匯率制度改革、實際匯率與工業產業升級關系研究

趙華春 Jeffrey Forrest

（1.江西師范大學 財政金融學院，江西 南昌 330026；2.School of Business,Pennsylvania State System of Higher Education,Slippery Rock University,PA 16057,USA）

0 引言

近十多年來，我國工業得到了快速地發展，工業總體水平大幅提升,如國家統計局統計數據顯示，2016年我國工業增加值達到24.8萬億元。工業的快速發展，不僅為我國國內經濟作出了巨大貢獻，而且也成為世界經濟發展的一支重要力量。但工業在快速發展過程中存在著根本性的問題，具體體現在能源消耗大、污染嚴重，產品附加價值不高，產業結構不合理。這種以依靠能源資源的高投入、高消耗拉動的粗放型高增長，不斷增加對資源環境的壓力，資源浪費現象、空氣污染、水污染比較嚴重，難以長期堅持[1]。產業轉型升級問題迫在眉睫。

與此同時，隨著我國金融體制改革的不斷深化，人民幣匯率市場化已不可阻擋地引起了企業經營環境的巨大變化，因此，我國企業將不得不直面匯率變動所帶來的匯率風險。可以說，人民幣匯率制度改革與產業轉型升級，是我國當前社會經濟發展過程中的重大問題，厘清人民幣匯率與產業升級之間的影響機制，平衡人民幣匯率與產業創新之間的關系，將極大影響我國產業轉型升級的進程，具有重大的理論價值與現實意義。

目前，學術界關于產業升級，大部分研究集中在兩大方向：一是產業升級的路徑與機理的研究，如 Grossman 和 Helpman[2]、 Aghion 和 Howitt[3]、Hidalgo等人[4]、Hausmann和Klinger等都做了大量的研究。二是產業升級與其他社會經濟變量之間關系的研究，如 Annalee 等人[5]、Schmitz和 Nadvi[6]、Tsu Lung Chou等人[7]。而產業升級與其他社會經濟變量之間關系的研究，大多數學者主要集中在產業升級與就業率、GDP、教育投入、金融發展、技術進步、互聯網發展等關系的研究，關于產業升級與匯率、匯率制度改革之間關系的研究，相對于其他研究成果，還處于起步階段，特別是產業升級與匯率制度改革關系的研究，基本還是一個空白。

關于匯率與產業轉型升級之間關系的研究，國外學者已開展了部分研究，如Porter[8]從企業的角度對貨幣價值對產業的影響進行分析，發現一旦本幣價值上升，同類的國外產品相對便宜，為了占有市場，企業有加快創新、升級的趨勢。Harris[9]研究了加拿大匯率變動與生產率之間的關系，通過研究發現無論是長期還是短期，實際匯率對生產率、產業升級都存在影響。Tang[10]以加拿大為樣本數據來源，構建了相關的理論模型，發現一旦貨幣升值，企業會采取吸收新技術的方法提高生產率，提高競爭力。

國內學者關于匯率與產業升級之間關系的研究，只有少數幾個學者作了部分的研究。如Fung[11]通過研究發現，本幣升值會引起企業破產，其對企業銷售和生產率、產業升級的最終影響取決于出口和國內銷售凈變化。如徐濤等人[12]認為，行業實際匯率升值不能提升資本密集型制造業的技術水平，但對勞動密集型制造業技術進步，能夠起到推動作用。余靜文[13]通過研究發現，人民幣實際有效匯率提高1%，出口企業新產品產值占工業總產值比重將會提高0.098%，新產品產值提高幅度為2.36%。人民幣升值引起的市場競爭加劇促進了企業創新，從長期來看，有助于產業結構升級和經濟增長模式的轉型。

本研究在前人基礎上，在厘清貨幣價值對產業升級影響機制的前提下，構建數學模型，運用計量方法對人民幣匯率的變化及人民幣匯率制度改革對我國工業轉型升級的影響作具體深入地分析。

1 匯率、匯率制度改革與產業升級影響機制及理論模型

從購買力平價理論來看，一國貨幣匯率變化，勢必影響國內外相對價格的變化。具體來講，在其他條件不變的情況下，如果一國貨幣升值，匯率上升，國外產品相對價格下降，抑制國內產品出口；貨幣貶值，匯率下降，國外產品相對價格上升，刺激國內產品出口。具體到人民幣與我國產業的關系，如果人民幣升值，匯率上升，我國產業產品相對國外產業產品價格上升，產業產品出口受到負面影響。在此情況下，各個產業要繼續占有海外市場、擴大出口，勢必有創新發展、轉型升級的內在需求。在產業轉型升級成功之后，產業產品又將大量出口，創收外匯，產生了巨額的外匯順差，迫于政治與經濟壓力，人民幣又將有升級的趨勢。人民幣匯率與產業的轉型升級將進入下一輪循環。

為了模型構建的方便，本研究假設廠商所有產品均為出口產品①廠商有些產品為內銷，只能表明匯率、匯率制度改革的變化對廠商產業升級影響程度有所下降，但作用的機理不變。；同時，參照Bernstein與Mamuneas[14]、Lee 與 Kim[15]等人的做法，將所有的資本用途分為兩類：技術更新與生產制造。因此，廠商實現利潤最大化的函數如下：

上式中，∏t為廠商利潤，Yt為實際產量，Kt為資本投入，Lt為勞動量投入，而CACt為資本調整成本，qt為名義匯率，PF，t產品的國際市場價格，r是資本的實際利率，w為實際工資率。假設廠商所有的產品均出口外銷，且假設廠商的國內價格是常數 1，則 qtPF，t為實際匯率，用 reer表示。 由于外界強力因素會對時間序列的走勢會造成實質性影響[16-17]，匯率制度改革對于匯率時間序列的影響不可忽視，故上式可以表示為：

上式T為匯率制度改革虛擬變量，當其他因素沒有發生變化時，當本幣升值，將會使廠商的實際利潤減少。

考慮廠商的道格拉斯生產函數：

顯然，對于一個廠商而言，原始研發的資本（KM，t）與當年研發投資（KR，t）總和應該當等于當年用于研發的資本存量（Kt），即：

而廠商的總資本等于生產制造資本投入與技術更新投入的總和，如下式：

It為技術投入存量。廠商投資建場完成后，如果要進行更新、改造等，顯然會產生調整成本；調整成本包括兩塊，一是資本調整成本、二為勞動調整成本。而一般學者認為，勞動調整成本要比資本調整成本小得多[20]，因此，只考慮資本調整成本。根據Chakrabarti[21]研究發現，資本調整成本，可以表示如下：

其中，IR，t為技術更新投資，KM，t、LM，t含義如上，σ為參數。上式即表明，在資本總量一定的情況下，資本調整成本可表示為資本－勞動之比與技術更新投資的函數。

將以上相應各式代入（2）式，到當廠商利潤最大化時，可以得到（2）式的一階歐拉方程：

從上式可以看出，產業升級能力確實受實際匯率與匯率制度改革的影響，但其影響的過程是復雜的。

2 指標處理及數據描述性統計

2.1 人民幣匯率

運用人民幣實際匯率作為代理變量，人民幣實際匯率分兩步計算，首先計算人民幣雙邊實際匯率，公式如下：

其中，reerit是人民幣雙邊實際匯率，neri，t是人民幣雙邊實際匯率，所有匯率均直接標價法表示。 CPIi，t是中國的消費者物價指數，CPIc，t是貿易伙伴國的消費者物價指數。

其次，在計算人民幣雙邊實際匯率reerit的基礎上，計算人民幣實際匯率。人民幣實際匯率是以我國與不同貿易伙伴國之間的貿易量為權重，以雙邊實際匯率為變量進行加權平均而得，具體公式如下：

其中，wi，j，t為我國與不同貿易伙伴國之間的貿易量，reerit為雙邊實際匯率，exrj，t為人民幣實際匯率。

2.2 產業升級

選取工業產業作為研究對象，選擇其中的輕工業、重工業作為具體研究對象。由于衡量產業升級的指標較多，此處借鑒陽立高的做法，產業升級的計算方法如下：

其中Si，t為產業（具體而言是內資工業、外資工業以及制造業）在t時間占到工業總產值的百分比，用S1、S2分別代表輕工業、重工業升級水平。

2.3 人民幣匯率改革

考慮到人民幣匯率改革的影響作用，以三次匯改，即2005年7月21日宣布實行有管理的浮動匯率制度的改革、2012年4月21日將銀行間外匯市場人民幣匯率浮動區間從±0.5%擴大到±1%、2014年3月17日將人民幣兌美元日浮動區間由1%擴大到2%；由于2015年時間點離樣本時間終點時間太近，故只用兩個虛擬變量來衡量樣本時間段匯率體制的改革，即以2005年與2012年兩個時間點構造以匯改為自變量的虛擬變量，分別用T1、T2表示。

研究所有數據均為年度數據，樣本時間段為1991～2018，數據均來自于《中國統計年鑒》、世界貿易組織數據庫、IMF數據庫。為了不失一般性，在消除季節性變動后，對所有數據取自然對數處理。所有變量的描述性統計如表1。

3 計量模型

3.1 EG二步協整

對于存在單位根的不穩定的時間序列，傳統的處理方法就是對變量的時間序列進行差分處理，從而得到平穩的時間序列。但是，差分以后的變量的經濟含義已經與原始變量的經濟含義不同，且有時候很難對差分后的變量的經濟含義作出解釋；因此，在大部分情況下，一般仍希望使用原始時間序列進行分析。協整的基本思想就是，如果多個單位根序列擁有 “共同的隨機趨勢（common stochastic trend）”，那么，可以對這些不穩定的變量作線性組合而消除此隨機趨勢。

表1 變量的描述性統計

對于EG二步協整，具體的做法是，第一步，先對具有同階單整的時間序列變量最小平方回歸；第二步，再對上述回歸方程中的殘差進行ADF平穩性檢驗，如果殘差檢驗結果是平穩的，則表明變量之間存在長期穩定的協整關系，反之，變量之間不存在協整關系。

3.2 ARCH與GARCH模型

則上式稱為 GARCH（p，q）模型。

4 實證結果分析

4.1 人民幣匯率與產業升級關系分析

為了不失一般性，先對人民幣匯率與產業升級兩變量之間的關系進行實證分析。根據傳統做法，先對相關變量的穩定性進行檢驗，檢驗方法為ADF單位根檢驗法。檢驗結果如表2。

從表2的結果可以看出，時間序列lqgy、lzgy、lreer時間序列均為不平穩序列，存在單位根，對于不平穩序列，為了避免“偽回歸”的出現，不能夠直接對其進行回歸，但可以在滿足協整條件的基礎上，進行協整分析。協整的一個前提是各個時間序列是否為同階單整。故在各個變量原始時間序列均為不平穩序列基礎上，繼續分析其一階差分，從其一階差分平穩性檢驗結果來看，所有的變量一階差分均為平穩序列，也就是所有的變量均為一階單整，滿足協整分析的前提條件，但變量之間是否真的存在協整關系，還要進行相應的檢驗。

本研究運用Engel和Granger1987年提出的基于殘差平穩性檢驗的EG二步協整法對輕工業、重工業與人民幣實際匯率變量之間是否存在協整關系進行檢驗。

首先，分別直接以輕工業、重工業為因變量，人民幣實際匯率為自變量進行最小二乘法回歸，建立回歸方程，具體運算結果如表3。

表2 變量的單位根檢驗

表3 人民幣匯率與產業升級變量回歸結果

其次，檢驗上述方程中的殘差是否平穩。根據EG二步協整法，上述兩方程是否存在協整關系，還需檢驗各個方程的殘差是否是平穩的，如果回歸殘差是平穩的時間序列，上述協整關系存在；反之，協整關系不存在。

最后，運用ADF檢驗方法檢驗方程1的殘差，殘差序列的單位根檢驗結果顯示，ADF值為-2.1604，在5%的顯著性水平下，是平穩的時間序列。同樣，用ADF檢驗方程2的殘差平穩性，ADF值為-2.0637，也表明方程2的殘差是平穩的時間序列。

上述兩方程殘差檢驗結果均顯示，重工業與人民幣實際有效匯率、輕工業與人民幣實際有效匯率之間均存在長期穩定的均衡關系，即存在協整關系。從回歸系數可以看出，人民幣實際有效匯率對輕工業產業升級與重工業產業升級均有正向影響，即表明，人民幣實際有效匯率的上升有助于促進產業升級。

4.2 考慮匯率制度改革下的人民幣匯率與產業升級關系分析

基于前文對輕工業產業升級、重工業產業升級與人民幣實際匯率的關系進行分析的基礎上，繼續進行深入分析在考慮人民幣匯率制度改革情況下，人民幣匯率與產業升級的關系。

在樣本所屬時間段內，我國共進行了三次較大的匯率制度改革，考慮到最后一次匯率制度改革離樣本最后時間點距離太近，故只考慮前兩次匯率制度改革，即2005年7月21日宣布實行有管理的浮動匯率制度的改革與2012年4月21日將銀行間外匯市場人民幣匯率浮動區間從±0.5%擴大到±1%的改革，分別以2005年與2012年構造虛擬變量，以匯率制度改革構造的虛擬變量為外生變量，加入協整方程。兩個協整方程的最終結果是以2012年4月21日實行的匯率制度改革變量的系數不顯著，故從協整方程中剔除這一虛擬變量，最終回歸結果如表4。

表4 考慮匯率制度改革下的人民幣匯率與產業升級變量回歸結果

同樣，根據EG二步協整，分別檢驗兩個回歸方程殘差的平穩性，ADF值為-3.8557與-3.8110，兩個殘差序列均在1%水平下顯著，表明輕工業產業升級與人民幣匯率、重工業產業升級與人民幣匯率確實存在協整關系。

基于上述分析，繼續對兩個協整方程的殘差序列的條件異方差（ARCH檢驗）問題進行檢驗，檢驗結果如表5。

從上表的兩協整方程檢驗結果來看，無論是方程1還是方程2不能拒絕存在在條件異方差的原假設。通過ARCH模型與GARCH模型消除協整方程中的條件異方差問題，重新回歸的結果如下：

表5 殘差序列條件異方差檢驗結果

重新檢驗協整方程的條件異方差，檢驗結果如表6。

表6 殘差序列條件異方差檢驗結果

檢驗結果顯示，無論是協整方程1還是協整方程2均已消除條件異方差現象，表明兩協整方程較為理想。

從方程1與方程2的回歸結果來看，人民幣實際有效匯率的上升會給產業升級帶來正向影響，且對輕工業產業升級的影響最大。同時，匯率制度改革也對產業升級產生積極影響，表明相對寬松的匯率制度有助于我國產業升級。

4.3 考慮匯率波動、匯率制度改革下的人民幣匯率與產業升級關系分析

通過上述分析可知，匯率的變化會造成產業升級水平的變化，且匯率的變化會給產業升級帶來正向影響，且從相對固定的匯率制度向相對寬松的匯率制度的改革也有助于產業升級。

但前文所述，僅考慮了匯率水平變化對產業升級水平的影響，對匯率波動的變化能否給會產業升級造成影響情況未加考慮。因此，在上述兩協整方程中，分別加入反應匯率波動的變量。本研究運用tramo/Seats方法剔階人民幣實際匯率時間序列中的趨勢要素、循環要素、季節要素后的不規定要素作為反映匯率波動變化的代理變量，與匯率制度改革一起作為外生變量，加入協整方程中，如下：

檢驗兩協整方程的條件異方差，檢驗結果如表 7。

檢驗結果顯示，兩個協整方程均無異方差現象，協整方程整體效果良好。

從上述兩協整方程的系數來看，人民幣匯率的變化對輕工業產業升級與重工業產業升級均有正向影響，表明我國企業有運用產業升級的手段抵消人民幣匯率變化造成市場份額占有率的不利影響。從兩個協整方程中人民幣匯率變量系數大小來看，人民幣匯率的變化對輕工業產業升級造成的影響要大于重工業產業升級的影響，這主要的可能原因是我國出口是以輕工業產品為主造成的，如2016年，我國輕工業產品進出口總額7008.4億美元，出口額5687.9億美元，貿易順差達到4367.4億美元之多。

表7 殘差序列條件異方差檢驗結果

從匯率制度改革系數可以看出，從相對固定的匯率制度改革為相對浮動的匯率制度，產業升級加速；同時，從匯率波動這一變量的系數可以看出，匯率波動幅度越大，產業升級的速度越快，這也進一步印證匯率變動對于產業升級有正向影響、出口企業有通過產業升級規避匯率風險的可能。

5 主要結論

厘清人民幣匯率與產業升級之間的作用機制，剖析人民幣升值與產業升級之間的關系，可以為政府部門更加科學地制定和調整匯率制度與產業政策提供理論依據，統籌人民幣匯率改革與產業升級之間的關系，使我國產業創新發展與人民幣匯率制度改革能夠有條不紊地進行，從而促進我國經濟能更加健康地運行。鑒于此，本文構建了人民幣實際匯率、匯率制度改革與產業升級之間的數學模型，運用計量方法對我國1991年以來的輕工業產業創新、重工業產業創新以及人民幣實際匯率、人民幣匯率制度改革等進行了量化分析。從實證研究的結果中，本文得出以下的結論：

第一，從協整分析來看，輕工業產業升級與人民幣實際有效匯率、重工業產業升級與人民幣實際有效匯率均存在長期均衡關系。從協整系數的方向來看，可以看出，人民幣實際有效匯率的增長會對輕工業產業升級、重工業產業升級會造成正面影響，也就是說，人民幣實際有效匯率的增長提升了輕工業產業升級、重工業產業升級的水平，提高其創新能力。從協整系數大小來看，輕工業產業升級受人民幣實際有效匯率的影響比重工業產業升級受人民幣實際有效匯率的影響更大，這主要是由于我國出口產品以輕工業產品出口為主的貿易結構造成的。

第二，從外生變量，即我國匯率制度改革這個虛擬變量系數來看，我國匯率制度從相對固定匯率制度到相對浮動匯率制度對于產業升級會產生了積極的影響，提高我國產業升級水平，

第三，從協整方程中匯率波動外生變量來看，匯率波動對于輕工業產業升級、重工業產業升級都會造成正面影響，這也再次驗證了相對寬松的、富有彈性的匯率制度改革，對于產業升級會產生積極影響。

從實證結果來看，相關部門在制定人民幣匯率制度時，既要充分考慮到人民幣匯率上升對其它國內經濟變量，如就業率產生的負面影響，又要兼顧我國產業升級與產業創新戰略、促進我國產業轉型升級的發展。本研究根據研究結果，提出以下幾點建議：第一，人民幣匯率制度的改革應該充分考慮各個產業的本身特征。由于不同產業升級在人民幣升值過程中的表現不同，相關部門進行人民幣匯率制度改革設計時，既要充分考慮不同產業升級受人民幣匯率制度改革的影響差異，又要考慮國家對不同產業升級存在輕重緩急的戰略規劃，通盤考慮，綜合平衡，使人民幣匯率制度改革有條不紊進行的同時，也使我國不同產業升級能符合國家戰略規劃的要求。第二，充分利用產業貿易結構的不同，化解人民幣名義匯率的變化所帶來的負面影響，促使人民幣升值造成的不利影響轉化為有利條件。當前我國經濟環境的較為嚴峻，我們既要保證中國產品盡量走出去，為我國經濟改革爭取更多的有利因素；又要兼顧人民幣實際匯率對產業升級影響產生的積極影響，促進我國產業升級發展。