，Δyt為實際GDP增長率，Δnext為凈出口增長率。MS（q）-VAR（p）有多種形式，可利用極大似然法來進(jìn)行估計。

三、實證分析和結(jié)果

1 變量選取與主要變量的區(qū)制轉(zhuǎn)換特征

考慮到1994年1月1日起人民幣匯率制度實行以市場供求為基礎(chǔ)的有管理浮動匯率制，本文選取季度數(shù)據(jù)，樣本期為1994年1季度至2013年1季度，原始數(shù)據(jù)主要來源于各期國際金融統(tǒng)計年鑒IFS數(shù)據(jù)庫、中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。所選擇的經(jīng)濟(jì)變量包括人民幣實際有效匯率變化率（Δreert）、實際GDP增長率（Δyt）和實際進(jìn)出口增長率（Δnext）。其中，人民幣實際有效匯率為2005年=100的數(shù)據(jù)序列，數(shù)值變大表示匯率升值；由于缺乏季度國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)，該指數(shù)用定基的居民消費價格指數(shù)CPI（2005年1季度=100）替代。為剔除價格因素的影響，將季度名義GDP除以CPI得到實際GDP，名義進(jìn)口和出口則需先將美元計價換算成人民幣計價單位（其中，人民幣對美元匯率取每年的3月、6月、9月和12月的數(shù)據(jù)），再將變量分別除以CPI得到實際進(jìn)出口數(shù)據(jù)。為使數(shù)據(jù)適合所采用的模型，用GDP增長率變量衡量經(jīng)濟(jì)增長，凈出口額（出口減進(jìn)口）增長率衡量對外貿(mào)易。對人民幣實際有效匯率進(jìn)行一階差分處理，將實際GDP和凈出口進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，進(jìn)而可求得各變量的增長率。

采用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)換向量自回歸模型中的MSIA-AR模型，分別捕捉各個變量的區(qū)制轉(zhuǎn)變，對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，如表1所示，所有變量都是平穩(wěn)的。

由于使用的模型估算參數(shù)相對較少，因而采用極大似然估計，并根據(jù)AIC、HQ及SC等信息準(zhǔn)則確定模型的自回歸階數(shù)p。表2給出了各變量的MS（2）-AR（p）的估計結(jié)果，由此可看出，模型非線性檢驗LR統(tǒng)計檢驗顯著，說明各變量在樣本期間顯著存在非線性效應(yīng)。以匯率變量為例，同一區(qū)制的持續(xù)期D（si）計算公式為：D（si）=11-pii?？梢姡禒顟B(tài)的持續(xù)期高于貶值狀態(tài)，貶值狀態(tài)得以維持的概率p00為07220，說明貶值狀態(tài)的平均持續(xù)期約為4個季度（1/（1-07220）=36000）；升值狀態(tài)得以維持的概率p11為09012，意味著升值狀態(tài)的平均持續(xù)期約為10個季度（1/（1-09012）=101200）。可見，人民幣匯率在區(qū)制2運行具有較高的持續(xù)性，該變量在一定區(qū)制上具有穩(wěn)定運行的特點，總體來說符合我國實際經(jīng)濟(jì)情況。同理，經(jīng)濟(jì)增長處于擴張狀態(tài)的持續(xù)期要略低于緊縮狀態(tài)的持續(xù)期，剩下樣本期間內(nèi)經(jīng)濟(jì)則處于適度增長狀態(tài)。

2 匯率變動的非線性效應(yīng)

匯率影響經(jīng)濟(jì)增長有諸多傳導(dǎo)途徑，然而將這些傳導(dǎo)因素變量同時納入增長模型并不妥當(dāng)，很可能引起多重共線性問題。本文選取貿(mào)易收支作為主要傳導(dǎo)渠道，人民幣匯率通過進(jìn)出口商品價格直接影響進(jìn)出口貿(mào)易，貿(mào)易收支則通過“擴散效應(yīng)”或“溢出效應(yīng)”對資本、勞動和技術(shù)等直接影響中國經(jīng)濟(jì)增長的要素產(chǎn)生作用，最終影響中國經(jīng)濟(jì)增長。為考察人民幣實際有效匯率變動影響經(jīng)濟(jì)增長的非線性效應(yīng)，根據(jù) AIC、SC準(zhǔn)則和LR值來確定馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型的最優(yōu)形式為一個MSIAH-VAR模型。

MSIAH-VAR模型的形式為：zt=αst+∑pi=1Aistzt-i+εt，εt～N0，σ2。本文選取匯率變動率、實際凈出口總額增長率和實際產(chǎn)出增長率等三個變量，即zt=（Δyt，Δnext，Δreert）′，該模型設(shè)定表示產(chǎn)出增長受貿(mào)易收支凈額和實際有效匯率的共同影響。模型滯后階數(shù)可根據(jù)AIC、HQ及SC等信息準(zhǔn)則確定，采用極大似然估計法經(jīng)過有限次迭代，得到參數(shù)極大似然估計值、區(qū)制狀態(tài)和轉(zhuǎn)移概率估計值。

由表3可看出，模型非線性檢驗LR統(tǒng)計量的伴隨概率值顯著，表明人民幣實際有效匯率變動在樣本期間顯著存在非線性效應(yīng)，因此，模型設(shè)定非線性是合適的。人民幣實際有效匯率變動效應(yīng)明顯分為兩個區(qū)制：經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制（區(qū)制1）和經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制（區(qū)制2），這充分表明各變量間的相互作用在我國宏觀經(jīng)濟(jì)運行過程中發(fā)生了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。在區(qū)制1中，人民幣匯率正向變動（即升值）對凈出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，但影響不顯著，而對產(chǎn)出增長則具有抑制作用，回歸系數(shù)為-04804和-03799，且統(tǒng)計上顯著；凈出口貿(mào)易增長對產(chǎn)出影響分別為00108和-00284，但凈出口貿(mào)易滯后二期對產(chǎn)出的緊縮效應(yīng)不顯著。當(dāng)經(jīng)濟(jì)運行到區(qū)制2時，人民幣匯率升值對凈出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，這表明匯率升值很可能產(chǎn)生反J曲線效應(yīng)，但系數(shù)依舊不太顯著；滯后一期的匯率升值對產(chǎn)出增長具有顯著的促進(jìn)作用（回歸系數(shù)為01631），滯后二期的匯率升值對產(chǎn)出增長則具有抑制作用（回歸系數(shù)為-00640）但統(tǒng)計不顯著，由此可見，對照區(qū)制1，人民幣匯率升值對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的正向影響遠(yuǎn)不及其負(fù)向影響，人民幣實際有效匯率變動在樣本期內(nèi)具有明顯的非線性效應(yīng)特征；凈出口貿(mào)易增長對產(chǎn)出也具有顯著促進(jìn)作用。

MSVAR模型狀態(tài)間的轉(zhuǎn)移概率依賴于經(jīng)濟(jì)處于緊縮或擴張的時間長度。估計的轉(zhuǎn)移概率矩陣為：p=06791032090106508935，可見，各變量在不同區(qū)制之間具有一定的對應(yīng)關(guān)系，存在著轉(zhuǎn)移概率上的非對稱性，從經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制的提速要大于從經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制轉(zhuǎn)移到緊縮區(qū)制的跳躍式提速。當(dāng)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)擴張階段后，區(qū)制2自身的持續(xù)概率為08935，具有相當(dāng)高的穩(wěn)定性，同時，存在概率轉(zhuǎn)移上的非對稱性，這意味著人民幣匯率變動與凈出口增長處于經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制時，其擴張的可能性大于緊縮的可能性。

人民幣匯率變動的產(chǎn)出增長效應(yīng)可以顯著地分成兩個狀態(tài)，在1995年3季度到1996年3季度、1998年3季度到1998年4季度、1999年3季度到1999年4季度、2003年3季度到2004年4季度、2009年1季度到2009年2季度，匯率變動通過貿(mào)易途徑產(chǎn)生的緊縮效應(yīng)概率接近于1，擴張效應(yīng)的概率則接近于0。樣本其余時期則落入擴張區(qū)制，匯率變動通過貿(mào)易途徑產(chǎn)生的擴張效應(yīng)概率接近于1。這充分說明人民幣匯率變動具有非線性效應(yīng)，且經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制和經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制概率未出現(xiàn)頻繁改變，表明在樣本期間各變量周期波動的態(tài)勢是平穩(wěn)的。該結(jié)論對于政府識別匯率變動的擴張效應(yīng)和緊縮效應(yīng)的區(qū)制，進(jìn)而實行宏觀調(diào)控具有重要意義：當(dāng)匯率變動產(chǎn)生非線性效應(yīng)時，在擴張區(qū)制內(nèi)，由于凈出口的增加對產(chǎn)出的影響系數(shù)較小，為促使經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步增長，政府可適當(dāng)提高凈出口增長幅度，但不應(yīng)一味依靠增加凈出口刺激經(jīng)濟(jì)，而應(yīng)保持貿(mào)易收支平衡，否則易造成外匯儲備過快增長、貿(mào)易條件惡化和貿(mào)易摩擦加劇等。當(dāng)經(jīng)濟(jì)運行到緊縮區(qū)制時，政府刺激經(jīng)濟(jì)或總需求的手段應(yīng)該是穩(wěn)定匯率政策，以減少人民幣實際有效匯率升值帶來的經(jīng)濟(jì)增長負(fù)向效應(yīng)。除2009年上半年受次貸危機影響外，自2005年以來匯率變動位于擴張效應(yīng)區(qū)制內(nèi)，充分表明近些年來我國保持人民幣在合理、均衡水平上基本穩(wěn)定的匯率政策是積極有效的，而在經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)局部過熱和貿(mào)易順差激增的情況下，人民幣匯率升值，宏觀經(jīng)濟(jì)政策由積極轉(zhuǎn)為穩(wěn)健是正確的。

四、主要結(jié)論

本文通過建立MSVAR模型，經(jīng)驗分析了人民幣實際有效匯率變動對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明，在不同的經(jīng)濟(jì)條件下人民幣實際有效匯率變動對經(jīng)濟(jì)增長的作用關(guān)系存在較大差別，表現(xiàn)出顯著的非線性效應(yīng)。在樣本期間內(nèi)，人民幣實際有效匯率變動在貶值區(qū)制和升值區(qū)制間動態(tài)轉(zhuǎn)換，從轉(zhuǎn)移概率上看，人民幣匯率在升值區(qū)制的持續(xù)期最長，在該階段的頻率也最高。我國經(jīng)濟(jì)增長周期波動過程中由于存在顯著的經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制和經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制特征，利用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型可大致確定各變量在經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制和經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制之間轉(zhuǎn)變的可能和時間，從平均持續(xù)期和轉(zhuǎn)換概率的不同可得出，各變量波動存在顯著的非線性。從人民幣匯率與經(jīng)濟(jì)增長之間的影響方向和作用程度上看，在我國經(jīng)濟(jì)運行過程中，人民幣匯率變動與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系依賴它們所處于的區(qū)制狀態(tài)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于擴張區(qū)制狀態(tài)時，人民幣匯率的傳導(dǎo)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長起正向作用；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于緊縮區(qū)制狀態(tài)時，人民幣匯率的傳導(dǎo)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長起反方向作用。因此，在經(jīng)濟(jì)增速較快的情況下，保持人民幣匯率適度升值有利于經(jīng)濟(jì)增長，這也是促使經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)發(fā)展的重要宏觀調(diào)控方式。以上結(jié)論對于識別區(qū)制轉(zhuǎn)移進(jìn)而實行相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，以及評價不同區(qū)制下政策執(zhí)行效果有著重要參考價值。

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（責(zé)任編輯：劉 艷）

四、主要結(jié)論

本文通過建立MSVAR模型，經(jīng)驗分析了人民幣實際有效匯率變動對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明，在不同的經(jīng)濟(jì)條件下人民幣實際有效匯率變動對經(jīng)濟(jì)增長的作用關(guān)系存在較大差別，表現(xiàn)出顯著的非線性效應(yīng)。在樣本期間內(nèi)，人民幣實際有效匯率變動在貶值區(qū)制和升值區(qū)制間動態(tài)轉(zhuǎn)換，從轉(zhuǎn)移概率上看，人民幣匯率在升值區(qū)制的持續(xù)期最長，在該階段的頻率也最高。我國經(jīng)濟(jì)增長周期波動過程中由于存在顯著的經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制和經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制特征，利用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型可大致確定各變量在經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制和經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制之間轉(zhuǎn)變的可能和時間，從平均持續(xù)期和轉(zhuǎn)換概率的不同可得出，各變量波動存在顯著的非線性。從人民幣匯率與經(jīng)濟(jì)增長之間的影響方向和作用程度上看，在我國經(jīng)濟(jì)運行過程中，人民幣匯率變動與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系依賴它們所處于的區(qū)制狀態(tài)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于擴張區(qū)制狀態(tài)時，人民幣匯率的傳導(dǎo)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長起正向作用；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于緊縮區(qū)制狀態(tài)時，人民幣匯率的傳導(dǎo)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長起反方向作用。因此，在經(jīng)濟(jì)增速較快的情況下，保持人民幣匯率適度升值有利于經(jīng)濟(jì)增長，這也是促使經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)發(fā)展的重要宏觀調(diào)控方式。以上結(jié)論對于識別區(qū)制轉(zhuǎn)移進(jìn)而實行相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，以及評價不同區(qū)制下政策執(zhí)行效果有著重要參考價值。

參考文獻(xiàn)：

[1] Aguirre， A， Calderón， AReal Exchange Rate Misalignments and Economic Performance[R] Central Bank of Chile Working Papers，2005

[2] Rodrik， DThe Real Exchange Rate and Economic Growth[J] Brookings Papers on Economic Activity，2008，39（2）：365-412

[3] Gylfason， T， Radetzki， MDoes Devaluation Make Sense in the Least Developed Countries？ [J] Economic Development and Cultural Change，1991，40（1）： 1-25

[4] Kamin， SB， Rogers， J HOutput and the Real Exchange Rate in Developing Countries：An Application to Mexico[J] Journal of Development Economics，2000，61（1）：85-109

[5] Moreno， RDepreciation and Recessions in East Asia[J] FRBSF Economic Review，1999，（3）： 27-40

[6] 李未無實際有效匯率與經(jīng)濟(jì)增長：來自中國的證據(jù)[J]管理世界，2005，（2）

[7] 趙永亮，干杏娣，熊德平人民幣實際有效匯率升值對中國產(chǎn)出影響的實證研究[J]世界經(jīng)濟(jì)研究，2011，（6）

[8] 魏巍賢人民幣升值的宏觀經(jīng)濟(jì)影響評價[J]經(jīng)濟(jì)研究，2006，（4）

[9] 趙西亮匯率變動與經(jīng)濟(jì)增長：面板協(xié)整分析[J]廈門大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版） ，2008，（3）

[10] 曾錚，陳開軍人民幣實際有效匯率波動與我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異[J]數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，（12）

[11] 徐璋勇，鄭媛人民幣實際有效匯率對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異的影響研究[J]經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2012，（2）

[12] Grtner，MMacroeconomics under Flexible Exchange Rates[M]Harvester Wheatsheaf Press，1993

[13] Hamilton， J DA New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle[J] Econometrica， 1989，57（2）：357-384

[14] 張明喜，高倚云我國財政政策非線性效應(yīng)的理論探討與檢驗[J]財貿(mào)研究，2008，（5）

（責(zé)任編輯：劉 艷）

四、主要結(jié)論

本文通過建立MSVAR模型，經(jīng)驗分析了人民幣實際有效匯率變動對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明，在不同的經(jīng)濟(jì)條件下人民幣實際有效匯率變動對經(jīng)濟(jì)增長的作用關(guān)系存在較大差別，表現(xiàn)出顯著的非線性效應(yīng)。在樣本期間內(nèi)，人民幣實際有效匯率變動在貶值區(qū)制和升值區(qū)制間動態(tài)轉(zhuǎn)換，從轉(zhuǎn)移概率上看，人民幣匯率在升值區(qū)制的持續(xù)期最長，在該階段的頻率也最高。我國經(jīng)濟(jì)增長周期波動過程中由于存在顯著的經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制和經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制特征，利用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型可大致確定各變量在經(jīng)濟(jì)擴張區(qū)制和經(jīng)濟(jì)緊縮區(qū)制之間轉(zhuǎn)變的可能和時間，從平均持續(xù)期和轉(zhuǎn)換概率的不同可得出，各變量波動存在顯著的非線性。從人民幣匯率與經(jīng)濟(jì)增長之間的影響方向和作用程度上看，在我國經(jīng)濟(jì)運行過程中，人民幣匯率變動與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系依賴它們所處于的區(qū)制狀態(tài)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于擴張區(qū)制狀態(tài)時，人民幣匯率的傳導(dǎo)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長起正向作用；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于緊縮區(qū)制狀態(tài)時，人民幣匯率的傳導(dǎo)效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長起反方向作用。因此，在經(jīng)濟(jì)增速較快的情況下，保持人民幣匯率適度升值有利于經(jīng)濟(jì)增長，這也是促使經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)發(fā)展的重要宏觀調(diào)控方式。以上結(jié)論對于識別區(qū)制轉(zhuǎn)移進(jìn)而實行相應(yīng)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，以及評價不同區(qū)制下政策執(zhí)行效果有著重要參考價值。

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[6] 李未無實際有效匯率與經(jīng)濟(jì)增長：來自中國的證據(jù)[J]管理世界，2005，（2）

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[8] 魏巍賢人民幣升值的宏觀經(jīng)濟(jì)影響評價[J]經(jīng)濟(jì)研究，2006，（4）

[9] 趙西亮匯率變動與經(jīng)濟(jì)增長：面板協(xié)整分析[J]廈門大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版） ，2008，（3）

[10] 曾錚，陳開軍人民幣實際有效匯率波動與我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異[J]數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，（12）

[11] 徐璋勇，鄭媛人民幣實際有效匯率對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異的影響研究[J]經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2012，（2）

[12] Grtner，MMacroeconomics under Flexible Exchange Rates[M]Harvester Wheatsheaf Press，1993

[13] Hamilton， J DA New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle[J] Econometrica， 1989，57（2）：357-384

[14] 張明喜，高倚云我國財政政策非線性效應(yīng)的理論探討與檢驗[J]財貿(mào)研究，2008，（5）

（責(zé)任編輯：劉 艷）