效率視角下人民幣匯率制度的經濟增長效應分析

摘要：改革開放以來中國經濟取得舉世矚目的成就，為測度人民幣匯率制度在經濟增長中所起的作用，文章從效率的內涵出發，以全要素生產率衡量經濟增長的效率，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率之間關系進行實證檢驗。研究發現，人民幣匯率制度歷經幾次改革后在長短期內對生產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濟增長。

關鍵詞：匯率制度；經濟增長；全要素生產率

一、 引言

概括地說，匯率制度之所以能作用于經濟增長，一是通過影響要素積累增長率，如投資增長率或就業增長率；二是通過影響全要素生產率（Ghosh，1997）。而一國的經濟增長率很大程度受全要素生產率（TFP）的影響（Hsieh和Klenow，2009），可用全要素生產率衡量經濟增長效率。由于制度的不可觀測性且匯率制度存在不同分類，現有實證研究在探討匯率制度與經濟增長的關系時，往往選用替代變量或將匯率制度劃分為離散形式的制度安排，很少有學者利用連續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率提高和經濟增長的貢獻，迄今為止的探討顯示，缺乏相應的實證研究，多數研究僅分析匯率變動與經濟增長（產出）之間的關系。因此，本文從效率的內涵出發，將全要素生產率從經濟增長中分離出來，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率的關系以期得出重要啟示。

二、 模型的建立

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

1. DEA-Malmquist指數。非參數DEA-Malmquist指數法是通過R.W.Shephard（1970）提出的投入產出距離函數來定義的，Malmquist指數利用距離函數的比率來計算，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。本文采用基于產出角度計算Malmquist生產率指數。

Fare等（1994）在VRS（規模報酬可變）的假設下，將Malmquist生產率指數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）和規模效率（sech）變化：

M0=■·

（■·■）·

■×■■=pech×sech×techch（2）

式中CRS表示規模報酬不變，M0（x0t+1，y0t+1，x0t，y0t）表明生產率水平（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）。考慮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，FLT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，得到的匯率制度彈性是連續值（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，FLT值就越大，如在理想的完全浮動安排下MR=0，FLT為無窮大。

3. 局部調整模型。局部調整假設認為，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，？啄為調整系數，其值越接近1，調整到預期最佳水平的速度越快。

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

LNTFP*t=？茁0+？茁1LNFLTt+？滋t（5）

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

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

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

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

三、 經驗研究

1. 數據選取說明。采用的月度數據有人民幣對美元即期匯率、我國的外匯儲備、基礎貨幣；年度數據為固定資產投資總額、GDP、勞動力等。其中，人民幣對美元的即期匯率數據來源于國家外匯管理局官方網站，外匯儲備和基礎貨幣數據來自中經網數據庫。根據數據的可獲取性，測算全要素生產率所使用的數據是中國大陸31個省、市、自治區1990年～2011年的投入（K和L）產出（Y）數據。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，西藏因數據缺失嚴重所以將其剔除，總共實際是28個省、直轄市和自治區數據。

產出Y的數據取自每年《中國統計年鑒》各省市國內生產總值，并用該表中的環比指數，計算出各地區1952年不變價的GDP。勞動力L來自中經網各地區年末從業人員數據。

關于K的選取，本文采用Goldsmith（1951）開創的永續盤存法：

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年投資價格指數和資本存量數據，本文利用這些數據進行計算和定基換算，經濟折舊率為9.6%，固定資產的殘值為4%，采用永續盤存法可計算出各地區各年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月的月度數據。其中，人民幣對美元即期匯率為月度平均數。由FLT指數的度量公式計算得到各年的FLT指數，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歷了3個階段，第一階段是1994年以前，FLT指數波動較大，出現若干異常值，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）全要素生產率。計算全要素生產率需要兩方面數據：產出和投入，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生產率指數，結果如表2。

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

從計算結果來看，我國的全要素生產率從1994年后基本處于下降態勢，這種下降趨勢直到1999年才得到遏止，隨后呈現波動頻繁現象。本文認為，出現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，隨著宏觀經濟逐步降溫，我國經濟出現生產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濟增長的貢獻逐步顯現，全要素生產率得以上升。此外，用張軍（2004）年的各省市資本數據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）基于產出的Malmquist生產率指數的計算結果進行比較，同樣可以得出該指數低于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生產率指數小于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率的長期影響為0.016，短期影響為0.011。總體回歸結果較理想， 和 檢驗p值均不顯著，說明不存在異方差和序列相關，各參數估計值顯著。該回歸方程的經濟意義明顯，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率能產生正向影響進而促進經濟增長，這意味著人民幣匯率制度越具有彈性，其對生產率的提高越有利，進而促進實際產出增長。

1995年～2011年間，我國GDP 增長率保持在7%～10%，尤其是2003年以后，經濟出現平穩增長，經濟增長表現出高增長、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濟增長。以上實證也表明，人民幣匯率制度歷經幾次改革后總體上對生產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濟增長，適當提高人民幣匯率制度彈性將促進經濟增長。

四、 結論

本文從效率的內涵出發，對全要素生產率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率的影響。從對全要素生產率的估算可看出，TFP從1994年后基本處于下降態勢，直到1999年才得到遏止，隨后呈現波動頻繁現象，并穩定在0.95～1.10之間。該估算結果較為客觀的反映了全要素生產率的變動趨勢，且與樣本期間宏觀經濟的運行情況大體吻合。匯率制度幾經改革后，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能有效提高生產效率，進而間接影響經濟增長。這表明在現有經濟運行條件下采取適合國情的匯率制度對于促進我國經濟增長仍具有重要意義，匯率制度將在一段較長時間內對經濟增長產生影響。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濟發展的趨勢，隨著我國經濟發展水平的逐步提高，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：從現實選擇到最優制度.經濟前沿，2009，（10）.

2. 李靜萍.匯率制度選擇與宏觀經濟績效的關系——基于不同發展水平經濟體的比較分析.財貿經濟，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.數量經濟技術經濟研究，2010，（6）.

4. 武劍.儲蓄、投資和經濟增長——中國資金供求的動態分析.經濟研究，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，華僑大學經濟與金融學院講師，中央財經大學經濟學博士。

收稿日期：2014-08-21。