人民币汇率变动的非线性经济增长效应分析

蓝乐琴　胡日东

摘 要：本文选择贸易作为主要传导机制，利用Markov区制转移模型识别我国经济变化的不同阶段、估计区制之间的转换概率和度量各阶段的持续性，以此考察汇改以来人民币实际有效汇率和经济增长变动的非线性特征，并在此基础上检验汇率变动影响经济增长的非线性动态行为。研究表明，人民币汇率对经济增长影响的方向和强度不仅依赖其变动，而且依赖经济周期的具体阶段，这对于政府识别汇率变动的不同区制进而实行宏观调控具有重要的参考价值。

关键词：人民币汇率变动；经济增长；MSVAR

中图分类号：F830 文献标识码：A

文章编号：1000176X（2014）11005805

一、引 言

现有文献在汇率变动与经济增长关系的研究中存在较大分歧，主要观点可分为紧缩性升值和紧缩性贬值两大类，

紧缩性贬值主要针对发展中国家的汇率政策，见Krugman和Taylor （1978）。紧缩性升值指货币升值是紧缩性的。

收稿日期：20140828

基金项目：中国博士后科学基金项目“人民币汇率变动的经济增长效应研究：理论及实证”（2012M521269）；华侨大学高层次人才科研启动项目“人民币汇率变动的经济增长效应研究”（12BS101）

作者简介：

蓝乐琴（1983-），女，福建龙岩人，讲师，博士研究生，主要从事汇率经济研究。Email：zjwhappier@sinacom

胡日东（1964-），男，福建龙岩人，教授，博士生导师，主要从事金融计量分析研究。

这两种观点在经验研究中都得到了证实。Aguirre和Calderón[1]认为汇率失调程度越大，经济增长则下降越多，很大程度的贬值伤害经济增长，但较小程度和中等程度的贬值将促进经济增长。Rodrik[2]研究指出，实际汇率贬值有助于经济增长，而实际汇率升值则对经济增长具有负面影响，这种效应在发展中经济体更为显著。而支持“紧缩性贬值”的文献则认为汇率升值将导致产出扩张，这在对发展中国家的经验研究中尤为常见。Gylfason和Radetzki[3] 研究表明升值降低了国内价格水平，有利于增加实际产出和就业。Kamin和Rogers[4]对墨西哥货币危机的研究表明，汇率贬值将导致产出下降；Moreno[5]等研究结论均支持“紧缩性贬值”假说。

国内学者认为汇率贬值对经济增长的作用既有扩张效应又有紧缩效应[6]。由于汇率可以通过贸易、投资和资产负债表等不同渠道影响产出[7]，汇率变动对产出的影响程度、大小和方向存在不确定性，无法从理论上直接判断，取决于实际中扩张效应和紧缩效应的作用对比。对于人民币升值是紧缩性的还是扩张性的，已有的文献大都支持人民币升值是紧缩性的观点[8]。赵西亮[9]通过建立面板数据模型比较多个发展中国家和发达国家的汇率与经济增长的关系，结果表明，对于发达国家汇率升值是扩张性的，对经济增长有正向影响，而对于发展中国家而言，汇率升值则不利于经济增长。另有学者实证分析了人民币汇率波动与地区经济发展差距的关系。例如，曾铮和陈开军[10]运用系统回归法对联立方程进行估计，得出人民币汇率升值可缓解我国地区经济增长差距加剧的趋势的结论。徐璋勇和郑媛[11]也得出人民币升值抑制地区经济增长但有利于缩小地区经济增长差距的结论。

现有研究已取得较丰富的成果，虽然所用的方法和数据不同，得到的具体结论也不大一致，但对于长期汇率失调和大幅波动会对经济增长产生一定的负面影响的结论是统一的。由于汇率变动在经济周期的不同阶段可能具有不同的作用效果，因此，本文在非线性框架下，利用带有马尔可夫状态转换向量自回归模型分析汇率变动在不同传导机制下的非线性经济增长效应，考察不同区制状态下发生状态转变的影响因素，进一步理解汇率变动作用于经济增长的规律，以期揭示更多的政策性信息。

二、模型方法

本文参照Grtner[12]的理论模型框架，采用马尔可夫区制转移模型经验研究人民币汇率变动与经济增长的关系和特征。

马尔可夫转移（Markov Switching）模型由Hamilton[13]提出，描述经济行为在不同时期和不同状态下所具有的不同特征和性质，模型中的参数取决于由经济理论或经济现实等确定的经济所处状态或区制。

假设zt是经济时间序列，所建立的P阶自回归模型形式为：zt=αst+∑pi=1Ai（st）zt-i+εt，其中，st是一个不可观测的区制变量，表示经济所处的m种状态。随机误差满足正态分布，εt～N0，σ2。考虑到模型的估计需要，将上式写成均值调整形式：zt-μst=α1zt-1-μst-i+…+αpzt-p-μst-p+εt，其中，μ表示AR过程zt的期望。考虑到时间序列从一个状态到另一个状态的非线性转移，对每一个状态，变量分布被假定是正态的且有不同的均值和方差，从一个状态到另一个状态的转移概率通过一阶马尔可夫概率规则刻画出来[14]。设状态变量st是服从遍历不可约的马尔可夫过程：

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

p为状态转移概率，用极大似然估计来求解模型的参数，具体的算法过程由Hamilton滤波来实现。以下设ZT表示在t=T时刻所有可利用信息的信息集合，即Zt=zT，zT-1，…，z1。状态向量的估计问题分为三种类型：（1）当t>T时，为预测形式；（2）当t=T时，为滤波形式；（3）当t

本文按照Krolzig（1997b）的做法，建立多变量马尔可夫区制转移向量自回归模型（MSVAR）。设向量zt=（Δyt，Δnext，Δreert）′，其中，Δreert为人民币实际有效汇率变化率，Δyt为实际GDP增长率，Δnext为净出口增长率。MS（q）-VAR（p）有多种形式，可利用极大似然法来进行估计。

三、实证分析和结果

1 变量选取与主要变量的区制转换特征

考虑到1994年1月1日起人民币汇率制度实行以市场供求为基础的有管理浮动汇率制，本文选取季度数据，样本期为1994年1季度至2013年1季度，原始数据主要来源于各期国际金融统计年鉴IFS数据库、中国经济信息网数据库和WIND数据库。所选择的经济变量包括人民币实际有效汇率变化率（Δreert）、实际GDP增长率（Δyt）和实际进出口增长率（Δnext）。其中，人民币实际有效汇率为2005年=100的数据序列，数值变大表示汇率升值；由于缺乏季度国内生产总值平减指数，该指数用定基的居民消费价格指数CPI（2005年1季度=100）替代。为剔除价格因素的影响，将季度名义GDP除以CPI得到实际GDP，名义进口和出口则需先将美元计价换算成人民币计价单位（其中，人民币对美元汇率取每年的3月、6月、9月和12月的数据），再将变量分别除以CPI得到实际进出口数据。为使数据适合所采用的模型，用GDP增长率变量衡量经济增长，净出口额（出口减进口）增长率衡量对外贸易。对人民币实际有效汇率进行一阶差分处理，将实际GDP和净出口进行季节调整，进而可求得各变量的增长率。

采用马尔可夫区制转换向量自回归模型中的MSIA-AR模型，分别捕捉各个变量的区制转变，对各变量进行平稳性检验，如表1所示，所有变量都是平稳的。

由于使用的模型估算参数相对较少，因而采用极大似然估计，并根据AIC、HQ及SC等信息准则确定模型的自回归阶数p。表2给出了各变量的MS（2）-AR（p）的估计结果，由此可看出，模型非线性检验LR统计检验显著，说明各变量在样本期间显著存在非线性效应。以汇率变量为例，同一区制的持续期D（si）计算公式为：D（si）=11-pii。可见，升值状态的持续期高于贬值状态，贬值状态得以维持的概率p00为07220，说明贬值状态的平均持续期约为4个季度（1/（1-07220）=36000）；升值状态得以维持的概率p11为09012，意味着升值状态的平均持续期约为10个季度（1/（1-09012）=101200）。可见，人民币汇率在区制2运行具有较高的持续性，该变量在一定区制上具有稳定运行的特点，总体来说符合我国实际经济情况。同理，经济增长处于扩张状态的持续期要略低于紧缩状态的持续期，剩下样本期间内经济则处于适度增长状态。

2 汇率变动的非线性效应

汇率影响经济增长有诸多传导途径，然而将这些传导因素变量同时纳入增长模型并不妥当，很可能引起多重共线性问题。本文选取贸易收支作为主要传导渠道，人民币汇率通过进出口商品价格直接影响进出口贸易，贸易收支则通过“扩散效应”或“溢出效应”对资本、劳动和技术等直接影响中国经济增长的要素产生作用，最终影响中国经济增长。为考察人民币实际有效汇率变动影响经济增长的非线性效应，根据 AIC、SC准则和LR值来确定马尔可夫区制转换模型的最优形式为一个MSIAH-VAR模型。

MSIAH-VAR模型的形式为：zt=αst+∑pi=1Aistzt-i+εt，εt～N0，σ2。本文选取汇率变动率、实际净出口总额增长率和实际产出增长率等三个变量，即zt=（Δyt，Δnext，Δreert）′，该模型设定表示产出增长受贸易收支净额和实际有效汇率的共同影响。模型滞后阶数可根据AIC、HQ及SC等信息准则确定，采用极大似然估计法经过有限次迭代，得到参数极大似然估计值、区制状态和转移概率估计值。

由表3可看出，模型非线性检验LR统计量的伴随概率值显著，表明人民币实际有效汇率变动在样本期间显著存在非线性效应，因此，模型设定非线性是合适的。人民币实际有效汇率变动效应明显分为两个区制：经济紧缩区制（区制1）和经济扩张区制（区制2），这充分表明各变量间的相互作用在我国宏观经济运行过程中发生了结构转变。在区制1中，人民币汇率正向变动（即升值）对净出口贸易产生正向影响，但影响不显著，而对产出增长则具有抑制作用，回归系数为-04804和-03799，且统计上显著；净出口贸易增长对产出影响分别为00108和-00284，但净出口贸易滞后二期对产出的紧缩效应不显著。当经济运行到区制2时，人民币汇率升值对净出口贸易产生正向影响，这表明汇率升值很可能产生反J曲线效应，但系数依旧不太显著；滞后一期的汇率升值对产出增长具有显著的促进作用（回归系数为01631），滞后二期的汇率升值对产出增长则具有抑制作用（回归系数为-00640）但统计不显著，由此可见，对照区制1，人民币汇率升值对经济增长产生的正向影响远不及其负向影响，人民币实际有效汇率变动在样本期内具有明显的非线性效应特征；净出口贸易增长对产出也具有显著促进作用。

MSVAR模型状态间的转移概率依赖于经济处于紧缩或扩张的时间长度。估计的转移概率矩阵为：p=06791032090106508935，可见，各变量在不同区制之间具有一定的对应关系，存在着转移概率上的非对称性，从经济紧缩区制转移到经济扩张区制的提速要大于从经济扩张区制转移到紧缩区制的跳跃式提速。当进入经济扩张阶段后，区制2自身的持续概率为08935，具有相当高的稳定性，同时，存在概率转移上的非对称性，这意味着人民币汇率变动与净出口增长处于经济扩张区制时，其扩张的可能性大于紧缩的可能性。

人民币汇率变动的产出增长效应可以显著地分成两个状态，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，汇率变动通过贸易途径产生的紧缩效应概率接近于1，扩张效应的概率则接近于0。样本其余时期则落入扩张区制，汇率变动通过贸易途径产生的扩张效应概率接近于1。这充分说明人民币汇率变动具有非线性效应，且经济扩张区制和经济紧缩区制概率未出现频繁改变，表明在样本期间各变量周期波动的态势是平稳的。该结论对于政府识别汇率变动的扩张效应和紧缩效应的区制，进而实行宏观调控具有重要意义：当汇率变动产生非线性效应时，在扩张区制内，由于净出口的增加对产出的影响系数较小，为促使经济进一步增长，政府可适当提高净出口增长幅度，但不应一味依靠增加净出口刺激经济，而应保持贸易收支平衡，否则易造成外汇储备过快增长、贸易条件恶化和贸易摩擦加剧等。当经济运行到紧缩区制时，政府刺激经济或总需求的手段应该是稳定汇率政策，以减少人民币实际有效汇率升值带来的经济增长负向效应。除2009年上半年受次贷危机影响外，自2005年以来汇率变动位于扩张效应区制内，充分表明近些年来我国保持人民币在合理、均衡水平上基本稳定的汇率政策是积极有效的，而在经济出现局部过热和贸易顺差激增的情况下，人民币汇率升值，宏观经济政策由积极转为稳健是正确的。

四、主要结论

本文通过建立MSVAR模型，经验分析了人民币实际有效汇率变动对我国经济增长的影响。结果表明，在不同的经济条件下人民币实际有效汇率变动对经济增长的作用关系存在较大差别，表现出显著的非线性效应。在样本期间内，人民币实际有效汇率变动在贬值区制和升值区制间动态转换，从转移概率上看，人民币汇率在升值区制的持续期最长，在该阶段的频率也最高。我国经济增长周期波动过程中由于存在显著的经济扩张区制和经济紧缩区制特征，利用马尔可夫区制转移模型可大致确定各变量在经济扩张区制和经济紧缩区制之间转变的可能和时间，从平均持续期和转换概率的不同可得出，各变量波动存在显著的非线性。从人民币汇率与经济增长之间的影响方向和作用程度上看，在我国经济运行过程中，人民币汇率变动与经济增长之间的关系依赖它们所处于的区制状态。当经济处于扩张区制状态时，人民币汇率的传导效应对经济增长起正向作用；而当经济处于紧缩区制状态时，人民币汇率的传导效应对经济增长起反方向作用。因此，在经济增速较快的情况下，保持人民币汇率适度升值有利于经济增长，这也是促使经济健康平稳发展的重要宏观调控方式。以上结论对于识别区制转移进而实行相应的宏观经济政策，以及评价不同区制下政策执行效果有着重要参考价值。

参考文献：

[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] 李未无实际有效汇率与经济增长：来自中国的证据[J]管理世界，2005，（2）

[7] 赵永亮，干杏娣，熊德平人民币实际有效汇率升值对中国产出影响的实证研究[J]世界经济研究，2011，（6）

[8] 魏巍贤人民币升值的宏观经济影响评价[J]经济研究，2006，（4）

[9] 赵西亮汇率变动与经济增长：面板协整分析[J]厦门大学学报（哲学社会科学版） ，2008，（3）

[10] 曾铮，陈开军人民币实际有效汇率波动与我国地区经济增长差异[J]数量经济技术经济研究，2006，（12）

[11] 徐璋勇，郑媛人民币实际有效汇率对地区经济增长差异的影响研究[J]经济学家，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] 张明喜，高倚云我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验[J]财贸研究，2008，（5）

（责任编辑：刘 艳）

四、主要结论

本文通过建立MSVAR模型，经验分析了人民币实际有效汇率变动对我国经济增长的影响。结果表明，在不同的经济条件下人民币实际有效汇率变动对经济增长的作用关系存在较大差别，表现出显著的非线性效应。在样本期间内，人民币实际有效汇率变动在贬值区制和升值区制间动态转换，从转移概率上看，人民币汇率在升值区制的持续期最长，在该阶段的频率也最高。我国经济增长周期波动过程中由于存在显著的经济扩张区制和经济紧缩区制特征，利用马尔可夫区制转移模型可大致确定各变量在经济扩张区制和经济紧缩区制之间转变的可能和时间，从平均持续期和转换概率的不同可得出，各变量波动存在显著的非线性。从人民币汇率与经济增长之间的影响方向和作用程度上看，在我国经济运行过程中，人民币汇率变动与经济增长之间的关系依赖它们所处于的区制状态。当经济处于扩张区制状态时，人民币汇率的传导效应对经济增长起正向作用；而当经济处于紧缩区制状态时，人民币汇率的传导效应对经济增长起反方向作用。因此，在经济增速较快的情况下，保持人民币汇率适度升值有利于经济增长，这也是促使经济健康平稳发展的重要宏观调控方式。以上结论对于识别区制转移进而实行相应的宏观经济政策，以及评价不同区制下政策执行效果有着重要参考价值。

参考文献：

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

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[6] 李未无实际有效汇率与经济增长：来自中国的证据[J]管理世界，2005，（2）

[7] 赵永亮，干杏娣，熊德平人民币实际有效汇率升值对中国产出影响的实证研究[J]世界经济研究，2011，（6）

[8] 魏巍贤人民币升值的宏观经济影响评价[J]经济研究，2006，（4）

[9] 赵西亮汇率变动与经济增长：面板协整分析[J]厦门大学学报（哲学社会科学版） ，2008，（3）

[10] 曾铮，陈开军人民币实际有效汇率波动与我国地区经济增长差异[J]数量经济技术经济研究，2006，（12）

[11] 徐璋勇，郑媛人民币实际有效汇率对地区经济增长差异的影响研究[J]经济学家，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] 张明喜，高倚云我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验[J]财贸研究，2008，（5）

（责任编辑：刘 艳）

四、主要结论

本文通过建立MSVAR模型，经验分析了人民币实际有效汇率变动对我国经济增长的影响。结果表明，在不同的经济条件下人民币实际有效汇率变动对经济增长的作用关系存在较大差别，表现出显著的非线性效应。在样本期间内，人民币实际有效汇率变动在贬值区制和升值区制间动态转换，从转移概率上看，人民币汇率在升值区制的持续期最长，在该阶段的频率也最高。我国经济增长周期波动过程中由于存在显著的经济扩张区制和经济紧缩区制特征，利用马尔可夫区制转移模型可大致确定各变量在经济扩张区制和经济紧缩区制之间转变的可能和时间，从平均持续期和转换概率的不同可得出，各变量波动存在显著的非线性。从人民币汇率与经济增长之间的影响方向和作用程度上看，在我国经济运行过程中，人民币汇率变动与经济增长之间的关系依赖它们所处于的区制状态。当经济处于扩张区制状态时，人民币汇率的传导效应对经济增长起正向作用；而当经济处于紧缩区制状态时，人民币汇率的传导效应对经济增长起反方向作用。因此，在经济增速较快的情况下，保持人民币汇率适度升值有利于经济增长，这也是促使经济健康平稳发展的重要宏观调控方式。以上结论对于识别区制转移进而实行相应的宏观经济政策，以及评价不同区制下政策执行效果有着重要参考价值。

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[6] 李未无实际有效汇率与经济增长：来自中国的证据[J]管理世界，2005，（2）

[7] 赵永亮，干杏娣，熊德平人民币实际有效汇率升值对中国产出影响的实证研究[J]世界经济研究，2011，（6）

[8] 魏巍贤人民币升值的宏观经济影响评价[J]经济研究，2006，（4）

[9] 赵西亮汇率变动与经济增长：面板协整分析[J]厦门大学学报（哲学社会科学版） ，2008，（3）

[10] 曾铮，陈开军人民币实际有效汇率波动与我国地区经济增长差异[J]数量经济技术经济研究，2006，（12）

[11] 徐璋勇，郑媛人民币实际有效汇率对地区经济增长差异的影响研究[J]经济学家，2012，（2）

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[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] 张明喜，高倚云我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验[J]财贸研究，2008，（5）

（责任编辑：刘 艳）