2006年第6期
双月刊总第159期
中南财经大学学报
JOURNALOFZHONGNANUNIVERSITYOFECONOMICSANDLAW
№.6.2006
BimonthlySerial№.159
汇率波动与经济增长的关系
———基于实际有效汇率的分析
张学毅1 孙 静2
(1.中南财经大学信息学院,湖北武汉430073;2.成都理工大学工程技术学院,四川乐山614007)
摘要:随着人民币汇率浮动管理制的进一步推行,分析汇率的波动对经济增长的效应是我国亟待解决的问题。本文通过对比分析17个工业发达国家的经验数据,得出人民币实际有效汇率的经济增长效应呈现显著的滞后影响,但其当期效应并不显著的结论。
关键词:实际有效汇率;经济增长;Panel—data模型;岭回归模型
中图分类号:F830.92 文献标识码:A 文章编号:100325230(2006)0620063204
西方经济学家对汇率问题的研究主要集中在汇率波动的原因上,产生了成熟的汇率决定论和汇率变化理论;国内学者的研究基本上还停留在人民币的法定贬值或升值对我国国际收支的调节作用以及外商直接投资的影响上。在管理浮动汇率制下,汇率波动的经济增长效应怎样?该如何干
预外汇市场使市场汇率向有利于本国经济的方向发展?这是当前我们亟待解决的问题。本文在对比分析工业发达国家实际有效汇率波动对其经济增长影响的基础上,对人民币实际有效汇率波动的经济增长效应进行了分析,并借鉴工业发达国家汇率浮动管理的经验,为我国货币当局今后的汇率浮动管理提供现实的参考依据。
一、工业发达国家实际有效汇率波动对其经济增长的影响分析
1.指标与样本的选取
在分析中经常用到名义有效汇率指数和实际有效汇率指数。其中名义有效汇率指数是以贸易比重为权数的综合汇率,它反映了一国货币在国际贸易中的总体竞争力和波动程度。实际有效汇率指数(REER)是在名义汇率的基础上,剔除本国物价相对样本国家的物价水平的相对变化对本国实际购买力的影响。实际有效汇率指数上升表示本币升值,下降表示本币贬值。
本文选择的实际有效汇率指数是IMF公布,并以相对消费物价指数为基础测算的(2000年=100),第i个国家实际有效汇率指数的计算公式为[1]:
PiRi REERi=∏j≠iPjRj收稿日期:2006209215
作者简介:张学毅(1962—),男,湖北武汉人,中南财经大学信息学院副教授;
孙 静(1982—),女,湖北武汉人,成都理工大学工程技术学院。
Wij
63
其中,REERi代表第i个国家的实际有效汇率指数,Wij代表第i国赋予第j国的竞争力权重,即j国占i国的平均贸易权重,且ΣWij=1,Ri、Rj分别代表第i国和第j国货币以美元表示的名义汇率,Pi、Pj分别代表i国和j国的消费价格指数。经济增长指标选用各国用可比价计算的国内生产总值指数
来表示(2000年=100),即实际经济增长指数(IGDP)。
笔者选用了17个实行浮动汇率制的主要工业化国家为样本进行实证分析,这17个国家分别是美国、加拿大、日本、奥地利、比利时、芬兰、法国、德国、爱尔兰、意大利、荷兰、西班牙、丹麦、挪威、瑞典、瑞士、英国。样本取值期间为1980～2004年,数据来源于国际货币基金组织的国际金融统计。
2.基于PanelData模型的实证分析
PanelData模型是结合时间序列和横截面两者的数据进行分析,是在时间序列上取多个截面,在
这些截面上同时选取样本观测值所构成的样本数据,使用这种方法可提供更加丰富的经济信息来源。
(1)模型设定
一般的线性合成数据模型可表示为:
′
Yit=αi=1,…,N;t=1,…,Ti+βiXit+μit (1)
β,′其中Xit=(x1it,x2it,…,xKit)为外生变量向量Xβ,2it,…β,Kit)为参数向量β的转置,K是外it=(1itβ
生变量个数,T是时期总数。随机扰动项μit相互,且满足零均值、同方差。对模型的设定形式进行检验,主要是检验模型参数在所有横截面样本和时间上是否具有相同的常数[1]。截距和斜率参数又可以有如下两种假设:
ββH01:回归斜率系数相同(齐性)但截距不同,即有β1=2=…=N,模型为:
′
Yit=αi+βXit+μit
(2)(3)
βH02:回归斜率系数和截距都相同,即有α1=α2=…=αN 1=β2=…=βN,模型为:
′ Yit=α+βXit+μit
注意这里没有斜率系数非齐性而截距齐性的假设,因为当斜率不同时,单独考虑截距相同没有实
(2)和(3)三式中哪一种),可以利用协方差际意义。判断样本数据究竟符合哪种模型形式(即为(1)、
分析构造如下检验统计量[2](P165):
S2-S1(N-1)K(4) F1=～F[(N-1)K,N(T-K-1)]
S1NT-N(K+1)
S3-S1(N-1)(K+1)(5) F2=～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]
S1NT-N(K+1)
(2)、(3)的残差平方和。K为模型中解释变量的个数(不包括常数其中S1、S2、S3分别为模型(1)、
项),N为在横截面上选取的个体数,T为时间序列的期数。在零假设H02和H01下,统计量F2和F1服
从特定自由度的F分布。如果F2大于或等于某置信度(如95%)下的同分布临界值,则拒绝H02,应继续检验,找出非齐性的来源;反之,利用模型(3)拟合样本。在已确定参数存在非齐性的基础上,如果F1大于或等于某置信度(如95%)下的同分布临界值,则拒绝H01,应该用模型(1)拟合样本;反之,用模型(2)拟合。
当经过检验需要采用变截距模型,也就是模型(2)的形式建模时,需要进一步确定截距的变化是固定影响还是随机影响,模型(1)也是如此。从理论上来说,当截面单位是总体所有单位时,固定影响模型合理;如果截面单位是随机抽自一个大的总体,把所抽样本的个体差异认为服从随机分布可能更合适。由于笔者选取了全部的17个发达工业化国家,则可以确定截距的变化是固定影响的。但是考虑到实际有效汇率是内生变量,它对经济增长或其他与经济增长相关的变量作出反应,固定影响模型可能忽视大量的截面信息,故汇率波动指标应选择一个合理的外生变量,本文选用了滞后1期的实际
有效汇率REER1作为工具变量。
(2)进行F检验,确定具体的模型形式
先对因变量IGDP以及自变量IGDP1(滞后1期的国内生产总值指数)和REER1取对数,分别为LIGDP,LIGDP1,LREER1,以尽量消除异方差的影响,通过Eviews软件计算得到模型的残差平方和值,
如下表:
表1
S10.13624
S值
S20.15492
S30.18704
(5)计算F1=1.53,F2=2.77,F2>F1,则拒绝参数齐性的假设,又因F1>1.50,则可再根据式(4)、
以利用模型(1),即变斜率变截距模型来拟合样本。
模型采用不相关回归方法,以消除PanelData既包括时间序列数据又包括截面数据可能产生的异方差和序列相关现象[2](P165)。由17个工业国家的经验数据计算结果如表2:
表2
LIGDP1-US-CAN-JAP-AU-BEL-FIN-FRA-GER-IRE-ITA-NET-SP-DEN-NOR-SWE-SWI-UK
Coefficient0.990.970.0.981.010.951.010.991.030.971.001.021.030.980.930.981.02
Std.Error0.010.020.020.020.020.020.010.020.010.010.020.010.020.010.020.020.01
变系数变截距模型估计结果Prob.0.000.000.000.000.000.000.000.000.000.000.000.000.000.000.000.000.00
LREER1-US-CAN-JAP-AU-BEL-FIN-FRA-GER-IRE-ITA-NET-SP-DEN-NOR-SWE-SWI-UK
Coefficient0.01-0.090.080.09-0.01-0.200.030.09-0.05-0.01-0.09-0.06-0.11-0.12-0.16-0.02-0.06
Std.Error0.010.020.020.060.030.020.020.050.040.010.040.010.040.040.010.030.01
Prob.0.380.000.000.100.570.000.210.080.140.210.030.000.000.000.000.410.00
FixedEffects
0.010.620.15-0.330.031.22-0.16-0.390.180.200.460.250.400.681.080.190.24
模型的显著性水平为0.05,R2=0.9926,R2=0.9916,表明模型拟合效果不错,所有17个工业国家实际国内生产总值指数IGDP显著受到以前年份的IGDP的影响,其中加拿大、日本、芬兰、荷兰、西班牙、丹麦、挪威、瑞典、英国等9国的实际有效汇率的波动对各自IGDP的作用显著,另外奥地利和德国的实际有效汇率波动对其IGDP的影响在0.1的显著性水平下显著。可见,多数工业发达国家实际有效汇率变动对其实际经济增长是有直接影响的,但是由于各个工业国家国情不同,经济结构也不一样,因此汇率波动的经济增长效应也不同。除了受影响的程度大小不一以外,方向也不完全一致,在0.05的显著性水平下,除了日本的实际有效汇率升值在一定程度上促进了其实际经济的增长以外,
其他8个国家均为贬值促进实际经济增长。 二、人民币实际有效汇率的经济增长效应分析
1.影响中国经济增长的因素分析
根据凯恩斯宏观经济理论,国内生产总值Yt为反映一国经济增长的有效变量,取决于宏观经济变量:消费(Ct)、投资(It)、出口(Xt)、进口(Mt)。从前面的分析我们知道,工业国家实际经济增长与实
65
际有效汇率之间是有直接关系的,因此,笔者有理由假定人民币实际有效汇率与我国经济增长之间也存在直接关系。另外人民币实际有效汇率还可能通过外商直接投资、进口、出口等途径,间接的影响我国经济增长。考虑到汇率的波动对进出口贸易的影响是有时滞的,进出口贸易还受世界进出口价格的影响[3],故笔者选用国内生产总值Yt(亿元)表示经济增长的因变量,消费Ct(亿元)、人民币实际有效汇率指数REERt、REERt-1、世界出口价格指数PXWt、世界进口价格指数PMWt为影响经济增长的自变量。考虑到取对数能够有效的减少异方差,也有利于经济意义上的分析,上述变量取对数分别为LNYt、LNCt、LNREERt、LNREERt-1、LNPXWt、LNPMWt。样本取自于中国统计年鉴(2005)与国际货币基金组织数据库1985～2004年数据。
2.岭回归计量模型
由于人民币实际有效汇率波动幅度较小,且各自变量之间存在较强相关性,笔者通过SPSS11.0对变量进行了岭回归分析,从而避免了多重共线性问题带来的偏差,有效地找出经济变量之间的内在弹性关系。根据岭回归选择变量的原则剔除不显著变量,岭参数k=0.12时,计算结果如下:
LNTt2.8+0.88LNCt-0.3LNREERt-1()
0.6
(0.03)
(0.09)
R2=0.985 R2=0.983根据回归结果可知:F值显著,回归方程拟合优度好,各个系数的符号基本符合理论分析的结论。人民币实际有效汇率变动对我国经济增长有显著的影响,而且是滞后的影响,人民币实际有效汇率的当期效应并不显著,其滞后期指数向下波动一个百分点,刺激我国实际经济增长0.3个百分点。由此可见,在本文的研究时段内,贬值有利于我国实际经济增长。但汇率从来就不是一个的经济变量,它必然要受到其他经济变量和国内外政治形势的影响,而且靠贬值是无法维持长期的经济增长的,因此,适度的升值既不会使出口受到剧烈波动,又能使我国产品的国际竞争能力逐渐增强,2006年1～7月我国的外贸顺差再创新高印证了央行的决策是正确的。 三、结论与建议
本文通过运用PanelData模型以及岭回归模型,分析了国内外汇率波动对经济增长的影响,得出的结论是:在本文的研究时段内,同样实行浮动汇率制度的发达工业国家,汇率波动对各国经济增长的影响是不完全一样的,多数工业国家的实际有效汇率贬值促进了其经济增长,但日元实际有效汇率升值是促进日本经济增长的。可见,在不同的经济状况下,汇率波动的经济效应可以是截然不同的。从这些国家已有的经验和教训来看,在汇率改革中,增长路径从外需带动向内需带动的转换,并适时调整产业结构是至关重要的。
我国的经验数据表明人民币实际有效汇率对实际经济增长的影响是显著的,当前银行推行的浮动汇率制度,为的是使人民币汇率的波动有利于我国经济增长的升级,增强发展后劲。从长远来看,日本由贸易立国转变为技术立国的经验是值得借鉴的,但由于两国国情不同,不能盲目照搬。我国是一个人口大国,就业形势非常严峻,因此当前小幅升值名义汇率,实践将证明是一个正确的选择。
参考文献:
[1]孙亚南,刘科.IMF实际有效汇率方评价[J].统计与决策,2004,(11):73.[2]因特里格特.经济计量模型、技术与应用(第二版)[M].中国社会科学出版社,2004.[3]杜江.外国直接投资与中国经济发展的经验分析[J].世界经济,2002,(8):28-29.
(责任编辑:胡浩志)
66
