ParK's 論文后花園

西南财经大学
博士学位论文
汇率与经济增长：来自中国的证据
姓名：李未无
申请学位级别：博士
专业：政治经济学
指导教师：纪尽善
20050301
内容摘要
一、选题由来
从上世纪90年代中期开始，中国进出口额、外商直接投资、外汇
储备等加速增长，反映出中国经济与世界经济之间的相互影响越来越
大，作为联系国内外经济“桥梁”的汇率也因此越来越成为人们关注
的焦点。1997年东南亚金融危机爆发，人们对人民币汇率贬值与否展
开激烈争论。就在关于贬值与否的论战还余音未了之时，短短几年之
后，2002年又开始一场更加猛烈的关于人民币汇率升值与否的论战。
在这两次论战中，人们给出了大量关于人民币汇率是否应该贬值或升
值的各种理由。这些理由既包括定性分析也包括定量分析、既有感性
认识也不乏理论探讨，都蕴涵一定的道理。我们认为，论战本身具有一
定的意义，但是探讨并总结两次论战背后的那些具有普遍适用性的一
般经济规律具有更为重要的理论和实际意义。因为当我们把目光投向
世界其他国家的时候，发现关于汇率升值或贬值的判断和决策也是困
扰这些国家经济政策的核心难题。
为什么会出现这种普遍性难题呢?主要原因在于汇率升值(或贬
值)对于一国经济的影响总是乖Ⅱ弊共存，赞成方和反对方都可列举许
多理由。鉴于实现经济增长是所有国家的最根本目标，解决该难题的
思路通常是：第一，从总体上直接对汇率与经济增长之间的联系进行
理论和实证分析，这种分析可以近似反映出利弊相抵以后的综合效
果；第二，根据本国国情或实际经济条件，找出影响本国实现持续、稳
定经济增长的最重要、最本质、最核心的几个经济要素。然后全力分
析汇率变动与这几个经济要素之间的联系，从而获得汇率变动与经济
增长之间最本质的联系。如何将以上思路具体化昵?在大量阅读国内
外相关文献基础上，经过深入思考和总结，我们认为汇率与经济增长
相互影响机制可以作为分析汇率变动路径或趋势的一个较为全面、清
晰的总体分析框架。
为什么要选用这样的分析框架呢?因为在面临汇率升值(或贬值)
的时候，理性人一般会连着思考两个问题：1、升值(或贬值)压力究竟
产生于何处，有无内在合理性；2、如果升值(或贬值)预期得以实现，
最终会对经济造成何种影响。第一个问题实际上就是汇率决定问题。
从表面上看，汇率是两国货币之间的兑换比率，实际上它是两国经济
实力的对比。一般认为，在经济高速增长时期，生产率的较快提高和经
常项目出超往往会引起本国货币升值，同时，在经济快速发展期间出
现外国资本的持续流入也会引起货币升值。相反，经济衰退引发的外
国资本抽逃则会导致本币汇率猛跌，造成严重的货币危机。由此可见，
经济增长状况正是汇率变动的基本压力源。“巴拉萨一萨缪尔森效
应”从生产率角度指出经济增长能够促使汇率升值。但是，现实经济
生活中既有伴随经济增长出现汇率升值趋势的日本、德国、新加坡模
式，也有伴随经济增长出现汇率贬值趋势的中国、泰国、韩国模式。
我们通过构建～个动态优化模型对经济增长下的汇率变动路径进行
初步探索，从理论上推出实现经济持续增长国家的汇率既可能呈现升
值趋势，也可能出现贬值趋势，最终趋势如何取决于该国其他一些经
济条件。第二个问题实际上就是开放经济下如何有效促进经济增长。
持续、稳定、快速地促进一国经济增长是极其重大的理论和现实问题，
探索影响经济增长的重要因素必然成为研究重心。一般而言，经济增
长理论强调资本j劳动、技术等直接影响经济增长的因素j但是还有
一些非常重要的间接影响经济增长的因素，在开放经济条件下作为联
系国内外经济“桥梁”的汇率就是其中的核心因素之一。在开放经济
条件下，汇率对国际贸易和资本流动具有决定性作用，而国际贸易和
资本流动又通过与投资、消费、物价、就业、心理预期、货币供给、
外汇储备等各种经济活动的内在联系对经济增长产生巨大影响。因此，
进行汇率调整(升值或贬值)之前必须全面分析可能对经济增长造成
的影响。如何才能做到这一点昵?分析汇率变动对国际贸易和外资流
动的影响固然重要，但是鉴于汇率变动还对国内外其他诸多经济变量
产生直接或间接的正面(或负面)影响，最终对整个经济增长的影响方
向和力度很难确定。我们通过构建～般的汇率影响产出的比较静态数
理模型对此进行初步探索，从理论～L推出汇率变动既可能促进经济增
长也可能阻碍经济增长，最终效果取决于经济体自身的各种经济条件
和汇率变动时机、方式、幅度。
总之，随着中国经济的对外开放度和依存度越来越高，以及对世
界经济的影响力越来越大的情况下，作为联系国内外经济“桥梁”的
汇率越来越成为人们关注的焦点。今后，针对人民币汇率变动的讨论
会越来越多，汇率变动的判断和决策变得越来越重要也越来越复杂，
这就需要一个清晰、全面的理论框架来指导，从而在汇率该变之时即
使没有压力也应变，而在不该变之时即使有压力也不变。本文提供的
汇率与经济增长相互影响机制的理论和实证分析对此进行了初步的
尝试和努力。论文的许多理论模型及结论具有一般性，适用于满足模
型假设前提的其他国家或地区，而论文的实证分析主要以中国1980
年-2003年数据为样本，其结论对分析我国经济在近期和中期的情况
有一定参考价值。
二、主要内容及观点
本文首先对汇率影响经济增长、经济增长反作用汇率的理论线索
进行梳理。然后从发达国家和发展中国家汇率与经济增长相互作用的
客观事实出发，主要沿着两条脉络展开分析：第一条脉络是汇率影响
经济增长的机制分析，第二条脉络是经济增长反作用汇率的机制分
析。完成以上两个方面的分析之后，根据均衡汇率其实是汇率影响经
济增长、经济增长反作用汇率这两种力量达到平衡的结果，顺理成章
地对人民币均衡汇率进行探讨。最后，论文根据前面理论和实证研究
结果，深入探讨人民币汇率在近期、中期、远期的改革问题，并提出了
相关建议。
论文共有七章。第一章为导论，主要包括选题意义、国内外研究
综述、重要概念定义、研究思路、研究方法等。
第二章是汇率与经济增长相互作用的理论线索。该章对汇率影响
经济增长、经济增长反作用汇率的相关理论进行梳理，主要目的是从
总体一L给出一个完整和清晰的理论线索，从而为本文后面详细展开的
理论和实证研究搭建一个坚实的理论平台。
第三章从几个典型发达国家和发展中国家汇率变化的视角充分
展示汇率与经济增长相互影响的客观事实。从发达国家汇率变化的视
角实际上就是从国际货币体系变迁的角度，因为国际货币体系是由经
济最强大国家决定的。纵观整个国际货币体系发展变迁的历史，可以
发现这个过程正是世界少数几个发达国家之间，汇率与经济增长从协
调一不协调一调整一协调⋯如此循环往复、彼此影响的过程。从发展
中国家来看，尽管大多数发展中国家的汇率在长期内随着经济持续增
长而出现明显的贬值趋势，但是，仔细分析经济数据仍然可以发现汇
率和经济增长存在相互影响的客观事实，当经济在某段时期出现衰退
时，汇率贬值幅度明显增大以刺激经济增长，相反，当经济在某段时期
出现高速增长时，汇率也会出现短暂的升值。
第四章是汇率影响经济增长的机制分析。这章沿着3条途径展开
分析。途径1：汇率一出口贸易一经济增长，途径2：汇率一外商直接
投资一经济增长，途径3：汇率一其它途径+出口贸易+外商直接投资
一经济增长。这章共有5节，每节的具体内容和观点如下：
第1节：汇率影响出口贸易。理论和实证分析表明，尽管人民币
汇率与出口贸易之间存在较强的相关性，但是国内供给对出口的影响
比汇率对出口的影响要大得多。原因之一是改革开放以来，市场竞争
机制和外商投资带来的各种“溢出效应”极大地激发了中国的生产
潜能，进而大大改善了国内供给条件。原因之二是出口退税政策的巨
大刺激作用。鉴于出口退税已使国家财政难以承受，企业往往不能按
时得到退税导致经营十分困难，应该逐步减少对退税刺激出口的依
赖，特别是对于那些大量消耗资源、污染环境、价格过低的出口产品
必须坚决取消出口退税。另外，由于人民币汇率对一般贸易的影响力
越来越大，而一般贸易主要由本土企业经营，真正反映了目前中国产
品较低的国际竞争力。因此，在面临人民币升值压力时必须考虑到升
值可能对一般贸易出口造成的不利影响。
第2节：出口贸易影响经济增长。理论和实证分析表明，出口贸
易从诸多直接和间接途径促进了中国经济长期快速增长。但是，由于
加工贸易出口额占出口贸易总额的比重高达50％左右，而加工贸易出
口产品总价值中有很大比重属于来料或进料的价值，真正在中国国内
报刊杂志上看到或听到的汇率。
实际汇率是对国与国之间商品和劳务相对价格的一个概括性度
量。通常在名义汇率的基础上剔除国内外价格水平后得到，实际上反
映了不同国家之间商品的兑换比率。所以，经济学家认为真正对经济
产生影响的是实际汇率。实际汇率可分作两类：外部实际汇率和内部
实际汇率。外部实际汇率其实就是上面对实际汇率的定义，包括双边
实际汇率和实际有效汇率。双边实际汇率是对两国之间名义汇率剔除
国内外价格水平以后得到的，反映了这两个国家之间商品的兑换比
率。实际有效汇率也称为贸易加权实际汇率，获得这种实际汇率要
分三步：第一步，根据名义汇率和价格指数算出一国与其他国家之间
的双边实际汇率；第二步，根据该国与其他国家之间的双边贸易额，
算出该国的贸易总额，然后算出每一个国家占该国贸易总额的权重；
第三步，把该国与其他冒家间的贸易权重与对应的双边实际汇率相乘
并累加就可得到实际有效汇率。内部实际汇率是指一国内部可贸易品
与不可贸易品之间的比价关系。
本文在后面的理论和实证分析中，除非有特别说明，否则名义汇
率和实际汇率都是指人民币和美元之间的双边汇率。另外，本论文在
理论和实证分析中，大多采用人民币与美元之间的双边实际汇率，为
什么不用人民币与美元之间的名义汇率或实际有效汇率呢?因为：l、
人民币双边实际汇率和人民币双边名义汇率之间的相关性高达90％以
上。2、人民币双边实际汇率和实际有效汇率之间的相关性也高达90％
以上。3、中国70％以上的对外贸易，特别是出口贸易用美元结算。4、
中国的贸易顺差很大一部分来自美国，人民币升值压力主要也来自美
国。
第四节研究思路
本文首先对汇率影响经济增长、经济增长反作用汇率的理论线索
进行梳理。然后从发达国家和发展中国家汇率与经济增长相互作用的
客观事实出发，主要沿着两条脉络展开分析。
第一条脉络是汇率影响经济增长的机制分析，其传导机制如下：
图1．4．1 汇率影响经济增长的机制
从图1．4．1可以看出，汇率可以通过三条途径影响经济增长：①
汇率一出口贸易一经济增长，②汇率一外商直接投资一经济增长，③
汇率一其它途径一经济增长。鉴于汇率主要通过出口贸易和外商直接
投资渠道对经济增长产生影响，我们首先分别对汇率一出口贸易、出
口贸易一经济增长、汇率一外商直接投资、外商直接投资一经济增长
进行理论和实证分析。为了囊括汇率通过其它途径影响经济增长以及
定量给出汇率影响经济增长的总量关系，我们不但构建了一般的汇率
影响产出的比较静态数理模型，还根据中国实际经济情况构建了人民
币汇率直接与总产出联系的结构性宏观理论模型，并实证检验了人民
币汇率影响产出的总量关系。
第二条脉络是经济增长反作用于汇率的机制分析，具体的反作用
传导机制如下：
图1．4．2 经济增长反作用于汇率的机制
从图1．4．2可以看出，经济增长作为主要政策目标之一，通过政
府这个途径直接对名义汇率施加影响。我们将运用一个动态优化模型
从理论角度对经济增长下一般名义汇率最优变化路径给予总结。另
和实证分析。这章共有4节，每节的具体内容和观点如下：
第1节：经济增长对人民币名义汇率的影响。本节首先通过创建
动态优化模型对经济增长下一般汇率变动路径进行初步探索，从理论
上推导出实现长期经济增长国家的汇率呈现升值还是贬值趋势取决
于一系列的相关经济条件。这些经济条件包括：该国汇率的初始状态
是低估还是高估，该国产品的国际竞争力是相对较强还是较弱，该国
经济增长是内需型还是内夕}需型。更重要的是，该动态模型还可推出
当一国经济条件发生变化以后，其汇率变动路径将如何变化。这样～
来，就可为人民币汇率升值或贬值的判断和决策从经济增长反作用汇
率的角度提供一个比较全面的动态分析框架。利用这个动态优化模
型，从理论上推导出，到目前为止人民币名义汇率的最优变动路径必
须是长期贬值。然后，我们运用对数单位模型进行实证分析，经验证
据表明中国政府的汇率政策目标确实是尽力促进出口从而刺激整个
经济增长。必须指出，经过20多年改革开放的洗礼，目前中国一些
经济条件发生了较大的变化，根据模型可以推知，今后人民币汇率的
变动路径不可能长期延续贬值趋势，所以中国企业必须学会更多地通
过提高产品质量和生产率来促进出口。另外，鉴于理论模型推出以内
需驱动的经济增长可以使汇率处于强势和更加稳定，从而增强本币国
际借贷能力(即有利于本币国际化)。因此，要想使人民币逐渐被世界
所接受，逐步具有作为世界货币的支付手段和保值手段的能力，从而
获得国际铸币税，我国应该坚定不移地走内需型经济增长道路。这就
要求我们必须仔细权衡利用贬值刺激出口获得的短期利益和人民币
汇率稳定带来的进口用人民币结算以及用人民币对外负债的好处。从
某种意义上讲，中国自90年代中期以后坚持名义汇率不动对人民币
国际化具有长远的重大意义，尽管因此遭受了一些短期和局部损失。
第2节：从供给角度分析经济增长对实际汇率的影响。“巴拉萨
一萨缪尔森效应”是从供给(或长期)角度分析经济增长影响实际汇率
的最重要理论。中国经验数据表明，自1978年以来，伴随着经济高
速增长，人民币实际汇率长期以来持续贬值，这和传统意义上“巴拉
萨一萨缪尔森效应”的结论不一样。鉴于“巴拉萨一萨缪尔森效应”
理论的固定汇率制背景，该理论实际上提供了一种分析实际汇率变动
根源的框架。从实际汇率的标准定义式出发，可以逻辑地推出实际汇
率变动直接源于三个因素：名义汇率变动、国内外可贸易品相对价格
变动、内部实际汇率变动。通过对人民币实际汇率变动趋势的实证分
析，我们发现：一、1978—2002年人民币实际汇率贬值趋势与内部实
际汇率变动无关：二、1978-1994年实际汇率贬值主要是由名义汇率
贬值引起的；三、1994-2002年实际汇率贬值主要归因子中国可贸易
品生产部门价格平均涨幅小于美国。
第3节：从需求角度分析经济增长对实际汇率的影响。“H-M-K
假说”是从需求(或短期)角度分析经济增长影响实际汇率的最重要
理论。该理论指出，一个经济增长速度相对于世界其他地区较快的国
家，可能并不需要通过实际汇率贬值来保持对外贸易平衡或盈余，只
要该国面临较高的出口需求收入弹性和较低的进口需求收入弹性这
样一个有利的弹性组合。经验证据显示中国不符合“H-M-K假说”。
一方面原因在于人民币名义汇率并非真正的市场汇率，可能存在一定
的扭曲，而“H—M—K假说”是对汇率较为自由浮动的发达国家的总结，
另一方面原因在于不同于发达国家的进出口产品结构，中国的出口产
品中较大一部分是初级或技术含量较低的产品，而进口产品往往较多
是生产建设必需的资源型或高科技产品，为了在国际市场保持出口产
品的竞争力以维持经济高速增长，人民币实际汇率不得不贬值。
第4节：人民币实际汇率变动的总体分析。经济增长对人民币实
际汇率的综合影响除了通过供给和需求渠道以外，还通过其它途径对
实际汇率产生影响。我们把所有影响人民币实际汇率的经济因素划分
为实际因素和名义因素两大类，生产率因素、贸易条件等属于实际决
定因素，而名义汇率、货币供应量等属于名义决定因素。利用SVAR(结
构性向量自回归)模型，我们发现名义因素是造成人民币实际汇率波
动的主要原因，在名义因素之中名义汇率对人民币实际汇率波动的作
用又大于货币因素的影响，而近似代表经济增长的实际因素对人民币
实际汇率变动的影响并不大。由此可见，到目前为止，中国持续经济
增长对人民币实际汇率变动的解释力还不大。
第六章对人民币均衡汇率进行了初步探讨。根据均衡汇率其实是
汇率影响经济增长、经济增长反作用汇率这两种力量达到平衡的结
果，探讨了改革开放以来人民币均衡汇率情况。许多经济学者使用相
似的一般均衡汇率理论和协整计量方法，得到的人民币均衡汇率实证
结果却相差悬殊。我们认为关键在于不同的研究人员在确定影响均衡
汇率的长期因素和短期因素时没有成熟的适合于发展中国家(特别是
像中国这样的各项制度不断处于激烈转轨下的经济体)的均衡汇率决
定理论和计量模型。另外，鉴于中国许多重要统计数据的欠缺和不完
善，研究人员不得不使用代理变量，但是代理变量往往不可避免地带
有研究人员个人的主观性，因此也会导致研究成果出现较大差异。我
们不采用目前流行的一般均衡框架下简约单方程模型和协整计量方
法去估算人民币均衡汇率，而是在设定一系列假设前提下，运用一种
直观、简洁的方法估算1980-2002年的人民币均衡汇率。我们发现人
民币均衡汇率总体水平在1980—1993年期间一直处于贬值状态，但在
1980-1989年期间，人民币官方汇率的高估程度远大于1989—1993年
期间的高估程度，这与中国在1980-1989年期间几乎年年出现对外贸
易逆差，而1989—1993年几乎年年出现对外贸易顺差较为吻合。1993
年以后人民币均衡汇率一直处于既没升值也没贬值的状态，可见人民
币名义汇率与基本经济面是比较一致的，目前暂时没有变动人民币汇
率的理由。
第七章对人民币汇率近、中、远期改革进行探讨。首先回顾了人
民币汇率改革开放以来的发展历程，然后分析当前人民币汇率制度和
汇率形成机制的利弊，最后围绕人民币汇率在近期、中期、远期内的
改革力度、改革重点、改革路径等相关问题展开深入分析。我们认为：
①在近期(1-2年左右)内，人民币无须升值也不能升值，因为人
民币升值没有合理的基本经济面支撑。
②在中期(3-8年左右)里，由于资本项目还不能实现充分可兑换，
人民币汇率改革的重点主要应该放在完善人民币汇率形成机制上，即
努力拓展和真正实现目前官方宣称的汇率制度中的“市场供求”基础。
③就长期(8—10年以后)而言，在实现资本项目充分可兑换之后，
真正建立起现代意义上的、符合国际惯例的、被世界承认的(管理)
浮动汇率制度。随着时间的推移，中国必将成为一个举足轻重的大国，
国际货币市场上将会客观存在对人民币的需求。另外，人民币国际化
将带来巨大的国际铸币税收入，就像今天的美国一样，输出低廉的纸
币，得到的却是高价值商品，所以中国理所当然地要努力实现人民币
国际化。但是，只有在人民币实现了充分可兑换，真正建立起现代意
义上的、被世界承认的浮动汇率制度以后，人民币才有可能实现国际
化的梦想，真正成为国际货币，获得国际铸币税收入。
三、主要创新
本文创新按照重要程度，从重到轻排列，主要表现在以下五方面。
第一，选题创新。系统、深入、全面地对汇率与经济增长之间相
互影响机制进行理论和实证研究，为汇率变动的判断和决策提供了一
般意义上的总体分析框架。根据作者目前所掌握的文献，还没有发现
国内学者系统、深入地从人民币汇率影响经济增长、经济增长反作用
人民币汇率这两条脉络同时进行全面研究的成果。
第二，构建了一个动态优化模型，从理论角度对经济持续增长国
家的汇率最优变动路径给予总结。该模型推出实现长期经济增长国家
的汇率呈现升值或贬值趋势取决于一系列基本经济条件，比如该国初
始汇率是高估还是低估、经济增长是内需型还是内外需型、本土企业
生产的出口产品国际竞争力的强弱。更重要的是，该动态理论模型还
可推出当一国基本经济条件发生变化以后，其汇率可能的变动路径。
这样一来，就为汇率升值或贬值的判断和决策提供了比较全面的动态
分析基础。
第三，构建了一般的汇率影响产出的比较静态数理模型。该模型
从理论上推出汇率变动既可能促进经济增长也可能阻碍经济增长，最
终效果取决于一国自身的各种经济条件和汇率变动时机、方式、幅度。
为了真正弄清楚人民币汇率变动对中国经济增长的总体影响效果，我
们根据中国的实际经济情况，构建了一个结构性宏观理论模型，从中
找出具有本质联系的几个核心变量，然后运用一些现代计量经济分析
方法进行人民币汇率与中国经济增长之间总体定量关系的实证检验。
第四，研究方法创新。从人民币实际汇率的理论公式出发，将可
能影响人民币实际汇率变动的各种因素归于实际冲击和名义冲击这
两种结构性冲击，然后利用始于90年代中期，较为先进的计量分析
方法一SVAR(结构性向量自回归)模型找出影响人民币实际汇率变动
的两种冲击因素中谁的作用更大。
第五，本论文还努力拓展了以下几个理论。①我们认为“巴拉萨
一萨缪尔森效应”实际上提供了一种分析实际汇率变动根源的理论
框架。鉴于该原理提出于20世纪60年代初，当时的贸易品中加工贸
易品相对来说比较少，一般贸易品占比较高，而现代国际贸易中加工
贸易已经成为极其重要的一部分。由于一般贸易品和加工贸易品往往
具有不同的生产和价格特征，因此我们将“巴拉萨一萨缪尔森效应”
中的贸易品分成一般贸易品和加工贸易品两部分，从而赋予该原理新
的内容，使其解释力大大增强。②巧妙拓展了“H—M—K假说”或克鲁
格曼“45度规则”，推导出一个与之等价但更简洁的理论结论，并
且将该理论运用于中国经济的实证分析。③给定均衡汇率几个假设前
提，运用一种直观、简洁的方法估算了1980年一2002年的人民币均
衡汇率，并给出解释。
关键词： 汇率经济增长人民币汇率改革
ABSTRACT
PaIt l
Economic growth is always a charming subject in economics and it
is very important to a developing country．Many economists in china
make great effort to think how to promote economic growth．So，it's
become the core of research to explore factors affecting economic growth
and me anti-action that economic growth exerts to these factors．Normally
the theory of economic growth emphasizes these factors that directly
influence economic growth，such as capital、labor and technology．But
we find that there are many other very important indirect factors
influencing economic growth，and exchange rate is one of the central
indirect factors under open economic circumstance．If exchange rate in a
country is misaligned，this country’S economic growth may be
undermined，because exchange rate misalignment may undermine this
country’S international competence．So，it appears very important to
research the influence of the exchange rate ofRMB on economic growth．
On the other hand，economic growth always has opposite reaction to
exchange rate．During the period of rapid growth，the current account
surplus and the foreign capital inflow otten cause real exchange rate
appreciation．But foreign capital rapid outflow caused by economy
recession always gives rise to exchange rate depreciation，brings about
serious money crisis and destroys economy finally．The exchange rate of
RMB faces up to the pressure of appreciation in recent years which is
relative to china’S rapid economy growth．
Part2
This paper points out firstly these objective economic facts about
exchange rate’S influence on economic growth and growth’S influence on
exchange rate．Then along two channels it carries on analysis．
The first channel is the mechanism about exchange rate’S influence
on economic growth．The mechanism is described as the following chart
1．
Chart 1 Mechanism about exchange rate’s influence on growth
From chart 1，we call find exchange rate may influence growth by
three ways．@exchange rate—foreign trade—grow吐1，(g)exchange rate
’FDI-’growth，⑨exchange rate—omer ways—growth．We
respectively analyze exchange rate—foreign trade、foreign trade
—growtIl、exchange rate---FDI、FDI—growth firstly．In order to
including exchange rate’S influence on growth by other ways and giving
the quantitative relation between exchange rate and economic growth．We
also build the general theoretical and empirical model that real exchange
rate influences growth directly．。
The second channel is the mechanism about growth’s influence on
exchange rate．The mechanism is described aS the following picture．
Chart 2 Mechanism about gro计th’S influence on exchange rate
From chart 1，we carl find that for growth being the main policy aim，
2
nominal exchange rate is influenced by government directly．We also find
that目owth influences exchange rate by three ways：①
Balassa．S锄uelson effect which analyzes how growth influences
exchange rate from supply or long-time．②the H-M—K hypothesis from
demand or short-time．⑤the other ways，such as the interest difference
between one’s own country and foreign country,supply and demand in
foreign exchange market，money policy．In order to including growth’s
influence on exchange rate by other ways and giving the quantitative
relation between economic growth and exchange rate．We build the
SVAR empirical model that growth infuences real exchange rate directly·
Because equilibrium exchange rate is decided by some basic economic
factors，we research equilibrium exchange rate ofRMB．
Finally,the paper discusses the forming mechanism about exchange
rate ofRMB．
Part 3
There are five charters．he first charter is introduction，including
the importance of such theme，the definition of important concepts，and
S00n．
The second charter points out these objective economic facts about
exchange rate’S influence on economic growth and growth’s influence on
exchaIl2e rate．From the history of development of international money
system．we carl find the history is just the circular process that lS from
coofdination to counter-coordination，and then from counter-coordination
to coordination between exchange rate and growth among some
develoDed counties．As far 2Ls china，by analyzing carefully the economic
data．we caIl铀d still the objective factors that mutual influence between
exchange rate ofRMB and economic growth·
The third charter mainly discusses the question about exchange。ate
influence growth．Firstly，by theoretical，static and dynamic analysis，we
flnd mat the exchange rate of RMB is really one of the key factors
promoting export．Then，utilizing VAR model，we find that there is some
causality between depreciation of exchange rate of RMB and economic
growth．So，we prove it is effective the conductive mechanism of
exchange rate---,foreign trade_÷economic growth．Similarly,we prove
this conductive mechanism of exchange rate—}FDI—÷economic growth
is effective．In order to analyze fully the mechanism that exchange rate
effects growth and get the quantitative relation between exchange rate
and growth，we build theoretical and econometric model which simulate
the direct relation between exchange rate and growth．By CO—integration
test，we find there is a long equilibrium relation between the depreciation
of exchange rate of RMB and economic gro叭h．Granger causality test
appears there is a one—way causality from exchange rate to growth．
Utilizing analysis of variance and impact reaction function，we find some
false relation between the depreciation of exchange rate of RMB and
economic growth．
The fourth charter mainly addresses how economic growth
influences exchange rate．By dynamic optimization model and logit unit
model，we find it is the main reason of depreciation of nominal exchange
rate of RMB that government pursues maximization of export．As far as
real exchange rate of RMB，we firstly utilize“Balassa-Samuelson
effect’’to analyze how economic growth influences exchange rate．
Chinese economic data indicate real exchange rate of R_MB has been
depreciating si．nce 1 978，which isn’t identical to the conclusion of
“Balassa．Samuelson effect”．One of the main’reasons is that nominal
exchange rate of RMB is not fixed and has been depreciating．The other
important reason is that PPP theory is not fit for the tIade part．Then，we
use“H-M-K hypothesis"to analyze how economic growth influences
exchange rate．“H—M-K hypothesis’’points out that unless the relative
growth rate between the home country and the rest of the world is equal
to the ratio of relative income elasticity of demand，the country’S real
4
exchange rate will exhibit a long—run trend．It seems that china is not fit
for“H—M·K hypothesis”．The most important reason is that china’S export
structure is mainly made up of low technology products．According to the
definition of real exchange rate，we feud many other factors that influence
real exchange rate by nominal exchange rate、price、and all ofthem．We
use SVAR model to find that nominal factors is the main reason causing
the change ofreal exchange rate ofRMB．
The fifth charter addresses the history,advantage and disadvantage
and future reform of the mechanism of exchange rate of RMB．Recently,
for lots of international speculative capital inflowing china to speculate，
government must stress RMB couldn’t appreciate under speculative
pressure．In the medium time，because china has joined WTO and SO
capital—inflow or outflow become more and more normal，the mechanism
of exchange rate of RMB Can not choose both flexible exchange rate
system and fixed exchange rate system．The only reform aim in the
medium time is to build exchange rate target system．Of cause，in the
long time，the mechanism of exchange rate of RMB must use flexible
exchange rate system．In 0rder to realize the aim．china must reform it’S
backward financial system and build up true financial markefi
Part4
This paper’s creations mainly display five aspects and we put them
in order according to importance．
1、Creat．ion of selected topic．At the present，there are．no scholars who
analyze the influence mechanism from exchange rate of RlVlB to
growth，at the same time，from growth to exchange rate of RMB．
2、expanding cleverly“H—M-K hypothesis”and deriving a equal but more
succinct conclusion．
3、using a kind of advance econometric method(SVAR model)to find the
impact factors influencing exchange rate ofRMB．
4、According to the economic features of china，we build up theoretical
5
and econometric model to explain how real exchange rate of RMB to
influence economic growth．
5、Researching the mechanism of exchange rate of RMB deeply．
Key words：Exchange Rate Economic Growth
Reform of Exchange Rate ofRMB
6
西南财经大学
学位论文原创性及知识产权声明
本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下，独
立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容外，本论
文不含任何其他个人或集体己经发表或撰写过的作品成果。对本文的
研究做出重要贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式标明。因本
学位论文引起的法律结果完全由本人承担。
本学位论文成果归西南财经大学所有。
特此声明
学位论文作者签名：李未无
2005年3月10日
第一章导论
第一节选题意义
如何持续、稳定、快速地促进经济增长对中国这样一个落后国家
具有非常重大的意义。探索影响经济增长的重要因素必然成为中国经
济学者的核心研究之一。一般而言，经济增长理论强调资本、劳动、
技术等直接影响经济增长的因素，但是还有许多非常重要的间接影响
经济增长的因素，在开放经济条件下汇率就是核心因素之一。一个国
家如果汇率安排不当，往往会给该国的经济增长埋下巨大隐患，因为
汇率失调会直接影响一国的国际竞争力，从而间接地对经济增长产生
重大影响。Maurice Obstfeld(2002)认为，在一个经济体中最重要的
资产价格就是汇率，汇率变动则会调整一国贸易部门和非贸易部门的
生产要素价格，促使这些要素从使用效率较低的部门流向使用效率较
高的部门，从而影响一国经济增长1。可见，深入开展汇率影响经济
增长的理论研究，进而利用中国数据进行实证分析，可以为宏观经济
管理部门决定是否变动汇率以及变动多大幅度提供决策参考。
另一方面，有些理论指出经济增长对汇率往往产生巨大的反作
用。在经济高速增长时期(特别是对那些出口导向型国家)，生产率相
对提高较快和经常项目出超往往会引起本国货币实际升值。另外，在
经济快速增长期间外国资本的持续流入也会引起货币升值。比如E”
和德国在20世纪80年代，由于他们的经济实力相对于美国增长更快，
导致日元和马克不断升值。相反，一国经济衰退或爆发危机时引发的
外国资本抽逃则会导致本币汇价狂跌，造成严重的货币危机，进而给
该国经济带来毁灭性打击。还有一些经济学者指出，GDP的增长是稳
定汇率的最主要因素，因为GDP增长意味着财富的增加，此时，如果
市场供需平衡则物价稳定，汇市波动方差缩小，如果一国经济对外依
赖较强的话，出口增加则意味着外汇储备的增加，中央银行有更大的
参见：丁剑平(2003)，P119页．
干预汇市空间2。对于2002年以来人民币汇率面临的升值压力，国内
外许多经济学家从已有理论和类似经验出发，将之归结为中国经济的
长期快速增长，认为升值压力是合理的，由此得出的结论自然就是人
民币应该升值，并且还列举了升值将带来的种种好处。但是，也有一
些经济学家认为升值可能给中国经济、社会、政治等方面带来许多不
利影响，坚决反对升值。那么究竟孰是孰非?在对经济增长反作用汇
率的一般机制进行全面研究，并且利用中国数据进行实证检验以后，
我们也表明了自己的看法。
总之，随着中国经济的对外开放度和依存度越来越高，以及对世
界经济的影响力越来越大的情况下，作为联系国内外经济“桥梁”的
汇率越来越成为人们关注的焦点。今后，针对人民币汇率变动的讨论
会越来越多，汇率变动的判断和决策变得越来越重要也越来越复杂，
这就需要有一个清晰、全面的分析框架来指导。本文提供的汇率与经
济增长相互影响机制的理论和实证分析对此进行了初步的尝试和努
力。论文的许多理论模型及结论具有一般性，适用于满足模型假设前
提的其他国家或地区，而论文的实证分析主要以中国1980年一2003
年数据为样本，其结论对分析我国经济在近期和中期有一定的参考价
值。
第二节国内外研究综述
从目前所掌握的资料来看，国内外学术界对于汇率与经济增长之
间相互影响机制进行系统、‘深入的研究成果比较少，其中美国著名国
际经济学教授Ronald Macdonald对欧元区汇率与经济增长之间相互
影响机制的研究成果是唯一找到的较为系统的文献资料。目前还未发
现国内经济学者对人民币汇率与中国经济增长之间的相互影响机制
进行系统、深入的研究成果。
当然，国内外关于该问题的局部性研究成果则相当丰富。特别是
人民币汇率对经济增长影响机制的局部性研究成果更是数不胜数。诸
如人民币汇率对国际贸易的影响机制和国际贸易对经济增长的影响
参见：丁剑‘F(2003)，P120页。
2
机制，人民币汇率对外国直接投资的影响机制和外国直接投资对经济
增长的影响机制，汇率失调与经济增长的相关性分析等。但是，从总
体上直接探讨汇率影响经济增长的理论和实证研究成果却比较稀少，
我们将在这方面努力进行一些初步探索。
相比之下，经济增长反作用汇率的局部研究成果要少一些，国内
相关研究成果更少。我们认为这可能与经济增长影响汇率的理论研究
成果较少，以及这些理论研究成果本身还有待于进一步完善有关。经
济增长反作用予汇率的局部研究主要从三个视角展开。一是从需求角
度，即从诸如政府支出变化、人均收入提高等视角。其中最重要的理
论成果是所谓的“H—M_K假说”，该理论指出，一个经济增长速度相
对于世界其它地区较快的国家，可能并不需要通过实际汇率贬值来保
持对外贸易平衡或盈余，只要该国面临较高的出口需求收入弹性和较
低的进口需求收入弹性这样一个有利的弹性组合。二是从供给角度，
即从诸如微观经济主体的产品竞争力、整个国家生产率水平的高低等
视角，其中最重要的理论成果是所谓的“巴拉萨一萨缪尔森效应”。
该理论认为，当一国经济增长速度在长期内高于对比国时，该国可贸
易品生产部门相对于不可贸易品生产部门的生产率提高幅度往往也
会高于对比国，这使得该国相对于对比国的实际汇率往往出现升值趋
势。三是从经济周期角度。国外经济学家通过研究一国经济周期与该
国货币币值变化的相关性，得到的结论是伴随经济高涨，该国货币往
往会升值，反之则反。我国学者丁剑平(2003)就汇率波动与亚洲经济
增长进行了研究，结论是在经济高速增长时期，汇率波动的方差较小，
波动持续性也较短，因此他认为中国经济持续高速增长是人民币汇率
市场化的最佳时期。另一位学者高海红(2003)利用1980—2000年七国
集团的季度数据，运用边界检验方法检验了“巴拉萨一萨缪尔森效
应”。我们发现国内学者对中国是否符合“巴拉萨一萨缪尔森效应”
和“H州一K假说”的研究成果很少，这可能与我国统计数据不完善有
关。除此之外，我们发现从总体上直接探讨经济增长反作用于名义汇
率和实际汇率的理论和实证研究成果也很少。就目前来看，经济增长
对人民币汇率的影响机制是非常需要进行研究的重大课题，本论文将
花费大量精力对此进行深入研究，创新也大多出在这部分。
最后，还须指出Ronald Macdonald对欧元区经济增长与汇率之
间相互影响机制的研究未涉及均衡汇率。国内涌现出许多人民币均衡
汇率研究成果。但是，由于在确定影响均衡汇率的长期因素和短期因
素时没有成熟的适合于发展中国家(特别是像中国这样各项制度不断
处于激烈变迁中的经济体)的均衡汇率决定理论和计量模型。另外，
鉴于中国许多重要统计数据的欠缺和不完善，国内经济学者不得不使
用代理变量，而选择代理变量往往不可避免地带有研究人员的主观
性。因此，人民币均衡汇率估算结果出现较大差异。我们不采用目前
流行的一般均衡框架下简约单方程模型和协整技术估算人民币均衡
汇率，而是运用一种直观、简洁的方法估算1980年一2002年的人民
币均衡汇率。
第三节重要概念
本文主要涉及三个关键性概念：经济增长、名义汇率、实际汇率。
经济增长这一术语广泛地出现在经济学教科书、专业性研究期刊、大
众性报刊杂志上，人们理所当然地运用它，以至于几乎忽略其严格的
学术定义。但是，为了理解本文的研究思路或框架，必须给出该概念
在本文的准确含义。经济增长最常见的定义有三种：第一种定义是指
某个经济体实际总产出的增加，第二种定义是指某个经济体人均实际
产出的增加，第三种定义来自库兹涅茨，即经济增长是指为人们提供
各种经济物品能力的长期增长，这一能力的不断增长主要源于技术进
步以及体制和观念的相应调整。人们平常提到的经济增长往往是指第
一种或第二种定义，专业学术文献中涉及的经济增长往往是指第三种
定义。由于本文既要研究汇率与国内生产总值之间的相互影响机制，
又要探索汇率与国内生产总值之间的定量关系，所以本文采用的定义
是：经济增长是指某个国家或地区在一定时期内实际总产出的增加以
及生产能力的提升。
名义汇率是指以～种货币表示的另一‘种货币的相对价格。通常是
在外汇市场交易中形成或由官方规定，也就是平时我们在电视广播、
创造的新价值往往较少。因此，出口贸易实际上对中国经济的贡献并
不像人们想象的那么大，大量有关中国出口贸易对经济增长贡献度的
研究可能夸大了对经济增长的真实作用。为了使出口贸易真正对中国
经济增长起到实质性作用，应该努力进行产业结构规划，通过提供优
惠政策和充分发挥我国的比较优势，尽量吸引外商在中国境内形成较
为完整的产业链，减少来料或进料加工，从而使出口贸易真正成为中
国GDP的实质成分，而非名义成分。另外，以初级产品出口为主是我
国许多行业对外贸易的致命弱点，宝贵的资源消耗了，但产品附加值
却不高。也就是说，某些出口贸易也许对短期经济增长有立竿见影的
效果，但从长远来看却对未来持续经济增长甚至国家安全构成严重威
胁。这要求我们必须处理好出口贸易与短期经济增长和长期经济增长
的辩证关系，决不能靠牺牲国家长远经济增长或利益来满足国家或局
部地区的短期经济利益。具体采取的对策就是限制资源型产品的出
口，努力将它们转化为高附加值产品以后再出口。
第3节：汇率影响外国直接投资。经验分析表明，到目前为止，
人民币汇率对吸引FDI的总体解释力最多为30％。但是，随着时间推
移，特别是加入WTO以后，中国市场化进程速度将加快，汇率作为开
放经济下关键性经济杠杆之一，会对FDI的流向产生越来越重要的影
响。因此，在进行人民币汇率变动时，特别是考虑对人民币名义汇率
升值时，必须谨慎，以防对引进外资形成不利冲击。
第4节：外国直接投资影响经济增长。实证分析显示，外商直接
投资与中国经济增长之间存在较强的真实相关性。由于实证分析主要
偏重于外商直接投资对中国经济增长宏观层面的定量分析，或者说是
主要基于所谓的“两缺口”模型和发展主义理论，缺乏对FDI和跨国
公司本质特征以及中国国际竞争力提升的真实现状和真正源泉的深
入分析，得出的结论具有片面性，在～定程度上夸大了FDI对国内经
济增长的正面影响，忽视了FDI可能造成的一些负面影响。比如，外
资企业利用技术、资金等优势进行垄断，逐渐吞噬本土企业的市场空
间；外商直接投资以加工贸易为主的贸易方式积累了人民币升值压
力；外商独资企业出口以加工贸易为主，大出依赖于大进，与国内产
业关联十分有限，是一种典型的“1{l地”经济或“孤岛”经济：FDI
的大量进入始终没有改善中国本土企业自主创新能力落后的状况，本
土企业技术依赖情况严重，尚没有形成具有自主知识产权的技术体
系，多数行业的关键核心技术与装备基本依赖国外。因此，应该把促
进国内企业和产业发展作为中国引进外资的标准。中国的经济发展始
终应以培育、促进民族企业成长、壮大为核心，放宽或加强外商直接
投资引进仅是实现这一目的之手段。外商投资企业的进入应以不损害
中国本土企业成长为限，跨国公司只是促进中国企业发展的一个配
角，而不是相反。应该修订利用外资的产业政策，从技术扩散程度、
与国内产业关联程度、控股比例入手，适度控制外资规模，提高利用
外资质量。还应修订中国原产地规则，提高原产地认定标准，降低外
商独资企业出口产品的“中国制造”比例，从而减少国际贸易磨擦和
人民币升值压力。
第5节：人民币汇率影响经济增长的总体分析。虽然汇率主要是
通过对外贸易和外商直接投资对经济增长产生影响，但是汇率还有其
它一些影响经济增长的途径。为了全面分析汇率影响经济增长，我们
通过构建一般的汇率影响产出的比较静态数理模型进行初步探索，从
理论上推出汇率变动既可能促进经济增长也可能阻碍经济增长，最终
效果取决于经济体自身的各种经济条件和汇率变动的时机、方式、幅
度。为了真正弄清楚汇率变动影响中国经济增长的总体效果，我们针
对中国实际经济情况建立相关理论模型，找出核心变量之间的本质联
系，然后运用合适的现代计量经济手段进行实证检验，最终得出人民
币汇率贬值对中国经济增长具有积极的促进作用。因此，在人民币汇
率调整问题上，特别是面临人民币汇率升值压力时，决策当局应该慎
之又慎，必须避免被动调整汇率。在不能充分判断汇率调整将带来的
收益和成本之时，“暂时不动”也许正是最优解。还须指出本节关于
人民币汇率贬值对中国经济增长具有一定促进作用的实证研究结论
源于1980年-2003年的事后统计数据，决不能因此得出人民币汇率
越贬值越低估就越能促进经济增长的结论。
第五章主要围绕经济增长反作用名义汇率和实际汇率展开理论
外，经济增长可以通过三条途径影响实际汇率：①从供给或长期角度
去分析经济增长对实际汇率作用机制的“巴拉萨．萨缪尔森效应”途
径，②从需求或短期角度展开分析的“H—M—K假说”途径，⑨从其它
途径，诸如国内外利差、外汇市场供求、货币政策等。在分别对“巴
拉萨．萨缪尔森效应”和“H-M～K假说”进行理论和实证分析之后，为
了囊括经济增长通过其它途径影响实际汇率，特别是为了定量分析经
济增长对实际汇率的总体影响，我们运用结构向量自回归(SVAR)计量
模型对人民币实际汇率变动进行实证分析。
完成以上汇率影响经济增长以及经济增长反作用汇率的分析之
后，根据均衡汇率其实是汇率影响经济增长、经济增长反作用汇率这
两种力量达到平衡以后的结果，我们顺理成章地对人民币均衡汇率进
彳探讨。
论文最后根据汇率影响经济增长、经济增长反作用于汇率、人民
币均衡汇率的理论和实证研究成果，针对人民币汇率近期、中期、远
期的改革问题进行深入探讨，并提出我们的建议。
第五节研究方法
本论文将采取从客观经济事实出发，定性与定量分析相结合，略
偏重于定量分析，描述性统计分析与计量经济分析相结合，但更偏
重于计量经济分析，规范分析与实证分析相结合，但以实证分析为主
的研究方法。在定性分析中，本文大量运用数理模型进行理论推导．
主要包括动态优化模型、比较静态数理模型、结构性宏观经济模型等。
由于本论文在实证分析中主要涉及时间序列数据，因此将大量运用计
量经济学中有关时间序列分析的最新而且已被国内外经济学家普遍
运用的方法，主要包括单位根技术、协整技术、误差纠正模型、格兰
杰因果检验、向量自回归(VAR)、方差分解、冲击反应、结构向量自
回归(SVAR)等技术。
第二章汇率与经济增长相互作用的理论线索
本章对汇率影响经济增长、经济增长反作用汇率的相关理论进行
梳理，主要目的是从总体上给出一个完整而清晰的理论线索，从而为
本文后面详细展开的理论和实证研究搭建一个坚实的理论平台。
第一节汇率影响经济增长的相关理论
一、马克思的观点
由于马克思处在贵金属本位制的历史条件下，因此他对于汇兑率
或汇率及相关问题的研究不可避免地打上了贵金属本位制这一时代
背景的烙印。我们认为必须首先指出这一点，以免在对现代经济的分
析中犯教条主义错误。
马克思指出： “金银贸易本身，即把金或银从一国运到另一国，
只是商品贸易的结果，而这种结果是由表示国际支付状态和不同市场
利息率状态的汇兑率决定的”。3马克思还指出：“作为世界货币，
一国的货币就失去它的地方性，一国的货币可以用另一国的货币来表
现，因此，所有的货币都可以归结为它们的金或银的含量”。4恩格
斯也指出：“众所周知，汇兑率是货币金属的国际运动晴雨表。如果
英国对德国的支付多于德国对英国的支付，马克的价格，以英镑表示，
就会在伦敦上涨；英镑的价格，以马克表示，就会在汉堡和柏林下跌。
如果英国多于德国的这个支付义务，比如说，不能由德国在英国的超
额购买来恢复平衡，向德国开出的马克汇票的英镑价格，就必然上涨
到这样一点，那时不是由英国向德国开出汇票来支付，而是输出金属
来支付变得合算了。这就是典型的过程”。5
从上面这段内容，我们可以得出以下几点：第一，汇兑率是一国
货币用另一国货币来表现的比率，或者是各国货币的贵金属(金或银)
马克思．《资本论》，人民出版社，1975年版，P358。
马克思．《资本论》，人民出版杜，1975年版．P365．
马克思，《资本论》，人民}H版社，1975年版．P650-651．
8
含量之比率。该定义基本上与现代汇率的定义～致。第二，明确指出
了汇兑率对商品贸易具有决定作用。鉴于商品贸易对商品生产又具有
重要影响，大量的商品出口将促使大量的商品生产，从而最终促进经
济增长。因此可以认为马克思实际上指出了汇率对经济增长具有重要
影响。
我们还可以从马克思关于汇兑率和利息率相互影响的分析中发
现有关汇率影响经济增长的理论依据。正如马克思引用英国1857年
银行法下院委员会的证词所指出的：“营业困难时⋯⋯有价证券的价
格会显著下跌⋯⋯外国人将托人在英国这里购买铁路股票，英国人也
会把他们持有的外国铁路股票在国外出售⋯⋯以便相应地制止金的
输出”。“各国利息率的平衡和商业气压的平衡，通常要由银行家和
证券商人这样一个富有的大阶级来实现。这个阶级⋯⋯总是窥伺时
机，购进那种价格看涨的有价证券⋯⋯而最适合他们购买有价证券的
地方，就是那些把金送到外国去的地方”6。在相反的情况下，“当
英国货币大量过剩，利息率低落，有价证券的价格提高时，不利的汇
兑率，甚至金的外流就有可能发生”7。“利息率会影响汇兑率，汇
兑率也会影响利息率，但汇兑率变动时，利息率可以不变，利息率变
动时，汇兑率可以不变”8。
从上面这段内容，我们可以逻辑地推出以下论点：一国货币的有
利的汇兑率，即本国货币的外币价格上涨(也就是本币贬值)，会导致
贵金属和外国货币大量涌入本国市场，也就是外国资本大量流入，从
而使本国市场上货币资本供应变得充足，进而有可能导致市场利息率
下降。反之，一国货币的不利的汇兑率，即本国货币的外币价格下跌
(也就是本币升值)，会导致贵金属和外国货币大量离开本国市场，也
就是外国资本大量流出，从而使本国市场上货币资本供应变得缺乏，
从而有可能导致市场利息率上涨。由于利息率的高低直接影响到国内
投资规模，从而最终会对该国经济增长产生重要影响。如果该国货币
马克思，《资本论》，人民出版社．I 975年版，P65l。
马克思，《资本论》，人民觇版社．1975年版，P669。
马克思，《资本论》．人民出版社．1975年版。P65"}。
出现不利的汇兑率，即本国货币升值，通过市场利息率上涨，导致投
资减少，从而不利于经济增长；相反，如果该国货币出现有利的汇兑
率，即本国货币贬值，通过市场利息率下跌，导致投资上升，从而有
利于经济增长。
总之，马克思关于汇兑率及相关问题的研究实际上隐含了现代经
济中汇率影响经济增长的理论萌芽。在贵金属本位制(主要是指金本
位制)的历史条件下，由于汇率变动受到黄金输入点和输出点的限制，
因此变动幅度一般都较小，而且贸易差额往往可以通过价格一现金流
动机制得到自动调节，所以马克思没有深入地就汇率影响对外贸易和
经济增长展开详细分析。另外，鉴于在当时的贵金属本位制下，国际
经济往来主要是国际贸易，资本的国际流动不占重要地位，现代流行
的外商投资在当时也不多见，所以汇率影响经济增长主要通过国际贸
易途径。
二、现代经济学中汇率影响经济增长的主要理论脉络
根据第一章导论中关于经济增长的定义，即经济增长是指某个国
家或地区在一定时期内实际总产出的增加和生产能力的提升，以及宏
观经济学中国内生产总值Y(也就是总产出)的定义式：Y=C+I+G+X—M，
其中C、I、G、X、M分别表示消费、投资、政府支出、出1：3额、进口
额。我们将简要地分别给出汇率影响出口贸易、出口贸易影响经济增
长、汇率影响外商直接投资、外商直接投资影响经济增长等四个方面
的主要理论脉络。然后，我们对现代意义上的经济增长模型和汇率影
响经济增长的综合理论模型给予简要说明。最后给出了汇率制度影响
经济增长的理论述评以及对中国的简单探讨。
1、汇率影响出口贸易的相关理论
汇率影响出口贸易的理论分析主要从三个方面展开：一是从传统
的凯恩斯宏观经济需求和供给均衡角度；二是从微观经济主体之一，
代表性家庭追求跨期效用最大化视角；三是从出口需求价格弹性角
度。
(1)宏观理论模型9
考虑一个标准的凯恩斯比较静态出口贸易模型。假设1：有两个
国家，本国和外国，显然本国的出口就是外国的进口，或者说本国之
出口供给就是外国之进口需求。
假设2：令s。=s。(只，E)。该假设表示本国出口供给，其中只表
示本国出12产品的本币价格，t表示本国总产出。甜。／皿>0，代表
随着本国出口产品的本币价格上升，本国出口供给将会增加。a叉／aL
>O，代表随着本国总产出的上升，本国出口供给也将增加。
假设3：令破=皿(只，耳)。该假设表示外国对本国出口品的需
求。令E表示名义汇率，只=(1／E)×只表示阻外币表示的出口产品
之价格，L表示外国的总收入。ODx／识．<O，表示随着以外币表示的
出口产品之价格上升，外国对本国出口品的需求会下降。aD。／aJ：．>0，
表示随着外国总收入增加，外国对本国出口品的需求会上升。
假设4：本国最终出口量取决于本国出口供给与外国对本国出口
品需求的均衡，即最(只，‘)=破(只，L)。
假设5：本国与外国之间的实际汇率R．ER=E肌／ex，其中～表
示外国消费价格指数，A表示本国消费价格指数。
根据假设1到假设5，我们可以推知本国出口函数实际上可以表
示为：D=D‘(t，匕，PER)。即本国出口主要取决于实际汇率、国
内总产出、外国总收入。
(2)微观理论模型”
假设世界上只曲两个国家，即本国与外国组成，每个国家的产品
都有大量的可贸易品。每个国家代表性家庭都要追求跨期效用最大
化，在此过程中，又都要受收入预算的制约。首先给出本国代表性家
庭效用函数的表达式：
毋．
． 玑=Iu(C，C’)exp(一a)dr。
i
表达式中u，表示本国代表性家庭在时亥Ut=0时的跨期效用函数，
’主要引用：谢建国，陈漓高(2002)．P28。
。主要≈I甩：魏巍贤f2000)，P26。
它是瞬时效用函数u(C．C+)的贴现值。C和C’分别表示本国代表性家
庭对本国商品和外国商品的消费量。
假设本国代表性家庭要在收入预算约束下最大化时亥Ot=O时的跨
期效用函数，即：
max(U。=k(c，C’)exp(一ooat)，Y=WL=PC+￡P‘C+
i
17=WL=PC+E P’C’为预算约束条件，其中y表示本国居民的总收
入，WL表示其工资收入，这里隐含假设本国居民的全部收入来源于
劳动力。PC表示本国家庭用于本国商品上的花费，E P’C’表示本国
家庭用于外国商品上的花费，其中E表示本国与外国问的名义汇率。
同样可以给出外国代表性消费者在收入预算约束下最大化时刻
f=O时的跨期效用函数，即：
max(U，=k(o，唧’)exp(-OOdt)， 巧=％知=岛岛+E∥易’岛+
i
％=％岛=昂G+品名+C，‘是其预算约束条件，“矽”下标表
示相应的外国变量，而晶=l／e。
通过运用最优化数学方法，最终可以得到本国出口函数的几个决
定变量，即D=D(珞，晶，昂，昂‘)，也就是D=D(K，RER)，
其中血尺表示实际汇率。’
(3)出口需求价格弹性理论
从凯恩斯宏观经济需求和供给均衡角度以及从微观经济主体即
代表性家庭追求跨期效用最大化视角分析汇率对出口贸易的影响都
存在一个问题，那就是只考虑到汇率对出口数量的影响，忽略了汇率
变动引起的价格变化对出口额的影响。出口需求价格弹性理论正好弥
补了这一缺陷，该理论强调指出汇率贬值最终能否有利于出口额的增
长，关键取决予出口商品需求价格弹性的大小，只有那些价格弹性较
大的出口商品才能实现出口额的增加，从而真正对一国经济增长做出
贡献。
2、出口贸易影响经济增长的相关理论
一般来说，人们主要从两个角度探索出口与经济增长间关系，即
从供给或者长期视角和需求或者短期视角。
(1)从供给或者长期视角分析出口影响经济增长的相关理论”
根据新古典经济增长理论，经济增长的主要原因是要素投入的增
加和要素配置与使用效率的提高。因此，从这个角度出发考虑出口对
经济增长的促进作用往往是将出口看成一种具有外溢效应的能影响
技术进步、制度创新以及其它可能提高要素使用效率的因素。具体来
说，从供给或长期角度出发，出口贸易对经济增长的作用途径主要有
以下几个方面：第一，以哈根为代表的经济学家认为出口贸易可以通
过促进技术进步来推动经济增长。第二，诺斯认为制度创新促进了经
济增长，而出口贸易可以促进国家和企业的制度创新。第三，要素禀
赋理论认为按照生产要素禀赋的比较优势从事生产和对外贸易，可以
改善国内生产要素的配置，从而带动经济增长。第四，以罗默为代表
提出的内生经济增长理论也论述了国际贸易促进经济增长的机制。指
出国际贸易主要通过五种渠道来影响经济增长：一是规模收益，二是
技术外溢，三是通过国际贸易消除研究部门的重复劳动从而节约资
源，四是自由贸易政策所引起的生产布局和竞争，五是加速资本的积
累。
(2)从需求或者短期视角分析出口影响经济增长的相关理论”
从需求角度进行分析的方法可分成两种。第一种方法实际上是传
统凯恩斯主义思想的一部分，即由于出口是国内生产总值的一部分，
因此出口增长可以直接拉动经济增长。Thirlwall和Mccombie等人
给出了第一种方法中出口与经济增长关系的基本理论框架。第二种方
法则强调出口不仅可以宣接推动经济增长，而且可以通过刺激消费、
投资、政府支出和进口间接地拉动经济增长。林毅夫和李永军给出了
第二种方法中出口与经济增长关系的基本理论框架。
3、汇率影响外商直接投资的相关理论”
绝大多数关于汇率与外国直接投资之间关系的研究都得出这样
的结论：一般来说，东道国货币汇率贬值可能会引起更多外国直接投
”主要引用：赖明勇等(2003)，P?O-?I。
。主要引用：林毅夫，车永军(2003)．P783一?88。
1’主要引用：邢予青(2003)，P27—28。
资流入，而升值往往导致外国直接投资流入减少。归纳起来，汇率主
要通过以下两种传导机制影DId)I,国直接投资的流入规模。
(1)财富效应机制
财富效应机制是指外国投资者相对于本国投资者的财富会随着
东道国货币贬值而增加，因为从外国投资者的角度来看，如果以东道
国货币来衡量资本的价值，那么所有生产投入，诸如劳动、土地和机
器在东道国货币贬值后变得更便宜了，从而鼓励外国企业获得更多的
东道国资产。
(2)相对生产成本机制
相对生产成本机制是指外国直接投资获得国的货币贬值使得以
外国货币表示的本国生产成本下降，相应地提高了出口导向型外国投
资者的利润，高回报自然会提高FDI的流入量。
4、外商直接投资影响经济增长的相关理论“
根据新古典经济增长理论：y=AF(K，L)=4K4∥，其中r表
示产出，A代表全要素生产率，K和￡分别代表资本和劳动力，口和卢
分别表示资本和劳动的产出弹性。因此，分析外商直接投资影响中国
经济增长的途径实际上就是分析外商直接投资对全要素生产率A以
及资本K和劳动力三的影响。我们把对资本K和劳动力工的影响看成
直接效应，而把对全要素生产率A的影响看成是间接效应。
(1)外商直接投资对经济增长的直接效应理论
外商直接投资对一国经济增长的直接效应主要表现在以下四个
方面。第一，外商直接投资企业创造的产值直接成为国内生产总值中
的一部分。第二，外商直接投资是固定资产投资的重要资金来源。第
三，外商直接投资往往会导致进出口快速增长。第四，外商直接投资
吸纳了大量劳动力，增加了一国的劳动力总量。
(2)外商直接投资对经济增长的间接效应理论
外商直接投资对经济增长的间接效应主要表现在以下几个方面。
第一，外商直接投资对一国资本形成的间接效应，这种效应主要体现
为产业连锁效应和示范与牵动效应。第二，外商直接投资通过提升一
主要引用：江锦凡(2004)．P5—9。
国的产业结构来促进经济增长。第三，外商直接投资对一国经济增长
的技术外溢效应。第四，外商直接投资对一国各方面制度变迁的影响
效应。
5、汇率影响经济增长的综合理论模型(短期)
开放经济下的IS-LM—FE模型(又叫蒙代尔一弗莱明模型)可以作
为构建短期内汇率影响经济增长综合理论模型之工作母机。该模型基
本上是按照凯恩斯宏观经济学框架建立的，集中研究商品市场(IS)、
货币市场(LM)、外汇市场(FE)同时达到均衡时一国产出和国际收支的
决定。该模型原本用来分析不同汇率制度下财政政策和货币政策对一
国产出和国际收支的影响。但是，该模型实际上也可用于汇率影响经
济增长的分析。下面我们给出该模型所涉及的三个市场达到均衡时的
简单表达式。”
(1)商品市场均衡
从商品市场达到均衡时总供给等于总需求出发，通过一系列变量
之间代换，最后可以推出：f一(口／z)Y+(z／Z)，+(1／Z)G+4，其
中i、Y、h G分别代表利率、产出、汇率、政府支出，A．代表常数，
口、卢、z为大于0的系数。显然，可以很容易把上式变形为；
y=(z／a)，一(∥／口)i+(1／a)G+一：，其中A：也代表常数。从变形式
子中明显看出汇率是可以影响产出的，当汇率升值时会减少产出，而
贬值时则增加产出，也就是说汇率影响了经济增长。
(2)货币市场均衡
在货币市场上，货币需求决定于收入和利率，货币供给假设由中
央银行的货币政策决定，则货币市场均衡可表示为i M／P=七Y—hi，
其中硝表示货币供给，P表示价格水平，七和h代表大于0的系数。
公式表示货币实际需求随产出的增加而增加，随利率的提高而下降。
(3)外汇市场均衡
根据国际收支平衡表，国际收支差额B被定义为经常项目差额和
资本项目差额之和，我们首先假设经常项目差额决定于收入和汇率，
然后假设资本项目差额决定于收入和利率，则表示外汇市场均衡的等
5主要引用：潘囝陵(2000)，P269 273．
式为：i=(∥／m)y-(1，／甜)r+(1／／珊)B+囊，其中卢、国、v代表系数，
以表示常数。
6、经济增长理论模型(长期)
目前还没有发现把汇率作为独立变量之一引入长期经济增长的
理论模型，主要困难在于汇率对经济增长的影响往往是通过间接渠
道。当然，从纯理论角度，可以对一般新古典经济增长模型稍加改造
之后，作为长期内汇率影响经济增长综合理论模型的雏型。具体模型
如下：
y=A F(K，L)=』(￡)F[置(￡)，L(E)]
其中y表示产出，A代表全要素生产率，E表示汇率，K和三分
别代表资本和劳动力，口和卢分别表示资本和劳动的产出弹性。模型
表明，汇率影响经济增长的途径实际上是通过对全要素生产率A以及
资本K和劳动力三的影响来实现的。
7、汇率制度影响经济增长理论述评以及对中国的简单探讨
汇率制度影响经济增长的理论实际上就是有关汇率制度选择的
理论问题，因为人们处心积虑地进行汇率制度选择无非就是想获得一
个能显著地促进本国经济增长的汇率制度。
综观国际金融学说史，汇率制度的选择一直是争论不休的焦点。
一般而言，汇率制度可以分为永久性固定汇率制和完全自由浮动汇率
制这两种极端的情况。当然，现实经济中极少有那个国家的汇率制度
属于它们(也许货币局和“美元化”基本上可算是极端的固定汇率制
度)，人们实际上遇到的往往是处在这两种最极端情况之间的许多汇
率制度。诸如可调整固定汇率制、蠕动钉住汇率制、管理较多的浮动
汇率制、管理极少的浮动汇率制、汇率目标区制、钉住单一货币的固
定汇率制、钉住一篮子货币的固定汇率制等等。但总的来说，人们通
常把汇率经常(可以指每日、几日、但最多不超过3个月)变动(变动
幅度不能太小，否则不算真正意义上的变动)的那个国家的汇率制度
称之为浮动汇率制度，尽管这个国家可能自称实行的是固定汇率制；
把汇率在较长时期里(一般指1-3个月以上)几乎不动(变动幅度太小
就算几乎不动)的那个国家的汇率制度称之为固定汇率制度，尽管这
个国家可能自称实行的是浮动汇率制。这就是目前对固定汇率制和浮
动汇率制的粗略划分。
长期以来，许多经济学者热衷于从理论角度探讨汇率制度的“好
坏”，真可谓“公说公有理，婆说婆有理”。从纯理论角度来看，固
定汇率制度和浮动汇率制度肯定各有千秋，它们各自的优点和缺点都
可以列出一大堆，孤立地从理论上争辩谁好谁坏似乎意义不大。从现
实情况看，有些国家实行固定汇率制度取得了经济增长的良好绩效，
而另一些实行固定汇率制度的国家却并没有取得预期效果。因此，最
近以来，一些经济学家根本不再去抽象地讨论浮动和固定谁好谁坏的
问题，而是直接从一百多个国家的样本数据出发，运用计量经济学方
法进行实证分析，得到～些有趣的结果。比如国际货币基金组织高级
经济学家黄海洲博士通过实证分析发现：第一，对于欧滑f发达国家，
汇率制度的选择对经济增长影响很小甚至没有，虽然更灵活的汇率制
度和较高的经济增长率是相互联系的，但统计上不显著；第二，对于
亚洲发展中国家，汇率制度的选择确实影响经济增长率，有管理浮动
汇率制度和固定汇率制度要优于其它制度。这项研究成果表明汇率制
度对经济增长是否产生影响取决于一国经济发展水平。
总之，无论采用哪一种汇率制度，其目的只有一个，那就是要把
来自内部和外部的冲击减少到最低程度，创造出有利于经济增长的环
境”。因此，中国在选择汇率制度时必须紧密结合自己的实际情况而
定。鉴于目前中国最大的国情是：第一，人口多，就业压力极大。每
年我国新增1500万劳动力，‘农村还有近1．5亿的剩余劳动力需要转
移。第二，国有企业改革没有获得突破性进展，企业的竞争力普遍较
弱，特别表现在没有自己的高端核心技术，这就决定了我国在很长时
间里都只能充当世界加工厂，而不是真正意义上的世界制造强国，未
来与世界发生贸易摩擦的可能性越来越大。第三，社会经济结构很不
平衡，贫富差距越来越大。第四，金融体系，特别是银行体系不良资
产太多。而且鉴于国有银行改革也未获得突破性进展，坏账还有增长
的可能，必将严重危及我国的金融安全。在这样一个背景下，为了促
”主要el用：丁剑平(2003)．P85．
使中国经济继续保持高速增长，人民币汇率制度在较长一段时期内都
只能实行“资本项目未实现充分兑换的，在～个具有双边垄断特征的
外汇市场上形成汇率的，有管理的浮动汇率制”。今后要做的主要工
作是努力完善人民币汇率形成机制，关键是要尽可能增加外汇市场上
供给者和需求者的数量，从而一方面使该市场上形成的汇率真正具有
些市场的“味道”，另一方面也使汇率具有一定的波动性，真正做到
名副其实的管理浮动汇率制。从而在今后面临越来越多的国际经济摩
擦时，不至于在汇率方面被别国抓住太多的把柄。
第二节经济增长反作用于汇率的相关理论
一、马克思的观点
马克思关于决定汇兑率变动之因素以及利息率影响汇兑率的研
究成果，实际上隐含了现代经济中有关经济增长反作用于汇率或影响
汇率的理论萌芽。
马克思指出：“外汇率可以由于以下原因而发生变化：1、一时
的支付差额。不管造成这种差额的是什么原因——纯粹商业的原因、
国外投资、或国家支出，如战时的支出等等，只要由此会引起对外的
现金支付。2、一国货币的贬值。不管是金属货币还是纸币都一样。
在这里汇兑率的变化纯粹是名义上的。如果现在1镑只代表从前的货
币的一半，那它就自然不会算做25法郎，丽只算做12．5法郎了。3、
如果一国用银，一园用金作货币，那么，在谈到这两国之间的汇兑率
时，这种汇兑率就取决于这两种金属价值的相对变动，因为这种变动
显然影响这两种金属的平价。””除此之外，马克思还指出了其它一
些影响汇兑率的因素：第一，贸易差额。马克思指出：一国的国际支
付差额可以是由纯粹商业的原因引起的。其中就汇兑率和对外贸易的
关系来说，马克思认为：一国的贵金属(在今天主要是指外汇)外流和
汇率的下跌，“在大多数情况下总是对外贸易状况变化的象征，而这
’马克思，<资本论》．人民出版社，1975年版，P668—669
1 8
种变化又是情况再次接近危机的预兆”。”但另一方面，贸易差额并
不等同于支付差额，不应该理解为“好像贯金属的输入过多和输出过
多，只是商品输入和输出比例的结果和表现，其实它同时还是和商品
交易无关的贵金属本身输入和输出‘比例的表现”。”第二，支付期限。
第三，间接贸易。第四，资本输出。所谓资本输出，就是“不是作为
支付手段或购买手段的输出，而是以投资为目的的输出””，亦即“资
本从一国向另一国的转移”“。马克思认为，在这里，重要的是不应
该“把贵金属的输出对汇兑率的影响和一般资本的输出对汇兑率的
影响等同起来””，前者是借贷货币资本形式的资本输出，后者则是
实物形式的生产资本的输出，它们对汇兑率的影响是不同的。马克思
认为：“如果这种输出是以贵金属的形式进行的，那就虽然不是在一
切情况下，至少在以前所说的情况下，一定会直接影响贵金属输出国
的货币市场，从而影响其利息率，因为这是贵金属，而贵金属直接是
借贷的货币资本，是整个货币制度的基础，它也会直接影响汇兑率”。
23马克思说：“如果资本是用铁轨等的形式输出，就不会对汇兑率发
生任何影响，因为印度用不着对此付款。由于同一原因，它也不应该
对货币市场发生影响。如果认为这种额外的支出似乎会引起对贷款的
额外需求，因此影响利息率，这是可能的。但如果认为在一切的情况
下都必须如此，那就完全错了。如果我们考察的是现实资本，在这里
也就是商品，那么不管这些商品是供输出还是供国内消费，货币市场
受到的影响都是完全一样的，只有当英国的国外投资限制了英国的商
业输出，或者这种投资总的说来已经是信用过度膨胀或欺诈活动开始
的象征时，才会出现区别”“。其次， “只有当这种出口商品的生产
需要其他外国商品的额外进口时，才会影响汇兑率”。25第五，非贸
易外汇收入。
马克思，‘资本论》，人民出版社
马克思，‘资本论》．人民出版社
马克思，‘资本论》．人民出版杜
马克思，《资本论》．人民出版社
马克思，‘资本论》，人民出版社
马克思，《资本论》，人民出版社
马克思，《资本论》，人民出版社
马克思，‘资本论》，人民出版社
1975年版，P645．
1975年版，P642。
1975年版，P652。
i975年版，P653。
1975年版，P652。
1975年版，P653。
1975年版，P653—654。
i975年版，P658。
从上面这些决定汇兑率的因素中，我们可以发现其中隐含了现代
经济中有关经济增长反作用于汇率或影响汇率的理论萌芽。为什么这
样说呢?其一，一国出现快速经济增长(该经济增长可能来自政府实行
扩张性财政政策或者来自劳动生产率的提高)，一般来说需求导致的
经济增长往往会形成贸易逆差，而供给导致的经济增长往往会形成贸
易顺差。根据马克思的汇率决定理论，支付差额或贸易差额(包括逆
差或顺差)往往会引起一国的贵金属外流(内流)和汇率的下跌(上
升)。其二，一国经济在长期快速增长以后，往往积累大量资金，由
于国内投资机会相对较少而且投资利润下降，因此往往要对外输出资
本。根据马克思的汇率决定理论，如果这种资本输出是以贵金属形式
进行的，往往会直接影响贵金属输出国的货币市场，从而影响其利息
率，它也会直接影响汇兑率。
我们还可以从马克思关于利息率影响汇兑率的研究成果中发掘
出现代经济中有关经济增长反作用于汇率或影响汇率的理论萌芽。
正如马克思引用英国1857年银行法下院委员会的证词所指出的：
“营业困难时⋯⋯有价证券的价格会显著下跌⋯⋯外国人将托人在
英国这里购买铁路股票，英国人也会把他们持有的外国铁路股票在国
外出售⋯⋯以便相应地制止金的输出”。“各国利息率的平衡和商业
气压的平衡，通常要由银行家和证券商人这样一个富有的大阶级来实
现。这个阶级⋯⋯总是窥伺时机，购进那种价格看涨的有价证券⋯⋯
而最适合他们购买有价证券的地方，就是那些把金送到外国去的地
方”。26在相反的情况下，“当英国货币大量过剩，利息率低落，有
价证券的价格提高时，不利的汇兑率，甚至金的外流就有可能发
生””。由此可见，利息率影响汇兑率主要表现在两个方面：一方面，
一国货币市场上的利息率提高，往往意味着市场上货币资本供应的短
缺，因此有可能吸引外国投资者把货币资本投放到该国，从而使该国
的国际收支状况得到改善，阻止该国货币汇兑率的贬值。另一方面，
一国货币市场上的利息率下跌，往往意味着市场上货币资本供给过
26马克思．《资奉论》，人民出版社，1975年版．P651．
27马克思，《资本论》，人民出版社，1975年舨．P669。
20
多，因此有可能使外国投资者把货币资本从该国撤出，阻止该国货币
汇兑率的升值。
从上面这段关于利息率影响汇兑率的分析，我们可以逻辑地推出
以下结论：一般来说，当一国经济处在快速增长的时候，对资金需求
往往较大，从而使其利息率相对其它国家较高，因此外国资本往往会
进入该国进行套利，最终可能导致该国货币汇兑率出现升值。相反，
当一国经济处在萧条的时候，对资金需求往往较小，从而使其利息率
相对其它国家较低，因此外国资本往往会从该国流出，最终可能导致
该国货币汇兑率出现贬值。
总之，虽然马克思是在贵金属本位制(主要是指金本位制)的历史
背景下得到相关结论的，但是，即使在现代纸币本位制下，马克思关
于决定汇兑率变动之因素以及利息率影响汇兑率的研究成果对于理
解现代经济中有关经济增长反作用于汇率或影响汇率的理论和现实
仍然具有重大指导意义。
二、现代经济学中经济增长反作用于汇率的主要理论脉络
现代经济学中有关经济增长反作用于汇率的理论基础包括政府
干预外汇市场原理、几个基本的汇率决定理论、“巴拉萨一萨缪尔森
效应”、“45度规则”或“H-M-K假说”’、开放经济体系下汇率决
定理论、均衡汇率理论等。
1、政府干预外汇市场原理“
普格尔和林德特(2001)指出政府会出于以下一些理由对外汇市
场进行干预：第一，汇率作为一种联系国内外经济的关键性变量，对
于一国与世界其它国家或地区的国际经贸往来具有至关重要的影响，
政府有义务和责任通过干预减少汇率的波动性，促进国际经贸平稳发
展。第二，政府通过阻止本币升值或促使其贬值，进而将本币汇率保
持在低水平，从而有利于本国出口产品和进口替代品的生产。或者，
政府通过阻止本币贬值或促使其升值，进而将本币汇率保持在高水
平，从而有利于购买进口品和降低通货膨胀。第三，政府还可以通过
”主要引用：普格尔，林德特(2001)，P325。
各种政策实现其它一些相对不具有经济性的目标。政府通过保持本币
汇率的稳定或使本币坚挺，可以维护国家的荣誉。具体说来，政府干
预外汇市场政策可以分为两大类：一类是直接作用于汇率本身，从而
直接影响外汇价格。比如规定本国是实施浮动汇率制还是固定汇率
制，是实施完全浮动汇率制，还是实施中央银行可随时参与外汇买卖
进而影响汇率形成的管理浮动汇率制；另一类则主要通过限制进入外
汇市场的交易者，从而直接影响外汇交易数量，最终也对汇率形成产
生间接影响。比如实行外汇管制。
2、几个基本的汇率决定理论
(1)购买力平价理论
这个汇率决定理论是瑞典经济学家卡赛尔在1922年提出的，包
括绝对购买力平价和相对购买力平价两种。绝对购买力理论是说鉴于
一种货币的价值由它的内在购买力决定，因此两国货币之间的兑换比
率决定于两国货币内在购买力之比，由于内在购买力恰好是物价水平
的倒数，所以在某一时点上两国货币的汇率就是同一时点的两国物价
水平之比。相对购买力平价理论是说经过一段时间以后，两国货币的
购买力都发生了变化，汇率的变化率与同一时期内价格水平的相对变
化成比例。由于购买力平价理论揭示了深刻的经济关系，因此成为汇
率决定理论的基石，直到今天仍然具有强大的生命力。
(2)工资成本汇率理论8
针对购买力平价理论中两国物价可比性问题，萨缪尔森(1964)
和巴拉萨(1964)认为选择现行统计的物价指数不仅存在可比性差的
问题，而且没有考虑到除制造业以外的其它各行业的物价变动问题。
因此，购买力平价所采用的物价指数应该是衡量商品价格的成本，而
不是各国的物价水平。萨缪尔森和巴拉萨认为解决问题的一种方法是
用工资指数代替通常的物价指数，因为工资能渗透到制造业、非制造
业以及服务行业等所有的商品和劳务之中。在国际贸易中，工资指数
是衡量各国商品和劳务价格变动的很好尺度。
除工资以外，劳动生产率的变化也是决定商品价格变化的重要因
29主要々}用：潘图陵(2000)，P43—45
素。因此，萨缪尔森和巴拉萨认为汇率是由两国相对物价决定的，而
价格是由两国的相对劳动生产率和相对工资决定的。这就是所谓的工
资成本汇率理论。
(3)利率平价理论
利率平价理论把汇率决定因素的研究视角从价格和货币购买力
转移到资金跨国流动方面，指出汇率与利率之间存在密切关系。该理
论认为汇率本质上是两国货币(金融资产)的相对价格，在开放经济前
提下，两国汇率是由金融资产市场上两国货币资产的收益(即利率)
来决定的。理性投资者将比较本国与外国资产投资的收益，据此决定
投资策略，并产生对本币和外币的相对供求，从而决定两国汇率。利
率平价理论对于正确认识外汇市场上，尤其是资金流动问题非常突出
的外汇市场上汇率的形成机制是非常重要的。
(4)货币主义的汇率决定理论
70年代以来，国际资金流动的发展对汇率变动产生了重大影响。
据统计，在外汇市场上90％以上的交易量都是与国际资金流动有关的。
在资金流动主宰了汇率的变动之后i外汇市场上的汇率呈现出与股票
市场等资产市场上的交易类似的特点。这使得人们将汇率看成一种资
产价格，即～国货币资产用另一国货币进行标价的价格，这就是所谓
的汇率决定的资产市场理论。依据对本币资产和外币资产可替代性的
不同假设，汇率决定资产市场理论分为货币分析法和资产组合分析
法，货币分析法又可分为弹性价格货币分析法和粘性价格货币分析
法。
下面给出弹性价格货币分析理论的简要说明。该理论将购买力平
价和货币数量方程式结合起来，建立了揭示汇率与相对货币供应量、
相对实际产出、相对利率等经济要素之间数量关系的模型。该模型可
以表达为：E=ot(yLy)+∥(i-i‘)+(M—M‘)，其中口和∥均为常数，
分别表示货币需求的收入弹性和利率弹性，E表示汇率水平，Y、i、
M分别表示本国的产出、利率、货币供给， Y‘、i‘、M+分别表示外
国的产出、利率、货币供给。从模型的数理表达式可以清楚地看出，
当其它因素保持不变时，本国产出的增长(即经济增长)将会造成本国
货币的升值。
3、“巴拉萨一萨缪尔森效应”
开放宏观经济学非常关注经济高速增长期间一国实际汇率的变
动趋势或者说经济高速增长对一国实际汇率的影响，这方面最重要的
理论成果就是“巴拉萨一萨缪尔森效应”，其基本思想来自巴拉萨和
萨缪尔森在1964年各自发表的论文。该理论认为当一国经济增长速
度在较长期内高于对比国时，该国可贸易品生产部门相对不可贸易品
生产部门的生产率提高幅度往往也会高于对比国，这使得该国相对于
对比国的实际汇率往往会出现升值趋势。显然，“巴拉萨一萨缪尔森
效应”主要从供给角度来分析经济增长对实际汇率的影响。
4、“45度规则”或“H-M-K假说”
“45度规则”或“H-M．K假说”是从需求视角探讨经济增长对
实际汇率的作用机制。该理论最初由Houthakker和Magee在1969年
提出，后来被Krugman在1989年形式化为所谓的“45度规则”，即
只有当一国的相对经济增长速度等于该国出口需求收入弹性与进口
需求收入弹性之比时，该国的实际汇率才不会出现持续的贬值或升值
趋势，这也就是说如果一国的相对经济增长速度不等予该国出口需求
收入弹性与进口需求收入弹性之比，该国的实际汇率可能会出现持续
的贬值或升值趋势。
5、开放经济体系下汇率决定理论”
潘国陵(2000)认为以购买力平价为基础的汇率决定理论主要是
回答汇率决定的内在因素，即汇率的均衡水平问题，以利率平价为基
础的汇率理论主要是解释市场汇率变化的趋势和规律，即对即期汇率
的预测。从政策操作的角度来看，确定汇率的均衡水平至关重要，因
为这是实现经济总体平衡和政府制定政策的基础，政策不可能随市场
属性而频繁变动。而从市场操作的角度来看，确定汇率的即期水平是
至关重要的，因为这是投资者和贸易商能否盈利或避免汇率风险的关
键所在。
因此，人们希望能建立这样一种汇率决定理论，就长期来说能够
”’主要引用：潘国陵(2000)，P159—172。
反映汇率的平价水平，就短期来说能够反映汇率的市场特征，揭示汇
率波动的内在规律。开放经济体系下汇率决定理论(包括长期和短期)
就是潘国陵在这方面做出的成果之一。
下面给出开放经济体系下的长期汇率决定模型。该模型假设：第
一，世界其他国家也处在开放的经济体系中；第二，购买力平价在长
期内成立。因此，开放经济体系中的汇率决定方程为：
r=P—P’
P=ap，．+(1～a)pⅣ
Pr=廖：+(1一f1)P：+s
PⅣ=口Ir(w一口)+a(b+f)+p(七+d)+∥一(1一／z—v)YⅣJ
P’=a’P。r+(1一口+)p’Ⅳ
P+r=∥+P‘；+(1一∥’)p‘W"+5‘
P‘Ⅳ=秽‘L『’(w+一口’)+z(6‘+f’)+妒’(七‘+d‘)+It‘r’一(1一∥‘一f。)_y’ⅣJ
以上汇率决定方程中各个字母具体代表的含义，可参阅相关参考
文献。潘国陵还指出，可以根据该汇率决定方程计算汇率的要素弹性，
从而分析各经济要素对长期平价汇率决定的影响。我们下面仅给出汇
率的实际产出弹性和劳动生产率弹性。第一，汇率的实际产出弹性：
本国Ey=一(1一a)00一∥一f)<0，夕}国E’，=(1一口’)口’(1一／．t‘一f’)>0。这
表明本国实际产出增长将使长期平价汇率上升，而外国实际产出增长
将使长期平价汇率下跌，两国实际产出增长对汇率的综合影响取决于
各自弹性的相对大小和实际产出增长的相对变动速度，如果满足
E。Y+E'yY‘<0，则汇率上升。第二，汇率的劳动生产率弹性：本国
Eo=一(1一曲钾<0，外国E‘。；(1一口’)口’f’>0。这表明本国劳动生产率上
升将使长期平价汇率上升，而外国劳动生产率上升将使长期平价汇率
下跌，两国劳动生产率对汇率的综合影响取决于各自弹性的相对大小
和劳动生产率的相对变动速度，如果满足Eoa+E’胡+<0，则汇率上升。
第三节汇率与经济增长相互影响的均衡汇率理论
我们认为均衡汇率其实就是汇率影响经济增长、经济增长反作用
汇率这两种力量达到平衡以后的必然结果。
常见的均衡汇率之定义有三。定义1：均衡汇率是指外汇市场上
外汇供给和外汇需求相等时的汇率水平。这种定义直接源于经济学中
最常见的均衡理念，即供求相等时的经济状态和经济变量。定义2：
均衡汇率是指理论汇率，即根据某种汇率决定理论以及相应的汇率决
定模型定量算出的汇率。定义3：均衡汇率是指与宏观经济内部均衡
和外部均衡相一致的汇率。内部均衡又有两种定义，其一是指国民经
济处于低通货膨胀的充分就业状态，其二是指国内不可贸易品市场实
现供求平衡。外部均衡也有两种定义，其一是指国际收支实现均衡，
其二是指经常项目或贸易收支实现平衡或略有盈余。
从均衡汇率的定义出发，均衡汇率理论应该也有三种，但是最重
要、最常用的均衡汇率理论是从内外均衡定义出发的有关决定均衡汇
率的理论模型及计量分析。具体而言，目前这种均衡汇率理论及实证
分析主要有二类：一般均衡框架下的均衡汇率模型和简约一般均衡框
架下的单方程协整模型“。一般均衡框架下的均衡汇率模型是指建立
在既分析外部平衡又分析内部平衡的～般均衡分析框架下的均衡汇
率模型。利用该种模型分析测算均衡汇率的主要缺陷在于模型往往涉
及太多方程，而这些方程的设定和准确估计都有相当难度，模型对数
据的要求也相对较高，合理地确定和均衡汇率相一致的内部和外部均
衡也存在一定难度。当然，如果模型的设定非常贴近经济现实韵动态
演变路径，同时方程估计非常准确，一般均衡框架下的均衡汇率模型
可以更广泛地解释不同经济部门和国家之间的联系，还能带来更多的
政策含义。简约～般均衡框架下的单方程协整模型延续了一般均衡的
分析思路，将均衡汇率定义为国内市场和外部收支同时达到平衡的汇
率水平，但是，它不再将一般均衡以一系列方程组的形式表达，而是
仅用一个方程表示。简约一般均衡框架下的单方程协整模型的基本思
路是中长期内均衡汇率和经济中一系列基本面因素保持稳定关系，利
用协整方程可以发掘出基本面因素和均衡汇率的数量关系。运用协整
方程对系数的估计，再加上估计的基本面因素的均衡值，最终可以得
‘主要引用：张斌‘人民币均衡方程：简约一般均衡下的单方程实证模型酬究》，中国社科院国际金融研究
中心丁作论文，NO．16，P3_6。
26
出均衡汇率，进而判断汇率失调程度。简约一般均衡汇率模型的优点
是涉及的方程大大减少，简化了分析难度，减轻了寻找许多经济数据
的负担。但是，这种方法也存在一些缺陷，如无法判别汇率失调的原
因，但是其最大缺点在于无法准确判定究竟哪些基本面因素和临时性
因素对均衡汇率有影响，以及诸多基本面因素和(或)临时性因素之间
往往存在重叠或重复关系，这往往导致不同研究者由于主观因素、不
同的判别标准、选取计量方法的差异等因素，造成同一研究对象的均
衡汇率估算结果呈现较大差异，甚至出现相反的结论。
第三章汇率与经济增长相互作用的客观事实
本章将从发达国家和发展中国家这两个不同的视角充分展示有
关汇率影响经济增长，以及经济增长反作用汇率的客观事实。
第一节从发达国家汇率变化的视角
从发达国家汇率变化的视角实际上就是从国际货币体系的角度
进行分析，因为国际货币体系是由经济最强大国家决定的。纵观整个
国际货币体系发展变迁历史，可以发现这个历史其实正是世界各国
间，特别是少数几个发达国家间，汇率与经济增长从协调一不协调一
调整一协调⋯如此循环往复、彼此影响的过程。下面，根据国际货币
体系的发展过程，分别展示国际金本位制时代(1870-1914年)、第
一次世界大战和第二次世界大战之间这一特殊时段(1918-1939年)、
布雷顿森林时代(1945—1973年32)、后布雷顿森林时代(1973年以后)
汇率与经济增长间的相互影响。
一、国际金本位制时代(1870-1914年)
金本位制是一种以黄金作为本位货币的货币制度。国际金本位制
是以各国普遍采用金本位制为基础的国际货币体系，始建于1870，
其内容主要包括：黄金可以自由地在国家间输出和输入，一国金币可
以和另一国金币或代表金币流通的其它金属及银行券自由兑换，金币
自由铸造。黄金自由输出和输入可以保证各国货币之间的比价相对稳
定，金币自由兑换可以保证黄金和代表金币流通的其它金属及银行券
间的比价稳定，金币自由铸造可以调节货币流通，从而保证各国物价
水平的相对稳定。由此可见，国际金本位制时代实际上就是一个固定
汇率制时代。
国际金本位制具有很多优点，其中最突出的优点是英国经济学家
布蓄顿森林体系实际上在1971年就终止了，因为该年8月，尼克松总统下令停止美元与黄金的兑换。1973
年．布置顿森林体系被正式放弃。所以有些文献将布雷顿森林体系的存在时期放在1945—1971年。
28
大卫·休谟指出的所谓“物价一铸币流动机制”：如果国际收支赤字
一黄金外流一货币供给下降一价格水平下降一出口增加，进口减少一
国际收支平衡；如果国际收支顺差一黄金内流一货币供给上升一价格
水平上升一出口减少，进口增加一国际收支平衡。通过该机制的自动
调节，一国可以实现内外经济均衡。但是，国际金本位制也存在许多
缺点，比如金本位大大限制了一国利用货币政策解决失业的能力，金
本位制给了那些主要黄金生产国通过黄金影响世界经济的巨大力量。
但是，国际金本位制最致命的缺陷在于世界黄金产量必须与世界经济
增长对货币的需求量相匹配，当各国经济增长时，除非能源源不断地
发现新的黄金，否则当世界黄金产量的增长远不能满足世界经济增长
和维持汇率稳定的需要时，特别是当世界黄金集中在极少数几个最发
达国家手中，导致黄金分布极其不均衡的时候，国际金本位制离崩溃
的日子就不远了。
果然，就在第一次世界大战爆发前的几年里，由于世界经济增长
很快，导致黄金产量不能满足快速增长的商品流通所需要的货币媒介
物；与此同时，经济增长相对较快的国家，如英国、美国、法国、德
国、俄国等五个国家，通过贸易顺差的持续积累，占有了整个世界黄
金存量的2／3，使别的国家缺乏维持金本位制所必须的黄金。为了解
决流通媒介不足，只有依靠大量发行银行券；这样一来，维持黄金与
银行券间的自由兑换以及黄金自由输出入变得越来越难。最终，随着
第一次世界大战的爆发，国际金本位制宣告结束，这也意味着圜与图
之间固定汇率的瓦解。
可以看出，国际金本位制从产生到灭亡的过程在一定程度上反映
了汇率与经济增长之间相互影响的关系。国际金本位制产生之初，
各国经济增长比较协调，彼此间的汇率通过黄金平价保持固定，随着
世界经济普遍增长，以及在此过程中出现的经济增长不平衡或集中于
少数国家，最终使得各国货币无法保持黄金平价，当然也就无法保持
各国货币之间的固定汇率。
二、两次世界大战之间这一特殊时段(1918—1939年)”
第一次世界大战以后，欧洲各国的现实情况是通货膨胀、政治动
乱和相对于美元的弱势货币。英国在1925年4月之前回到了战前的
黄金平价制，实行黄金平价汇率，将英镑价格恢复到1英镑兑换
4．86656美元，以此想重振英镑在国际货币体系中的强势地位。但是，
英镑的这一价格显然高估，背离了英国的经济基本面，其国际价格竞
争力大大减弱，导致严重的失业和贸易品生产的停滞。最终，英国于
1931年9月19日，不得不放弃金本位制，让英镑贬值到其市场均衡
值。其他欧洲国家，如法国、意大利、德国，都经历着高通货膨胀率，
其货币处于严重贬值态势。
美国由于没有受第一次世界大战的直接影响，经济实力逐渐超过
了欧洲诸多老牌强国，成为新的国际金融中心，美元也随之成为强势
货币，其汇率在这段时期里升值趋势，详见表3．1．1。
结合表3．1．1数据，根据1918-1939年期间世界经济发展背景，
可以分为两个阶段进一步分析：1918—1929年和1929—1939年，即以
始于1929年的那场席卷主要资本主义国家的经济金融大危机为分界
线。在1918—1929年的这一阶段，美国凭借其强大的经济实力在1919
年大战刚刚结束之际就回复到了完全的金本位。其后，美元汇率在大
部分时间里是坚挺的，对包括英镑在内的所有主要货币均有上浮，偶
尔因政府出于对国内经济的考虑及为帮助外国恢复金本位而降低利
率，才使得美元汇率有所下降(如1924年和1927年)。在1929—1939
年这一时段，美元汇率则依次经历了大危机初期对英镑、日元、法郎、
马克等货币的升值，在中前期对外币的普遍下跌，在中后期对法郎等
货币出现大幅度上浮，到30年代末期又发生对外币汇率的普遍上升。
美元在1929-1939年这一阶段总的特征是呈升值趋势，造成这种情况
的最根本原因在于美国相对于其他国家的经济实力不断上升。
”主要引用：干杏娣(1991)，P8—38
表3．1．1美元对英镑、法国法郎、德国马克、日元的汇率(1918—1939年)
年份英镑($／￡) 法国法雠($／FF) 德国马克($／DM) 日元($／￥)
1918 4．7644 0 1835 0 1567 0 5287
1919 4．4258 0．1368 0．0317 O．5118
1920 3．6643 0 0704 0．0175 0．5037
1921 3 849l O．0746 0．0120 O．4825
1922 4 427 0 0820 0．0023 0．4780
1923 4．574 0．0608 0．00002 O．4858
1924 4 417 0．0524 0．2380 0．4119
1925 4．829 0．0477 0．2380 0．4104
1926 4．858 0．0324 0．2380 0．4712
1927 4 861 0．0392 0．2376 0．4741
1928 4．866 0．0392 0．2387 0．4635
1929 4．857 0 03917 0．2380 0．4610
1930 4．862 O．0392 0．2385 O．4934
1931 4．859 0．039 0．238 0．49
1932 3．504 0．0393 0．238 0．2811
1933 4．218 0．05 0．308 0．2564
1934 5．041 0．0657 0．394 0．4228
1935 4．903 0．066 0．403 0．2871
1936 4．97l 0．061 0 403 0．290
’
1937 4．944 0．0405 0．如2 0．288
}1938 4．89 0．0288 0．4016 0．284
|1939 4．46 0．0251 O．4006 O．259
资料来源：转引目干杏姊‘经历增长与汇率变动：百年荑兀汇率史》，1991年版。
三、布雷顿森林时代(1944-1971年)．
第二次世界大战结束后，同盟国于1944年在美国新罕布什尔州
的布雷顿森林开会，确立了新的国际货币体系—布雷顿森林体系。该
体系的主要特征包括：①各国货币与美元挂钩，美元成为主要的储备
货币，美国政府承诺以每盎司35美元的官方价格以黄金兑换各国政
府作为官方储备而持有的美元。②可调整钉住汇率，它要求实行固定
汇率，并暂时性地用国际储备解决收支失衡问题。如果国家收支状况
出现了基础性失衡，处于这种情况的国家可把其固定汇率调整到被认
为是可持续的新的官定平价。在实行布雷顿森林体系的大部分时间
里，特别是50年代卅O年代中期，由于整个世界汇率非常稳定，因
此极大地促进了各国经济发展，失业率也保持在低水平。
但是，布雷顿森林体系天生就具有两大缺陷。第一个缺陷是所谓
的“特里芬两难”，即为了满足世界各国发展经济的需要，美元供应
必须不断增长，而美元供应的不断增长，又使美元同黄金的兑换性曰
益难以维持。可见，“特里芬两难”实际上指出了布雷顿森林体系的
内在不稳定性和危机发生的必然性，即随着流出美国的美元越来越
多，美元同黄金之间按固定价格进行兑换必将日益受到人们的怀疑，
最终必然会诱发人们对美元可兑换性的信心危机，从而带来整个布雷
顿森林体系崩溃。第二个缺陷是布雷顿森林体系的可调整固定汇率制
度可以给投机者提供绝好的进行“单向投机”的机会。具体实施过程
如下：经济增长一私人资金的国际流动量增加一大量资金袭击“有问
题”的货币一固定但又可调整的汇率制度使“有问题”的货币最终
可能贬值或升值。可见，布雷顿森林体系天生具有的两大缺陷在遇到
相应诱因时就会扩大，最终导致整个布雷顿森林体系的崩溃，那么诱
因究竟是什么?
最主要诱因在于二战后世界经济韵普遍增长和各国经济增长的
相对不平衡。随着欧洲和日本战后经济恢复，以及欧洲和日本公司相
对于美国公司的竞争力的增强，美国的国际收支状况转变为大规模的
收支赤字。这些赤字部分地是由于随着国际交易增长，其它国家货币
当局愿意拥有收支盈余以便增加国际储备。但是，当以德国为首的各
个国家要求以美元兑换黄金时，美国的黄金储备迅速下降，人们怀疑
美元的价值是否还像官方金价所代表的那样多。美国为了抑制黄金储
备的快速下降，于1968年3月17日召集了7国会议，宣布实行黄金
双重价格制，即在伦敦、苏黎世以及其他市场上，黄金的私人价格可
以受供求关系影响而自由浮动，用于签约7国之间交易的官方黄金价
格将仍为每盎司35美元。然而，美国的国际收支赤字仍在延续，仍
然必须通过更多地出售美国外汇储备而弥补。1971年8月，．尼克松
总统下令停止了美元对黄金的可兑换性，还卜令对美国所有进口商品
征收10％的进口附加关税，直到其它国家同意使本国货币对美元升值。
1973年3月，绝大多数货币汇率转向对美元浮动，这意味着布雷顿
森林体系的正式终结。
纵观布雷顿森林体系从产生、发展到灭亡的整个过程，正是汇率
与经济增长相互影响的过程。为了稳定地促进经济增长，国际货币体
系选择了可调整的固定汇率制一布霄顿森林体系，该体系在50年代
川O年代中期，也确实极大地促进了世界各国经济发展。但是随着
世界经济的普遍增长和各国经济增长的相对不平衡，特别是随着欧洲
和日本经济的快速增长，激发了布雷顿森林体系的固有缺陷，最终使
固定汇率制向浮动汇率制过渡。
四、后布雷顿森林时代(1973-2004年)
自20世纪70年代初以来，越来越多的国家实行了浮动的或相对
浮动的汇率制度，但各国政府当局往往试图通过干预或对浮动汇率管
理而影响汇率。鉴于在1973—2004年这一后布雷顿森林体系时期，世
界主要发达国家之间汇率基本上处于浮动，所以最能体现出汇率与经
济增长之间的相互作用。首先给出日本、德国、美国在此期间的～些
数据表格及其变动趋势图。
表3．I．2 日本1971-2000年汇率与人均产值增长率
时间197l 1972 1973 1974 1978 1976 1977 1978 1979 1980
汇率349．3 303．2 27l_7 292．1 296．8 296．6 268．5 210．4 219．i 226．7
增长率3 28 7．1 5．7 -2．95 I．12 2．88 3．35 4．41 4．57 2．20
时间1981 1982 t983 1984 1988 1986 1987 1988 1989 1990
汇率220．5 249．1 237．5 237．5 238．5 168．5 144．6 128．1 137．g 144 8
增长率2．17 2．22 1．3 3．31 3．94 2 35 4．12 6．4 5．0l 5．17
时间1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
汇率134．7 126．7 111．2 102．2 94．1 108．8 120．9 130 9 113．9 107．8
增长率2．82 0．32 —0，06 0．58 i．02 3．34 1．59 —1．51 0 38 2．18
资料来源：http：／／pWt．econ．upenn．edu。
400
350
300
250
踅200
150
100
50
0
图3．1．1同元汇率与人均产值增长率变动趋势
= 譬譬譬昌晶磊磊譬赛苫誉誉譬害
2 2 2 2 宝曼2 2 2 2 宝曼2 宝曼!⋯—⋯—⋯汇一率+人均产’值一增一长一率一1
资料来源：表3．1_2。
表3．1．3 德国1971—2000年汇率与人均产值增睦率
8
6
．2
．4
社
业
鍪
粤
k露
_<
时间1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980
汇率3．49 3．19 2．67 2．59 2．46 2．52 2．32 2 00 【．83 I 82
增长率1．92 3．69 4．43 —0 56 一1．52 6 36 2．96 3．04 4 55 0 49
时间1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990
汇率2 26 2．43 2．55 2．84 2．94 2．17 l 79 t．75 1．88 1．6l
增长率0．04 —0 S7 2．60 3．45 2．52 2．55 l 60 3．27 3．03 2 40
时间1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
I 汇率I 66 1．56 1．65 1．62 1．43 1．50 1 73 l-76 1．84 2．12
f增琵率4．23 i．43 一l 87 2．14 l 45 0．蛇l 23 2．04 l 80 2 92
资料来源：http：／／pwt．econ．upenn edu。
4 00
3．50
3．00
2 50
跫2．00
群
1．50
1 00
O 50
0．00
图3 1 2马克汇率与德蹦人均产值增长率趋势
虽量誊奎景蚕蓉萎童謇蚕景誊参量
——汇率+人均广值增长率
资料米源：袭3．1 3。
褂业
磐
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■
‘I
墨<
7
6
5
4
3
2，O
0之o
从表3．1．2和图3．1．1可以清晰地看到，日元汇率在1971年
-2000年之间呈现出长期升值趋势。日本的经济增长率在70年代和
80年代平均而言要比90年代快得多。
我们从表3．1．3以及图3．1．2，可以清晰地看出德国在1971年
-2000年之间的汇率变动情况和经济增长变化情况。与目本同期的汇
率和经济增长变动情况相比，尽管德国马克的汇率变动趋势也呈现长
期贬值趋势，但是其贬值幅度没有日元的长期贬值幅度那么大。另外，
德国在70年代和80年代的平均经济增长率小于日本同期数据。
表3．1．4 美国1971—2000年人均产值增长率
时间197l 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980
人均产值增长率2，9 5．1l 5．57 一O．7 -2．7 5．67 4．91 5．01 2．53 -0．9
时间1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990
人均产值增长率1．55 —4．2 3．30 7．42 2．46 2．32 2．73 3．13 2．62 O．68
时间1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
人均产值增长率一2．1 2．28 1．76 3．42 1．9 2．76 3．41 2．98 3．34 3．63
资料来源：http：／／pWt．econ．upenn．edu。
图3 1 3美田人均产值增长率趋势
文．八人．瓜太．∥_r
雪§N量热Ⅵ§星莹￥§i§塞
!=苎△塑主堕擅篓塞f
资料来源：表3．1．4。
从以上三个国家的相关数据可以发现，日本从20世纪70年代初
到90年代初，其经济增长率和劳动生产率¨都超过美国，对美出口快
速增长，持续保持贸易顺差。在这段时期，除了70年代石油冲击造
成日元兑美元汇率在1973-1975年贬值，以及80年代由于美国实行
高利率和高汇率政策，使资金从储蓄过剩、低利率的日本流向储蓄不
¨劳动生产率数据可以存http：／／'pw'L econ．upenn eflu矗到，本文没有具体始H{．
35
0
8
6
4
2
0
2
4
6
足、高利率的美国，导致国际市场上对美元需求增加而对日元需求减
少，从而引起80年代初美元汇率升值的情况以外，曰元从1971年的
349．3日元兑l美元持续升值，1995年达到94．1日元兑l美元的顶
点。90年代中期以后，由于泡沫经济破灭和亚洲金融危机，日元在
90年代后期一度贬值。随后，由于日本和美国的经济实力对比逐渐
平衡，日元兑美元汇率也趋于稳定。
德国在70年代期间，经济增长率高于美国，特别是1974—1979
年之间，相应地马克兑美元汇率保持升值态势，从2．59马克兑1美
元升值到1．83马克兑1美元。而在德国相对美国经济低迷的
1980—1985年，马克兑美元汇率呈现贬值态势，从1．82马克兑1美
元贬值到2．94马克兑l美元，这期间的贬值显然促进了德国的经济
增长，使80年代中期到90年代中期德国经济实力大增，而马克兑美
元汇率也因此持续呈升值态势，从1985年的2．94马克兑l美元升值
到1995年的1．43马克兑1美元。进入90年代中后期以来，由于东
西德合并和欧盟自身运作中出现的一些问题，使德国经济受到一定的
负面影响，马克兑美元汇率呈现贬值态势，从1995年的1．43马克兑
l美元跌到2000年的2．92马克兑l美元。”
在20世纪的最后十年，美国经历了战后持续期最长的经济增长
时期，实际国内生产总值连创新高，通货膨胀水平与GDP增长率呈逆
向变动，消费物价上涨幅度随GDP增长率的上升而逐渐收窄。高增长
与低通胀对美元汇率产生了实质性的支持作用，新经济的蓬勃发展使
强势美元成为保持低通胀以及对国际资本吸引力并进而推动美国国
内经济增长的重要工具。进入2l世纪以后，美国经济出现增长停滞，
强势美元开始遭受美国经济减速、利率差逆转、资本流向调整、财政
赤字庞大以及外贸逆差居高不下等因素的挑战，这些因素导致了美元
从2002年开始持续贬值，美国政府想通过美元贬值来促进出口增长，
以减少贸易逆差。
35主要弓I用：薛敬学，张晓东(2004)．P24—31。
第二节从发展中国家汇率变化的视角
我们先通过具体数据对泰国、马来西亚、韩国、新加坡等四个比
较典型的发展中国家汇率与经济增长之间的关系进行描述。然后对人
民币汇率与经济增长之间的关系给予叙述。
表3．2．1 泰国1971-2000年汇率与人均产值增长率
} 时间197l 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980
汇率20．80 20．80 20．62 20．37 20．38 20．40 20．40 20．34 20．42 20．48
增长率l 44 0．57 7 8l 0 88 2．66 6 66 7．79 8．19 3．1Z 2．55
时间1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990
汇率21．82 23．00 23．00 23．64 27．16 26．30 25．72 25．29 25 70 25 58
增长率4．63 2．52 4．0l 4．35 2．86 2．99 7．18 11．26 9．52 9．90
时间1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 19％ 1999 2000
汇率25．52 25．40 25．32 25．15 24．92 25．34 31．36 41．36 37．81 40．11
增长率6 89 6．02 6．48 7．8l 7．60 4．85 一o．92 —10．74 3 83 5 P7
资料来源：http：／／pwt．ecorl．upenn．edu。
50．00
40．00
瓣30-00
裂20．00
10．00
0．00
图3．21 泰国汇率与人均产值增长率趋势
虽誉誉警景蚕晷晷容器善娶誉誉誊
慝i西=i面再面磊司
资料来源：表3．2．1。
表3．2．2 马来西亚1971-2000年汇率与人均产值增长率
15
10碍
s 娄
0趔
．s垫
-10<
．15
时间197l i972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980
汇率3 05 2．82 2．44 2 41 2．39 2．54 2．46 2．32 2．19 2 18
增长率3．20 6．37 8．勰6 25 —1．40 8．30 6．59 4．59 6．72 6．40
时间198L 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990
汇率2．30 2 33 2 32 2．34 2 48 2 58 2．52 2．62 2．7l 2．70
增眭率4．32 3 23 3 19 4 02 —3 35 —2．61 2．02 6 15 6 41 6 70
I 时间1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
l 汇率2．75 2．55 2．57 2．62 2 50 2．52 2．81 3．92 3．80 3 80
I 增长率6 08 4 36 5．30 6 4l 7 55 5 30 3 55 -o．62 —0 ll 5 28
资料来源：http：／／pwt．econ．upenn．edu。
37
4 50
4．00
3 50
3．00
褂2．50
裂2 00
1 50
1 00
0．50
O．OO
图3．2 2 75来西亚汇率与人均产值增长牢趋势
豪誉景景景爱晷蓉蘩萤系鏊警奎誊
资料来源：表3．2．2。
表3．2．3 韩国1971-2000年汇率与人均产值增长率
时间1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980
汇率347．2 392．9 398 3 404．5 484 0 484．0 484．0 484 0 484 0 607．4
增长率3．20 6．37 8．28 6．25 一i．40 8．30 5．59 4 59 6．72 6．40
时间198I 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990
汇率681．O 731．1 775．8 805 9 870 0 881．5 822．6 73I．5 671．5 707．8
增长率4．32 3，23 3．19 4．02 —3．35 —2．6l 2．02 6．15 6．41 6．70
时闻1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
汇率733．4 780．7 802．7 803．4 771．3 804．5 951．3 1401．4 1188．8 1130．9
增长率6 08 4．36 5．30 6．4i 7．55 5 30 3．55 -0．62 一O．1l 5 28
资料来源：http：／／pwt．econ．upenn．edu。
1600
1400
1200
1000
篓800
600
400
200
O
图3．2．3韩圈汇率与人均产值增长率趋势
蓉誉誉吝景晷晷誊容量量蓑景警誊
资料来源：表3．2．3。
38
10
擗
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．}L
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-<
-10
．15
褂业I；；f蜊扎霹<
¨8
6
4
2
0之4
表3．2．4 新加坡1971-2000年汇率与人均产值增长率
时间197l 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980
汇率3．05 2．8L 2．46 2 44 2 37 2．47 2．44 2．27 2 17 2．14
增长率10．47 il‘59 10 8l S．20 3．89 5 77 5．10 8 24 9 99 9．93
时间198i 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990
汇率2 ll 2．14 2 ll 2 14 2．20 2 18 2．10 2．0i l_95 I 8l
增长率4．14 3．17 7 22 6．66 —3．97 l_51 7 84 8．28 5．44 6 07
时间199I 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
汇率l 73 1．63 1．62 l 53 1．42 1．4l i 48 1 67 1 69 l 72
增长率l 81 3 15 10 25 2 35 6 55 lO．14 8 90 一3 22 l 85 10 36
资料来源：http：／／pwt．econ．upenn．edu。
图3．2．4新加坡汇率与人均产值增长率
3．50
3 00
2．50
褂2 00
骐1．50
1．00
O．50
0．00
|二=堑堡二!叁塑主堕塑兰奎l
资料来源：表3．2．4。
从以上四个典型的经济长期持续增长的发展中国家汇率与经济
增长率数据来看，除了新加坡汇率呈现明显的长期升值趋势外，其他
三个国家汇率都呈现长期贬值趋势，韩国和泰国的贬值趋势尤其明显
但是，我们发现不管是新加坡还是韩国、泰国、马来西亚，这些新兴
市场经济国家的货币在经济增长高峰时都出现本币升值的压力，而在
经济增长出现衰退时往往又出现本币贬值的压力。总之，显示出汇率
与经济增长之间相互影响的事实。
下面看看中国的情况。自1978年中国实行改革开放政策以来，
鉴于其转轨经济特征，由制度变革激发的对外贸易、外商直接投资和
经济增长可能会在一定程度上掩盖或混淆人民币汇率与经济增长之
间的相关性或因果性，使汇率和经济增长之间的相互影响表现得不很
半辫趔钆嚣、，
似他圹8
6
4
2
O之4占
明显．但是，从表3．2．5的数据仍然可以发现一些人民币汇率和经济
增长之间相互作用的客观事实。
表3．2．5中国汇率、贸易差额、经济增跃率(1980—2002)
年代人民币汇率(￥／$) 贸易差额(亿美元) 出口增长率(％) 经济增畦率(％)
～12 8 33．8 7．8
i980 l_4984
一O．1 20．4 5 2
198l 1．705
30．3 1 4 9 3
1982 1．8925
8 4 -0 4 11．1
1983 1．9757
-12．7 17 6 15 3
1984 2．327
2．9367 一149 4．6 13 2
1985
3．4528 一L19 6 13．1 8．5
1986
3．7221 —37．8 27．5 lL 5
1987
3．7221 —77．5 20．5 1l，3
1988
3．7651 -66 10 6 4．2
1989
4．7832 87．4 18，2 4．2
1990
5．3222 81．2 15 8 9．1
1991
5．5146 43．5 18．1 14 1
1992
5．762 -122．2 8．0 13，l
1993
_
8．619 53．90 31．9 12．6
1994
8．351 167．00 23．O 9．O 1995
8．314 122．30 1．5 9．8
1996
8．290 403．40 ‘ 21．0 8．6
1997
8．279 435 90 O．5 7．8
1998 ●
8．278 291．32 6．1 7．2
1999
8．279 241．10 27．8 8．4
2000
8．277 225 50 6．8 7 2
200l
8 277 304．00 11．4 8，5
2002
资料来源：历年《中国统计年鉴》。
可以发现在1989年以前，尽管人民币汇率一直呈贬值趋势，出
口增长率和经济增长率也都较快，但是1980年-1989年这十年间，
除了1982年和1983年以外，中国对外贸易呈现为贸易逆差状态。～
方面原因在于人民币汇率存在高估，导致进口盈利而出口亏损，从而
使得出口小于进口；另一方面原因在于中国自身在外贸体制等方面改
革不到位，人为地约束了企业出口创汇的积极性，比如将进出口权仅
仅给予国有外贸企业和少数大型国营企业，严重束缚了广大企业出口
创汇的积极性；还有一方面原因则是由于中国长期的短缺经济导致各
种投资和消费快速膨胀，而国内根本无法满足其庞大需求，所以导致
进口激增。1990-1992年不但出口保持两位数增长，而且呈现贸易顺
差，这与汇率的较大贬值有一定联系，1990年的人民币汇率相对于
1989年贬值幅度高达21％，1991年的人民币汇率相对予1989年贬值
幅度高达30％，1992年的人民币汇率相对于1989年贬值幅度高达37％。
但是，同期进行或落实的一些外贸体制改革措施也起到了一定的竹
用，比如政企分开、扩大外贸企业经营自主权、实施进出口业务代理
制、实施外贸自负盈亏制、放松经营限制、实行工贸结合等。1993
年是一个特别的年份，人民币汇率较1992年继续略有贬值，但出现
了中国在整个20世纪90年代唯一的贸易逆差，结合该年出口增长率
仅为8％，我们认为这可能是由于1992-1993年我国经济过热，进口
猛增造成的。当然，1993年的巨额贸易逆差也与中国当时为了积极
争取加入关贸总协定，史无前例地派出进口购物团到美国、欧洲、日
本等国家，使当年的进口额高达863亿美元，比1992年增长34％还
多，相当于1985年中国进口额的2．26倍”。1994年被称为改革年，
因为在这一年出台了～系列重大的经济体制改革政策，其中包括人民
币汇率并轨，一次性将汇率从1993年的l美元兑5．762元人民币贬
值到1994年的l美元兑8．619元人民币，贬值幅度高达33％。可以
看到，这次汇率大幅度贬值使该年出口增长率高达3l_9％，同时一举
实现贸易顺差，经济增长率也达到12％，总之极大地刺激了中国的经
济。特别值得注意的是，1994年以后，中国一直保持170-435亿美
元的贸易顺差，经济继续保持高速增长，人民币汇率一直呈小幅升值
态势。与此同时，进入中国的外商直接投资年年增长，从1983的6．36
“主要弓l用：许少强，朱真丽(2002)．P103．
亿美元增长到2003年的535．05亿美元，在短短的20年里增长了近
83倍，⋯举成为仅次于美国的全球吸引外商投资最多的国家。贸易
顺差和资本顺差直接导致中国外汇储备高速增长，到2004年底，中
国的外汇储备达到6099亿美元”。巨额的外汇储备一方面显示了中国
日益增强的综合经济实力，另一方面也表明中国外汇市场上存在外汇
供给明显大于外汇需求的“非均衡”状态。贸易和资本的双顺差不可
避免地给人民币汇率带来一定的“升值压力”。许多国内外人士认
为，中国经济在经过20多年的长期高速增长之后，劳动生产率提高
了许多，产品的国际竞争力也大大增强，综合经济实力得到了较大提
升。因此，他们认为2002年以来人民币汇率所面临的强大升值压力
得到了基本经济因素支持，具有合理性，并非仅由政治或投机因素造
成的。人民币升值真的具备较多的合理性吗?通过分析近几年来中国
的国际收支表，我们发现增加的外汇储备绝大部分来自资本项(其中
包括国际投机基金豪赌人民币升值通过各种途径流入中国的资金，以
及同样想豪赌人民币升值的各种外流资金的回流)，真正来自贸易顺
差的外汇储备只占约1／6左右。特别需要指出的是，在取得的贸易顺
差中几乎9096以上来自加工贸易，而加工贸易绝大多数又是来自外资
企业，真正代表中国本土企业竞争力的一般贸易却几乎没有顺差，很
多年份甚至呈逆差。所以人民币汇率面临的巨大升值压力中有相当的
不合理成份。2004年底以来，随着中国政府坚定地维持人民币汇率
的稳定，进入中国豪赌人民币升值的国内外投机资金逐渐撤离，人民
币汇率面临的升值压力得到一定程度缓解。本论文在第7章对该问题
进行了更详细的分析。
‘参见：《金融时报》2005．1 14。
第四章汇率影响经济增长的机制分析
随着世界经济全球化程度的日益深化，一国的经济增长往往受到
世界其他国家或地区经济发展的巨大影响，作为联系国与国之间关键
性纽带的汇率在此过程中发挥了极其重要的作用。汇率～方面作为进
出口商品价格和外商投资成本的决定因素直接影响构成国内生产总
值的净出口项和投资项，另一方面通过国际贸易和外商投资的“扩散
效应”或“溢出效应”对资本、劳动、技术等直接影响经济增长的要
素产生作用，从而最终影响经济增长。本章首先分别对汇率影响出口
贸易、出口贸易影响经济增长、汇率影响外商直接投资、外商直接投
资影响经济增长等四个方面进行理论和实证分析。为了囊括汇率通过
其它途径影响经济增长以及定量给出汇率影响经济增长的总量关系，
我们不但构建了一般的汇率影响产出的比较静态数理模型，还根据中
国实际经济情况构建了人民币汇率直接与总产出联系的结构性宏观
理论模型，并实证检验了人民币汇率影响产出的总量关系。
第一节汇率影响出口贸易的理论与实证分析
一、改革并放以来人民币汇率和中国出口贸易关系回顾
汇率对一国贸易收支具有巨大影响，这一点无论从理论还是从实
际看，都为国内夕}所证明。人民币汇率对中国的出口贸易同样具有重
要影响，只不过随着中国不断进行的制度变迁，这种影响力也在随之
变化。下面给出1980年-2003年人民币实际汇率(RER)与出口额的数
据和相应趋势图。
从表4．1．1和图4．1．1，可以发现自1980年以来，人民币实际
汇率一直呈贬值趋势，与之相伴随的是出口额呈明显上升趋势。鉴于
影响一国出口额的因素往往很多而且互相交织，特别是对于中国这样
一个转轨国家，不断变迁的制度因素更是促使出口额一直保持较快增
长的关键原因。因此，如何过滤出人民币实际汇率对出口贸易的真实
影响，从而得到人民币实际汇率与出口贸易间真正的因果联系成为本
节的中心任务。
袭4．1 1人lt币实际汇率与中国山口额(山口额：亿美元)
【时间1980 1081 1982 1983 1984 1985 L986 1987
} RER l 82 2．23 2 58 2．73 3．26 3．92 4．43 4 62
l出u额181．2 220 l 223 2 222．3 26l 4 273 5 309 4 394，l
t#ruq 1988 1989 1990 199l 1992 1993 1994 1095
RER 4 05 3．65 4 78 5．39 5．46 5．19 6．54 5．68
￡Ij口额475．2 525 4 620．9 719．1 849 4 917 4 1210 l 1487．8
【时问1996 1997 1998 1999 2000 200i 2002 2003
I RER 5 49 5．56 5 96 6．07 6．19 6．34 6．49 6．67
l出口额i510．7 [827 1837 6 1949 2492 2661 3256 1383 7
资料来源：根据历年《中国统计年鉴》和《国际金融统计》计算得到。
酗4 1 1 人民币实际汇率与山口趋势
8
6
l 4
2
O
5000
4000
3000曩
20000
1000
0
资料米源：表4．1．i。
从表4．1．1可以看出，中国的出口额在1993年以前增长幅度较
为平稳，1992年出口额为849．4亿美元，1993年为917．4，增加了
69亿美元。1993年以后增长幅度陡然增加，1994年出口额为1210．1
亿美元，比1993年增加了292．7亿美元。因此，我们将人民币实际
汇率对中国出口的影响以1993年为分界点，即以1980—1993年为～
个阶段，而1994—2003年为另一个阶段，然后分别探讨这两个阶段的
特点，以及背后原因。”
㈠第一阶段：1980年-1993年
这个阶段中国经济体制由传统计划经济向有计划商品经济转变，
”土璺引用：曼念鲁．陈聿=J犬(2002)．P22卜227
对外贸易经营权逐步下放，走向分散经营，成立各种类型的进出口公
司，授予生产企业以进出口权，进出口商品国内价格逐步放开，与国
际价格挂钩。同时，外贸财务制度进行改革，逐步取消财政补贴，1988
年开始推行承包经营责任制，各地方政府和外贸公司向国家承包出口
收汇、上缴外汇、出口盈利等三项指标，对轻工、工艺、服装三个外
贸行业进行自负盈亏的改革．1991年全面取消财政补贴，实行自负盈
亏机制。改革开放后，我国积极利用外资，鼓励外商投资，要求外商
投资企业产品外销，自行平衡外汇，自负盈亏．进出口自负盈亏要求
人民币汇率的水平符合实际，起到经济杠杆作用，高估的汇率不适应
这个要求。为了解决人民币高估和改革开放中物价上涨对外贸的压
力，从1981年起人民币汇率制度逐步进行改革。1981年起实行贸易
汇率(贸易外汇内部结算价)和非贸易汇率(对外公布汇率)双重汇聋
确定贸易汇率为l美元合2．8元人民币，人民币贬值45％．1981—1984
年贸易汇率未作调整，非贸易汇率逐步调整，向贸易汇率靠拢。1985
年i月i日取消贸易汇率，改为l美元合2．8元的单一汇率．同时，
在汇率制度改革中利用外汇留成和建立发展外汇调剂市场，引进了市
场机制。20世纪80年代初实行外汇留成后，就开办了外汇调剂业务，
#J-，E调剂的汇率为贸易汇率加10％甚P 3．08合l美元，以后随着守声
汇率的调整和加价幅度的扩大，1986年7月5日到1988年初，调剂
汇率为4．72元合i美元和5．7元合l美元．由于留成比例小，调剂汇
率受到限制，交易额较小，调剂汇率的作用很小。1988年中国掺彳亍
外贸承包经营责任制，1991年取消对外贸的财政补贴，同时扩大留
成比例，发展外汇调剂市场，放开外汇调剂汇率，外汇交易额逐年上
升，调剂汇率的作用随之提高，形成官方汇率和市场汇率并存的汇率
制度。
总的来看，这时期人民币汇率(1981年-1984年的汇率应以贸易
汇率2．8元合l美元为标准，1988-1993年应以官方汇率和外汇调剂
市场汇率的加权平均汇率为标准)的改革趋势是不断朝着有计划商品
经济方向发展，适应外贸体制改革，对促进对外贸易的发展是有作用
的。尽管由于受进出口商品弹性规律、经济体制、经济环境、宏观政
策的制约，人民币汇率的作用和影响有限。当然，随着外贸体制改革
和自负盈亏机制的深入，汇率对贸易的影响日益加大。
从图4．1，1可以看出，1993年以前中国实际汇率贬值的幅度远
大于出口增加的幅度，制约人民币汇率贬值效应的因素主要表现在以
下几个方面。
第一，中国出口商品需求弹性低，出口商品主要是初级产品和低
附加值产品，价格弹性和收入弹性较低。
第二，在传统的计划经济体制下，计划是调节贸易收支的工具。
1979年以后，虽然外贸体制由单一的指令性逐步走向指令性与指导
性并存，但1994年以前仍以指令性计划为主，出口是一个硬指标，
汇率机制对外贸企业微观经济的调节没有多大作用。
第三，周期性的通货膨胀，1984—1985年，1987—1988年，1993
年都出现较大的通货膨胀，每次通货膨胀都源于国内需求过度扩张。
物价上涨促使出口换汇成本不断增加，1985-1989年和1992-1993年
的出口换汇成本都高于汇率，迫使人民币贬值而又担心贬值会加剧国
内物价上涨，进口成本上升，影响国内生产和人民生活。因此，人民
币汇率的调整总是跟着出口换汇成本走，基本上追认已经成为事实的
高出口换汇成本，贬值只有短暂作用。通货膨胀与汇率贬值轮番出现。
第四，贸易补贴政策。1981年中国实行贸易外汇内部结算价，
人民币贬值45％，出口改变了以往的亏损局面，出现了盈利．但进口
由于国家规定调拨价的限制出现亏损，进口成本增加，中国对进口的
必需品实行补贴。1983年出口由于换汇成本上升，‘出现亏损，中国
又对出口按换汇成本进行补贴。此后，在1991年取消外贸补贴机制
以前，对进出口双方都实行补贴。在补贴制度下，补贴多少对进出口
起主导作用，汇率对进出口的调节是其次的。
(二)第二阶段：1994年一2003年
这一阶段中国确立了社会主义市场经济目标，经济体制改革迈出
了重大一步。1994年金融、财税、外贸、物价改革出台了相互协调
的重要措施。在外汇体制方面，实现了汇率并轨，建立了统一的外汇
市场，实行以市场为基础的有管理的浮动汇率制度，取消了外贸收支
指令性计划和留成外汇制度，对外资企业实行银行结售汇制度，取消
对其经常项目用汇的限制。同时放宽了居民个人用汇，取消了一些非
贸易和非经营性用汇的限制，从而实现了人民币经常项目的可兑换。
另外，从1993年下半年以来，中国加强了宏观调控，实施适度从紧
的货币政策和财政政策，严格控制固定资产投资的增长，控制社会需
求，扶持农业生产，增加有效供给，促进经济总量平衡，可供出口商
品增加，生产企业扩大出口的动力得到强化，进口需求得到抑制。
总之，在新的经济体制、经济环境、宏观政策下，市场机制作用
得到了发挥。此外，这段时期里中国进出口商品结构也发生了较大的
变化，需求价格弹性小的初级产品出口在全部出口产品中的比重从
1993年的18％下降到2003年的8％，而需求价格弹性大的工业产品出
口在全部出口产品中的比重从1993年的82％上升到2003年的92％。
汇率和出口退税对出口起到的作用越来越大。1994年汇率并轨，人
民币汇率为1美元兑8．72元人民币，贬值33。3％，高出1993年全国
平均出口换汇成本l美元合7．3元的19．2％。这种汇率政策有利于出
口的增长，1994年出口1210亿美元，比上年增长21．9％，进口1157
亿美元，增长11．2％．1995年出口1487．7亿美元，比上年增长22．9％，
进口1320．8亿美元，增长14．2％。1992年外贸逆差122亿美元，1994
年转为顺差53亿美元，1995年顺差166．9亿美元。由于1994年和
1995年国内物价连续二位数上涨，以及出口退税率降低和退税款拖欠的
影响，1996年出口1510．48亿美元，仅比上年增长1．5％。”
‘ 由图4．1．1可见，1993年以后，尽管实际汇率贬值幅度并没有
比1993年以前增加，而且波动较大，但是中国出口却以更大的幅度
持续增长。由此推之1993年以后出口大幅度增长的原因除了与实际
汇率贬值趋势有关外，更重要的原因可能是中国1993年以后有利于
出口的巨大制度变迁。
二、人民币汇率影响中国出口贸易文献述评
谢建国等(2002)运用协整分析和冲击分解技术，采用1978-2000
¨根据2004年《中国统计年鉴》直接或计算得到。
年的年度数据，对中国贸易收支与人民币实际汇率之间的关系进行经
验研究，最后得出的结论是人民币汇率对中国贸易收支的改善并没有
明显影响，中国贸易收支短期主要取决于国内需求状况，而长期则取
决于国内供给状况。因此，该文认为短期控制国内需求，长期增加国
内供给是改善中国贸易收支状况最根本的手段。魏巍贤(2000)根据理
性微观经济主体的效用函数最大化原理建立出口增长模型，并运用误
差纠正模型进行实证分析，该分析使用1985年第一季度至1996年第
四季度经过季节调整的季度数据。结果表明中国出口品在国际市场上
定价过低已严重制约了中国出口的持续增长，实际有效汇率与出口间
存在协整关系，外部冲击对中国出口增长有显著影响。陈平等(2002)
应用贸易分析中的引力模型，以1991年和1995年两年的相关横截面
数据为样本，对中国与主要出口国家和地区的双边数据进行回归分
析。该文得到的结论支持汇率波动不利于出口的理论。该文还给出了
对应的三个解释：首先，在样本国家中，相当一部分国家没有成熟的
远期外汇市场。即使有远期外汇市场的发达国家，进口商在使用远期
外汇和约时也要考虑成本、税收、通胀等多种因素，因此仍然承受一
定的汇率风险。其次，在中国的出口中，外资企业的出口占相当大比
重，而外商投资可能受汇率波动的影响更大，从而间接对出口产生影
响。第三，在中国的出口产品结构中，仍以低附加值和劳动密集型产
品为主，面临很多国家同类产品的激烈竞争，缺乏核心竞争力，出口
需求的汇率风险弹性很大。岳昌君(2003)运用90年代的相关数据，
从统计和计量方面来度量实际汇率对中国双边出口的影响，在分析中
既考虑了中国与中国产品进口国之间的双边实际汇率，又考虑了中国
出口竞争国与中国产品进口国之间的双边实际汇率。将替代产品的价
格因素引入传统的出口方程是该文最主要贡献，利用这一新的出口方
程进行实证分析得到出口的价格交叉弹性。该文最后得出几个结论：
第一，国外市场需求是中国出口函数的一个重要解释变量；第二，中
国出口的快速增长确实与中国的供给能力密切相关；第三，实际汇率
已经显著地影响中国与其贸易伙伴国之间的双边贸易，标志着中国贸
易政策的改变和市场化程度的提高；第四，中国出口竞争国与中国产
品进口国之间的双边实际汇率显著地影响中国的双边贸易出口，中国
出口竞争国的实际货币贬值无疑会对中国的出口带来消极的影响。
以上这些文献从不同的角度对人民币实际汇率与出口贸易之间
关系的理解做出了贡献。我们将把静态分析与动态分析、短期分析与
长期分析、相关性分析与因果性分析结合起来。特别强调的是，为了
尽可能得出人民币实际汇率对中国出口增长的真实影响，我们将把制
度变迁对出口的影响考虑进去，通过采用一些计量经济分析技术，对
制度变迁产生的影响进行定量分析。
三、汇率影响出口贸易的理论分析
关于一国汇率与出口之间关系的理论分析一般沿着三个方向展
开：一是从宏观角度，二是从微观角度，三是弹性角度。我‘11从中圈
的特殊国情出发，丰}充了第四个分析角度，即制度变迁。
(1)宏观理论模型40
考虑一个标准的凯思斯比较静态出口贸易模型。首先假设(即假
设1)有两个国家：本国和外国。显然本国的出口就是外国的进口，
或者说本国之出口供给就是外国之进口需求。
假设2：s。=s。(只，E)。
假设2表示本国出1：3供给，其中只表示本国出口产品的本币价
格，E表示本国总产出。瓠。／皿>O，代表随着本国出1：3产品的本币
价格上升，本国出口供给将会增加。船：／ag>O，代表随着本国总产
出的上升，本国出口供给也将增加。
假设3：令D。=D。(只，圪)。该假设表示外国对本国出口品的需
求，其中E表示名义汇率，R=(I／E)X只表示以外币表示的出口产
品之价格，‘表示外国的总收入。aD；／a0<0，表示随着以外币表示
的出口产品之价格上升，外国对本国出口品的需求会下降。aD，／aL>
0，表示随着外国总收入增加，外国对本国出口品的需求会上升。
假设4：本国最终出口量取决于本国出口供给与外国对本国出口
品需求的均衡，即s。(只，‘)=D。(只，K，)。
∞主要引用：谢建翻，阵涮离(2002)，P28
假设5：本国与外国之间的实际汇率RER=E～／A，其中肌表
示外国消费价格指数，A表示本国消费价格指数。
根据假设l到假设5，我们可以推知本国出口函数实际上可以表
示为：
D=D(E，】：，，RER)
即本国出口主要取决于实际汇率、国内总产出、外国总收入。以
往许多模型通常没有考虑到本国总产出对本国出口的影响，只考虑实
际汇率和外国总收入的影响。
(2) 微观理论模型“
假设世界上只由两个国家，即本国与外国组成，每个国家的产品
都有大量的可贸易品。每个国家代表性家庭都要追求跨期效用最大
化，在此过程中，又都要受收入预算的制约。首先给出本国代表性家
庭效用函数的表达式：
巴
U2 I“(c，C‘)exp(-Ot)dt。
i
表达式中u，表示本国代表性家庭在时亥fJt=o时的跨期效用函数，
它是瞬时效用函数u(C，C’)的贴现值。C和C+分别表示本国代表性家
庭对本国商品和外国商品的消费量。
假设本国代表性家庭要在收入预算约束下最大化时亥U t=O时的跨
期效用函数，即：
max(U，=l(c，C+)exp(-赍)dt)，Y=WL=PC+E P’C‘
5 ‘
Y=WL=PC+E．P‘C’为其预算约束条件，其中y表示本国居民的总
收入，祝表示其工资收入，这里隐含假设本国居民的全部收入来源
于劳动力。Pc表示本国家庭用于本国商品上的花费，E P‘C’表示本
国家庭用于外国商品上的花费，其中E表示本国与外国间的名义汇
率。
同样可以给出外国代表性消费者在收入预算约束下最大化时刻
，=O时的跨期效用函数，即：
主要弓l用：魏巍贤(2000)．P26。
50
max(U∥2Ff∥(c，．c，‘)exp(-Ot)dt)， 】j，，=％Lw=ewc∥+E。，R’C。+
O
】j，=％，L，=昂o+E，Pw’C，+是其预算约束条件，“W”下标表
示相应的外国变量，而E，=i／E。
通过运用最优化数学方法，最终可以得到本国出口函数的几个决
定变量，即D=D(】≥，毛，乓，乓’)，也就是D=D(】0，RER)，
其中RER表示实际汇率。
(3)出口需求价格弹性理论
从凯恩斯宏观经济需求和供给均衡角度以及从微观经济主体即
代表性家庭追求跨期效用最大化视角分析汇率对出口贸易的影响都
存在一个问题，那就是只考虑到汇率对出口数量的影响，忽略了汇率
变动引起的价格变化对出口额的影响。出口需求价格弹性理论正始弥
补了这一缺陷，该理论强调指出汇率贬值最终能否有利于出口额的增
长，关键取决于出口商品需求价格弹性的大小，只有那些价格弹性较
大的出口商品才能实现出口额的增加，从而真正对一国经济增长做出
贡献。但是，通过对中国出口贸易实际情况分析，发现中国出口额的
快速增长主要源于出口数量的急剧上升，价格所起作用较小。因此，
在以下计量分析中，将忽略出口价格弹性的影响。
(4)制度变迁分析
在前面有关改革开放以来中国出口贸易和人民币汇率回顾部分，
实际上已经指出了改革开放以来中国各种制度变迁，特别是外贸体制
和汇率体制改革对出口贸易的巨大影响。从具体数据来看，中国出口
增长趋势出现明显变化的时间是1994年，我们推测主要原因是中国
在90年代初发生的巨大制度变迁。特别是1994年推出的有关外汇体
制、税收体制、金融体制、外贸体制、物价体制等相互协调的重要改
革措施。这里特别需要强调的是税收体制中的出口退税制度对于中国
出口增长做出了重大贡献，我们将在本节后面的总结部分详细加以讨
论。
根据以上几个不同角度的理论分析，可以综合得到决定中国出口
贸易额的理论方程如下：
Ⅳ2Ⅳ(r，％，RER，Z)
其中Z表示对中国出口产生重要影响的制度变量。
四、人民币汇率影响出口贸易的经验分析
从以上中国出口贸易决定理论方程：Ⅳ=J(E，％，RER，Z)
可以得到相应的计量经济模型”：
LnX=口o+口1三nE+口2LnYw+a3LnRER+口4Z+∥
我们将以上方程作为基础，运用各种计量分析方法，研究中国出口额
与实际汇率之间的因果关系、长期协整关系、短期动态性。
(_)变量说明及单位根检验
LnX表示对中国出El额x取自然对数，三珂yT表示对中国国内生产
总值取自然对数，Ln RER表示对实际汇率取对数，Z为制度虚拟变量。
Ln名表示对外国生产总值取自然对数，这里的外国生产总值从理论
上讲应该等于所有与中国有着贸易往来的国家或地区之国内生产总
值的加权平均数，其中权数等于每年中国出口到每个国家的出口额与
该年中国总出口额之比，但是，由于数据获取的困难和出于简化的目
的，在不损害研究成果科学性的前提下，我们将外国生产总值所包含
的国家简化为一直以来在中国出口额中占比最大的三个区域，即亚洲
区(包括日本、韩国和东南亚)、美洲区(包括美国、加拿大)、欧洲
区(包括德国、法国、英国和意大利)，因为根据历年的统计数据，这
三个区域所接收的中国出口产品占中国出口总额的80％以上。外国生
产总值就等于亚洲区、美洲区、欧洲区各自的国内生产总值的加权平
均数，其中权数等于每年中国出口到每个区域的出口额与该年中国总
出口额之比。
由于本文下蕊有关人民币汇率与出口贸易关系的实证分析，如格
兰杰因果检验，协整技术， VAR建模等都涉及到时间序列数据，因
此首先对1978年-2002年间每年的出口额、国内生产总值(E)、人
北陈平和黄健梅(2003)构建r一个以中国出口额为因变量，出El退税额、实际有效汇率、出f]产品相对价
格、外冒收入、外汇波动率等为自变量的变量计重模型．鉴于中国出口额不断快速增氏，即使出口退税率
没变出口退税额也会快速增长．所以我们认为出口退税额不能较好地代表出El退税列f丑口的影响。因此本
义在实证分析中放弃出口退税额作为解释变重．仅对出121遇税政策戎刺激出口中的作用进行定性分析。
S2
民币与美元的实际汇率(RER)、外国生产总值(％)等的自然对数进行
单位根检验。其中Ⅳ和】：来源于历年的《中国统计年鉴》，％来源于
历年的《国际统计年鉴》、《中国统计年鉴》和《International
financial staristics》。RER数据1999年以前的取自《人民币均衡
汇率研究》，而2000年一2002年数据则根据公式RER=E×P‘／尸算得，
其中E表示人民币名义汇率，P’代表美国消费物价指数，P代表中国
消费物价指数，P’和P可以从《International financial
staristics》各期取得，在直接获得或计算得到以上几个变量的数据
以后，又对它们取自然对数，然后再对各变量的对数值进行单位根检
验，结果见表4．1．2．从表4．1．2可以得出z、E、巧、RER的自然
对数均为一阶单整序列，即I(1)。
表4．1．2 ADF单位根检验结果
变量检验类型(C，t，P) ADF统计量临界值
h议(c，t，1) -2．9395 —4．4167卅
△LnX (0，0，1) -1．8075 一i．6238‘
LnL (c，t，1) 一2．1009 —4．416r
A LnY， (c，0．1) -2．7542 —2．6745‘
LnY。(c，t，1) -2．1988 —4．4167懈
A LnY- (0，0，1) 一3．1462 —3．0038+
LnRER (c，t，1) 一2．8227 —4．5348_
△LnRER (c，0，1) -3．6302 —3．0400”
注：①c、t和P分别表不常数项、趋势项和滞后阶散。
②}十}、料和}分别表示临界值在1％、5％和10％的显著性水平下得到的。
(二)格兰杰因果检验
鉴于经济时间序列常出现伪相关问题，即在经济意义上几乎没有
联系的序列却可能得到较大的相关系数，因此必须对相应的变量进行
因果关系检验。从图4．1．1可以清楚地发现人民币实际汇率贬值与出
口额有着明显的正相关性，即随着人民币实际汇率的贬值趋势，中国
的出口额越来越高，但是相关性并不等于因果性，所以应该进行因果
检验。
下面对人民币实际汇率与出口额之间的因果关系进行检验，探究
是否人民币实际汇率(RER)的贬值是引起中国出口额(x)逐年增
加的原因。对于反向因果关系，即是否^’的逐年增长是引致RER变化
的原因，也给予了检验。
由于只有平稳的经济变量才能进行格兰杰因果检验，因此不能用
人民币实际汇率和出口额的水平值进行检验，而只能用人民币实际汇
率和出口额各自的一阶差分值进行因果关系检验，结果如表4．1．3所
不。
表4．1．3 实际汇率和出口颧之间的格兰杰因果检验结果
虚拟假设F．统计量P值
实际汇率不是中国出口额的格兰杰成因068188 041868
中国出口额不是实际汇率的格兰杰成因2 79016 0．11042
从表4．1．3可以看出，对于人民币实际汇率不是中国出口额的格
兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．41，表明不可
以拒绝原假设，因此可以认为人民币实际汇率不是中国出口贸易的格
兰杰成因。显然，人民币实际汇率与中国出口贸易之间的格兰杰因果
检验的统计性质不好，没有得到人民币实际汇率是中国出口增长的格
兰杰成因，造成这种情况的主要原因在于一方面样本数太小，另一方
面在于这里没有考虑到对中国出口增长起着非常巨大作用的制度变
迁等其他因素。所以必须进行其它计量分析以探索人民币实际汇率与
出口贸易之间的关系。
(三)协整检验：中国出口的长期决定因素
协整研究是80年代末以来，计量经济学方法论的重大突破性成
果，这一方法可以用来判定中国出口与其决定因素，特别是与人民币
汇率之间是否存在长期稳定关系。常用的协整检验方法包括E-G两步
法和Johansen—Juselius的多变量系统极大似然估计法。极大似然估
计法在考虑两个以上变量的协整关系时，还能精确地确定出协整向量
数目。Charemza和Deadman建议将gohansen—Juselius方法用作单
一方程建模的辅助工具，因为如果变量间的确存在唯一的协整关系，
则用Johansen—Juselius方法估计出的协整向量，经标准化处理后，
向量中具有合理经济意义的各分量的符号和数值大小，与用E-G方法
估计出的结果接近。因此，我们将用Johansen—Jusel ius方法验证用
E-G方法建立的单方程模型。
首先用E—G两步法进行协整检验。由于本文已经检验出实际汇率
(PER)、中国国内生产总值(E)、外国生产总值(％)、出口额(X)
的数据为一阶单整序列，这里不再进行单位根检验。回归结果见表
4．1．4。
‘。
表4．1．4 第一次回归结果
系数标准误差l-统计量P值
c(1) -1，590621 0．411023 ．3．86991 3 0．0009
C(2) 0 260191 O．142643 1．824069 0．0824
c(3) O．812688 0234265 3．469093 0．0023
c(4) -0．059778 0．326455 ．O．183113 0．8565
修正的R2 O．986832 F-统计量524．5726
Akaike'窟息准则-1．156733 Durbin-Watson统计量0．774170
从表4．1．4可以发现外国收入项的系数不仅符号与预期不合，而
且统计上也不显著，该结果与魏巍贤(2000)的检验结论一致因此
把该变量排除后又进行一次回归分析，结果见表4．1．5。
表4．1．5 第二次回归结果
系数标准误差t-统计量P值
C(1) -1．603406 0．396052 -4．048471 0．0005
C(2) O．265706 0．136330 1．948992 0．of；42
C(3) 0．771 178 0．057776 13．34775 0 0000
修正的R2 0．98561 1 F-统计量822．9968
Akaike信息准则一1．235137 Du巾in-Watson统计量0 773470
其次对表4．1．5的回归残差进行单位根检验；检验结果见表
4．1．6。
袭4．1．6 回归残差单位根检验结果
l ADF统计量．2．682060 1％ 临界值+ -2．6700
f 5％ 临界值一1．9566
10％临界值． -1．6235
具体残差形状见图4．1．2。
图4．1．2 回归残差形状图
从表4．1．6可以看到，回归残差的检验ADF统计值是一2．68，小
于显著性水平为1％的临界值，表明在1％的显著性水平上可以认为该
回归残差是平稳的。
由此可见，中国出口额与人民币实际汇率、国内生产总值之间存
在协整关系，可以用以下方程表示：
z=一1．6+0．27×RER+O．77×E
其经济含义是：平均而言，人民币实际汇率每贬值1个百分点，中国
的出口额会增加0．27个百分点，中国国内生产总值每增加1个百分
点，中国的出口额会增加O．77个百分点．这显然没有真正反映出人民
币实际汇率对中国出口增长的作用，原因是在对出口额与人民币实际
汇率和中国国内生产总值进行回归时，没有考虑到中国巨大的制度变
迁所产生的影响。
为了尽可能真正反应出入民币实际汇率对中国出口贸易的影响，
需要控制由于制度交迁因素带来的影响．从表4．1．1或图4．1．1中可
以看出中国出口增长趋势出现明显变化的时间是1994年，原因是中
国在90年代初发生了巨大的制度变迁。通过加入虚拟变量的变参数
线性计量模型可以近似反应之，具体模型设立如下：
Lnx=al+a2z．+量1LnPER，+B 2z，“RER,+B 3厶E+，矗
其中z．为虚拟变量，其样本观测值为：
当1978≤t<1994时，互=O； 当1994≤t≤2003时，z，=l
回归结果如表4．1．7。
表4。1．7变参数线性计量模型回归结果
系数标准误差．1_统计量P值
co) -2．031 083 0．396052 -4．048471 0．0005
C(2) 0．099482 O．136330 1．948992 0．0642
C(3) 0．839495 O．05”76 13．34775 0．0000
C(4) -0．830330 0．447989 -1．853．460 0．0786
c(5) 0．422800 0．217217 1．946444 0．0658
修正的R2 0．986702 F一统计量446．201 1
Akaikel售息准
．1．249278 Durbin-Watson统计量0。909891
则
具体方程是：Ln z一2．03+0．1×Ln RER，+O．84×Ln E一0．83×Z+
O．42×Ln RER，×Z，
由以上方程可以得出以下两个方程：
Ln X=一2．03+0．1×Ln RER，+0．84Ln r (1978年一1993年) I
三n X=一2．86+0．52×Ln RER，+O．84Ln r(1994年一2003年) II
显然，1993年以后实际汇率对中国出口的影响大大增加了。我
们认为主要原因是1993年以后中国的改革更加趋于市场化取向，从
而使得作为市场机制关键变量之一的汇率之影响力大大增强了。
下面运用Johansen—Juselius方法验证用E-G方法建立的单方程
模型，结果见表4．1．8。
表4．1．8 Johansen—Juselius方法检验结果
l 1个标准化协整方程及相关系数
l 三，l x Ln艘Ln y C
l 1．000000 -0．537896 -0．660196 0．897805
从表4．1．8可以得到如下方程：
血卫=O．9+0．54Ln RER+O．66Ln Y IⅡ
我们发现，除了常数项外，方程Ⅲ与方程Ⅱ非常接近，与方程I
的符号也完全一致，这说明协整分析结果是可信的。
(四)VAR模型的冲击反应和方差分解
尽管对中国出口额与人民币实际汇率和国内生产总值之腻进}，j
了格兰杰因果检验和协整检验，但是它们都偏向于静态分析，仅仅给
出了人民币实际汇率对出口额影响的平均度量结果。为了能够从动态
角度更好地深入分析它们之间的关系，我们采用在宏观经济分枷叶t b
经得到普遍应用的向量自回归(VAR)技术。VAR技术具有无需很强理
论基础的优点，但是该技术却能提供感兴趣的诸变量闻动态联系和具
有较强预测能力。
这里建立的VAR模型总共包括三个内生变量，即中国出口额
(z)、人民币实际汇率(RER)和中国国内生产总值(GDP)。下面分别
进行VAR模型冲击反应和方差分解等各项计量分析，并分别给出结
果。
第一项分析： VAR模型的冲击反应分析
图4．1．3 冲击响应曲线
F■_口】一d u、Dto Uqo日≈
F_=Gn*e_UNDto u、o F■●oa+’■-玎U、oto Uq能
从图4．1．3可看出，中国出口额的自发性干扰对其自身的冲击最
大，最大反应数值为0．075，而且是在第1期反应达到最大，随后开
始减小。可见中国出口额的外生性较强，受自身以及模型以外因素影
响程度大。人民币实际汇率自发性扰动对中国出口额之冲击较小，中
国出口额的最大反应数值为0．037，而且在第6期反应才逐步增加到
最大，但是人民币实际汇率冲击对中国出口额影响的持续性较强，没
有呈现出收敛状态。中国国内生产总值自发性扰动对中国出口额之冲
击也较小，出口额的最大反应数值为0．038，在第5期反应才逐步增
加到最大，但是国内生产总值冲击对中国出口额影响的持续性较差，
在第5期之后呈现出明显的收敛状态。
第二项分析： VAR模型的方差分解分析
表4．1．9 中国出口颧之方差分解
时期上万Z 上疗jtE詹Ln Y
1· 100．Ⅸ加O O．O。cH∞0 0：000000
2 98．74426 0．514849 0．740888
3 85．80014 5．398494 8．801361
4 66．22109 12．34633 21．43259
5 52．23675 17．94824 29．81501
6 44．68463 22．27930 33．03607
7 40．73221 25．89396 33．37382
8 38．49354 28．91 624 32 59022
9 37．13426 31．30515 31．56059
10 36．29068 33．07937 30．62995
从表4．1．9之分解结果，可看出中国出口额在短期平均83％的比
例是由出口自身以及其它模型以外之因素所决定，而中长期仅40％左
右的比例是由中国出口自身以及其它模型以外之因素所决定。国内生
产总值对中国出口额的解释能力次之，短期占比约为10％，中长期占
比约为30％，即中长期内国内生产总值对中国出口额的综合或总体解
释能力约为30％。人民币实际汇率在短期内对中国出口额的解释能力
较差，仅为6％，但从中长期来看对中国出口额的解释能力却高达31％
左右，略高于中长期内国内生产总值对中国出口额的综合或总体解释
能力。
五、人民币汇率与出口贸易关系的总结和进一步讨论
根据理论和实证分析，可以得出以下一些结论：第一，人民巾头
际汇率与中国出口额之闯的格兰杰因果检验不能得出人民币实际汇
率是引起中国出口额增长的原因。造成这种情况一方面是由于样本数
太小，另一方面在于没有考虑到对中国出口增长起着非常巨大作用的
诸如制度变迁等其他许多因素。第二，为了控制由于制度变迁因素带
来的影响，通过加入虚拟变量反映中国在90年代初发生的巨大制度
变迁，从而尽可能真正反应出人民币实际汇率对出口贸易的影响力
度。协整分析结果显示，自1978年改革开放以来，人民币实际汇率
与中国出口额之间存在长期稳定关系，但是1993年以后人民币实际
汇率对中国出口的影响力大于1980年一1993年间人民币实际汇率对
中国出口的影响力。我们认为主要原因是随着90年代初一系列重大
改革措施的出台，1993年以后中国改革更加趋予市场化取向，从而
使得作为市场机制关键变量之一的汇率之影响力大大增强了。第三，
为了能够从动态角度更好地深入分析人民币实际汇率与中国出口贸
易之间的关系，我们采用在宏观经济分析中已经得到普遍应用的向量
自回归(VAR)技术。冲击反应之计量分析结果显示了人民币实际汇率
冲击对中国出口额具有逐步增强的持续性影响，而方差分解结果显示
出人民币实际汇率在短期内对中国出口额的解释能力较差，但从中长
期来看对中国出口额的解释能力却高达31％左右。第四，鉴于人民币
实际汇率与中国出口贸易之间不但存在长期稳定关系，而且人民币实
际汇率升值或贬值冲击对中国出口额具有逐步增强的影响，最终可以
得出人民币实际汇率与中国出口贸易之间存在较强相关性的结论。第
五，协整分析结果显示，国外需求与中国出口额之间不存在长期稳定
关系，而国内供给与中国出口额之间不仅存在长期稳定关系，而且在
短期内国内供给自发性扰动对出口额之冲击也是逐步增大的。
根据理论和实证分析结果，人民币实际汇率和国内供给与中国出
口贸易不仅存在长期的稳定关系而且来自人民币实际汇率和中国国
内供给的冲击在短期内对中国出口额具有逐步增强的影响。但是，必
须看到人民币实际汇率和中国国内供给对中国出口贸易的影响力度
是不同的。改革开放以来，国内供给对中国出口贸易的影响力度总的
来说要大得多，特别是在1993年以前，国内供给对中国出口贸易的
影响力度是人民币实际汇率对中国出口贸易影响力度的8倍。1993
年以后随着改革更加趋于市场化取向，从而使得作为市场机制关键变
量之一的汇率之影响力大大增强，实际汇率对中国出口贸易的影响也
大大增加了，但是国内供给对中国出口的影响力度为0．84，仍然比
人民币实际汇率对中国出口影响力度0．54大。造成该结果的主要原
因在于自改革开放以来，随着对内以市场化为目标的经济改革的逐步
深入，以及对外以吸引外商直接投资为核心的开放政策的巨大成功，
市场竞争机制和外商投资的各种“溢出效应”极大地激发了中国的
生产潜能，进而大大改善了国内供给条件。在对外贸易上一方面表现
出从初级产品到工业制成品如口数量都迅猛增长，另一方面表现为中
国出口商品结构不断转换和升级，即低附加值的初级产品和初级工业
制成品在整个出口商品结构中占比越来越小，而高附加值和高技术含
量的工业制成品在整个出口商品结构中占比却越来越大，这使得中国
出口产品的总体价格弹性不断上升。具体来说，在1980—2003年期间，
中国初级产品在出口中的比重呈逐渐下降趋势，从1980年的50．3％
下降到2003年的7．9％。在整个八十年代，初级产品在总出口中的比
重普遍较高，平均占比为40％，而九十年代，初级产品在总出口中的
比重下降明显，平均占比仅为15％，这说明随着中国经济发展，自身
对原材料的需求也增长较快，从而导致其出口下降。同期，中国工业
制品在出口中的比重呈现逐渐上升趋势，从1980年的49．7％上升到
2003年的92．1％。特别需要指出的是，近几年来，在中国出口总额中
一半以上来自加工贸易，这种贸易方式最大的特点是“两头在外”，
因此受汇率变动影响相对于一般贸易要小得多。而加工贸易出口产品
中的绝大部分又来自外商投资企业，而外资企业之所以能将产品大量
出口到国际市场，很重要的一个原因是利用中国低廉的生产要素从而
能以低成本参与国际竞争，极大地增加了国际市场供给。
另外，国内供给对出口的影响力度之所以比汇率大得多，还有一
个非常重要的原因是中国出口退税政策的巨大刺激作用。中国增值税
的特点导致外贸企业的出口换汇成本较高，能否退税将直接影响企业
的盈亏”，进而决定出口额的高低。中国自1985年以来一直实行出b
退税政策，出口退税的增长与出口增长呈正比例关系，1993年起，
外贸出口连年剧增，相应形成的应退税款年年超出国家当年预算安
排，退税速度越来越慢，退税到帐时间越脱越长“。结果是国家财政
难以承受，企业经营也十分困难。
因此，要想继续保持中国出口的快速增长，在近期内应着眼于努
力提高出口产品的技术含量和质量，增加出口产品的附加值，诱导外
商投资企业向中西部转移从而继续保持中国生产要素低廉的比较优
势。中国应该逐步减少对出口退税刺激出口的依赖，特别是对于那些
大量消耗资源、污染环境、价格过低的出口产品必须坚决取消出口退
税。当然，鉴于人民币汇率对出口的影响力越来越大，尤其是对_般
贸易，而一般贸易主要是本土企业经营，真正反映了目前中国产品低
下的国际竞争力。因此，在面临人民币升值压力时必须考虑到升值可
能对出口(特别是一般贸易)造成的不利影响。中国目前由于外汇市场
上外汇供给大于需求，中央银行为了保持人民币汇率的稳定而入市，
从而导致外汇储备急剧增加，截至2004年底，中国外汇储备接近6000
亿美元。与此同时，由于外汇占款而导致人民币基础货币投放过大，
虽然也采取了诸如发行央行票据等冲销措施，但是仍然引起了通货膨
主要引用；陈平和黄健梅(2003)．
主要引用：岳键勇耳n陈漫(1999)．
胀。于是国内外纷纷预期人民币汇率将会升值，通过各种渠道形成的
庞大投机资金，准备豪赌人民币汇率升值。通过仔细分析中国国际收
支，发现其实由于贸易顺差而引致的外汇储备额仅占六分之一左右。
另外，还发现进几年来美中之间的贸易逆差额仅占美国对外贸易逆差
总额的12％左右，所以即使人民币汇率升值也并不能对美国解决其巨
额贸易逆差有多大作用。此外，有关调查显示，中国目前出口换汇成
本在1美元兑换7．4-9．0元人民币之间“，平均值为8．2元人民币。
官方汇率略有一点低估。因此，从对外贸易的角度，我们认为目前人
民币汇率不必升值，也不能升值。
第二节出口贸易影响经济增长的理论与实证分析
一、改革开放以来中国出口贸易和经济增长的简要回颞
中国自1978年改革开放以来，经济增长迅猛，实际GDP(1990
年为基期)由1978年的6584亿元增加到2003年的近100000亿元，
增长了近15倍，年均增长率为9．5％。与此同时，中国的进出口总额
从1978年的206．4亿美元增加到2003年的8512．1亿美元，年均增
长率高达15％，比同期GDP的增长率高5．5％。其中出口额(1990年
美元价格为基期)也由1978年的195．2亿美元增加到2003年的
4383，7亿美元，年均增长约14％。另外，中国的对外贸易依存度由
1978年的8．8％上升到2003年的近40％。
圈4．2．1中田历年出口额(亿美元)
资料来源：历年中国统计年鉴
”参见：济南市市长魅志强(http：／／m．jinan．gov．cn／2003／szzy／szjh—bzq031114．htm)．
北京大军经济观察研究中心赵丹阳(http：，7／-w dajun．COm．cn／,aihuicb．htm)．
62
140000
—120000
蔷100000
-fKg
80000
8 60000
当40000
o 20000
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图4 2 2 中国历年GDP和出n额的趋势
5000
4000—
3000娄
2000鞲r-"
1000丑
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l±里堕篁主璺篁!曼旦堕：：!=些旦塑!堡菱重!|
资料来源：历年中国统计年鉴．
从图4．2．2可以发现中国出口贸易与经济增长之间表现出紧密
的相关性，探索它们之间是否存在稳定的有规律的联系成为研究热
点。经济学者努力探索中国出口贸易与经济增长之间是否存在因果关
系、出口贸易在中国快速经济增长中扮演了什么样的角色、具体的影
响路径是什么、以及如何度量出口贸易对中国经济增长的影响等一系
列问题。
本节首先对大量文献进行综述和评价，然后运用各种计量分析方
法，对该问题展开详细的经验研究。
●
二、中国出口贸易影晌经济增长的文献述评
赵陵等(200i)根据1978-1999年中国年度经济数据，在多变量框
架下对出口、GDP’及名义有效汇率指数进行了协整分析，并在此基础
上利用格兰杰因果检验就出口导向型增长假说是否适用于中国经济
增长进行了检验。结果发现短期内出口增长确实对经济增长有明显的
拉动作用，但从长期看这种效应并不明显。我们认为鉴于该文的主要
目的是检验出口是否促进了中国的经济增长，因此控制变量应该是能
直接对中国国内生产总值产生重大影响的相关变量，而不应该把控制
变量设定为可能会对中国出口额产生一定影响，但是对整个GDP的影
响较小的名义有效汇率指数。另外，该文在说明为什么要以名义有效
汇率指数来衡量人民币汇率影响时，指出由于1978—1999年，中国对
美国出口额仅占出口总额的11％，而对香港特区、日本和欧盟出口所
占的平均比重分别为29．1％，18．1％，11．8％，由于中国出口到香港的
货物绝大部分是转口贸易，而且中国出口贸易中近70％都用美元结算，
因此用名义有效汇率指数能否较为准确地反应对中国出口的影响还
值得商榷。我们认为中国出口增长对经济增长的长短期作用究竟如
何，还需要进一步实证分析。沈坤荣等(2003)运用1978-1999年的年
度数据，从水平量角度出发，使用逐步回归法、残差分析法、格兰杰
因果法研究贸易和人均产出之间的影响机制。该文得出的结论是：总
体分析表明国际贸易比重和人均产值呈现显著的正相关性，计量分析
表明人均资本和制度变革是贸易影响人均产值的显著渠道，在样本范
围内格兰杰因果法可靠性较差，不适用于中国现有的数据。该文最大
的特点是对中国贸易和人均产值之间的影响机制进行了分析，但是该
文并没有专门研究出口对中国经济增长的影响机制和影响力度。林毅
夫等(2003)认为出口的增长除了能够直接推动经济增长外，还对消
费、投资、政府支出、进口等造成影响，从而间接刺激经济增长，因
此完整地考察出口与经济增长之间的关系必须同时考虑出口增长对
经济增长的直接和间接推动作用。该文采用1979-2000年间的相应数
据对一个线性方程组进行估计，该文最后得出外贸出口额每增长10％，
将导致中国GDP增长1％的结论，这一估计结果远大于传统方法下估
计结果。我们认为由于该文对出口与消费、投资、进口之间的作用机
制没有说明，仅仅从计量角度给出的出口与其它变量间存在相关性就
得出出口与消费、投资、进口之间有因果关系的结论是不恰当的。鉴
于经济系统中诸多变量之间总是存在复杂交错的直接和间接关系，要
全面把握相当困难，因此，我们在分析出口对中国经济增长影响时，
采用VAR建模方法就出口对经济增长的影响进行分析。这样一方面可
以避免较强的理论要求，另一方面可以得出较为可信的出口直接影响
GDP的结论，从而满足了本论文整体分析目的之需。赖明勇等(2003)
在其专著里就出口贸易与经济增长间关系展开详细分析。最后得到出
口额、国内生产总值、贸易条件之间存在唯一的协整关系，以及中国
存在从出口增长到GDP增长的因果关系。我们认为如果要探讨出口对
中国经济增长的影响，在选择进入VAR系统的变量时，除了应该包含
出口额和国内生产总值以外，还应包含对中国GDP产生重大影响的变
量。显然，贸易条件尽管对出口额有着较大影响，但并不是影响中国
国内生产总值的重要变量。我们将把中国的货币供应量作为第三个进
入VAR中的变量。
兰、出口贸易影响经济增长的理论分析
一般来说，人们主要从两个角度探索出口与经济增长间的关系。
第一个角度是从供给方面或者说从长期视角分析出口对经济增长的
影响。根据新古典经济增长理论，经济增长的主要原因是要素投入的
增加和要素配置与使用效率的提高。因此，从这个角度出发考虑出口
对经济增长的促进作用往往是将出口看成一种具有外溢效应的能影
响技术进步、制度创新以及其它可能提高要素使用效率的因素。
具体来说，从第一个角度出发，出口贸易对经济增长的作用途径
有以下几个方面。“
第一，技术进步与出口贸易’
二十世纪八十年代以来，以E。哈根为代表的经济学家开始以出
口贸易对技术进步的促进来寻找推动经济增长的作用，E。哈根{，^为
出口需求扩大，往往是一个刺激技术创新的信号一，从而导致新技术和
新管理方法的采用，结果不仅是出口数量，更重要的是出口产品质量
也大大提高，这就不仅是增加了国民收入，出口产业新技术的外溢效
应，也会在其他非出口产业产生连锁反应，最后使整个国民经济实现
数量和质量的提高。
第二，制度创新与出口贸易
诺斯认为制度创新促进了经济增长，而出口贸易可以促进制度创
新，因为一方面出口贸易可以通过“边干边学”效应和“外溢”效
应，促进整个国家的制度创新。另一方面，出口贸易可导致市场和经
济规模的扩大，迫切需要制度创新以降低交易费用，同时出口贸易把
企业推向竞争激烈的国际市场，引起竞争强化，迫使国内企业积极进
”’主要引用：赖明勇等(2003)．P70-71．
行制度创新，以提高组织运行效率和技术创新效率，从而提高自身的
竞争力。
第三，要素禀赋与出口贸易
要素禀赋理论认为按照生产要素禀赋的比较优势从事生产，出口
具有比较优势的产品，进口具有比较劣势的产品，可以改善国内生产
要素的配置，进而带动经济增长。
第四，内生增长与出口贸易
近年来，以罗默为代表的内生经济增长理论也论述了国际贸易促
进经济增长的机制。他把内生创新的模式扩展到包括商品、资本、思
想的流动，认为国际贸易主要通过五种渠道来影响经济增长：一是规
模收益，贸易的自由化扩展了国内企业所面对的市场的有效范围；二
是贸易通过不可避免的国际交换而引起的国际技术外溢来影响一国
的经济增长；三是一国可以通过国际贸易消除研究部门的重复劳动，
以避免资源的浪费；四是自由贸易政策所引起的生产布局和竞争；五
是加速资本的积累。
第五，新贸易理论与出口贸易
该理论认为在规模经济和不完全竞争条件下，本国政府凭借生产
扶持和出口补贴等出口激励政策，以及关税和配额等进口保护手段，
使国内具有动态规模经济的企业提高国际竞争力，或者使具有静态规
模经济的企业在市场上谋取更大份额，实现垄断利润由国外向本国转
移，增加本国的国民净福利。因此，由出口鼓励政策带来的出口扩张，
可以产生规模经济，并通过提供信息交流渠道和引进竞争机制等途
径，促使国内企业技术进步和制度创新，实现经济持续增长。
总之，新增长理论和新贸易理论都指出，与贸易带来的动态利益
相比，传统经济增长理论和贸易理论所强调的由专业化生产以及资源
的重新配置导致的静态利益是次要的，出口贸易在国际技术扩散中通
过外溢效应促进国内技术进步、提高全要素生产率，从而提升国内产
业结构成为出口促进经济增长的重要渠道。有关出口贸易促进经济增
长渠道研究的具体理论模型，如基于三部门或基于人力资本的出口贸
易外溢效应模型，可以参见国内外相关文献。
第二个角度从需求方面或者说从短期视角分析出口对经济增长
的影响。”
从需求角度进行分析的方法又可分成两种：第一种方法实际上就
是传统凯恩斯主义思想的一部分，即由于出口是国内生产总值的一部
分，因此可以直接拉动经济增长；第二种方法则强调出口不仅可以直
接推动经济增长，而且可以通过刺激消费、投资、政府支出和进口从
而间接地拉动经济增长。显然，第二种方法有关出口推动经济增长的
理论分析更加符合客观现实。Thirlwall和Mccombie等人给出了第
一种方法中出口与经济增长关系的基本理论体系框架。该理论框架的
主要思想是：第一，凯恩斯模型可以用来分析经济增长这种长期现象；
第二，出口是总需求中一个自主的组成部分；第三，正如投资在凯恩
斯的封闭经济模型中所发挥的作用一样，出口在开放经济模型中友挥
了关键作用；第四，强调国际收支平衡作为一种约束在经济增长过程
中所发挥的作用；第五，对于供给方面的因素，包括要素投入的增加
和技术进步，在供给约束并不严重的前提下，这些因素都已经被内生
化在一个需求拉动的经济增长过程中，或者说，在需求的拉动下，要
素投入的增加和要素使用效率的提高都是自然而然的事情。林毅夫和
李永军(2003)给出了第二种方法中出口与经济增长关系的基本于I!I|论
体系框架。该理论框架为联立方程组模型，包括四个方程，即支出法
国民收入恒等式和消费、投资、进口函数，通过简化，最后得到一个
多元线性方程组表示的估计模型：
r=口o+口lCf—l+a2Rl+a3Xt+a4ERt+eJ蕾(1)
C，=卢o+卢1C¨+夕2R2+卢3X，+卢．ER，+e。(2)
，f=Zo+Z1Cf—I+Z2Rl+Z3Xt+Z4ER r十eⅡ。(3)
MI=占o+占lC卜I+占2Rf+占3Xf+艿4ERt+e删(4)
以上模型中r、C、‘、M、R，、置、ER,分别表示时期t的国内生
产总值、消费、投资、进口、实际利率、出口、实际有效汇率。cf。
表示时期t一1的消费。e表示随机误差项。由于dY,／dX,=a。，而出口
增长对经济增长的直接拉动度为必，／r_1，因此出口增长对经济增长
”主要引用：林技夫，李永军(2003)，P783-788．
的最终贡献度就是％AX,／y,。同时，通过(2)、(3)、(4)式，可以得
到出口增长对消费、投资、进口的影响程度。
四、中国出口贸易影响经济增长的经验分析
本节的分析目的是探求中国出口与经济增长之间是否存在因果
关系以及出口与中国经济增长间的动态关系是怎样的。从本节第三部
分的理论分析可发现，出口影响经济增长的理论非常复杂，影响途径
很多，有直接途径和间接途径，有供给渠道和需求渠道，有长期影响
和短期影响等。显然，要想运用结构化建模方法建立出口与经济增长
间的计量模型很困难，因此，我们决定采用VAR(向量自回归)模型，
因为VAR模型不需要精确的理论基础。
㈢、建立vAR计量模型及变量说明
VAR模型包含三个变量，即中国出口额(X)、国内生产总值(Y)
和货币供应量(H)，样本期为1980年-2002年，全是年度数据。
出口额、国内生产总值和货币供应量的原始数据均来源于
1978-2002年的《中国统计年鉴》，在获得以上几个变量的数据以后，
首先以1980年的消费物价指数为基期，对它们分别进行剔除物价影
响处理，然后再对它们取自然对数。
(二)单位根检验
由于出口额、国内生产总值和货币供应量都是宏观时间序列变
量，根据已有的经验研究成果，宏观时间序列变量往往是非平稳的，
因此首先对1978年-2002年间中国的出口额、国内生产总值和货币
供应量等的自然对数进行单位根检验。检验结果见表4．2．1，可以得
出X、Y、H的自然对数均为一阶单整序列。即I(1)。
表4．2．I ADF单位根检验结果
变量检验类型(c，t，P) ADF统计量临界值
LnX (c，t，1) 一2．9395 —4．4167--
△LnX (0，0，1) 一1．8075 一1．623矿
LnY (C，t，1) 一2。1009 ．4．4167”
△LnY (c，0，1) 一2．7542 —2．6744．
LnI{ (c，t，1) _2．8968 -4．4167--
A LnH (0，0，1) 一2．9733 -2．6417+
注：①c、t和P分别表示常数项、趋势项和滞后阶数。
②女#、料和女分别表示临界值在1％、5％和1傩的显著性水平下得到的。
(三)格兰杰因果检验
从图4．2．1可以清楚地发现中国出口额与国内生产总值之间有
着明显的正相关性，即随着出口额的增长，国内生产总值也越来越高，
但是相关性并不等于因果性，所以应该进行因果检验。
下面对中国出口额与国内生产总值之间的因果关系进行检验，探
究是否出口额增加是引起国内生产总值逐年增加的原因。
由于只有平稳的经济变量才能进行格兰杰因果检验，因此不能用
出口额和国内生产总值的水平值进行检验，而只能用出口额和国内生
产总值的一阶差分结果进行因果检验，结果如表4．2．2所示。
表4．2．2 格兰杰因果检验结果
I 虚拟假设F一统计量P值
l 出口额不是国内生产总值的Granger成因2．85577 0．08526
f货币供应量不是国内生产总值的Granger成因3．71571 0．04584
『国内生产总值不是货币供应量的Granger成因4．00019 0．03769
I
从表4．2．2可以看出，对于出口不是国内生产总值的格兰杰成因
的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．085，表明出口不是圜内
生产总值格兰杰成因的概率较小，可以拒绝原假设，从而可以接受出
口是国内生产总值格兰杰成因的备择假设．可见出口额确实是影响中
国国内生产总值的重要原因。
从表4．2．2还可看出，对于货币供应量不是国内生产总值的格兰
杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．045，表明货币供
应量不是国内生产总值格兰杰成因的概率较小，可以拒绝原假设，从
而可以接受货币供应量是国内生产总值格兰杰成因的各择假设。而对
于国内生产总值不是货币供应量的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第
一类错误的概率是0．038，表明可以拒绝原假设，即认可国内生产总
值也是货币供应量的格兰杰成因。可见货币供应量与中国国内生产总
值之间存在双向因果关系。
(四)VAR模型、冲击反应和方差分解
尽管已对中国出口额与国内生产总值之间的关系进行了格兰杰
因果检验，但是这种检验偏向于静态分析。为了能够从动态角度更好
地深入分析它们之间的关系，我们采用在宏观经济分析中已经得到普越暑鬟尝嚣V冲AR篙鼍篙嬗肿鲫额首先建立如下模型，谚槔型包括二个父重’剐。中‘玺‘函●戳
(x)、国内生产总值(Y)和货币供应量(H)。我们用Lx、LY、和LH
分别表示中国出口额(x)、国内生产总值(Y)和货币供应量(H)的
自然对数。．．
【篓]f：lc'l+喜(篆笔pro,豢1×【差L+匮]，
其中c．为常数项，取代表各变量之系数，e。为各变量残差?：．P．
为落吾的磊数。根据AIc准则和SC准则判断该vAR模型的最大滞后
期为2。
第一项分析： VAR模型的冲击反应
R_Ⅺ-d Wt。W
一一一一一嘶㈣一m
触㈣黼舶
阳一一一一一
州做酮帽
较小，国内生产总值的最大反应数值为0．035，而且在第4期反应才
逐步增加到最大，随后以缓慢幅度下降，最终呈现出较强的收敛状态。
中国货币供给量的自发性扰动对国内生产总值之冲击最强，国内生产
总值的最大反应数值为0．078，反应很快在第4期增加到最大，而且
货币供给量冲击对国内生产总值影响的持续性较强，在第4期之后其
影响尽管以缓慢幅度下降，但是仍然呈现出明显的持续性。
第二项分析：VAR模型的方差分解分析。
表4．2．3 中圈国内生产总值之方差分解
时期LNY LNX LN}{
1 100．0000 0．000000 0．000000
2 71．51448 9．195211 13．2903I
3 57．54486 13．741022 20．71412
4 45．68725 20．92266 23．39008
5 37．69145 2I．57698 29．73157
6 32．49306 22．21507 24．29187
7 29．29707 30．49789 30．20505
8 27．23893 32．847884 30，91319
从表4．2．3之分解结果，可看出中国国内生产总值在短期平均
64％的比例是由国内生产总值自身以及其它模型以外之因素所决定，
而中长期仅30％左右的比例是由国内生产总值自身以及其它模型以外
之因素所决定．中国出口额和货币供应量对国内生产总值的解释能力
相差较小。中国出口额在短期对国内生产总值的解释能力占比约为
11％，中长期占比约为26％，即中长期内中国出口额对国内生产总值
的综合或总体解释能力约为26％。货币供应量在短期内对国内生产总
值的解释能力较大一点，为16．5％，中长期对国内生产总值的解释能
力为30％左右，略高于中长期内中国出口额对国内生产总值的综合或
总体解释能力。
五、中国出口贸易与经济增长关系的总结和进一步讨论
通过以上较为详细的理论和计量分析，可以得出以下几点结论：
第一，中国出口贸易与国内生产总值之间的格兰杰因果检验证明了出
口是导致中国国内生产总值增长的重要原因。第二，为了能够从动态
角度更好地深入理解中国出口贸易与国内生产总值增长之间的关系，
我们采用在宏观经济分析中已经得到普遍应用的向量自回归(VAR)技
术。冲击反应之计量分析结果显示了出口贸易冲击对中国国内生产总
值具有一定的影响力，但是在第4期反应才逐步增加到最大，随后以
缓慢幅度下降，呈现出较强的收敛状态。中国货币供给量的自发性扰
动对国内生产总值之冲击最强，而且货币供给量冲击对国内生产总值
影响的持续性较强，这实际上放映出中国经济增长在很大程度上是依
赖银行信贷资金取得的，这也是中国银行系统产生巨额坏帐的重要原
因。方差分解结果显示出中国出口额和货币供应量对国内生产总值的
解释能力相差较小。中国出口额在短期对国内生产总值的解释能力占
比约为11％，而在中长期内中国出口额对国内生产总值的综合或总体
解释能力约为26％。第三，鉴于中国出口贸易与国内生产总值之间不
但存在因果关系，而且出口冲击对国内生产总值具有较为明显的影
响，最终可以得出中国出口贸易与中国国内生产总值之间存在较强的
真实相关性的结论。
对于中国出口贸易与经济增长之间的关系，我们一方面承认，自
改革开放以来，出口贸易从直接和间接途径极大地促进了中国经济长
期高速增长，这也是国内外许多经济学家的共识。归纳起来，中国出
口贸易通过以下一些关键渠道作用于经济增长：①出口贸易通过作用
于国内资本积累而最终有利于经济增长。长期以来，中国充分利用自
己的劳动力资源丰富的比较优势，出口产品结构以劳动密集型为主，
由于成本低廉，使得这些出口产品在国际市场上很有竞争力，从而积
累了大量利滑，其中一部分利润又转化为投资，形成经济增长必须的
关键性要素之一，即资本。②出口贸易通过迫使国内企业提升自己的
技术水平，努力降低成本，以在国际竞争中处于不败之地，最终和中
国特有的低廉生产要素相结合，极大地增加了中国制成品出口规模，
最终直接成为国内生产总值的一部分。③出口贸易通过诱发中国的制
度变迁而促进经济增长。随着对外开放的力度越来越大，国内企业面
临的竞争压力也越来越大，为了在激烈的竞争中取胜，迫使中国政府
必须推动以市场化为导向的各个层面的制度改革，这种由传统计划经
济体制向市场经济体制转变所激发的能量对经济增长的作用力之大
超出了人们的想象。④出口贸易通过吸引外商直接投资(FDI)作用于
经济增长。改革开放以来，中国出口贸易额中加工贸易所占比重越来
越大，而外商投资企业往往又是；OD-r贸易的主要推动力量，这与中国
长期以来重视引进出口型外商投资企业的政策有关。鉴于进入中国的
外商投资企业以“绿地投资”为主，因此外商投资过程往往伴随着新
厂房的建设、技术和设备的引进、人员培训、销售渠道的建立和完善
等，这一系列环节对经济增长又都具有不同程度的推动力。⑤出口贸
易通过对中国资源的优化配置极大地刺激了经济增长。这种优化配置
一方面表现在随着国内外价格体系越来越接近，使得以往中国较为严
重的进出口商品价格扭曲现象得到了纠正，人们愿意出口可以获得正
常利润的商品，从而极大地促进了企业出口创汇的热情，最终使商品
资源获得了优化配置；这种优化配置另一方面表现在中国通过出口贸
易参与国际分工，充分发挥自己在生产要素资源方面的比较优势(比
如劳动力和土地相对低廉)，使中国日益成为世界制造业基地，这也
极大地促进了经济增长。
另一方面，必须指出在中国出口贸易与经济增长之间存在两个值
得深思的问题。第一个问题是关于作为中国国内生产总值组成部分的
出口额的真实性或有效性。一般说来，出口贸易中的加工贸易包括桌
料加工和进料加工，由于是对国外的来料或进料进行再加工，因此加
工贸易出口商品总价值中有很大比重应该属于来料或进料，真正属于
在中国创造的新价值往往较小，可能仅仅包括低廉的人工成本和运输
成本，但是在计算中国国内生产总值时却把加工贸易出口商品的总价
值加入进GDP中。通过分析中国历年的出口贸易数据，我们发现加工
贸易占整个出口贸易总额的比重高达55％”左右，由此可见，整个出
口贸易实际上对予中国经济的贡献并不像人们想象的那么大，在大量
有关中国出口贸易对经济增长贡献度的计量分析中往往夸大了其对
经济增长的真实作用。因此，为了使出口贸易真正对中国经济增长起
到实质性的作用，我们应该努力进行产业结构规划，通过提供优惠政
策和充分发挥我们的比较优势，尽量吸引外商在中国境内形成较为完
48根据历年‘中国对外经济年鉴》计算得到．
整的产业链，减少来料或进料加工，从而使出口贸易真正成为中国
GDP的实质成分，而非名义成分。第二个问题是关于中国出口贸易与
短期经济增长和长期经济增长的辩证关系，我们将通过以下案例来说
明这种关系。”钨金属素有“工业牙齿”之称，是重要的不可再生战
略资源，广泛应用于国防工业、航空航天、信息产业、制造业等。目
前，我国钨金属的储量、产量、贸易量和消费量均居世界第一位。然
而，这四个世界第一带来的并不仅仅是自豪，近年来我国钨业发展的
三组对比数据引人深思。对比数据一：2003年，我国钨半成品出口
2．6万吨，出口额2．2亿美元，初级产品占出口总量的三分之二。同
期，我国出口灯泡66亿只，大约用去230吨钨，出口额2亿美元。
也就是说，2．6万吨钨半成品与230吨钨的制成品出口价值相当。对
比数据二：2003年，我国进口每吨钨丝价超过19．9万美元，而出口
价只有2．8万美元，仅为进口价的七分之一。对比数据三：2003年，
中国出口到美国的钨品2943吨，占美国钨供应量的三分之一，出口
额2560万美元。同年，美国肯纳公司利用进口钨品加工硬质合金的
销售收入达到20亿美元。而这一年，我国整个钨行业销售收入为100
亿元人民币。中国钨业协会副秘书长祝修盛说，目前我国钨材和硬质
合金产品出口量仅占总量的少部分，而钨材也仍然不是钨的最终产
品。我国在汽车、飞机等使用的耐震钨丝等技术含量高的产品上对国
外的依赖依然较大。中国硬质合金出口量占国际市场流通量的20％，
但销售收入只占1．5％，而外国公司的高精度硬质合金、高效精密刀
具等产品在中国市场的销售份额已占到25％。全球钨业八成原料来
自中国在世界钨的基础储量中，中国占35．5％，加拿大、俄罗斯各
占15％、13．5％左右，美国约占6．5％。2004年10月国际钨协召开
的会议公布，在全球钨消费总量中，我国消费占37％，欧洲约27％，
美国15％，日本11％。从1997年至2004年，我国钨国内消费量翻
了～番以上，成为最大的钨消费国家。除去国内消费的1．7万吨钨外，
其他国家消费的3．8万吨钨中由我国出口的就有2．8万吨。因此，全
球钨工业消耗的钨资源80％至90％都来自中国。一边是钨资源国内
曲主要引用：《T人II报》2005年1月5日。
消费增加，一边是大量钨原料产品、半成品供应出口，我国钨资源消
耗在世界上所占的比例大大高于占世界储量的比例，其结果是钨精矿
超规模开采，国内鸽储量开始下降，资源优势在逐步减弱。中国钨业
协会副会长孔昭庆分析说，1949年至1985年我国钨精矿产量占世界
产量的40％，但1985年至2002年这个比例上升至68％，其中近十
年达到80％以上。而实际上，除中国、俄罗斯钨精矿开采较多外，
美国近年没有或很少开采国内的钨精矿，美、日均对钨精矿实行战略
储备。一旦国际市场供应紧张，我国钨品供应可能提价时，美国就抛
出储备，打压钨价。钨行业要警惕的深层次问题，并不仅仅是一个初
级产品如何向高精尖产品发展的问题。我国用占世界35．5％的钨矿
产资源满足了全球80％的钨的需求。然而，钨是不可再生的紧缺战
略矿产资源，祝修盛说：“我们不仅自己在消耗而且还为国外消耗了
多少子孙后代的宝贵资源!”。从眼前和地方局部利益看，钨精矿和
钨品的超规模开采、生产对地方经济确有贡献，但从长远和全局利益
看，缺乏统一规划和合理资源配置的区域经济，必将导致总量失控，
引起无序生产和恶性竞争。专家估计，如果消费量继续增加，采选回
收率低的乱采滥挖得不到根治，我国现有钨储量的静态保证开采年限
将屈指可数。
从以上这个案例，可看出以初级产品出口为主是我国许多行业对
外贸易中的致命弱点，宝贵的资源消耗了，但产品附加值却不高，而
我们进口的一些高附加值、高技术含量的产品往往又是在我们的初级
产品基础上加工生产的。也就是说， 中国某些出口贸易也许对短期
经济增长有立竿见影的刺激作用，但是从长远来看却对未来持续的经
济增长甚至国家安全构成严重威胁。这要求我们必须处理好出口贸易
与短期经济增长和长期经济增长的辩证关系，决不能靠牺牲国家长远
经济增长或利益来满足国家或局部地区的短期经济利益。具体采取的
对策就是限制资源型产品的出口，努力将它们转化为高附加值产品以
后再出口，这样一来，我国将以最小的代价获得最大的收益。
实际上，这个案例仅仅是我国不能较好地处理出口贸易、短期经
济增长、长期经济增长之间关系的一个方面。更加让人担忧的是，许
多地方政府为了本地区GDP和出口创!}【_：指标，允许重污染企业大量生
产出口产品，使当地环境遭到严重破坏，人民身体健康受到严重威胁。
对于这种只顾本地区利益、仅使少数人获益的极其短视的所谓经济增
长或出口创汇必须坚决制止。
第三节汇率影响外国直接投资的理论与实证分析
一、汇率影晌FDl问题的由来和相关特征事实
据统计，中国现存注册外商投资企业23．6万家，仅占全国注册
企业总数的3％，但完成的工业增加值占全国工业增加值的30％以上，
进出口额己超过全国进出口总额的5796，上缴的税收占全国税收收入
的2096以上，直接就业人数已经超过2350万，占全国城镇劳动就业
人数的10％以上”。鉴于外商直接投资(FDI)在促进中国经济增长以及
缓解日益严重的就业压力中表现出的重大作用，探讨有利或不利于外
国直接投资流入的重大影响因素，从而趋利避害，促使更多的FDI流
入中国，必然成为众多经济学者关注的焦点。令人遗憾的是，虽然已
有很多关于外国直接投资流入中国之决定因素的研究成果，但大部分
文献强调低廉的劳动力成本、巨大的国内市场规模、日益扩大的开放
度、优越的地理位置、稳定的社会环境、极其优惠的引资政策以及高
素质的人力资本等决定因素，而专门研究人民币汇率对FDI综合影响
的文献显得较为匮乏。
我们认为，至少存在三个值得深入探索人民币汇率对外商直接投
资产生重要影响的理由：
第一，验证经济理论的需要。一般经济理论认为，对于外商直接
投资而言，东道国汇率贬值使得在东道国的投资成本如果利用母国货
币表示会下降，所以汇率贬值一般都会刺激外国直接投资的流入，反
之会导致资金的流出。比如日元由于1985年广场协议而大幅升值，
这使得日本对美国出口减少，但是日本却利用日元的大幅升值大举向
海外投资，流入美国和东南亚等国的来自日本的外国直接投资迅猛增
如主要引用：宋泓(2005)．P19。
加。这种汇率贬值有利于外资流入的经济理论是否适用于中国?这显
然需要在实证分析后做出回答。
第二，对该问题展开分析具有两大现实意义．其一，对人民币汇
率调整或改革具有现实意义。对人民币汇率进行调整或改革需要站在
国家全局的战略高度，综合权衡由此造成的诸多收益与成本，其中必
然包括给外商直接投资造成的影响。其二，对目前和今后的引进外资
工作具有现实意义。中国自90年代以来，之所以能吸引大量的FDI，
与1992-1994年间出台的大量经济改革政策以及非常优惠的引资政
策有着极大的关系，随着时间推移，这些制度层面上的影响力在逐步
减弱。与此同时，经济层面上的影响力却逐步增强，汇率作为开放经
济下的关键性经济杠杆之一，会对FDI的流向具有越来越重要的影
响。这就要求对人民币汇率与FDI间关系进行深入研究。
第三，解释人民币汇率与FDI间存在的一些客观事实的需要。这
里首先指出人民币汇率一劳动力成本一外国直接投资的经济事实。众
所周知，中国低廉的劳动力成本无疑是吸引FDI最关键因素之一，但
是如果把2000年中国制造业的年人均工资8750元以1989年以前的
1美元等于3．8元人民币之汇率，而不是按现在的l美元等于8．3元
人民币之汇率换算，中国制造业的年人均工资高达2300美元，是现
在外国投资者承担的以美元计算的劳动力成本的两倍多”。我们将年
工资2300美元换算为月工资191美元，发现中国月工资高于泰国同
期月工资158美元，逼近墨西哥同期月工资210美元，2而泰国和墨
西哥是中国吸引FDI的两个强大竞争对手。可见，如果没有人民币汇
率的大幅度贬值，中国劳动力成本与其他发展中国家相比可能不再具
有吸引外国直接投资的绝对优势。因此，我们推测人民币汇率在80
年代末90年代初的大幅度贬值，极大地提升了中国制造业在生产成
本上的比较优势，对于跨国企业而言，由人民币贬值带来的潜在财富
效应和生产成本消减效应是如此巨大而不能忽略，可能诱使其增加对
华投资。另一个客观事实是人民币汇率与FDI之间呈现出极高的相关
”这掣的中国制造业年人均工资和相关换算数据取自邢予青(2003)，P23—25。
2墨矾哥椰察固的月工资数据由《世界鲐济年替》2001年P365、408的数据算得
77
性，具体见卜．面的图4．3．1和图4．3．2。以上列举的两个有关人民币
汇率与FDI间关系的客观事实究竟是。种偶然性还是必然性?人民
币汇率与FDI之间高相关性背后是否隐藏着因果关系?显然对这些问
题的回答也依赖于实证分析。‘‘
图4 3 1 人民币窭际汇率与FDI相美性
萤⋯美誊⋯誊量⋯蚕景⋯善荟一誉娶荟⋯誉誊一誉蒙e誊q萤吾誉誊Dd ed eO +实际汇率(PER)+LN(FDI)
图4．3 2 人民币名义汇率与FDI相关性
OO媳
OO辎一
00蔷曩
00碴一
OO“
鏊誊童量蓉萤誉容器重誉⋯⋯⋯o●04
+名义汇率+LN(FDI)
注：图4-3·1和图4．3．2数据来源于(International Financial Statistics》a
由图4．3．1、图4．3．2可见，人民币名义汇率和人民币实际汇率
都与外国直接投资表现出较高的相关性。比如1985-1993年期间，随
着人民币名义汇率从1美元兑换2．94元人民币贬值为1美元兑换
5．76元人民币，FDI相应地由1985年的16．6亿美元上升到1993年
的275．2亿美元。1994年汇率并轨，人民币汇率大幅贬值，由I美
元兑5．76元人民币贬值到1美元兑8．62元人民币，FDI由1993年
的275．2亿美元猛增到1994年的337．7亿美元，增幅高达21％．1994
年以后，由于中国汇率一直处于比较稳定的水平上，再加上1994年
以后中国加强了引资监督管理，使一些不符合产业政策和破坏环境的
FDI受到限制，在引进外资中越来越重视投向引导和选择，不再单纯
追求数量．因此，在1994年至亚洲金融危机前的这段时间里，流入中
∞∞∞∞∞∞
O
8
6
4
2
O
一芷山一
碍蝌双洱忙呶<
国的FDI增长较为平稳。随着1997年东南亚金融危机的爆发，由于
人民币汇率坚持不贬值，因此人民币相对东南亚各国货币大幅升值，
流入中国的FDI明显受到不利影响。
二、汇率影晌FD l的文献述评及本节将要进行的探索
Crushman(1985)运用四个直接投资模型，对美国与英国、法国、
加拿大、日本、德国等五个工业化国家之间实际汇率变动对双向直接
投资的影响进行经验分析，最后发现随着其它几个国家实际汇率的升
值，从美国流向这些国家的直接投资往往会减少。Kenneth和Jeremy
(1991)先给出汇率变动引起财富效应从而最终影响FDI的理论模型，
然后通过对美国吸引的FDI与该国实际汇率之间关系的经验研究，发
现国内货币贬值会通过财富效应引致更多的外国直接投资流入。
Linda和Chales(1994)指出短期汇率波动对FDI具有真实影响，而
且该影响是沿着增加FDI的方向发生作用。他们还使用美国与加拿
大、日本、英国在1978—1991年的双边FDI季度数据对以上结论进行
了验证。Munisamy、Daniel和Utpal(1998)对汇率与流入美国食
品工业部门的FDI间的关系进行了研究，实证分析结果显示实际汇率
确实具有影响FDI的作用。Kyang和Harvey(2000)探讨了汇率不确定
性是如何影响具有风险中性特点的跨国公司的FDI决策。该文的结论
是汇率波动促使跨国公司将生产转移到低成本国家，因为高度的汇率
波动增加了跨国公司FDI的期权值，从而有可能刺激新的投资。Jean
和Amina(2001)首先根据汇率不确定性对需求影响的事实，对汇率与
FDI间的联系进行理论分析，然后通过经验分析得出，当贸易被水平
划分时，汇率波动与FDI之间有显著的相关性，而当贸易被垂直划分
时，汇率波动与FDI间没有显著的相关性。
Chung和Jung(2000)运用1980—1996年的数据将FDI对GDP、
工资、开放度、人力资本、消费价格指数、实际汇率等进行回归，实
证研究表明人民币实际汇率对中国吸引FDI具有重要作用。但是该文
缺乏对汇率与FDI关系的深入分析，没有进行必要的因果关系检验，
缺乏对二者关系的动态分析。张晓朴(2001)认为人民币贬值不能促进
外商直接投资，其理由是1983—1991年间，虽然人民币汇率从1．97
贬到5．3，贬值幅度高达1．7倍，但是我国吸引的FDI一直停留在二
三十亿的水平上，没有明显提高”。张谊浩(2003)综合Froot(1991)
和Goldberg(1995)的模型，构建了以进入中国的外商直接投资为因
变量，人民币汇率的水平性变动和人民币汇率的波动度为解释变量的
理论模型，并运用协整检验和误差纠正模型对样本期1978—2000年的
数据进行实证分析。该文认为从长期来看，人民币汇率的波动与外商
直接投资之间存在协整关系，但从短期来讲，人民币汇率的波动与外
商直接投资之间不存在明确的关联。邢予青(2003)以日本对华直接
投资为背景分析了汇率与外国直接投资之间的关系。该文使用
1981—2000年日本在中国9个制造业部门的直接投资数据，进行单方
程静态回归。研究发现，日元对人民币的双边实际汇率和日本对华直
接投资之间存在显著的正相关。因此邢予青认为中国的汇率机制在加
强中国吸引日本FDI的竞争力中起到了重要的作用。
在总结已有文献的基础上，我们将努力在以下几个方面推进该问
题的研究。第一，几乎所有的中外文献都偏向于研究实际汇率与外国
直接投资闻的关系，我们既研究人民币实际汇率又研究人民币名义汇
率与外国直接投资之间的联系。而且得到一个不符合人们直觉的结
论，即人民币名义汇率对外国直接投资的综合或总体解释能力大于实
际汇率。第二，鉴于相关性并不等于因果性，我们运用格兰杰因果检
验对人民币汇率与外国直接投资间的因果关系进行检验。第三，运用
协整技术、方差分解及脉冲反应函数等计量分析方法，既考查人民币
汇率与FDI间的长期均衡关系，又研究它们之间的短期动态关系。
三、汇率影响FD I理论简述和经验分析
(一)、理论简述
正如Chung和Jung(2000)及邢予青(2003)所总结的，绝大
多数有关汇率与外国直接投资间关系的研究都得出了一个共同的结
论：一般来说，东道国货币汇率贬值会引起更多的外国直接投资流入，
”FDI在1983-1991年间增长r 5 8倍．同期人民币汇率贬值1 7倍．计算依据来自‘中嗣统计年鉴》a
80
相反，升值往往导致外国直接投资流入减少。
归纳起来，汇率主要通过以下两种传导机制影响FDI的流入数
量：财富效应机制和相对生产成本机制。财富效应机制是指外国投资
者相对于本国投资者的财富会随着东道国货币贬值而增加，因为从外
国投资者的角度来看，如果以东道国货币来衡量资本的价值，那么所
有生产投入，诸如劳动、土地和机器在东道国货币贬值后变得更便宜
了，从而鼓励外国企业获得更多的东道国资产。相对生产成本机制是
指外国直接投资获得国的货币贬值使得以外国货币表示的本国生产
成本下降，相应地提高了出口导向型外国投资者的利润，高回报自然
会提高FDI的流入量。
(二)、经验分析
(1)、待检验之问题
本文将实证检验人民币汇率与外国直接投资之间可能存在的诸
多关系，即实证检验人民币汇率与流入的外国直接投资之间有无因果
性?人民币汇率与FDI之间是否存在长期均衡关系?人民币汇率与外
国直接投资间的动态特性是怎样的?人民币名义汇率和实际汇率各自
对外国直接投资的影响有什么特点?以及谁对外国直接投资的综合或
总体影响更大?等问题。
(2)、VAR(向量自回归)模型’
’
我们将利用vAR(向量自回归)模型，而不是静态回归模型。理由
如下：首先，鉴于影响中国吸引FDI的因素非常丰富而且复杂，除了
汇率以外，还有许多影响因素，各种因素之间彼此交织，存在共线性
的可能较大。其次，有些因素尽管非常重要，但却很难将之作为解释
变量放入回归方程中，但是，如果不把这些重要的解释因素作为控制
变量放入回归方程，可能会使汇率变量的估计系数不显著。第三，由
于VAR模型不受先验经济理论的限制，直接透过时间序列数据本身的
特性进行研究，先验知识只用来考虑及选用纳入模型之经济变量。因
此，我们将运用VAR模型直接去探讨外国直接投资和人民币汇率之间
的动态关系。
第一、VAR模型中变量之选取
VAR模型变量之取舍，必需考虑研究所用样本资料的大小，如果
样本资料较小，而选入变量过多，会造成自由度不足之嫌。由于本研
究的年样本资料有限，故仅纳入外国直接投资(FDI)、人民币汇率、
国内生产总值(GDP)等三个变量，其中GDP代表国内市场规模，许多
文献都认为中国日益庞大的国内市场规模是吸引FDI的重要因素之
一。至于汇率，我们将分别选用人民币与美元实际汇率(RER)和人民
币与美元名义汇率(ER)，而非人民币实际有效汇率(REER)和人民币
名义有效汇率(IdEER)，理由如下：第一，我们发现人民币与美元双边
实际汇率(RER)和人民币实际有效汇率(REER)以及人民币与美元双边
名义汇率(ER)和人民币名义有效汇率(MEER)间的相关度高达90％以
上。第二，从流入中国的FDI之来源结构来看，截至1999年底，来
自香港、美国和维尔京群岛的FDI占比达62％53，鉴于香港采取美元
联系汇率制度，维尔京群岛作为离岸金融牛心的特殊性，以及投资于
中国的欧洲和日本大公司的国际性背景，我们可以确认流入中国的
FDI中至少60％以上是以美元紧密相关的。第三，为了检验实际汇率
和名义汇率对中国引进外资的不同影响。我们预计名义汇率吸引FDI
的短期影响力大于实际汇率，而实际汇率对FDI的长期影响力高于名
义汇率，但是综合影响力究竟谁大有待实证检验。
第二、VAR模型之建立
模型一：由流入中国之外商直接投资(FDI)、人民币实际汇率
(RER)、国内生产总值(GDP)三变量组成，结构如下：
副PER剿骇纠Ix阻IPERGDPJ, I I=I c2 I+ΣI鼠忍，几。l十悄I岛I
l lGJ 91 I压。，屈：，屈，，j【GD_PJ。l岛j，
模型二：由流入中国之外商直接投资(FDI)、人民币名义汇率
(ER)、国内生产总值(GDP)三变量组成，其结构如下：
I FDl I i cl I，f届·，届：，属“l J FDI} f岛}
l ER l=i c2 I+ΣI屈。屈：，尼，，Ixl ER I+I岛I
lGDPJ， lc3J”。l尼，，、屈：。届，，j lGDPj。l岛J，
¨该数据根据隔家外托管理局髓站公布的数据计算得到．
82
其中C。为常数项，卢。代表各变量之系数，e。为各变量各期残差
项，P为落后的期数。鉴于与VAR模型相关的一系列分析中，变量是
否平稳具有决定性影响。因此，首先要对各变量进行单位根检验。
(3)、变量来源及单位根检验。
FDI和GDP来源于历年的《中国统计年鉴》，ER取自国际货币基
金组织(IWF)的《International financial statistics))各期，RER
数据1983年一1999年取自张晓朴《人民币均衡汇率研究》，而
2000—2002年的数据将根据公式RER=ERX P．／P算出，其中P+代表美国
消费物价指数，P代表中国消费物价指数，P’和P可以从
《International financial statistics})各期取得。在直接获得或
计算得到以上几个变量的数据以后，对它们取自然对数“，然后再对
各变量的自然对数值进行单位根检验，结果见表4．3．1。从表4．3．1
可以得出FDI、RER、ER、GDP的自然对数均为一阶单整序列，即I(1)。
表4．3．1 ADF单位根检验结果
变量检验类型(c，t，P) ADF统计量临界值
FDI (c，t，1) -1．9877 —4．5743。
△FDI (O，0，1) -2．1168 —1．9627。
RER (c。t，1) -3．5832 —4．5743蜘
△髓R (c，0，1) -3．9979 —3．8877。
ER (c，t。1) 一1．2446 —4．5743”
△ER ’(O，’0，1) _2．4813 —1．9627”
GDP (c．t，1) -1．2726 —4．5743。
AGDP (c，0，1) -2．7542 —2．6745+
注：①c、t平口P分别袭不常藏顶、趋势项和帮后阶数·
②料}、料和}分别表示临界值在1％、5％和105的显著性水平下得到的。
(4)、格兰杰因果检验
鉴于经济时间序列常出现伪相关问题，即经济理论表明几乎没有
联系的序列却可能算出较大的相关系数，因此必须对相应变量进行因
果关系检验。从图4，3．1和图4．3．2，可以发现人民币实际汇率和名
义汇率都与外商直接投资有着明显的相关性，相关系数接近90％．但
是相关性并不等于因果性，所以必须进行因果检验，通过检验得出人
民币汇率贬值确实是导致流入中国之FDI增加的重要原因。
轴吾变量取一然对数后．我们仍用FDI、PER、ER、GDP代衰它们的自然对数．本节后面都依此约定．
83
第一、FDI和人民币实际汇率(RER)间因果关系检验
由于只有平稳的经济变量才能进行格兰杰因果检验，因此不能用
实际汇率(RER)和外商直接投资(FDI)的水平值进行检验，而只能
用RER和FDI的一阶差分值进行因果关系检验，结果见表4．3．2。
表4．3．2 PER与FDI之间的格兰杰因果检验结果
虚拟假设F．统计量P值
实际汇率不是外商直接投资的格兰杰成因5．19003 0．02376
外商盲棒柑咨不县枣际扩塞的榕兰杰成蹋0．22416 0 80246
从表4．3．2可以看出，对于外商直接投资不是实际汇率的格兰杰
成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．8，因此不能拒绝原
假设，即认可外商直接投资不是实际汇率的格兰杰成因。对于实际汇
率不是外商直接投资的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的
概率是0．02，表明至少在约98％的置信水平下，可以认为实际汇率是
外商直接投资的格兰杰成因。可见外商直接投资与实际汇率之间存在
从RER-·FDI的单向因果关系。
第二、FDI和人民币名义汇率(ER)间因果关系检验
同理，用人民币名义汇率(ER)和FDI的一阶差分值进行因果关系
检验，结果见表4．3．3。
表4．3．3 FDI与职之间的格兰杰因果检验
l ‘
。虚拟假设F．统计量’P值
I 实际汇率不是外商喜接投资的格兰杰成因9．57621 0．00327
I 外商直接投资不是实际汇率的格兰杰成因5．02024 0．02605
从表4．3．3可看出，对于外商直接投资不是名义汇率的格兰杰成
因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是O．03，因此能够拒绝原
假设，即认可外商直接投资是名义汇率的格兰杰成因．我们认为FDI
影响名义汇率仅具有统计上的意义，而无经济意义。从经济理论角度
来看，FDI流入意味着外汇市场上外汇供给增加，结果是外汇有贬值
倾向，而本币(这里是人民币)受到升值压力。对于名义汇率不是外商
直接投资的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是
0．003，可以认为实际汇率是外商直接投资的格兰杰成因。可见外商
直接投资与名义汇率存在从ER—FDI和FDI—ER的双向因果关系。
(5)、协整检验‘
①外商直接投资、实际汇率、GDP之间的协整检验
由于本文采用的是年度数据，样本数较少，所以采用
gngel—Granger两步法进行协整检验。首先将外商直接投资(FDI)
对实际汇率(RER)和国内生产总值(GDP)进行一般回归，从表4．3．4
可以看到RER不显著。其次对表4．3．4中的回归残差进行单位根检验，
检验结果见表4．3．5。
表4．3．4 回归结果
变量系数标准差l_统计量P值．
C ．10．91012 0．900495 —12．1 1570 O，0000
RER 0．592877 0．649000 0．913525 0．3737
GDP 1．414460 O．164895 8．577922 0．0000
j R2 0．963235 F一统计量222．0254
I 调整R2 0．958910 D_W统计量1．826779
表4．3．5 回归残差单位根检验
l ADF统计量-2．818536 1％r临界值+ -2．7057
l 5％临界值．1．9614
I 10％临界值-1．6257
注：}最不拒绝1％水平上的康f段设。’
从表4．3．5可以看到，回归残差的检验t统计值是一2．82，小于
显著性水平为1％的临界值一2．71，表明在1％显著性水平上可以认为该
回归残差是平稳的。可见，外商直接投资、实际汇率、国内生产总值
之间存在协整关系。鉴于回归分析中人民币实际汇率(RER)不显著，
该协整关系显得较为勉强。因此，我们专门对外商直接投资与实际汇
率间的协整关系进行检验，两种协整检验方法(Engel-Granger两步
法和70hansen极大似然法)都得出FDI和RER间存在长期均衡关系，
即协整关系．检验结果省略。
②外商直接投资、名义汇率、GDP之间的协整检验
同样采用Engel-Granger两步法进行协整检验．首先将外商直接
投资(FDI)对名义汇率(ER)和国内生产总值(GDP)进行一般回归，
结果见表4．3．6。回归结果显示所有变量的系数都显著，而且符号与
经济意义一致。紧接着对表4．3．6中的回归残差进行单位根检验，检
验结果见表4．3．7。
表4．3．6 回归结果
变景系数标准差t_统计量P值
C ．7．974278 1．993516 -4．000108 0．0009
ER 1．022671 O．563869 1 813668 0．0874
GDP 1．055138 0．281047 3．754314 0．0016
R2 0．967684 F．统计量254．5252
调整R2 O．963882 D-W统计量1．926779
表4．3．7 回归残差单位根检验
ADF统计量．3．529935 1％临界值‘ ．2．7057
5％临界值．1．9614
10％临界值．1．6257
从表4．3．7可以看到，回归残差检验的t统计值是一3．52，小于
显著性水平为1％的临界值，表明在1％的显著性水平上可以认为该回
归残差是平稳的。可见，外商直接投资、名义汇率、国内生产总值之
以上协整分析从本质上讲仍属静态分析，VAR分析中的冲击反应
和方差分解才是真正的动态分析。
①FDI、人民币实际汇率(RER)、GDP三变量VEC模型
鉴于FDI、RER、GDP三个非平稳变量之间存在协整关系，我们需
要利用向量自回归修正(VEC)模型，该模型实际上是一个包含了协整
约束条件的VAR模型，结合本研究中经济变量的特征，VEC可以表示
为：
I AFDI I I AFDI l |AFDI l I AFDIt I△阳，l
I啦尺I-rIf tr2uER I+r2l ARER f+f．+o．1|ARER{+rll ARER l
lAGDP]， l△∞PL 【AGDP]H 。l△6DP上一。lAGDPJ。
h1
+c憎谢
其中c表示截距项，毋为趋势项．
下面利用VF,C模型进行方差分解和冲击反应分析，根据AIC准则
和SC准则判断该VEC模型的最大滞后期为3，分析结果如下：
第一项：方差分解
方差分解用于分析因变量预测之误差是由哪些解释变量所引起，
以及各占百分比。计算预测误差之方差分解之前，必须采用Ch01eski
正交化处理，去除了残差项彼此之间的同期相关和序列相干，方可利
用方差分解的百分比去说明各经济变量之间的关系，以及各变量对
FDI的解释能力。具体结果见表4．3．8。
表4．3．8 FDI、l{ER、GDP方差分解
期数d 标准差FDI RER GDP
1 O．138492 100．∞00 0．000000 0．000000
2 9．336019 95．04432 4．88947 1 0．066207
3 0．502205 91．43370 8．516451 0．049849
4 0．61 8054 90．60786 9．316379 0．075765
5 0．710577 90．15972 9．584920 0．255361
6 0．782430 89．53974 1 0．06075 0．399506
7 0．83221 3 89．20377 1 0．40251 0．393723
8 O．87．似32 89．24802 10．38781 0．364162
9 O．92‘321 89。42753 10．21572 O．356748
10 0．981613 89．41 564 10．2∞80 0．377555
从表4．3．8之分解结果，可看出外商直接投资近90％的比例是由
外商直接投资自身以及其它模型以外之因素所决定，人民币实际汇率
对外商直接投资的解释能力次之，占比约10％，国内生产总值对外商
直接投资的解释能力最差。
第二项：冲击反应分析
尽管方差分解给出了人民币实际汇率和国内生产总值对FDI的总
体解释能力或综合解释能力，但着想进一步分析各变量发生自发性扰
动时，对外商直接投资的影响，就需利用冲击反应分析，了解外商直
接投资受其它经济变量冲击后的反应形态(持续性或跳跃性，正向或
负向)及大小，具体结果见图4．3．3。
图4．3．3 冲击响应曲线
F■—●d L田to LF求F■●—●d L∞to∞口
Resp⋯o ofLFo●b L_FD
从图4．3．3可看出，外商直接投资(FDI)自发性干扰对FDI的冲
击最大，最大反应数值为O．35，而且是在第3期反应达到最大，此
后略有下降。可见外商直接投资外生性强，受自身及模型外因素影响
程度大。人民币实际汇率(RER)自发性扰动对FDI之冲击较小，FDI
的最大反应数值为0．13，也是在第3期反应至最大，但是人民币实
际汇率冲击对FDI影响的持续性较强，几乎没有呈现出收敛状态。国
内生产总值(GDP)自发性扰动对FDI之冲击很小，几乎可以忽略。
②FDI、人民币名义汇率(ER)、GDP三变量VEC模型
鉴于FDI、ER、GDP三个非平稳变量之间存在协整关系，我们同
样需要利用向量自回归修正(VEC)模型，结合本研究中经济变量的特
征，VEC可以表示为：
『AFDI] 『AFDll 『AFDI] 『AFDI] 『AFDI]
l AER{=rlI AER l+r2I aER l+⋯+rPIl AER l+FII AER I
lAGDPJ， 【AGDP]r_l L△∞州，-2 l△GDPJ帅lAGDP]¨
+c+母十[兰]。
其中c表示截距项，拧为趋势项。
同样利用VEC模型进行方差分解和冲击反应分析，根据AIC准则
和Sc准则判断该VEC模型的最大滞后期也为3，分析结果如下：
第一项：方差分解(见表4．3．9)
从表4．3．9可看出外商直接投资在短期平均70％的比例是由外商
直接投资自身以及其它模型以外之因素所决定，而长期仅47％的比例
是由外商直接投资自身以及其它模型以外之因素所决定。人民币名义
汇率(ER)对外商直接投资的解释能力次之，短期占比约为8％，中期
占比约为30％，长期占比约为33％，总的平均占比约30％，即人民币
名义汇率对外商直接投资的综合或总体解释能力约为30％。国内生产
总值在短期内对外商直接投资几乎没有解释能力，但长期来看对外商
直接投资的解释能力约14％。
表4．3．9 外商直接投资方差分解
期数标准差FDI ER GDP
1 0。120373 100．O∞0 0．000000 0．000000
2 0．257370 91．90252 7．980518 0．1 16959
3 O．3338酷78 99826 20．89645 0105297
4 O．364701 67．69588 31．98883 0．31 5295
‘ 5 O．39645’ 57．56026 37．33128 5．108459
6 O．436842 48．41641 39．05522 12．52837
7 0．471568 45．36681 38．61494 16．01 825
8 0．5018∞ 47．33057 35．45129 17．21814
9 0．521035 48．18224 33．02010 18．79765
10 0．526917 47．45185 32．32979 20．21 836
第二项：冲击反应分析
图4．3．4 冲击响应曲线
R目md∞to目R_∞d LFO toLGEP
／—～、＼ ，／———～
R-●Ⅲ●●ofLFDIto LFD
／^＼ —＼／
从图4．3．4可看出，外商直接投资自发性干扰对其自身的冲击最
大，最大反应数值为0．22，而且是在第2期反应达到最大，此后逐
渐下降，到第4．5期FDI回到初始状态。可见外商直接投资外生性强，
受自身及模型外因素影响程度大，但是持续性却较差。人民币名义汇
率自发性扰动对FDI之冲击较小，FDI的最大反应数值为0．14，在第
3期反应至最大，然后逐渐收敛回初始状态。可见人民币名义汇率冲
击对FDI影响的持久性较差。国内生产总值自发性扰动在前3期对
FDI几乎没有形成冲击，从第4期开始该冲击才逐步对FDI起作用，
到第6期达到最大值0．13，然后逐渐收敛。
四、总结及相关建议
通过以上较为详细的经验分析，我们可以归纳出以下几点结论：
第一，人民币实际汇率和名义汇率都与外商直接投资存在因果关系，
即人民币汇率的贬值趋势是流入中国的外商直接投资逐年增加的原
因之一。第二，人民币实际汇率和名义汇率都与外商直接投资存在长
期均衡关系。第三，人民币名义汇率变动对外商直接投资影响的持续
性较差，而人民币实际汇率变动对外商直接投资影响的持续性较强，
该结论与经济理论中名义变量长期为中性之论点是一致的。但是，人
民币名义汇率对外商直接投资的综合或总体解释能力远大予人民币
实际汇率，这表明人民币名义汇率变动在短期和中期对外商直接投资
的作用力远高于实际汇率，我们推测原因在于外商投资企业往往是根
据会计账面上的投资利润和投资成本进行投资决策，而利润和成本往
往是用名义汇率进行计算或换算。第四，尽管人民币汇率的长期贬值
确实对中国吸引外商直接投资具有一定的贡献，但其作用力有限。就
本文涉及的样本期而言，人民币汇率对FDI的总体解释力最多为30％，
决定外商直接投资的其它因素占70％。从已有文献看，其它因素包括：
低廉的劳动力成本、巨大的国内市场规模、日益扩大的开放度、优越
的地理位置、稳定的社会环境、非常优惠的投资待遇、高素质的人力
资本以及九十年代初以来，中国出台的一系列有利于进一步改革开放
之重大经济政策。从本文动态分析结果中，我们发现促使外资不断地
涌入之动态因素恰好包括外商投资本身，这是由于先期进入的外商投
资所带来的示范效应、集聚效应和产业链整合效应对后续之FDI产生
了吸引力。
这里我们认为有必要对一个较为流行的观点提出商榷。一些经济
学者认为只要人民币升值幅度不能完全抵消廉价劳动力优势，只要中
国经济持续增长，那么外商直接投资仍会持续涌入“。我们认为，鉴
于外商直接投资中60％的投资额集中在加工制造业，通过来料和进料
"主要引用：F允贵(2003)．
加工等方式迅速建立产能，向国际市场供应低价位的轻纺和机电产品
”，劳动力成本在这些产品总成本中的比例不会超过10％。如果人民
币升值20％(假设该升值幅度刚好使中国劳动力成本提高到竞争对手
的平均工资水平，这显然是一个保守的假设)，这意味着出口产品美
元价格将整体上涨20％，而劳动力成本仅上涨几乎可以忽视的2％。即
使考虑到来料或进料的进口美元价格由于人民币升值而下跌，由于来
料或进料在最终出口产品成本中的比重有高有低，我们假设该比重平
均为70％(该假设的合理性有待检验)，那么来料或进料的进口美元价
格由于人民币升值将下跌14％。可见，人民币升值20％的最终后果是
外商独资企业出口产品的美元价格将上涨6％左右，这必然会对出口
产生不利影响，从而最终使流入的外商直接投资减少。
最后，提出两点建议：一、鉴于人民币汇率对FDI的总体解释力
最多为3096，我们认为在吸引外商投资时，必须高度重视其它可能对
引资产生重要影响的因素，特别是要努力为外商创造出一个良好的经
济环境和制度环境。二、到目前为止，人民币名义汇率对外商直接投
资具有较大的影响，随着时间推移，特别是加入WTO以后，中国市场
化进程的速度将加快，汇率作为开放经济下的关键性经济杠杆之一，
会对FDI的流向具有越来越重要的影响。因此，在进行人民币汇率变
动时，特别是考虑对人民币名义汇率升值时，必须慎之又慎；以防对
我国引进外资形成不利冲击。
第四节外国直接投资影响经济增长的理论与实证分析
一、改革开放以来中国吸引外商赢接投资简要回顾
改革开放以前，我国几乎没有外商直接投资(FDI)流入。1979年
以来，FDI流入稳步增长，在90年代进入了高峰期。1990年中国吸
收的FDI占同期全球FDI的比重为2．2％，1994年这一比例高达13．5％，
此后有所下降，但1990-1999年期间中国实际吸引的FDI占同期全球
外商直接投资总量的8．1％，这一水平明显高于中国GDP和进出口在
56主要引用：王允贵(2003)。
全球的比例，具体数据见下表”。
表4．4．i中国九十年代实际吸收FDI以及占全球FDl之比例
年份中圈实际吸收FDI 全球FDI 中国FDI在全球FDI中比例(％)
】990 34．9 1555，8 ‘ ‘ 2，2
1991 43．7 1981．4 2．2
1992 110．1 2014．7 5．5
1993 275．2 2390．9 n．5
1994 337．7 2511．2 13．5
1995 375．2 3387．3 11．1
1996 417．3 3468．2 12．O
1997 452．6 4004．9 11．3
1998 454．6 6440．O 7．1
l 1999 403．2 8266．0 4．9
经过二十多年的努力，截止2002年底，中国共批准设立外商投
资企业424196个，合同外资8281亿美元，实际利用外资金额达4479
亿美元。中国在2002年就以引进527亿美元FDI的骄人业绩，首次
超过美国，成为世界吸引FDI最多的国家。与外商直接投资的高速流
入相对应的是中国快速增长的进出口总额和经济增长。因此，定性和
定量探讨外资流入与中国经济增长间的关系显然成为了一项非常重
要的研究课题。
根据经济增长理论，资本、劳动力以及技术是决定一个国家或地
区产出增长的基本因素，外国投资一方面通过直接形成资本对经济增
长做出贡献，另一方面还可通过提升东道国的人力资本积累、技术进
步和产业升级等渠道间接促进经济增长。国内外已有的大量经验表
明，在经济日益全球化下，外商投资已经成为推动发展中国家经济持
续增长的主要力量之一。中国自改革开放以来，流入的FDI不断攀升，
2002年FDI达到527亿美元，是1983年FDI的82倍，与此同时，
中国国内生产总值从1983年的5787亿元人民币，增加到2002年的
104500亿元人民币，增长了18倍。从图4．4．1可以看出外资与中国
国内生产总值之间的正向关系。
尽管图4．4．1清楚地显示了流入中国的外商直接投资与中国国
内生产总值之间具有正向关系，但是，由于相关性并不等于因果关系，
因此需要对FDI与GDP之间关系进行详细的理论分析以及经验分析。
”主要引用：赵晋、F(200i)．
92
1
1
—1
j只
迥
roo
图4 4，1 FDI与GDP的相关性
蓦霉器蓦蓦墨蓦害霉器蜜害昌g器蜜蜜昌8 S 8 ⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯
l+国内生产总值(GDP)+FDI(亿美元){
资料来源：历年‘中嗣统计年鉴》。
二、外商直接投资影响经济增长文献述评
600
500
4001霄
300餐
200岔
100
0
江锦凡(2004)通过把索洛的新古典经济增长模型中的资本分为
不同质的国内资本与外商投资资本，同时又引入时间因素，将技术进
步、产业结构变动、制度变迁等因素全归于一个时间系数中，从而构
建了用于分析外商投资与中国经济增长关系的理论和计量模型。经过
简单的回归分析和格兰杰因果关系检验，该文认为FDI对中国具有资
本效应，一方面直接增加了中国的资本积累存量，另一方面还通过所
谓的产业连锁效应和示范与牵动效应间接地导致了中国资本存量的
增长。该文还认为FDI通过产业结构升级效应、制度变迁效应和技术
外溢效应中的人力资本积累效应促进了中国的全要素生产率的提高，
从而也意味着促进了经济增长。我们认为该文存在以下一些需要商榷
的问题。首先，由于该文涉及到的经济变量全都是时间序列，而根据
计量经济文献，为了避免出现伪回归或虚假回归问题，凡涉及时间序
列必须进行单位根检验或稳定性检验，如果时间序列存在单位根，则
往往进行协整分析得出经济变量之间的长期关系。另外在进行格兰杰
因果关系检验之前，也必须对检验所涉及的变量进行平稳性检验，如
果是非平稳的，那么一般需要通过一阶差分使时序变量变平稳，然后
才能进行格兰杰因果检验。其次，该文在对FDI是否促进了中国的研
啪咖瞄啪咖。
们∞∞∞∞蚰∞
究和开发进行检验时，采用了国家财政科技拨款代替研究开发支出，
最后得出FDI不是引起R＆D资本变动的主要原因的结论，我们认为鉴
于我国国家财政科技拨款资金并不是企业主要的研发资金来源，因此
用此替代是不恰当的。另外，关于FDI是促进中国人力资本增加的原
因之结论也较勉强，因为发展教育是中国的一项长期国策，流入中国
的FDI越来越多，技术含量越来越高，其中一个很重要的原因在于中
国能够提供了源源不断的高素质劳动力。
沈坤荣等(2001)主要研究目的是分析FDI的技术外溢效应对中
国经济增长的影响，为此他们首先构建了一个内生增长模型，从该理
论模型得出的结论是：FDI的技术外溢效应取决于制度的演进，人力
资本存量，吸引、吸收、模仿先进技术的效率，以及时间贴现率的大
小等。具体而言，FDI的技术外溢效应与人力资本存量同向变化，与
吸引、吸收、模仿先进技术所需的固定成本及时间贴现率反向变化。
因此，人力资本部门的生产效率越高，人力资本存量越大，经济增长
率越高；吸引外国直接投资的数量越多，与先进技术的差距越小，吸
引新技术所需成本越小，则经济增长率越高；现时的储蓄率越高，经
济增长率越高。然后在理论模型的基础上构建计量分析模型，运用
1978—1998年中国29个省、市、自治区的有关数据，采用面板数据
进行回归分析以及格兰杰因果关系检验；最后得出FDI通过技术外溢
对中国经济增长产生影响的这一核心结论。我们认为该文其实仅仅是
检验了外商直接投资对中国经济增长以及对中国东、西、中部经济差
异的影响，实际上并未真正对FDI的技术外溢效应做出检验，因为该
文用中国各地区FDl年流入量与各地区当年的国民生产总值之比来
代表FDI技术外溢对经济的增长效应。我们认为造成这种问题的原因
可能是适当的能真正代表FDI技术外溢效应的变量和数据较难找到。
桑秀国(2002)对中国2001年31个自治区的横截面数据和中国
1983—2001年时间序列数据应用格兰杰因果检验和协整检验进行实证
分析，得出以下结论：外商投资对中国经济增长有促进作用，而且作
用机制主要是通过促进中国的技术进步而实现的。显然，由于时间序
列只有19个样本点，因此该文计量分析结果的稳健性还需进一步验
证。
卢荻(2003)的文献是较有新意的。该文首先根据1980、1991、
2001年的外商独资企业主导的15个工业行业的全国数据得出一个初
步判断，即在外商直接投资对整体经济的全要素生产率影响中，有可
能存在资源配置效率(静态效率)与生产效率(动态效率)的取舍或互
换。然后从“广东模式”与“上海模式”这两种区域经济发展层面上
加以深入分析，得出的结论是：广东的吸收外商直接投资模式是出口
导向、劳动密集型，而上海地区则近于进口替代、资本深化模式。相
对于进口替代、资本深化模式，出口导向、劳动密集型模式的效率特
征，是源于比较优势原则的资源配置效率改进，其代价则是劳动非技
能化和压抑关联产业的生产效率改进。进口替代、资本深化模式的情
形刚好相反。该文最后还对以上关于广东和上海两个区域模式之分析
结论是否有助于确切评价外商直接投资对整体中国经济发展的影响
给出分析，最后指出就对地区和全国整体经济发展的推动作用而言，
上海模式比广东模式更具优势，但是上海模式却存在严重的可持续性
问题。
余甫功(2003)首先指出中国外商直接投资的几个主要阶段和特
点。该文将中国外商直接投资的发展大体分为四个阶段：第一阶段为
试验阶段，时间跨度从1979年到1983年。这一阶段的特点是外商直
接投资高度集中在对外商直接投资实行优惠政策的深圳、珠海、杀汕
头、厦门等四个经济特区，但外商直接投资数量有限。第二阶段为起
步阶段，时间跨度从1984—1991。这一阶段的特点是外商直接投资随
着海南和沿海14个城市的开放，分布范围显著地扩大，FDI流入数
量也急剧增加，年均流入的FDI达到27亿美元。该阶段的FDI虽然
对整体经济的直接作用仍然十分有限，但其发挥的示范效应却十分巨
大，为外商直接投资在中国的进一步发展奠定了基础。第三阶段为快
速发展阶段，时间跨度从1992—2000。这一阶段的特点是外商直接投
资流入明显加快，1992年当年就达110亿美元，1997年更是高达452
亿美元，其背后的原因是小平南巡讲话以后，中国改革开放进入了一
个崭新的阶段，不仅确立了建立社会主义市场经济体制的总目标，而
且对外开放从沿海地区扩大到内陆地区，同时政府采取了一系列鼓励
外商投资的新政策，促进了外商投资的大跨越。该阶段外商直接投资
对整个国民经济具有了较大的影响力。第四阶段为稳定发展阶段，时
间跨度为2001以后。这一阶段的特点是随着加入wTO，中国的投资
环境，特别是随着政策法规的不断完善和透明度的不断提高，以及市
场准入机会的增加和经济的快速发展，外商直接投资将会得到进一步
稳定发展。2001年，受世界经济衰退的影响，在全球吸引外商直接
投资流入量比上年猛跌51％的情况小，中国吸引外商直接投资却比上
年增加15％，2002年更是以引进527亿美元FDI的骄人业绩，首次超
过美国，成为世界吸引FDI最多的国家。该文还指出中国外商直接投
资的几个主要特点。即投资方式以合资企业为主，但近期外商独资企
业已成为主要形式；区域分布很不平衡，东部与中西部差异明显；产
业分布继续向制造业集中；外商投资以出口导向型为主。该文最后还
通过实证分析指出外商直接投资对中国经济增长具有特别的解释能
力，这种解释能力不仅一般地体现在外作为资本的来源参与国内资本
的形成方面，而且更特殊地体现在外商直接投资的溢出效应以及其提
高经济增长的质量和效率方面。该文总体上分析较为详尽，但是在经
验分折时仅仅涉及静态，未对中国经济增长与外商直接投资之间的动
态关系进行经验分析及因果关系分析。
陈继海(2003)对外商直接投资的集聚效应与经济增长的关系和
集聚效应在各地区的差异以及它们对地区经济增长的贡献进行经验
分析。研究结果表明，外商直接投资的集聚效应不仅通过要素投入数
量的集聚，而且通过要素质量和效率增进强烈地影响经济增长，夕}商
直接投资集聚效应在经济发达地区的影响更强烈。该文还发现，外商
直接投资的集聚效应在要素投入数量方面的贡献开始下降，而在要素
质量和效率增进方面的贡献却逐渐上升。格兰杰因果关系检验结果同
时表明，东部地区集聚效应发挥作用使得外商直接投资与经济增长之
间形成一种区域循环积累因果关系效应。但是正如该文最后所指出的
那样，该文的集聚效应指标没能较好地反映外商投资对产业集聚和机
构升级效应的贡献，另外，该文还缺乏动态分析。
96
三、外商直接投资影响中国经济增长的理论分析
根据新古典经济增长理论：
】，=A F(世，三)=爿K8三4
其中Y表示产出，“代表全要素生产率，E和上分别代表资本和
劳动力，a和∥分别表示资本和劳动的产出弹性。因此，分析外商直
接投资影响中国经济增长的途径实际上就是分析外商直接投资对全
要素生产率A以及资本世和劳动力工的影响。我们将对资本世和劳动
力上的影响看成直接效应，而把对全要素生产率一的影响看成是间接
效应。全要素生产率』通常认为包括诸如制度变迁、技术进步、资源
优化、结构调整等一切有利于经济增长但是又无法直接表现为资本和
劳动力上的因素。
关于外商直接投资影响中国经济增长的理论分析成果已有很多，
归纳起来，外商直接投资不外乎从直接和间接两个方面对中国的经济
增长发挥作用。
(一)、FDI对中国经济增长的直接效应弼
外商直接投资对中国经济增长的直接效应主要表现在以下四个
方面。
第一，外商直接投资企业创造的工业产值在中国工业产值中的比
重越来越高，详见表4．4．2。
表4．4．2外商投资企业工业产值占全国工业产值比重
时间全国工业总产值外商投咨论汕TUp寄信比重(％)
1990 19701。04 448．95 2．28
1991 23135．56 1223．32 5．29
1992‘ 29149．25 2065．59 7：09
1993 40513．68 3704。35 9．15
1994 76867．25 8649．39 11．26
1995 91963．28 13154．36 14．31
1996 99595．55 15077．53 15．14
1998 58195．23 14162 24
2000 73964．94 23145．59 22．51
2002 ioil98．73 33771．09 33．37
资料来源：国家商务部统计资料。
58主要引用：江锦凡(2004)和赵晋平(20Gt)。
从表4．4．2可见，外商投资企业已逐步成为中国工业产出重要来
源，外商投资企业工业产值占全国工业产值比重在1990年仅为
2．28％，但在2002年该占比高达33．37％，占到了全国工业产值的三
分之一。
第二，外商直接投资是中国固定资产投资的重要资金来源。消费、
投资、出口是决定经济增长的三个基本需求因素，长期以来，投资一
直是拉动中国经济增长的重要因素，80年代以来，中国总固定资本
形成占GDP的比率一直保持在25％一35％左右。外商直接投资作为国外
资本流入，直接参与国内资本的形成，通过投资拉动促进经济增长，
这是外商直接投资最直接的，也是最明显的作用。
衰4．4．3 1991-2002年实际使用外资金额占固定资产投资比重
全社会固定资产投资实际使用外资金额占固定资产投资比重
年度
(亿元人民币) (折合亿美元) (亿美元) (％)
1991 55904．5 1050．97 43．66 4．15
1992 8080．1 1465．22 110．08 7．51
1993 13072．3 2268．71 275．15 12．13
1994 17042．3 1977．34． 337．67 17．08
1995 20019．3 2397．23 376．21 15．65
1996 22974 2763．22 417．26 15．1
1997 25300 3069．97 452。57 14．79
1998 28457 3437。29 454．62 13．23
1999 29876 3608 403．18 · 11．17
2000 32619 3944．26 t07．15 lO．32
2001 36898 4458．11 468．46 10．5l
2002 43202 5223．94 527．43 10．1
资料来源：国家两务鄙錾计舞科- ．
从表4．4．3可以看出，90年代以来，外商直接投资日益成为中国
重要的资本来源。FDI占全社会固定资产投资的比率1991年仅4．15％，
到1994年该比率高达17％，1995—1998保持在13％一15％之间，1999—2002
年该比率略有下降，但仍保持在10％-11％左右。
第三， 外商直接投资是导致中国进出口快速增长，从而拉动经
济增长的重要因素，详见表4．4．4。
从表4．4．4可以看出，外商投资企业的出口额在1986年仅为5．82
亿美元，在全国出口总额中的占比在1986年仅为1．88％，而2002年
外商投资企业的出口额则上升为1699．37亿美元，在全国出口总额中
的占比高达52．2％，这意味着现在中国出口额的一半是由外商投资企
业所贡献的。利用外资对中国出口的带动作用除了表现在外商投资企
业出口额的快速增长外，还表现为外商投资企业出口增长推动了中国
出口商品的结构升级。1985—2000年，中国在世界贸易中占有的市场
份额从1．6％提高到6．1％，这种市场份额的增加主要建立在技术密集
型产品市场份额增加的基础上，具体说来，中、高档技术产品的市场
份额均从0．4％增加到6％，低技术产品市场份额则从4．5％上升到
18．7％，初级产品的市场份额基本未变。同期，在中国出口产品的市
场结构方面，初级产品和资源加工型产品由48．6％下降为11．6％，技
术密集型产品从50％上升为87．1％，其中高科技产品从2．6％增加到
22．4％。
表4．4．4 1986-2002外商投资企业进出口额(亿美元)
进出口进口出口
年度外商投外商投外商投
全国比重全国比重全国比重
资企业资企业资企业
1986 738．46 29．85 4．04％ 429．04 24．03 5．60％ 309．42 6．82 1_88％
1987 826．53 45．84 5．55％ 432．16 33．74 7．81％ 394．37 12．1 3．07％
1988 1027．8 83．43 8．12％ 552．68 58．82 10．64％ 475．16 24．61 5．18％
1989 1116．8 137．1 12．28％ 591．4 87．96 14．87％ 525．38 49．14 ’9．35％
1990 115屯4 201．15 17．43％ 533．45 123．02 23．06％ 620．91 78．13 12．58％
1991 1357 289．55 21．34％ 637．91 169．08 26．51％ 719．1 120．47 16．75％
1992 1655．3 437．47 26．43％ 805．85 263．87 32．74％ 849．4 173．6 20．44％
1993 1957 670．7 34．27％ 1039．59 418．33 40．24％ 917．44 252．37 27．51％
1994 2366．2 876．47 37．04％ 1156．15 529．34 45．78％ 1210．1 347．13 28．69％
1995 2808．5 i098．19 39．10％ 1320．78 629．43 47．66％ 1487．7 468，76 31．51％
1996 2899 1371．1 47．2996 1388．38 756．04 54．45％ 1510．7 615．06 40．71％
1997 3250．6 1526．2 46．95％ 1423．6 777．2 54．59％ 1827 749 41．00％
1998 3239．2 1576．79 48．6蹦1401．66 767．17 54．73％ 1837．6 809．62 44．06％
1999 3606．5 1831．33 50．7潞1657．18 858．84 51．8隅1949．3 886．28 45．47％
2000 4742．82 2367．14 49．91％ 2250．92 1172．73 5Z．10％ 2492 1194．41 47．93％
2001 5097．68 2590．98 50．8嘶2436．13 1258．63 51．709B 2661．55 1332．35 50．10％
2002 6207．85 3302．23 53．19％ 2952．16 1602．86 54．29％ 3255，69 1699．37 52．2096
资料来源：图家商务部统计资料．
第四，外商直接投资吸纳了大量的劳动力，增加了中国利用的劳
动力总量。根据国家统计局提供的数据，随着利用外资规模的不断扩
大，外商投资企业吸收的劳动力数量逐年增加，由1985年的6万人
增加到2002年的750万人，年均增加46万人，对同期全国城镇就业
颏增数的贡献率达到7．6％。如果将直接或间接从事与外资企业有关
的配套加工、服务等活动、以及参与利用国外贷款和援助项目的劳务
人员计算在内，利用外资大约解决了中国2500万人左右的就业问题。
(二)、FDI对中国经济增长的间接效应”
外商直接投资对中国经济增长的间接效应主要表现在以下几个
方面。
第一，外商直接投资对中国资本形成的间接效应，这种效应主要
体现为产业连锁效应和示范与牵动效应。其中产业连锁效应主要表现
为外商直接投资通过带动产业前后辅助性投资而对中国产生投资乘
数效应。所谓前向辅助性投资通常来自外资企业所需的中间产品的中
国供应商，当外资企业需要在中国当地采购时，通过购买当地生产着
的商品和劳务，与上游企业建立起前向的产业连锁关系，外资企业对
当地产品和服务的需求会在一定程度上推动相关产业进行相应的辅
助性投资。而所谓后向辅助性投资来自外资企业产品的中国经销商和
其它服务商，当外资企业为了拓展市场渠道而选择当地企业做分销
商，或者其产品作为中间产品被当地企业购买时，又与下游企业建立
起后向的产业连锁关系．示范与牵动效应主要表现在由于外商直接投
资的进入而带来的市场竞争加剧，迫使中国企业进行技术革新和提高
生产效率，从而使国内企业投资量增加。
第二，外商直接投资对中国产业结构升级的提升作用，进而促进
经济增长的间接效应。改革开放以来，我国产业结构的变化特征是第
一产业比重不断下降，第二产业和第三产业产值的比重不断上升，但
这一转变具有明显的阶段性特征，导致产业结构发生阶段性变化的原
因是多方面的，包括政府产业政策的调整、投资结构转变、消费结构
提升、进出口结构的转变等，其中外资流入在这一转变过程中起到了
非常重要的促进作用。特别是在90年代，中国的产业结构发生了巨
大的变化，外商直接投资在其中起到了关键作用。
辨主要引用：江锦凡(2004)和赵罾平(2001)．
00
表4．4．5 国内生产总值构成(单位：％)
年份第一产业第二：产业工业第三产业
1979 31．2 47．4 43．8 21．4
1980 30．1 48．5 44．2 21．4
1981 31．8 46．4 42．1 21．8
1982 33．3 45 40．8 21．7
1983 33 “．6 40 22．4
1984 32 43，3 38．9 24．7
1985 28．4 43．1 38．5 28．5
1986 27．1 44 38．9 28．9
1987 26．8 43．9 38．3 29．3
1988 25．7 “．1 38．7 30．2
1989 25 43 38．3 32
1990 27．1 41．6 37 31．3
1991 24．5 42．1 3'／．4 33．4
1992 21．8 43．9 38．6 34．3
1993 19．9 47．4 40．8 32．7
1994 20．2 47．9 41．4 31．9 ‘
1995 20．5 48．8 42．3
’‘ 30．7
1996 20．4 49．5 42．8 30．1
1997 19．i 50 43．5 30．9
1998 18．57 49．29 42．62 32．13
1999 17．63 49．42 42．7 33
2000 16．35 50．24 43．66 33．4l
2001 15．2 51．1 44．4 33．6
资料来源：国家统计局统计资料· ．．
从表4．4．5、表4．4．6和表4．4．7可以发现，第一产业在GDP中
的占比自1979年以来几乎一直呈下降趋势，由1979年的30％下降到
2001年的15％。而第二产业则经历了先下降后上升，即从1979年n0
47％降到1990年的41％，然后又从1991年的42％上升到2001年的51％，
而1991年到2001年正是流入中国外资最快的时期，其中第二产业合
同利用外资由1991年的64％上升到2001年的73％，截止2002年外商
直接投资中约66％的合同利用外资额是投向第二产业的。
表4．4。6截止2002年外商直接投资行业结构(单位：亿美元)
行业名称项目数比重合同外资金额比重
总计- 424196 100％ 8280．59 100％
第一产业12217 2．88％ 157．59 1．90％
第二产业319923 75．42％ 5468．58 66．04％
第三产业92056 21．7％ 2654．42 32．06％
瓷料来源：田家统计局统计资料。
lO
表4．4．7 1984-2001年期间合同利用外资产业结构(单位：％)
1 年份第一产业第二二产业1j业(第二产业) 第三产业
1984 5．3 18．01 15．55 76．69
1985 4．18 38．48 36．38 57．35
1986 2．58 47．6l 47．16 49．81
1987 2．12 41．71 41．26 56．17
1988 4．95 51．5l 50．77 43．57
1989 1．36 62．44 61，85 36．21
1990 7．68 65．2 63．7 27．1l
1991 6．45 64．59 63．47 28．95
1992 1．36 59．33 56．54 39．31
1993 2．12 46．99 43．84 50．89
1994 1．07 50．41 47．85 48．52
1995 i．76 62．48 60．52 35．76
1996 1．73 65．69 63．24 32．58
1997 1．75 59．46 54．35 38．8
1998 2．2 67．38 64．19 30．42
1999 1．67 68．6l 86．45 29．72
2000 1．87 70．26 69．56 24．31
2001 1．93 73．78 70．55 23．97
资料来源：围家统计局统计资料。
第三，外商直接投资对中国经济增长的技术外溢效应。”技术进
步是一国长期经济增长的重要的决定性因素，它能提高各种生产要素
的潜在效率，包括有形的生产要素如人力资本积累水平的提高、产业
资本质量的改进、管理技术、生产技术等的提高。根据内生增长理论，
技术进步主要来源于人力资本和研究与开发(R&D)资本的生产，其中
人力资本以劳动者为载体，体现了劳动者的素质和技能，构成了技术
进步的软技术部分，R＆D资本则以生产中的实物资本为载体，体现了
生产中所使用的资本品的技术水平，它构成了技术进步的硬技术部
分。因此，外商直接投资的技术外溢效应也应该通过人力资本和R&D
资本这两个渠道实现。对人力资本的影响主要是指外商投资企业对中
国雇员的各种培训，以及中国雇员在外资企业工作期间积累的技能和
经验。外国直接投资对R&D资本的影响主要表现在两个方面：一是外
商独资企业在中国进行研究和开发活动在一定程度上增强了技术扩
散效应，二是外商投资企业与当地的中国公司竞争时，可能促使当地
60主要引用：江锦凡(2004)．
公司为了不在竞争中处于逆势，增加研发投入。
第四，外商直接投资对中国制度变迁的影响效应。”中国经济制
度的变迁主要表现为产权制度变迁、市场化程度的提高、分配制度的
变化、对外开放度的提高等四个方面。随着外商直接投资规模的不断
扩大，中国对外开放的程度也相应加深。1979—1986年，中国试办深
圳、珠海、厦门、汕头等四个经济特区；1987—1991年扩大对东部沿
海地区的对外开放；1992年后实行全方位对外开放政策。此外，在
利用外商直接投资的过程中，由外资企业带来的合理完善的制度要素
与制度特征，必然为中国政府和国内企业模仿和学习，从而使中国的
产权制度和分配制度发生变化。此外，外商直接投资主要来自发达的
市场化经济体，为了吸引更多的外资，必须改善中国的市场环境，从
而导致中国的市场化程度不断深入。
以上主要从理论角度定性探讨了外商直接投资影响中国经济增
长的直接效应和间接效应两个方面，但是究竟这些理论是否真正在起
作用，还需通过实证分析加以检验。
四、外商直接投资影响中国经济增长的经验分析
下面将进行有关外商直接投资对中国经济增长影响的实证检验，
即检验外商直接投资与中国经济增长之间因果性究竟是怎样的?外
商直接投资与中国经济增长间是否存在长期的均衡关系，如果存在，
反应该长期均衡关系的具体数值究竟是多少?符号是正号还是负
号?以及外商直接投资与中国经济增长间的动态关系是怎样的?等
等问题进行经验检验。
(一)、建立计量模型
我们利用柯布一道格拉斯生产函数Y=A F(K，L)=爿K“上，。但是，
为了分析外国直接投资对经济增长的影响，我们将资本K分解为国内
资本髟和国外资本(外国直接投资)Kz。A一般解释为全要素生产
率，标准的假设是把A设定为随时间以指数增加，即：
A2An P“
“主要引用：江锦凡(2004)。
其中A。是f：0时的全要素生产率，r则是全要素生产率的增长率。至
此，可将柯布一道格拉斯生产函数最终写成：
r=A。e“Kd。K，1 L4 (1)
然后我们对(1)式两边取自然对数，可以得到以下方程：
Ln Y=Ln Ao+r t+a Ln Kd+五Ln K，+fl Ln三(2)
对方程(2)稍加变动，用常数C取代Ln厶，加入随机误差项u，我们
就可得到以下计量模型：
Ln Y=C+r t+a Ln Kd+丑Ln K，+fl Ln上+“ (3)
其中y代表中国国内生产总值，工代表劳动力，g为国内资本的产出
弹性，^为国外资本(外国直接投资)的产出弹性，∥为劳动力的产出
弹性。可以预期r、口、五、∥的估计符号为正。
㈢、变量说明及单位根检验
由于本节下面有关外国直接投资与国内生产总值(GDP)关系的实
证分析，如因果检验、协整检验、VAR建模等都涉及到时间序列变量，
因此我们首先对1983年-2002年间每年流入中国的外商直接投资、
国内资本、中国国内生产总值、从业人员总数和城镇就业人数等的自
然对数进行单位根检验。
其中外商直接投资(FDI)、国内资本(1(d)、国内生产总值(GDP)、
从业人员总数(L)和城镇就业人数(LZ)均来源于历年的《中国统计年
鉴》。在获得以上几个变量的数据以后，首先对外商直接投资、国内
资本、国内生产总值分别进行平减指数处理，以剔除物价的影响，然
后再对它们取自然对数，最后对各变量的对数值进行单位根检验，结
果见表4．4．8。从表4．4．8可以得出FDI、l(d、L、GDP的自然对数均
为一阶单整序列，即I(1)。从表4．4．8还可以看出，城镇就业人数
水平值的检验T统计值是-1．265，大于显著性水平为1％的临界值，
表明城镇就业人数水平值序列是非平稳的。而城镇就业人数的一阶差
分检验T统计值是-2．091，大于显著性水平为1％的临界值，表明在
1％的显著性水平上城镇就业人数一阶差分序列也不是平稳的。因此，
可以得出城镇就业人数序列不为一阶单整序列，我们放弃将城镇就业
人数用于计量分析，仅仅采用总就业人数。
04
表4 4．8 ADF单位根检验结果
变量检验类璎(c，t，p) ADF统计量临界值
FDI (c，t，1) 一1．6433 —4．5348’+。
△FDI (0，0，1) 一2．2137 一i．9614“
KI (c，t，1) 一3．157l 一4．5743”
△Kt (c，0，1) -2．9298 —2．6672’
L (c，t，1) 一1．0952 —4．5743“
△L (0，O，1) 一1．7490 -I．6262+
GDP (c，t，1) -I．8165 —4．5348”
△61)P (c，0，1) 一2．7542 -2．67451
LZ (c，t，1) -1．2654 —4．5743”+
△LZ (c，0，1) -2．09’6 —3．29IB4+
注：①c、t和P分别表示常数工贞、趋势项和滞后阶数。
②料十、料和十分别表示临界值在1％、5％和10％的显著性水平下得到的。
(三)格兰杰因果检验
我们主要对外商直接投资和中国国内生产总值之间的因果关系
进行检验，探究是否外商直接投资(FDI)是引起中国国内生产总值
(GDP)长期持续增长的原因。对于反向因果关系，即是否GDP是引
致FDI变化的原因，也对之给予检验。因为流入中国FDI的目的之一
是为了占领市场份额，中国快速的经济增长可能是吸引FDI的重要原
因。
由于只有平稳的经济变量才能进行格兰杰因果检验，因此我们=u。
能用外商直接投资和中国国内生产总值的水平值进行检验，而只能用
中国国内生产总值(GDP)和外商直接投资(FDI)的一阶差分值进行
因果关系检验，具体检验等式如下：
△LnYt=ao+al A LnYt-1+a2△LnFDIt+as A LnFDIt一1+u t (4)
△LnFDI。=bo+bIALnFDI。一l+b 2△LnYt+b 3ALnY。一l+V。(5)
△表示对各个变量对数值的时间序列取一阶差分，以使其序列
平稳化。u。和v。为互不相关的误差项。依据模型(4)和(5)，如果
a。S0，在格兰杰意义上，FDI变化是GDP增长的原因；如果b。S0，
在格兰杰意义上，GDP变化是FDI增长的原因；如果asSO， b sS0，
那么说明FDI和GDP在格兰杰意义上有双向因果关系。具体检验结果
如表4．4．9所示。
表4．4．9 FDI与ODP之间的格兰杰因果检验结果
虚拟假设F一统计量P值
国内生产总值不是外商直接投资的格兰杰成因1 45559 0．26888
外商直接投资不是圈内生产总值的格兰杰成因9 35740 O．00304
从表4．4．9可以看出，对于中国国内生产总值不是外商直接投资
的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．2T，表明
中国国内生产总值不是导致外商直接投资流入中国的格兰杰成因的
概率较大，不能拒绝原假设。而对于外商直接投资不是导致中国国内
生产总值增加的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是
0．003，表明约97％的置信水平下，可以认为外商直接投资的流入确
实是中国国内生产总值增加的格兰杰成因，可见外商直接投资确实是
影响中国国内生产总值的非常重要的因素。
(四)外商直接投资与中国国内生产总值之间的协整检验
由于本文采用的是年度数据，因此样本数较少，所以我们决定采
用Engel-Granger两步法进行协整检验。’
首先将国内生产总值的自然对数(LNGDP)对外商直接投资的自
然对数(LNFDI)、国内资本的自然对数(LNED)、总就业人数的自然对
数(LNL)以及时间变量t进行一般回归，结果见表4．4．10。然后对回
归残差进行单位根检验，检验结果见表4。4．1 1。
褒4．4．10 中国国内生产总值对各变量回归结果
LNGDP=C(1)+C(2)．LNFDI+C(3)’LNKD+C(4)’LNL+C(5)*"F
系数标准误差t-统计量P值
C(1) 8．574285 8．0791017 1．∞1303 0．3053
C(2) 0．198632 0．∞7016 2．282700 0．0375
C(3) 0．108367 O。290245 0．373364 0．7141
C(4) 一O．123516 0．608728 ．0．202909 O．8419
c(5) 0．081863 0．037677 2．172751 O．0462
修．EI的R2 0。995217 F．统计量989．3223
Akaike信息准则-2．36109 Durbin-Watson统计量1．774170
袭4．4．11 回归残差单位根检验结果
l ADF统计量-3．195809 1％临界值。一3．8572
I 5％ 临界值一3．0400
l 10％临界值．2．6608
从表4．4．11可以看到，圆归残差的检验T统计值是一3．195，小
于显著性水平为5％的临界值，表明在5％的显著性水平上可以认为该
回归残差是平稳的。
由此可见，外商直接投资与中国国内生产总值之间存在协整关
系，可以用如下方程表示：
LNGDP=8．57+0．19LNFDI+O．08t (6)
其经济含义是：平均而言，外商直接投资每增加1个百分点，中
国国内生产总值就会增加0．19个百分点。国内资本的自然对数(LNKD)
的系数为0．1l，符号与预期～样，但是由于统计上不显著，所以未
能进入方程(6)．这与以往研究的结论(陈继海，2003)相符．总就业人
数自然对数(LNL)的系数为一0．12，这与预期符号刚好相反，另外该系
数从统计意义上看也不显著，我们认为原因可能是卞国劣葫，√上。☆奉
相比而言，对经济增长的作用较小。
(五)VAR模型、冲击反应和方差分解
尽管通过对外商直接投资与中国国内生产总值之间的关系进行
格兰杰因果检验和协整检验，但是它们都属于静态分析，仅仅给出了
外商直接投资对中国国内生产总值影响的平均度量结果。为了能够从
动态角度更好地深入分析二者间的关系，我们采用在宏观经济分析中
已经得到普遍应用的向量自回归(gAR)技术。VAR技术具有无需很强
理论基础的优点，但是该技术却具有提供我们感兴趣的诸变量间的动
态联系以及较强的预测能力。
由于中国特有的经济金融特征，即各个经济主体都主要把资金来
源定位予银行信贷，造成中国经济增长事实上是一种依赖银行资金型
经济增长。因此，在向量自回归(vAR)模型中，我们将中国的国内
信贷(xD)作为内生变量引入到模型中。这里构建的VAR模型共包括三
个内生变量，即外商直接投资(FDI)、国内信贷(xD)和中国国内生产
总值(GDP)。
然后分别进行VAR模型的冲击反应和方差分解等各项计量分析，
并分别给出结果。
第一项分析： VAR模型的冲击反应分析。
图4．4．2 冲击响赢曲线
Rm∞nee ar LN3 C：Pt。∞p R6M d∞pto㈣
I=eeponm d U,G口to
／，，一⋯～～～～～～ 。影互==＼
＼、j～。
从图4．4．2可看出，国内生产总值(GDP)自发性干扰对其自身冲
击的最大反应数值为0．05，而且是在第4期反应达到最大，此后略
有下降。外商直接投资(FDI)自发性扰动对国内生产总值之冲击较大，
最大反应数值为0．06，但是在第3期反应就达到最大，此后逐渐下
降，呈现出收敛状态。国内信贷()(D)自发性扰动对国内生产总值之冲
击也较大，而且最终也呈收敛状态。
第二项分析： VAR模型的方差分解分析。
表4．4．12‘ 圈内生产总值的方差分解
期数GDP FDI XD
1 1∞．0000 0．O00000 0．000000
2 86．27266 4．371571 9．355768
3 69．71522 。12．‘9002 17．79475
4 53．83087 16．17569 29．∞344
5 51．23：247 17．96520 30．80233
6 48．65874 19．32645 33．14879
7 49．∞123 19．65124 32．19872
从表4．4．12的方差分解结果，可以发现短期内国内生产总值主
要从它自身以及模型以外的变量得到解释。而在中长期内，国内生产
总值从它自身以及模型以外变量得到的解释力约为45％，外商直接投
资对国内生产总值的解释力平均为16％，而货币供应量的解释力平均
为31％。．
五、总结及进一步分析
通过以上较为详细的计量分析，我们可以得出以下几点结论：第
一，外商直接投资的流入是中国国内生产总值增加的格兰杰成因，可
见外商直接投资确实是影响中国国内生产总值的重要因素。第二，外
商直接投资与中国国内生产总值之间存在协整关系(即长期稳定联
系)。第三，为了能够从动态角度更好地深入分析中国出口贸易与中
国国内生产总值增长之间的关系，我们采用了向量自回归技术。冲击
反应之计量分析结果显示了外商直接投资冲击对中国国内生产总值
具有一定的影响力。中国货币供给量的自发性扰动对国内生产总值之
冲击要略大一些，这与中国经济增长在很大程度上需要依赖银行信贷
资金的事实基本～致。方差分解结果显示出外商直接投资对国内生产
总值的解释能力与货币供应量对国内生产总值的解释能力相比要小
一些。外商直接投资在中长期对国内生产总值的解释能力占比只有
16％左右。第四，鉴于外商直接投资与国内生产总值之间不但存在因
果关系，而且外商直接投资冲击对国内生产总值具有较为明显的影
响，最终可以得出外商直接投资与中国国内生产总值之间存在较强的
真实相关性的结论，尽管外商直接投资不是促进中国GDP增长的主要
原因。
总之，外商直接投资对中国改革开放以来国内生产总值的快速增
长具有较强解释能力，这种解释能力不仅体现在外商直接投资企业创
造的工业产值在中国工业产值中的比重越来越高、外商直接投资是中
国固定资产投资的重要资金来源、外商直接投资导致中国进出口快速
增长，从而拉动经济增长、外商直接投资吸纳了大量的劳动力，’增加
了中国利用的劳动力总量等对中国经济增长的直接效应上，而且还体
现在外商直接投资对中国资本形成的主要体现为产业连锁效应和示
范牵动效应、外商直接投资对中国产业结构升级的提升作用、外商直
接投资对中国经济增长的技术外溢效应、外商直接投资对中国制度变
迁的影响效应等间接效应上。特别需要强调的是吸引FDI来促进经济
增长比较符合市场化原则，如果排除那些对环境有严重污染的外商投
资项目，通过FDI得到的经济增长是真正意义上的较高质量的经济增
长。
但是，由于本文实证分析主要偏重于外商直接投资对中国经济增
长宏观层面的定量分析，或者说是主要基于所谓的“双缺口”模型和
发展主义理论，缺乏对FDI和跨国公司的本质特征以及中国国际竞争
力提升的真实现状和真正源泉的深入分析，得出的结论具有片面性，
在一定程度上夸大了FDI对国内经济增长的正面影响，忽视了FDI可
能给东道国造成一些负面影响的分析。国内一些经济学者敏锐地注意
到这些问题，并给出了较好的建议，我们在此给予综述”，从而有利
于更加全面和辩证地看待、分析FDI对经济增长的作用。第一，宋泓
(2005)指出FDI作为产业资本，其本质体现在“流水”一样不问断的
运动中，而且永远作为一个整体而存在，肢解开的资本或技术并不能
代表FDI本身。同样，跨国公司永远只是一个追求私利的企业，绝非
“救世主”。另外，把跨国公司带入的资源(资本、外汇、技术、管
理技巧等)及其FDI活动看成与中国经济发展完全互补，也具有片面
性。这种“互补”关系只在完全依附于外商投资企业的规模较小的东
道国存在，因为那里跨国公司是主角，流入的FDI本身就构成当地的
产业资本循环体系。但是，对于不完全依附跨国公司的发展中大国，
这种关系却不成立。长远地看；FDI的介入只是促进当地经济发展的
手段。第二，沈坤荣(2005)认为，从目前的情况看来，FDI的大量进
入始终没有改善中国本土企业自主创新能力落后的状况，技术依赖情
况严重，尚没有形成具有自主知识产权的技术体系，多数行业的关键
核心技术与装备基本依赖国外，信息产业的核心部件和系统软件大量
依赖进口，多数工业产品仍然缺乏国际竞争力。随着后WTO时代经济
整体环境的变化，“市场换技术”战略越来越迫切需要进行深入的再
检讨和必要的调整。第三，王允贵(2003)认为，从整体上看，中国出
口过度集中于技术含量低、偏重劳动密集型工序的产品“篮子”。外
商独资企业加入出口阵营，只是把低端产品规模做大，与它们庞大的
出口规模相比，它们对中国出口结构高端化的贡献极其有限。另外，
杜主要弓l用：壬危贵(2002)．束泓(2005)，许罗丹(2005)．沈坤荣(2005)。
110
由于外商独资企业出口以加工贸易为主，大出依赖于大进，与国内产
业关联十分有限。这种形式的出口只是国外成熟技术与国内廉价劳动
力的简单组合，是国外夕阳产业和高技术产业劳动密集型工序国际转
移的结果，这种国际贸易的进出口与中国国内生产要素供求联系很少
(劳动力要素除外)，与国内相关和支援产业联系更是有限，使一种典
型的“飞地”经济或“孤岛”经济。外商投资企业与国内产业链是断
开的，甚至在某些地区完全是“两层皮”，外商独资企业生产和出口
的产品，从质量到品种多样化都远远高于内资企业。因此，外商独资
企业出口竞争力并不等于国有企业和民营企业等本土企业的竞争力。
第四，王允贵(2003)还指出，当前人民币升值压力主要源于庞大的贸
易顺差，贸易顺差主要又源于加工贸易， 而加工贸易主要来自外商
独资企业。因此，只要外商直接投资增速不减，规模不降，以加工负
易为主的贸易方式不变，则人民币升值压力就会一直积累下去，直至
遭到国外强大政治压力和猛烈的贸易制裁，最终将不得不通过大幅度
升值的方式释放能量，而其对中国经济发展的破坏力将是长期、深刻、
甚至无法估量的。第五，沈坤荣(2005)指出，近10年来，跨国公司
凭借其技术、品牌、规模、全球营销渠道等优势，在中国经济各个领
域，尤其是在轻工日化、软件、感光材料、电脑、手机、轮胎等干亍、『p
进行强势扩张，已经影响到国内企业充分、自由、公平地参与市场竞
争。
这里，我们对如何更好地发挥FDI促进中国经济增长的建议讲行
综述。第一，宋泓(2005)认为应该把促进国内企业和产业发展作为中
国引进外资的标准。中国的经济发展始终应以培育、促进民族企业成
长、壮大为核心，放宽或加强外商直接投资的引进仅是实现这一目的
的手段。因此。外商独资企业的进入应以不损害中国企业成长为限，
跨国公司只是促进中国企业发展的一个配角，而不是相反。超越了这
些限度的外商直接投资流入将会遏制中国经济发展潜力(即资源比较
优势)的发挥，并会损害自立发展的根基(即中国本土企业)。反之，
如果外商直接投资介入适度，则跨国公司还会促进中国企业的成长和
经济自立目标的实现。第二，王允贵(2003)建议修订利用外资的产业
政策，从技术扩散程度、与国内产业的关联程度、控股比例入手，适
度控制外资规模，提高利用外资质量。要修订中国原产地规则，提高
原产地认定标准，降低外商独资企业出口产品的“中国制造”比例，
从而减少国际贸易磨擦和人民币升值压力。
总之，吸引外资必须更加注重与国内经济结构调整升级、与区域
经济协调发展，促进西部大开发和振兴东北老工业基地战略的实施、
与提高国内本土企业竞争力、与体制创新等相结合，决不能为了单纯
追求经济增长而吸引外资。
第五节人民币汇率影响经济增长的总体分析
一、人民币汇率影响经济增长问题的由来和特征事实
一般而言，经济增长理论强调资本、劳动、技术等直接影响经济
增长的因素，但我们注意到还有许多非常重要的间接影响经济增长的
因素。在开放经济条件下，汇率对国际贸易和资本流动具有决定性作
用，而国际贸易和资本流动又透过与投资、消费、物价、货币供给、
外汇储备、就业等各种经济活动的内在联系对发展中国家的经济增长
产生巨大影响。因此，研究汇率影响发展中国家经济增长的机制、影
响方向和影响力度一直都是经济学家关注的焦点。‘
从理论角度来看，汇率对经济增长既有扩张效应又存在紧缩效
应。所谓扩张效应是指：在短期内，汇率贬值能扩大出口产品和进口
替代品的生产，从而刺激总需求：在中长期内，汇率贬值能促使生产
能力扩张，从而有利于增加总供给。所谓紧缩效应是指汇率贬值所带
来的对经济增长的一系列不利影响。具体影响途经包括：第一，外债
增加。当汇率贬值时，政府、企业和个人所欠外债将同比例增加，这
往往会使它们紧缩开支，造成经济紧缩。对于那些具有较多外债的国
家，这个不利影响可能是致命的。第二， 资本外流。汇率贬值常常
伴随资本外流，由于资本是经济增长不可缺少的三个最基本要素之
一，这样一来经济下滑就有可能发生。第三， 通货膨胀。汇率贬值
可能引起通货膨胀，政府为了稳定物价，不得不采用紧缩性经济政策，
也会对经济产生不利影响。第四，供给减少。如果国家必须依靠进口
大量原材料和中间产品才能生产最终产品，汇率贬值意味着进口货物
的价格上升，从而引起最终产品成本上升，这将导致生产曲线上移，
从而减少产出。
可见，从理论定性分析来看汇率贬值对一国经济增长的最终影响
存在不确定性，如果扩张效应大于紧缩效应，汇率贬值对该国经济具
有促进作用；反之，如果紧缩效应大于扩张效应，汇率贬值对该国经
济具有阻碍作用。
从实证角度来看，既有汇率贬值对发展中国家经济增长起扩张效
应的经验证据，但更多的却是紧缩效应的经验证据。Dornbusch和
Werner(1994)通过经验分析，得出汇率升值不利于墨西哥产出增加，
汇率贬值才有利于该国经济增长。Edwards(1985，1989)经验劣彬I的
结论是贬值对发展中国家具有紧缩性。Kamin和Klau(1998)发现汇率
贬值短期内有紧缩效应，长期则为中性。Berument和Pasaogullari
(2003)得到贬值不利于土耳其产出增长的证据。更多的经验证据可
见文献回顾部分。
我国的人民币汇率贬值对经济增长是具有扩张性效应呢?还憝
像许多发展中国家那样是紧缩性效应，需要在详细的理论和实{iF分析
之后才能回答；这正是本节研究的主要目的之一。’
1997年亚洲金融危机以来，人民币汇率问题一直是国内外关注
的焦点。在亚洲金融危机期间，中国政府顶住了来自国内的要求汀率
贬值的压力，保持了人民币汇率稳定。2000年以来，在世界许多国
家陷入经济衰退之时，中国经济却仍然保持高速增长，贸易顺差继续
扩大，外汇储备持续攀升，导致了以美国为首的要求人民币升值的国
际浪潮， 中国政府同样顶住了来自国外的强大压力。人民币汇率保
持不变其实是一种以不变应万变的策略，我们认为，随着中国经济越
来越与世界经济融为一体，特别是加入WTO以后，国内生产总值占世
界第五位的中国经济与世界经济之间的相互影响越来越大，人民币汇
率不可能永远保持不变。因此，抛开对人民币是否应该升值或贬值的
争论，转而根据历史数据，就有关人民币汇率变动对经济增长的影响
机制和影响力度进行较为详细的经验分析，从而为决策部门在考虑人
民币汇率调整时，提供科学的定量化的决策依据，最终有助于去除所
谓的“汇率变动恐惧症”，这成为本节研究的主要目的之二。
最后，根据经济学家已达成之共识，即真正对经济增长起作用的
是实际汇率，而非名义汇率，我们约定本节中的汇率除了特别说明以
外，一律指实际汇率。
图4．5．1给出了1978—2003年人民币实际汇率与国内生产总值各
自的发展趋势。由于实际汇率数值越大，表示其贬值越多，所以该图
显示出人民币实际汇率贬值与国内生产总值增长之间可能存在较强
的正相关性。当然，我们也发现1987—1989年以及1994—1996年实际
汇率贬值走势与经济增长走势不一致，在这两个时期，我国存在明显
的经济过热，结果是一方厩经济增长速度较快，另一方面通货膨胀比
较严重，导致实际汇率升值较为明显。但是，从总的趋势来看，人民
币实际汇率贬值与经济增长之间的同向相关性还是占主导地位。
当然，目前还不能将图4．5．1中显示的相关性作为持续的人民币
实际汇率贬值促进了中国经济增长的证据。理由是：第一， 相关性
并不等于因果关系，图4．5．1中显示的相关性有可能反映了经济增长
引致人民币汇率持续贬值这一逆向因果关系；第二， 相关性可能是
虚假的，因为两个变量之间的相关性可能源于某些外生因素同时影响
这两个变量，而非这两个变量之间的彼此作用。对以上两个理由的详
细阐述可见本节第三部分。
。
圈4．5．1 人民币实际汇率与雷内生产总值趋势
’
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资料来源：第四章第一节。第二节。．
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0
1
1
5
0
因此，合理解释以上特征事实成为本节研究的主要目的之三．为
使本节关于人民币汇率贬值促进了中国经济增长的论点获得令人信
服的检验，我们将采取各种措施控制住有可能引起逆向因果关系和虚
假相关性的诸多根源，具体处理方法见本节第三和第四部分。
二、汇率影响经济增长文献回顾和本节将要进行的探索
(一)文献回顾
国外关于汇率对经济增长影响的经验研究主要集中于发展中国
家，研究方法基本上分为两大类，第一类采用最小二乘法、面板数据
法、宏观模型模拟等结构化方法，第二类利用VAR(向量自回归)
模型法。
第一类文献中较具代表性的研究成果有：Edwards(1985)选取
12个发展中国家1965—1980年相关变量之年度数据作为样本，运用
简约方程形式，以各国产出为因变量，将实际汇率、贸易条件、货币
供应、政府支出等作为自变量进行回归分析，发现汇率贬值在一年内
有紧缩效应，而一年后紧缩效应却发生了逆转，所以从长期来看，汇
率贬值效应为中性。Edwards(1989)运用样本期内相关发展中国家
的面板数据，将实际GDP对货币增长、政府支出、名义与实际汇率、
贸易条件等进行回归分析，发现货币贬值倾向于减低产出。Agenor
(1991)将贬值分为预期性贬值和非预期性贬值，通过运用面板数据，
将产出对实际汇率的当期和滞后值以及国外收入、货币供给、政府支
出、实际汇率等变量的实际值与预期值之间的背离值进行回归，发现
非预期性贬值能促进产出增长，而预期牲贬值却使产出减少。
Morley(1992)以面板数据作为样本，将生产能力对货币供给量、贸易
条件、进口增长、出口增长、财政节余等进行回归，发现实际汇率贬
值倾向于使产出减少，而且这一效应至少需要两年才能完全显示出
来。grol和Wijnberen(1997)在一个宏观经济模拟模型中，发现实际
汇率升值对土耳其具有紧缩性影响。Mills和Pentecost(2000)运用
条件误差纠正模型分析波兰、匈牙利、斯洛文利亚、捷克共和国等四
个国家汇率对产出的影响，结果发现实际汇率贬值对波兰经济增长具
有积极效应，对捷克共和国的经济产出却是不利因素，而匈牙利和斯
洛文利亚汇率对经济的影响不明显。
第二类文献中较具代表性的研究成果有：Rogers和Wang(1995)
运用包括产出、政府支出、通货膨胀、实际汇率、货币增长等五个变
量的VAR模型，以墨西哥1977-1990年为研究样本期，他们发现产出
变化幅度主要归功于来自产出自身的冲击，但是汇率贬值冲击却导致
了产出的降低。Rodriguze和Diaz(1995)用一个具有产出增长、实际
工资增长、汇率贬值、通货膨胀、货币增长、索洛残差等六个变量的
VAR模型，对秘鲁经济进行分析，他们发现产出增长主要从其本身的
冲击得到解释，但汇率贬值对产出具有不利的影响。Copelman和
Werner(1996)通过使用包括产出、实际汇率、名义汇率贬值率、实际
利率、实际信贷等五个变量的VAR模型，对墨西哥经济进行分析，同
样发现了汇率贬值引起产出下降的证据。Kamin和Rogers(2000)应用
包含产出、实际汇率、通货膨胀等三个内生变量和美国利率这一外生
变量的VAR模型，以1981—1995年的季度数据为样本，他们发现产出
的改变主要从其自身冲击得到解释，但是永久性汇率贬值对产出的不
利影响具有持久性。Berument和Pasaogullari(2003)利用土耳其
1987年一季度至2001年三季度的数据，运用单位根检验、协整技术、
‘ VAR模型的脉冲反应函数和预测误差方差分解等计量分析手段对该国
实际汇率贬值的经济效果进行实证分析。经验证据显示，当诸如世界
利率、国际贸易、资本流入等外部变量被控制以后，该国实际汇率贬
值对经济增长具有紧缩效应。‘
国内深入探讨人民币实际汇率贬值对经济增长影响的文献较为
匮乏。李建伟等(2003)首先从理论上分析人民币汇率贬值在钉住汇
率和资本流动管制下对国内货币政策和经济增长的影响途径，他们认
为汇率贬值会引致贸易顺差增加，中央银行为了维护汇率稳定，需要
购进外汇，从而增加货币供给，导致国内物价水平上涨以及利率下降，
最终引起投资和产出增加。然后他们以1995年1月到2003年6月的
月度统计数据为样本，利用国务院发展研究中心宏观部建立的《中国
月度宏观经济形势计量分析模型》分别对亚洲金融危机期间、世界经
济衰退期间、2002年2月以后这三个时期进行经验分析，最后得出
的结论是人民币实际汇率贬值有助于我国经济增长，而升值却有不利
影响。何新华等(2003)借助于结构性宏观经济季度模型就人民币升
值将对我国宏观经济产生的影响进行模拟分析。该文认为尽管人民币
升值将不可避免地对我国经济产生负面影响，但从模型运行结果看这
种冲击的影响是极为有限的。万解秋等(2004)分析了人民币名义汇
率调整对我国就业的影响。他们得到的结论是，人民币名义汇率贬值
将有助于解决就业压力，而升值却会抑制就业的增长。鉴于就业与经
济增长间的天然联系，我们认为该结论对经济增长来说同样成立。
(--)作者将要进行的探索
在总结和借鉴已有文献的基础上，我们将努力在以下几个方面推
进该问题的研究。第一，根据著名的蒙代尔一弗莱明模型推出一般∥
汇率影响产出的比较静态数理模式，从而在理论上得出汇率既有促进
经济增长也有阻碍经济增长的可能性，并讨论了这两种可能性发生的
经济条件。第二，根据中国的经济特征，构建了解释入民币实际汇率
贬值影响经济增长的理论模型和计量模型。第三，鉴于相关性不等于
因果性，运用格兰杰因果检验法对人民币汇率与国内生产总值之间的
因果关系进行检验。国内已有文献却忽视了这一点。第四，运用协整
分析、方差分解以及脉冲反应等计量方法，既考查人民币汇率与经济
增长间的长期均衡关系，又研究它们之间的短期动态关系，国内已有
文献往往偏重于某一方面。第五，验证人民币实际汇率贬值与经济增
长之间是否存在虚假相关问题。第六，指出了实际汇率贬值对中国和
其他发展中国家的经济增长存在不同影响的主要原因。
三、一般意义上的汇率影响产出的比较静态数理模型
我们将对著名的蒙代尔一弗莱明模型进行修正，接出一般的汇率
影响产出的比较静态数理模型，从而在理论上得出汇率变动既有促进
经济增长也有阻碍经济增长的可能性，并讨论了这两种可能性发生的
经济条件。
蒙代尔一弗莱明模型是蒙代尔和弗莱明予20世纪60年代初期完
成的，它是开放经济条件下进行宏观经济分析的工作母机。该模型的
分析框架以标准的IS—LM模型为基础，将国际收支平衡与国内经济平
衡结合起来，因此属于一般均衡分析方法。经济学家往往把蒙代尔一
弗莱明模型用于货币政策和财政政策在开放经济下的效力以及它们
之间的搭配分析，该模型也常被用于分析各种经济和政策因素对国际
收支的影响。但是，详细地有意识利用该模型分析汇率影响产出(也
即经济增长)的文献却很少见，作者至今仍末检索到这类文献。下面
我们将推出一般的汇率影响产出的比较静态数理模型。
首先给出一组表示商品市场、外汇市场和货币市场全部处于均衡
状态的方程：
Y=X(r，r)+D(J，，，，i) (1)
z(y，，)一，Ⅳ(y，r)+置(y，，，i)=O (2)
鲋(j，，，)一三(j，，f)=O (3)
方程(1)代表商品市场均衡，y为国内产出或国民收入，x为出口额
或国外对本国产出需求，D为国内对本国产出需求，r为汇率(这里我
们定义汇率为直接标价法，从而其值越大越贬值)，f为利率。一些经
济学家倾向于把出口仅与汇率联系起来，我们认为一国产出的持续增
长往往追使该国努力开拓国外市场以消化超额供给。其中
aX／aY>O，ax／a r>O分别表示出口与国民收入和汇率成正比，而
a D／a Y>O， a D／a，>0， a D／a i<0分别表示国内对本国产出需求
与国民收入和汇率成正比，而与本国利率成反比。方程(2)代表外汇
市场均衡，Ⅳ为进口，其中aⅣ／ay．>O，aN／a r<O分别表示进口与
国民收入成正比，与汇率成反比。K为资本项目差额，一些经济学家
倾向于把资本项目差额仅与利率联系起来，我们认为一国产出的持续
增长往往会吸引国外资金流入以分享经济繁荣带来的较高收益，另
外，汇率也对资本项目差额有较大影响。a芷／aY>O，ax／ai>O分
别表示资本项目差额与国民收入和利率成正比，而a臣／a，的符号却
无法确定，因为汇率贬值～方面可以吸引更多的外商直接投资，另一
方面也可能导致抛售本币资产大量外资流出。方程(3)代表货币市场
均衡，M一般被假定为外生的货币供给，我们这里将其假定为内生变
量，而且aM／a y>O，表示货币供给与国民收入成正比，aM／a r>O，
因为汇率贬值与货币供给增加往往具有⋯致性。工为货币需求，
a上／a】，>O，a￡／a i<O分别表示货币需求与国民收入成正比，而与利
我们把汇率假定为外生变量，对于可调整钉住的汇率制度这个假
设显然较为合理，考虑到世上其实没有完全的浮动汇率制度，即使像
日本、美国这些发达国家的政府实际上也会对汇率施加直接或间接的
影响，将汇率假定为外生变量仍然具有一定的合理性。然后对上面方
程组中的三个方程分别求出关于汇率r的微分，可得：
-=O=Y(1-xl，一Dr)一Di．a菱i=x，+D， (4)
iOY(墨一r Ny+q)+K，要=Ⅳ+r罢一萼一足， (5)
警(矿Mr)+厶妄一警。o (6)
上面(5)式的右边表达式可以按如下方法进一步化简，即有：
Ⅳ+，警一警一墨．-N(1+专iON-_丙l a毋X')一E
=Ⅳ(1一％一妻r／。)一K， (7)
其中％和r／，分别表示进口汇率弹性和出1：11汇率弹性，为了下面的表
示简洁一点，我们可令式(7)等于玎。为了得到ar／o，的表达式，我
们首先给出式(4)、式(5)、式(6)组成的方程组的矩阵方程：
[譬rNr一≯Kr到K 0黔Oi／OrM IJ l zr一+ LaMIO，"J：；0q1㈣
。|I 12l ，7 I (8)
l ￡r— r 上， 一l j
通过求解矩阵方程(8)，可以得到以下结果：
望：=墨墨二墨堡=塑(9)
而J=K，一蜀xy—KiDr+D，Xr—rD，Ⅳr+D，Kr，rl=Ⅳ(1一辄一砉仉)一K，。
另外，式(9)中的K，表示利率变化一个单位所引致的资本项目差额的
变动值，其余类似表达的含义可依此类推。
当汇率贬值时，即静>O时，如果oY>O，说明汇率贬值有利于经
济增长，但是如果ay<O，说明汇率贬值并没有促进经济增长。这就
是说只有当a】1／o，>0时，汇率贬值才促进了经济增长，反之则反。
而从式(9)可知，a y／a，的符号决定于等式右边的表达式。这时又有
四种可能性发生，即：①，>0，一K，X，一K。D，一归，>O，因此aj，／a，>0：
②J<O， 一K．X，一KiD，一徊，<O，因此8 Y／a r>O也成立；③，>o，
一足，Ⅳ，一K，D，一吁D，<O，a y／a r<O；(9J<O， 一K，X，一K，D，一吁D，>O，
因此a Y／a r<O。显然，前两种情况表明该国汇率贬值会促进经济增
长，后两种情况却表明该国汇率贬值会给经济增长造成负面影响。问
题之关键在于这四种情况是否都有可能出现?从理论上讲，四种情况
确实都有出现的可能。但是，我们认为还必须结合经济角度分析它们
出现的可能性的现实意义。
下面通过假设’，>O，重点对(一x，X，一K，D，一归，)的符号进行分析，
并探讨其经济含义和现实意义。在构建模型时依据一般经济原理推出
K，=a置／ai>O，X，=aX／a，>0，4=aD／a，>0，D。=aD／ai<O。第
一，如果，7<O，则有一墨x，一墨研一械<O，厘此一足，x，一墨D，一归f／，<O，
从而a Y／o，<0，也就是说汇率贬值将不利于经济增长。问题的关键
在于r／<O究竟有无成立的可能?这里的成立不仅指数学方面而且更指
在经济方面要有意义。由前可知r／=N(卜h—X叩x／rN)一K，，从纯数学
角度看，Ⅳ(卜，7N--‘埘。／，Ⅳ)一K，<O可以成立。那么从经济角度看；
N(卜刁。一砌。／州)一足，<O有无成立的可能呢?如果成立，其包含的经
济意义又是什么呢?为了清楚地研究该问题，我们分两种情况：①先
假定臣，=O，即假定资本项目差额对汇率贬值毫无反应，这也是许多
经济学家在运用蒙代尔一弗莱明模型时最常见的假设。令，7<o，有
Ⅳ(卜，7。一脚。／rⅣ)<O，由于Ⅳ>O，因此‰+枷。／rⅣ>l，这恰好是汇率
贬值使国际收支改善的临界弹性条件，也就是汇率贬值促进经济增长
的条件，而不应该成为汇率贬值阻碍经济增长的条件。也就是说，这
时的叩<0可能只具有数学上的意义，而缺乏经济上的合理解释。②假
定K，≠0，即假定资本项目差额对汇率贬值要做出反应，这也是本节
在运用蒙代尔一弗莱明模型时做出的假设。同样也令刁<O，即
N(卜玎。一砌。／小)<K，，这一条件的经济含义是如果考虑到资本项目
对汇率的高度敏感性，国际收支平衡可以主要由资本项目来保证，而
并不需要经常项目的作用，这样一来，该国的产出可能趋于下降，即
汇率贬值不利于经济增长。例如，一个严重依赖国外资源生产出口产
品的国家，如果其汇率大幅贬值，往往迫使该国不得不减少进口资源，
最终导致出口萎缩，经济增长下降。与此同时，国际投资或投机资金
却可能大量流入，以获取汇率贬值带来的各种当前或未来利益。这样
一来，该国的国际收支总体上仍然会保持平衡。从以上分析可以发现，
通过假定资本项目差额对汇率贬值要做出反应，可以赋予，7<0一个比
较合理的经济艇释。而且关于资本项目差额对汇率贬值要做出反应这
一假定本身也具有一定的合理性。第二，考虑如果刁>O，这时
一K。X，一K，D，一归。的符号比较复杂，如果K，X，+K，D，>I归；l，
一K，X，一K，口一弛<0， 因此一K。X，一K，D，一，71D,／J<0，从而a Y／a r<0，
也就是说汇率贬值将不利于经济增长。如果墨x，+蜀D，(f巧Df f，
一K，X，一K，D，一，／Dt>0，因此一墨Z—K,D，一，zD,IJ>0，从而a r／a，>0，
也就是说汇率贬值将有利于经济增长。显然，这时要想清晰地分析出
数学不等式所包含的经济意义几乎是不可能的，因为K,x，+墨Dr与
幅涉及到太多的经济变量，我们只能说汇率贬值对经济增长的最终
作用方向决定于汇率贬值引发的诸多直接和间接效应的合力。同理，
通过类似分析可以得出汇率升值可能阻碍经济增长，但也可能会促进
经济增长，这取决于经济体自身的各种经济条件和汇率变动时机、方
式、幅度等。
总之，一旦考虑进汇率对国内和国外诸多经济变量的直接和间接
影响，汇率贬值或升值对经济增长的影晌方向和力度很难仅从理论推
导得出确切的结论。汇率变动究竟是刺激经济增长还是阻碍经济增长
往往决定于该国进口汇率弹性、出口汇率弹性、FDI对汇率变动的弹
性、投机资金对汇率的弹性、进口收入弹性、出口收入弹性、资本项
目对利率的敏感度、国内需求对利率的敏感度、资本项目受经济增长
的影响度等综合经济条件，最终以合力形式作用于该国经济并通过
GDP增长或减少表现出来。此外，也与汇率变动时机(比如是在国际
收支良好之时，还是在国际收支出现较大不平衡之时；是在经常项目
出现顺差，而资本项目出现逆差之时，还是在资本项目出现顺差，而
经常项目出现逆差之时)、变动方式(是主动调整汇率还是被动调整汇
率)、变动幅度(是大幅度升贬值还是小幅度升贬值)等因素有极其重
要的联系。
因此，为了真正弄清楚某特定国家的经济增长受汇率变动的影响
情况，必须针对该国实际经济条件建立相关理论模型，寻找出核心经
济变量之间的本质联系，然后运用合适的现代计量经济手段进行实证
检验，最终得出汇率变动对该国经济增长的影响方向和力度。本文下
面就将按此思路对人民币汇率影响中国经济增长展开分析。
四、人民币实际汇率与经济增长相关性的几种理论解释
图4．5．1中显示的相关性有三种理论解释。第一，虚假相关。即
相关性可能是虚假的，它反映的并非实际汇率贬值对经济增长的直接
影响，而是由于某些外生因素同时影响了这两个变量，最终表现出实
际汇率贬值与经济增长之间似乎存在相关的假象。第二，逆向因果。
即相关性可能反映了经济增长引致人民币汇率持续贬值这一逆向因
果关系。第三，正向因果。即图4．5．1中显示的相关性正好反映人民
币实际汇率贬值促进了经济增长。下面将分别给出人民币实际汇率贬
值与经济增长间可能存在虚假相关、逆向因果、正向因果的理论解释。
(一)、虚假相关
众所周知，中国经济增长在很大程度上是靠各类企业和各级政府
的投资拉动，．而这些投资资金主要来源于银行贷款。通过分析改革开
放以来的经济数据，我们发现截止2003年，信贷余额为201274．75
亿元，是t978年的143倍，而2003年国内生产总值却仅是1978年
的32倍。中国货币供应量的年增长率比国内生产总值的年增长率平
均高18个百分点。我们推测九十年代中期以前，人民币名义汇率的
持续贬值可能与货币发行过多有一定关系，再加之物价上涨幅度小于
名义汇率贬值幅度，最终导致实际汇率也贬值。
因此，在进行经验研究时，为了清楚地得出人民币汇率贬值对中
国经济增长的净影响，必须对重要的外生冲击变量加以控制，如货币
供应量或信贷量。
(二)、逆向因果关系：经济增长引致汇率变动
根据巴拉萨一萨缪尔森效应，在经济高速增长过程中，贸易品部
门较高的生产率往往引起贸易品部门的工资上涨。由于在一国之内劳
动力～般是自由流动的，所以非贸易品生产部门也必须提高工资，否
则没有劳动力愿在该部门工作。但是由于非贸易品部门的生产率低于
贸易品部门的生产率，所以非贸易品部门工资的增加提高了成本，为
了保证仍然有利可图，只好提高非贸易品的价格，这显然会导致非贸
易品相对于贸易品价格上升，最终导致整个物价水平上涨，从而引起
实际汇率升值。Berument和Pasaogullari(2003)指出发展中国家在
实行反通货膨胀、以名义汇率稳定为基础的经济政策中，随着产出的
较快增长，往往会引起实际汇率的升值。
中国的经验数据表明，自1978年以来，伴随着经济高速增长，
人民币实际汇率长期以来持续贬值，这显然和传统意义上的巴拉萨～
萨缪尔森效应的结论不一样。杨长江(2002)对巴拉萨一萨缪尔森效应
与中国经济现实之间的矛盾进行了详细分析，并给出如下解释：在传
统分析中，可贸易品部门生产率相对提高，使得该部门实际工资相应
提高以达到经济的优化条件，而劳动力在部门之间的自由流动，使得
不可贸易品部门的实际工资也相应提高，这样就提高了不可贸易品部
门的相对价格。而在劳动力无限供给的情况下，可贸易品部门生产率
的相对提高，只能通过可贸易品价格的下降来满足经济的优化条件。
在本国不可贸易品价格不变，外国可贸易品与不可贸易品的价格也没
有发生变动的情况下，本国的总体价格水平相对外国降低了，从而意
味着本国实际汇率贬值。当然，由于产出变化对物价水平产生影响往
往需要一个较长的时间，在劳动力无限供给的情况下，产出增长对实
际汇率的影响也只能在较长时期内才有可能表现出来。因此，如果发
现产出增长与人民币实际汇率贬值几乎是同时、高频地存在相关性，
这往往表明产出不太可能是人民币实际汇率贬值的原因。
为了确保计量分析结果的稳健性，在经验分析中必须对经济增长
是否引起人民币实际汇率贬值进行因果检验。
(三)、正向因果关系：实际汇率变动引致经济增长的理论分析
关丁I汇率变动影响经济增长，从理论角度来看，目前存在两种对
立的观点。一种理论认为汇率贬值在中长期会促进经济增长，汇率升
值在中长期则会阻碍经济增长。另一种理论认为汇率贬值在中长期会
降低经济增长，特别是对于发展中国家。由于这两种理论都有经验证
据支持，汇率变动引致经济增长的分析只有针对具体问题才有意义。
关于人民币实际汇率变动对中国经济增长的影响，我们将紧密结
合中国经济的实际情况，从理论和经验两个方面展开分析。下面从需
求和供给角度构建理论框架。，通过该框架一方面可以进行理论分析，
另一方面也为经验分析中计量模型核心变量的确定打下基础。
(1)从需求角度
Y=DD+NX (1)
该方程将中国的国内生产总值y分解为需求DD和净出口NX，其
中DD包括消费、投资、政府支出，NX等于出口减进口。
NX。a2lRER一口22 Y (2)
该方程指出随着人民币实际汇率(RER)数值的增大，即PER贬
值，将导致出口增加，进口减少，从而净出口NX增加。另外，随着
中国国内生产总值(y)的增加，会引起进口的增加，．从而导致净出口
的减少。口2。>O， 口22>O。
DD=口3lRW一口32，+a33GC+a¨PER+口”M (3)
该方程显示了影响中国总需求的一些因素。RW为实际工资水平，
RW．越高，消费越多，从而DD就会越高。，为利率水平，r越大，往
往会使企业因资金成本上升而减少投资，从而引起DD减少。GC为中
国各级政府预算内支出，GC的增加直接导致国内生产总值的增加。
PER表示人民币实际汇率，RER除了对净出口有影响外，也会对DD产
生影响，比如对外商直接投资就有较大的影响。M表示中国货币供应
量，就中国而言，我们认为很大一部分经济增长其实源于银行信贷资
金的大量供给，这一点既可从中国各类企业，特别是国有企业的资金
盯参见：Kamin＆Rogers(2000)．本文通过增加供给方．扩展了该模型．
124
来源看出，也可以从各级政府大量的超预算支出资金往往来源于银行
贷款看出，另外，目前许多消费贷款，特别是住房信贷资金中的绝大
部分也来自银行。吒。>O， ∞：>0， 口33>O， 口3。>O， d35>O。
M=吼lNM+口42WM (4)
该方程将中国银行体系货币供应总量之来源分为两部分，一部分
来自国内银行体系中的国内实际货币需求(NM)，另一部分来自外资
流入所引致出的货币供应量(WM)，我国的外汇储备不断攀升，显然
对货币供应量有着巨大的影响。口。>0，口。：>O。
NM=口5lY一口，2， (5)
该方程表示中国国内货币需求(NM)与国内生产总值成同向关
系，而与利率成反向关系。口，，>O，‰>O。
WM=口“FDI+62(r一，’)一口63 EYB+g“EYS (6)
该方程表示流入中国的外资包括两部分，其中绝大多数外资属外
商直接投资(FDI)。尽管中国实行较为严格的资本管制，但是仍有一
些套利或套汇资金流入中国。中国国内利率r比世界利率r’魄高，流
入的套利资金会越多。EYB和EYS分别表示预期人民币汇率贬值率以
及预期人民币汇率升值率，前者往往会促使外国资本流出，而后者可
能会刺激套汇外资的流入。口。。>O，口。>O，口63>0，口。>0。
FDI=a7tRER+口72 Y一口73尺矿(7)
该方程表示外商宣接投资(FDI)与实际汇率(RER)贬值和中国m
场规模(这里用国内总产出r来代表)成同向关系，与国内工资水平
(RW)成反向关系。口，．>0，口，：>O，口。>O。
RER=口8lE一口82P+口昭P’ (8)
该方程表示人民币实际汇率(艇屁)决定于名义汇率(E)，E越高，
实际汇率值越大，即实际汇率贬值越多。国内价格水平(P)与RER成
反向关系，而国外价格水平户‘与RER成同向关系。a。。>0，口。：>O，
口83>O。
P=口9l M+口92 E (9)
该方程表示中国的物价水平P与货币供应量(M)和人民币名义
汇率(E)成同向关系。嘞，>O，口。>O。
(2)从供给角度
Y=AP(K，+E)4 (10)
该方程表示总产出决定于技术因素A、劳动投入上、国内资本E
和来自外国的资本K，。口和卢分别是劳动和资本的产出弹性系数，
口+口=1。
K228lRER+；82Y一；BjRW 011]
该方程表示了来自外国的资本K，与人民币实际汇率RER贬值成
同向关系，与代表中国市场规模的国内生产总值I，也为同向关系，而
与国内工资水平RW成反向关系。A>O，∥：>O，尾>0。
工=反RER+62 Y (12)
该方程表示汇率越贬值，对劳动力需求越多。国内产出与劳动力
需求也成同向关系。4>O，如>O。
由方程(10)、(11)及(12)可以推出国内产出与人民币实际汇率贬
值成同向关系。即汇率贬值促进经济增长。
(3)核心模型
综合以上所有方程，通过变量迭代和适当简化可以推导出一个核
心方程组，即：
fY=口IRER+口2M 03)
{RER=fl,Y+∥2M(14)
【M=，lRER+r2】，(15)
其中】，和RER是内生变量。对于M而言，该变量具有一定的内生
性，因为产出增加往往需要更多的货币媒介。另外，实际汇率贬值会
刺激出口生产，生产增加往往需要更多的资金支持。但是，该变量具
有更强的外生性。由于众所周知的原因，中国经济增长在很大程度上
靠企业和各级政府的投资拉动，而这些投资资金主要来源予银行贷
款。由于中国各类企业，特别是国有企业，投资往往有很强的非经济
目的，各级政府投资更是有树立政绩之嫌，由此可见中国的货币供给
具有相当的外生性。因此，我们将货币供应量M作为控制性变量以排
除由于该变量同时影响中国产出和人民币实际汇率而导致汇率与产
出间的虚假相关。
五、人民币实际汇率影响经济增长的实证分析
(一)变量来源和单位根检验
国内生产总值(y)和货币供应量(M)来源于历年的《中国统
计年鉴》，并对国内生产总值进行了剔除物价影响的处理。人民币名
义汇率(ER)取自《International financial statistics》各期，
RER数据1999年以前取自《人民币均衡汇率研究》(张晓朴，2001)
第79页，1999年以后的数据根据公式艘=ER×P‘／P计算得到，其
中尸‘代表美国消费物价指数，尸代表中国消费物价指数，P+和P可以
从《International financial statistics》各期取得。在直接获得
或计算得到以上几个变量的数据以后，．我们取它们的自然对数，并将
它们表示为：LY(国内生产总值对数)、LRER(人民币实际汇率对
数)、LM(货币供应量对数)。
由于下面有关人民币实际汇率与经济增长间关系的实证检验，如
Granger因果检验，协整检验，VAR模型等都涉及时间序列变量，因
此我们首先对1978年-2003年间国内生产总值(GDP)、人民币与美
元的实际汇率(PER)、货币供应量(M)等的自然对数进行单位根检
验，以判断这些时间序列的平稳性，结果见表4．5．1，可以发现它们
都是一阶单整序列，即为I(1)。．
表4．5．1 ADF单位根检验结果“
变量检验类型(C．t，P) ADF统计量临界值D．w．值
LRER (c，t，1) -3．5832 -4．5743 2．07
△￡RE足(c，0，1) -3．9979 -3．8877 2．29
厶M (C，t，1) 一2．0403 —4．3942 1．95
＆LM (0，0，1) 一2．9539 —2．7497 2．17
三r (c，t，1) 一1．2726 —4．5743 l-73
△上y (c，0，1) -2．7542 -2．6745 1．54
“c、t和P分别表示常数项、趋势项和滞后阶数．料}、料和}分别表示I临界值在1％、5％和如％的显著性水
平下得到的。△表示一阶差分．
127
(二)格兰杰因果检验
从图4．5．1可以清楚地发现人民币实际汇率与国内生产总值之
间有着明显的相关性，即随着人民币实际汇率的贬值趋势，国内生产
总值日趋增长，但是相关性并不等于因果性，必须通过因果检验判断
究竟是人民币实际汇率贬值导致了经济增长，还是经济增长促使实际
汇率贬值。
由于只有平稳的经济变量才能进行格兰杰因果检验，因此不能用
实际汇率对数(删尺)和国内生产总值对数(三y)的水平值进行检
验，而只能用它们的一阶差分值△工R脚和△LY进行因果关系检验，
检验结果见表4．5．2。
表4．5．2实际汇率与国内生产总值闻格兰杰因果检验结果
虚拟假设F-统计量P值
实际汇率不是田内生产总值的格兰杰成因3．34994 0．05673
国内生产总值不是实际汇率的格兰杰成因O．33681 O．71882
从表4．5．2可以看出，对于实际汇率不是国内生产总值格兰杰成
因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．057，表明至少在94．3％
的置信水平下，可以认为实际汇率是国内生产总值的格兰杰成因，这
意味着人民币实际汇率贬值确实是促使中国经济增长的一个重要因
素。
对于国内生产总值不是实际汇率格兰杰成因的原假设，拒绝它犯
第一类错误的概率是0．72，因此不能拒绝原假设，即认可国内生产
总值不是实际汇率的格兰杰成因。’
由此可见，图4．5．1．中人民币实际汇率与国内生产总值之间较强
的相关性，反映的是人民币实际汇率贬值促进了中国经济增长的正向
因果效应，而不是经济增长引致实际汇率贬值的逆向因果关系。
(三)协整检验
由于本文采用的是年度数据，样本数较少，所以采用
Engel-Granger两步法进行协整检验。
首先将国内生产总值对数工y对实际汇率对数LRER进行一般回
归，结果见表4．5．3。然后对回归残差进行单位根检验，检验结果见
表4．5．4。
表4．5．3三j，对LRER回归结果
变量系数标准差t-统计量’。P值．
C 6．407214 0．340096 1 8．83943 0．0000
LRER 2．49057‘ 0．226635 1 0．98932 0 OOOO
R2 O．834214 F-统计量120 7652
调整R2 0．827307 DjW统计量2．0905
袭4．5．4 回归残差单位根检验
r ADF统计量．1．704226 1％临界值。．2．6649
I 5％临界值．1．9559
I 10％临界值．1．6231
从表4．5．4可以看到，回归残差单位根检验的T统计值是一1．7，
仅小于显著性水平为10％的临界值，表明在10％的显著性水平上才可
以认为该回归残差是平稳的。显然，从统计意义看，这个检验效果并
不好，只能认为勉强通过了协整检验。
由此可见，人民币实际汇率与中国国内生产总值之间存在一定的
协整关系，即长期均衡关系。这再一次表明人民币实际汇率贬值趋势
对中国经济增长的促进作用在长期里可能一直存在。
(四)vAR模型、冲击反应和方差分解
由于格兰杰因果检验和协整检验仅反映了实际汇率与经济增长
之间的因果关系和长期均衡关系，为了能够从动态角度更好地深入分
析二者间的关系，我们将采用在宏观经济分析中已经得到普遍应用的
向量自回归(vAR)模型(主要包括冲击反应和方差分解技术)。VAR模
型的最大优点是不受先验经济理论的限制，直接透过时间序列数据本
身的特性进行研究，先验知识只用来考虑及选用纳入模型之经济变
量。我们将运用VAR模型直接探讨人民币实际汇率和国内生产总值之
间的动态关系。
①VAR模型中的变量选取
VAR模型变量之取舍，必需考虑研究所用样本资料的大小，如果
样本资料较小，．而选入变量过多，会造成自由度不足之嫌。根据本文
第三部分从理论分析推出的核心模型，以及年样本资料有限的特点，
我们仅纳入国内生产总值(LY)、人民币实际汇率(LRER)、货币
供应量(三肘)等三个变量(L表示取对数)。根据本文第三部分的理
论分析，可将货币供应量(LM)看作控制变量，用于排除该变量可
能同时影响人民币实际汇率和产出而导致汇率与产出间的虚假相关。
②建立VAR模型
届2，
∥22f
屈2f 射纠l甜等r悄斟(16)
其中c，为常数项，∥。代表各变量之系数，e。为各变量残差项，p
为落后的期数。根据AIC准则和sc准则判断该VAR模型的最大滞后
期为1。
③方差分解
方差分解用于分析因变量预测之误差是由哪些解释变量所引起，
以及各占百分比。计算预测误差方差分解之前，必须采用Choleski
正交化处理，去除残差项彼此之间的同期相关和序列相干，方可利用
方差分解的百分比去说明各经济变量之间的关系，以及各变量对国内
生产总值(LY)和实际汇率(L]bER)的解释能力，具体结果见表4．5．5
和表4．5．6。
表4．5．5国内生产总值的方差分解
期数标准差LGDP LRER LXD
1 0．041015 100．0∞0 0．000000 0．000000
2 0．072519 86．27筋6 4．371 571 9．355768
3 O．102229 69．71522 12．49002 1 7．79475
4 0．13∞69 53．83087 21．17S69 24．∞344
5 0．157199 41．23247 27．96520 30．80233
袭4．5．6实际汇率的方差分解
期数标准差LGDP LRER LXD
1 0．090199 0．252255 99．74774 0．000000
2 O．1 18968 0．283335 95．84865 3．86801’
3 0．133762 0．267677 90．74118 8．991 144
4 0，142846 0．769729 56．03163 13．19864
5 0．148664 1-715388 82．22672 1 6．05789
130
展绞岛
羔Ⅲ
a已已忽肼
从表4．5．5的方差分解结果，可以发现短期内(一期到两期)，
国内生产总值主要从它自身以及模型以外的变量得到解释。在中期
(三期到五期)，国内生产总值从它自身以及模型以外变量得到的解
释力约为54％，实际汇率对国内生产总值的解释力平均为20％，而货
币供应量的解释力平均为24％，即实际汇率与货币供应量共同解释了
44％的国内生产总值。从表4．5．6的方差分解结果，我们发现不论是
短期还是中期，人民币实际汇率都主要从它自身以及模型以外的变量
得到解释，尽管中期内从它自身以及模型以外的变量得到的解释力略
有下降。国内生产总值对人民币实际汇率几乎没有解释力，货币供应
量在中期对实际汇率约有12％的解释力。根据对表4．5．5和表4．5．6
方差分解结果的总结，可以得出如下结论：第一，鉴于实际汇率对国
内生产总值具有约20％的解释力，而国内生产总值对实际汇率几孑没
有解释力，这意味着人民币实际汇率与经济增长之间仅存在正向(单
向)因果关系，实际汇率贬值是因，经济增长是果。该结论与本文格
兰杰因果检验得到的判断完全一致．第二，由于货币供应量既对国内
生产总值有24％的解释力又对实际汇率约有1276的解释力，这意味着
实际汇率与经济增长之间表现出的相关性具有一定的虚假相关成分．
因为货币供应量同时影响了实际汇率与经济增长，从而一方面导致^
民币实际汇率贬值，另一方面又直接促进了经济增长。第三， 实际
汇率和货币供应量都对国内生产总值具有一定的解释力，它们共同解
释了约44％的国内生产总值，这些经验证据与中国经济增长具有的特
点非常吻合。大量研究表明，中国经济增长有两个重要推动器，一是
对外出口，二是囡内投资。人民币实际汇率贬值有助于扩大出口，国
内投资所需资金很大部分源予银行货币供给。
④冲击反应
尽管方差分解给出了人民币实际汇率和货币供应量对国内生产
总值的解释力，以及国内生产总值和货币供应量对人民币实际汇率的
解释力，但若想迸一步分析各变量发生自发性扰动时，对国内生产总
值或实际汇率的影响，就需利用冲击反应分析，了解国内生产总值或
实际汇率受其它经济变量冲击后的反应形态(持续性或跳跃性，正向
或负向)及大小，具体结果见图4．5．2和图4．5．3。
图4．5．2国内生产总值的冲击反应
图4．5．3实际汇率的冲击反应
f-J l r#ll FER 匡i匿三国
从图4。5．2可看出，国内生产总值对其自身的～个标准差新息立
刻有较强反应，二期之后略有下降．国内生产总值对来自人民币实际
汇率和货币供应量的新息在第一期没有反应，但是在后面几期却受到
越来越大的持续影响。从图4．5．3可看出，人民币实际汇率对其自身
的一个标准差新息立刻有较强反应，此后明显下降．实际汇率对来自
国内生产总值的新息几乎没有反应，但对来自货币供应量的新息在一
期以后逐渐有所反应。由此可见，人民币实际汇率贬值对经济增长具
有一定的冲击性，而经济增长对实际汇率几乎未形成任何冲击．货币
供应对经济增长和实际汇率都有～定的冲击效应。
六、总结及进一步分析
经验证据显示，许多发展中国家实际汇率贬值对经济增长具有紧
缩效应，而不是促进作用。人民币实际汇率贬值与经济增长却表现出
同向相关性，即随着实际汇率的贬值趋势，国内生产总值不断增长。
本文从理论和实证两个视角，对中国在这一问题上表现出的特殊性进
行详细的分析，并得出以下一些结论。
第一，人民币实际汇率贬值与经济增长间存在显著的因果关系，
实际汇率持续贬值是因，国内生产总值不断增长是果。这一因果关系
得到了格兰杰因果检验和方差分解等经验证据的支持。因此，我们可
以排除实际汇率贬值与经济增长之间存在的相关性源于从经济增长
到汇率贬值的逆向因果关系。可见，中国持续的经济增长对实际汇率
贬值几乎没有影响。
第二，人民币实际汇率贬值与经济增长间存在～定的长期均衡关
系。之所以称之为“一定的长期均衡关系”，原因在于协整检验从统
计意义看效果并不好，是在10％的显著性水平下得到的。
第三，人民币实际汇率贬值与经济增长之间存在一定的虚假相
关。因为货币供应量持续以较快速度增长，一方面造成实际汇率的贬
值压力。另一方面，较多的货币供应也刺激了总需求，使中国国内生
产总值保持高速增长态势。因此，实际汇率贬值与经济增长之间存在
的相关性，可能有一部分是由于货币供应的同时影响带来的，当然也
有一部分是由实际汇率贬值促进中国出口和外商投资带来的。
第四，综合来看，人民币实际汇率贬值对中国经济增长起到了积
极的促进作用。为什么中国在这一问题上异于其它许多发展中国家共
同具有的规律呢?我们认为原因包括：①中国实行严格的资本管制，
限制了投机性的短期国际游资冲击国内经济。而许多发展中国家却在
国内经济尚不具备开放资本项目的条件下，盲目放开资本市场，一旦
国内经济出点问题，巨额游资立刻流出，这可能会对该国的金融体存
造成毁灭性打击，最终连累实体经济。这时候往往伴随实际汇率贬值，
但对经济增长已不起多大作用了。②中国始终保持较为合理的外债规
模。相比之下，许多发展中国家，特别是一些拉美国家，借入巨额外
债。一旦出现本币汇率贬值，意味着需要偿还的外债额激增，从而使
这些国家紧缩开支，最终阻碍了经济增长。③中国拥有绝大多数发展
中国家所羡慕的巨大外商直接投资。经验证据表明，汇率贬值具有促
进外商直接投资流入的作用。鉴于其它许多发展中国家吸引的外商直
接投资数额较小，因此对这些国家经济增长的促进作用不明显。但是
对于中国而言， 外商直接投资在经济增长中所起作用非常重要。因
此，汇率贬值刺激更多的外资流入，从而最终极大地促进了中国的经
济增长。④中国具有特殊的对外贸易结构。一些发展中国家国家必须
进口大量原材料和中间产品才能生产最终产品，汇率贬值意味着进口
货物的价格上升，从而引起最终产品成本上升，这将导致生产曲线上
移，从而减少产出。中国出口产品主要有两大类，一是初级产品，汇
率贬值有利于这类产品的出口。二是加工类产品。生产这类产品也需
要进口大量的中间产品，但是加工完成以后，绝大多数又出口到国外
市场，并非在本国市场销售，由于两头在外，汇率贬值对这类产品的
生产影响不大。⑤中国执行了有效的宏观经济政策。许多发展中国家
汇率贬值对经济增长非但没有扩张效应，反而是起消极作用，一个重
要原因在于这些国家缺乏有效的配套宏观经济政策的支持。而中国在
汇率贬值的同时，还努力为出口企业解决资金、税收等方面的问题，
继续实行优惠的引进外资政策，从而把汇率贬值促进经济增长的可能
性真正变成现实性。
鉴于汇率贬值对中国经济增长具有显著的影响，在人民币汇率调
整问题上，特别是面临人民币汇率升值压力时，决策当局应该慎之又
慎，必须避免被动调整汇率。另外，在不能充分判断汇率调整将带来
的收益和成本之时，“暂时不动”也许正是最优解。
最后，还须指出本文关于人民币汇率贬值对中国经济增长具有～
定促进作用的实证研究结果源于1980年一2003年的事后统计数据。
但是不能因此得出人民币汇率越贬值越低估就越能促进经济增长的
结论。正如基本哲学原理所揭示的那样，一方面像世界上的万事万物
一样，汇率也存在“度”的问题，汇率贬值或低估幅度过大，超过了
临界值，将对经济增长产生不良影响：另一方面像世界上的其它客观
规律一样，汇率贬值促进经济增长规律也随诸多客观经济环境条件的
变化而变化，并不是绝对真理。从本节前面汇率影响产出比较静态数
理模型的分析结论来看，在一定的经济条件下，汇率贬值对经济增长
可以具有阻碍作用而并非促进作用。此外，汇率变动时机(是在国际
收支良好之时，还是在国际收支出现较大不平衡之时：是在经常项目
出现顺差，而资本项目出现逆差之时，还是在资本项目出现顺差，而
经常项目出现逆差之时)、变动方式(是主动调整汇率还是被动调整汇
率)、变动幅度(是大幅度升贬值还是小幅度升贬值)的选择也对汇率
贬值能否促进经济增长具有较大的制约作用。爆发于t997年的东亚
金融危机就正好提供了验证本文理论的“自然实验”数据。泰国、马
来西亚、新加坡、韩国等四个国家的汇率从1997年到1998年分别贬
值24％、28％、12％、32％，而它们的经济增长率分别是一2．24％、0．51％、
一3．22％、一1．43％“。从这里可以清楚地看到，汇率大幅度贬值完全有
可能导致经济增长下降。
¨根姑《International Finance Statis￡ics)Yearbook(2004)数据|十算得到。
135
第五章经济增长影响汇率的机制分析
一国经济增长对汇率往往具有巨大的反作用。在经济高速增长时
期，由于生产率的快速提升和经常项目出超一般会引起本国货币实际
升值，同时在经济快速发展期间出现外国资本的持续流入也会引起货
币升值。相反，经济衰退引发的外国资本抽逃则会导致本币汇率猛跌，
造成严重的货币危机，进而给经济带来毁灭性的打击。国内外许多经
济专家认为，人民币汇率目前所面临的升值压力就与中国经济长期快
速增长有一定的联系。因此，深入研究经济增长对汇率的影响机制也
具有极其重要的理论意义和现实意义。本章将分成四节对该问题展开
详尽的分析。
第一节经济增长对人民币名义汇率影响分析
中国自1978年实行改革开放的政策以来，历届中央政府始终坚
持以经济建设为中心，想方设法促进中国经济快速增长，这就意味着
政府会运用一切手段，特别是经济手段，以实现经济迅速增长的目的。
在开放经济条件下，对外贸易和外商直接投资对中国经济增长具有极
其重要的意义；而汇率作为连接国内外经济的关键纽带j是决定中国
出口贸易和吸引外商直接投资的核心变量。因此，从80年代初开始，
电国国内逐渐形成一个共识，需要对人民币汇率进行贬值以促进出口
和吸引外商投资二鉴于一方面政府无法直接控制人民币实际汇率，另
一方面由于中国的工资水平和价格水平总的看来或者说与其它一些
发展中国家相比波动不算太大，所以政府可以通过调整人民币名义汇
率实现对人民币实际汇率的调控，从而最终达到影响经济增长的目
的。本节从客观事实出发，运用理论和实证分析方法，深入探讨1978
年-2002年，中国政府的经济增长目标(具体地说就是努力增加出口
和吸引外商投资)与这段时期人民币名义汇率贬值趋势的关系，并给
出我们的看法。
一、人民币名义汇率变动及其背景
自1978年实行改革开放政策以来，中国始终坚持以经济建设为
中心，集中全力促进经济快速增长。鉴于对外贸易，特别是出口一方
面可以直接构成经济增长的一部分，另一方面通过出口获得宝贵的外
汇(在80年代约80％的外汇资金来自出口创汇)，使我国,-．rvJ,在国际
市场购买发展经济急需的先进生产设备、先进技术和国内短缺的原材
料，从而间接地对经济增长做出巨大贡献，所以政府特别重视出口工
作。在努力促使出口快速增长的过程中，政府是以改革人民币汇率体
制为核心，辅之以外贸体制、物价体制、税收体制等改革措施。由于
在此过程中，我国的汇率制度经历了三个具有不同特点的阶段，即
1981—1984年以人民币内部结算价和官方汇率并存为特征的第一阶
段、1985—1993年以外汇调剂市场汇率和官方汇率并存为特征的第
二阶段、1994年至今以市场供求为基础的，单一的，有管理的浮动
汇率制为特征的第三阶段，因此我们耀按照这三个阶段分别飙述经济
增长目标或出口创汇目标是如何引致人民币汇率体制或人民币名义
汇率变动的。
第一阶段：198l一1984年，人民币内部结算价和官方汇率并存。
在改革开放以前的计划经济时期(1973—1980年)，人民币汇率目标
主要是维持水平稳定，外贸统负盈亏，内部调剂。由于这期间人民币
汇率高估，因此出口亏损而进口盈利，但是通过国家外贸部内部采用
进口盈余弥补出口亏损的办法，将此矛盾掩盖了。随着1979年以后
的外贸体制改革，部分出口商品由中央各部、地方进出口公司或企业
经营，由于它们不经营进口，进出口不能够禹己平衡，即出嗣亏损丽
无法通过进口盈利来弥补，这个矛盾便暴露了。同时，改革开放后，
鼓励外资进入，我们要求外资企业产品出口，外汇自行平衡，在此汇
率下，外商显然很难做到。66与此同时，中央在关于制定国民经济和
社会发展第七个五年计划的建议中明确提出，“七五”期间的主要任
务是鼓励出口，增加外汇收入，运用价格、汇率和关税的经济杠杆刺
66主要引用：曼念鲁、陈全庚(2002)，P34。
激出口产品的生产，根据国内市场和国际市场价格的变动情况，合理
调整汇率。1979年8月13日国务院颁发了《关丁大力发展对外贸易
增加外汇收入若干问题的规定》，并从1981年开始正式执行，从此拉
开了通过人民币汇率体制改革促进出口创汇进而促进经济增长的序
幕。该规定的核心内容之一是贸易外汇和非贸易外汇实行不同的汇
率，贸易外汇内部结算价主要用于进出口外汇结算，该结算价为1美
元兑换2．8元人民币，是按1978年全国出口平均换汇成本加上10％
的利润得到的，它比当时全国平均出口换汇成本高20％左右，也比官
方汇率平均低30％，这显然可使大部分出口商品有利可图，从理论上
应该能够刺激出口增长盯。
下面通过具体的一些数据来分析这一改革措施究竟对出口有无
促进作用，详见表5．1．1。
表5．1．1 1978—1984年每年出口额及增长率
年份1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984
出口(亿美元) 97．5 136．6 181。2 220．1 223．2 222．3 261．4
出口增长率(上年) 0．19 0．4 0．33 0．21 o．014 -o，004 o．18
贸易差额(亿美元) —11．4 —20．2 -19 一O．1 30．3 8．4 —12．7
资料来源：根据1985年《中国统计年罄》计算得到．
从表5．1．1可以看出，尽管1978—1984年出口额绝对值一直都在增
加，但是执行《规定》的1981年其出口增长率仅为21％，远小于1979
年增长率40％和1980年的增长率33％，1982年出口与1981年相比几
乎没有什么增长，1983年增长率甚至为负数。同时，可以发现
1978—1980年一直存在十几亿的贸易逆差，1981年贸易逆差几乎为
零，1982—1983年还出现了贸易顺差，但1984年又转为逆差．综合
而言，我们认为从1981年实行贸易外汇内部结算价以来，对出口和
贸易收支的改善起到了一定的作用，但效果似乎没有人们预期的那样
好，为什么会出现这种现象呢?主要原因有以下几个方面：第一，我
国出口产品中接近60％为农副产品和轻工产品，这些初级产品的需求
价格弹性很小，从而导致汇率贬值的传导机制受阻；第二，贸易外汇
内部结算价是依据全国平均出口换汇成本得到的，实际情况往往是一
酊主要引用：吴忿鲁、陈垒庚(2002)，P80—i 14。
138
部分出口产品的换汇成本可能低于1美元兑换2．8元人民币，而另～
部分出口产品的换汇成本可能高于该兑换比值，显然前者出口会盈
利，后者出口会亏损，从而导致在刺激一些产品出口增长的同时，限
制了另一些产品的出口；第三，相应配套的经济改革措施还未跟上，
特别是外贸体制改革滞后，仍然存在大量的财政补贴，出口企业或公
司激励机制极其不健全。由此可见，光是依赖汇率贬值这个经济杠杆
就想对出口产生较大的调节效果是不切实际的，必须进行一系列经济
配套改革。
第二阶段：1985—1993年，外汇调剂市场汇率和官方汇率并存。
1985年，我国取消了贸易外汇结算价，表面上恢复实行单一汇率，
但实际上仍然实行着双重汇率制，即外汇调剂市场汇率和官方汇率并
存。为了清楚地分析这一阶段经济增长、出口和创汇等目标与各种形
式人民币汇率的关系，首先给出表5．1．2的统计数据，为方便看出各
统计数据间的关系，根据表5．1．2数据给出其连线图，详见图5．1．1。
表5．1．2 1985～1993年经济统计数据
年份盲方名义茫率调荆市场i亡率出d臻汇成本出口鬣‘ 爱葛整额外祀储备
1985 2．9367 3．64 2．8000 273．5 —149 26．44
1986 3．4528 4．2 2．9933 309．4 —119．6 20．72
1987 3．7221 3．87 3．1474 394．4 —37．8 29．23
1988 3．7221 6．46 3．4802 475。2 -77．5 33．72
1989 3．7651 6．43 3．9303 525．4 -66 55．5
1990 4．7832 5．8 3．9509 620．9 87．4 1lO．93
1991 5．3222 5．8 4．t869 719．1 81_2 217．12
1992． 5．5146 6．56 4．4478 849．4 ．43．5 194．43
1993 5．7620 8．59 ．5，．4343 91L4 'i22、2 21i．99
资科来源：国家外汇管理局网站，历年《中圈统计年鉴》，许少强等焉《人民币汇翠史》a
注：官方名义汇率、调剂侨汇率、出口换汇成本的单位是人民币元／美元，出口额、贸易差
额、外汇储备的单位是亿美元。
从表5．1．2和图5．1．1，可以总结出这些经济变量之间的几点关
系：第一，我国出口换汇成本不断攀升，从1985年的2．8元兑换1
美元上升到1993年的5．43元兑换1美元，但是官方名义汇率和调剂
市场汇率通过贬值始终追随着出口换汇成本，它们一直大于出口换汇
成本，特别是调剂市场汇率在1988年、1989年、1992年和1993年
更是远大于出口换汇成本。鉴于这时由外汇调剂市场来调节的外汇收
支活动占到80％左右，也就是说调剂市场汇率在对外贸易中实际上起
到了决定性作用，因此从理论上可以推知我国出口额应该迅猛增加，
贸易收支应该呈现顺差，外汇储备应该快速增长。第二，从表5．1．2
或图5．1．1都可发现，这几年出口确实一直保持约20％的较高增长速
度，说明汇率贬值起到了促进出口的作用。但是1985～1989年连续
5年都是贸易逆差，我国非常需要的外汇储备始终保持在25亿美元
的低水平上，这说明人民币汇率贬值以后并未实现抑制进口，进而提
高外汇储各的目标。之所以出现进口增长远大于出口增长这一不符合
一般经济理论的情况，主要原因之～是1985年一1989年我国经济整
体上还属于“短缺”经济，从生产资料到消费资料都极其匮乏，国内
生产的产品远不能满足需要，不得不靠大量进口，即使进口商品价格
较高也同样好销，与此同时，1984年9月国务院批准了外经贸部提
出的《关于对外贸易体制改革的意见报告》，该报告的核心是扩大外
贸企业经营自主权以及实施进出口业务代理制，另外，外汇留成和调
剂制度在1986、1988和1990年进行了改革以作为外贸体制改革的补
充，这些制度变迁和国内旺盛的需求极大地刺激了进出口，特别是进
口；主要原因之二在于随着我国经济的高速发展，急需大量的设备、
技术和原材料，尽管由于汇率贬值导致进口成本上升，但是当时的企
业，特别是国营企业，仍然在吃“大锅饭”，缺乏成本意识，中国的
经济增长整体处于一种粗放型状态。” ·
鉴于到1989年中国仍然存在贸易逆差，1990年官方名义汇率和
调剂市场汇率继续大幅贬值，1990年我国终于实现了贸易顺差，同
时外汇储备实现质的飞跃，从1989年的55亿美元上升至1990年的
n0亿美元，增长率为100％。在随后几年，尽管我国保持贸易顺差，
外汇储备继续保持高速增加，但人民币汇率继续保持着贬值趋势。这
再一次充分说明了中国政府的目标取向就是不断扩大出口和增加外
汇储备，不但促使当前中国经济增长而且为未来的经济增长打下坚实
68主要引用：吴念鲁、陈全庚(2002)．许少强、朱真丽(2002)。
140
的基础，而人民币汇率的不断贬值成为达到该目标的关键手段。
图5．1．1 1985，1993善种经济数据关系
1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993
+官方名义汇率+调剂市场汇率+出口换汇成本
+出口额+贸易差额+外汇储备
第三阶段：1994--2002年，外汇调剂市场汇率和官方汇率并轨，
实现了真正的单一汇率。官方文件称中国自1994年起实行的是以市
场供求为基础的有管理的浮动汇率制度。为了请楚地分析这一阶段经
济增长、出口和外汇储备篆目括氧人民币汇摩的关系。我们先给出表
5．1．3的统计数据，为方便看出各个统计数据间的关系，根据表5．1．3
数据给出其连线图，详见图5．1．2。
表5．1．3 1994—2002年经济统计数据
年代人民币名义把率人民币实际汇率出口额贸易差额外汇储备
1994 8．619 6．544 1210．10 53．90 516．20
1995 8．351 5．679 1487．80 167．00 735．97
1996 8．314 5．485 坫10．70 122．30 1050．49
1997 8。290 5．557 1827．00 403．40 1398．90
1998 8．279 5．959 1837．60 435．90 1449．59
1999 8．278 ‘屯．嘲‘艄．∞ 291．‘32 1546．75
2000 8．279 6．189 2492．00 241．i0 1655．74
2001 8．277 6．332 2661．00 225．50 2121．65
2002 8．277 6．482 3256．00 304．00 2864．07
资料来源：中国商务部网站，历年‘中国统计年鉴》，张晓朴《人民币均衡汇率研究》。
注：人民币名义汇率和人民币实际汇率的单位是人民币元／美元，出口额、贸易差额、
外汇储备的单位是亿美元。
从表5．1．3和图5．1．2，可以看出1994—1997年人民币名义汇
0
0
0
O
O
X
X
竹
∞
∞
∞
孙
。
烈
州
0
9
8
7
6
5
4
3
2
1
O
率略有升值，在1997年东南亚金融危机的爆发以后，我国名义汇率
基本稳定在1美元兑换8．28元人民币水平上。人民币实际汇率在
1994、1995、1996年呈现出升值趋势，但从1997年亚洲金融危机爆
发开始，人民币实际汇率却出现了贬值趋势。这段时期，我国出口保
持高速增长，平均年增长率为19％，贸易一直是顺差，而且顺差额不
断增大，从1994年的54亿美元上升到2002年的305亿美元，增长
了近6倍。外汇储备也增长迅猛，从1994年的516亿美元上涨到2002
年的2864亿美元，我国外汇储备量在全球仅次于日本。
9．000
8．000
7．Ooo
6 000
5．000
4．000
3，000
2．000
1．000
0．000
图5．1．2 1994-2002年各种经济统计数据关系
3500．00
3000 00
2500．OO
2000．00
1500．00
1000．00
500．00
0．OO
1994 l册5 1996 1997 l州壮1999 z‘】t)0 Zo。l 2002
资料来源：表5．1．3。
通过对1994--2002年相关数据的分析比较，可以清楚地看出，
尽管这段时期中国已经呈现双顺差，外汇储备急剧增长，远超过合理
的外汇储备需求量(即满足该国3个月进口所需用汇)，但是人民币汇
率并未按照教科书理论说的那样，出现汇率升值，浅层原因在于虽然
目前我国对经常项目的外汇收支基本上没有限制，但是对资本项目仍
实行较为严格的管理，这种外汇体制下的外汇市场上形成的外汇交易
关系受到体制约束，不能充分反映市场真实的外汇供求，即强制性的
结售汇制度不能真正反映市场供求关系。加之近几年的实际运作过程
中，由于出口贸易增长快，外贸出现大额顺差，同时外资大量流入，
特别是在1996—1999年间，人民币的利率水平高于美元的利率水平，
造成结汇额大于售汇额，在银行间外汇市场上表现为外汇持续供大于
求，在银行外汇市场主体缺乏，市场内在机制不健全的情况下，市场
机制调节外汇供求的功能得不到充分发挥。。在此情况下，为了不使
汇率升值，央行通过干预几乎全部消化了外汇净供给，维持了人民币
汇率的稳定。由此可见，人民币汇率形成机制表面上是由市场供求决
定的，实际上并不是真正的市场调节。深层原因在于对以下几个问题
的回答：第一，为什么在出现持续的双顺差和庞大的外汇储备情况下，
我国仍然要坚持强制性结售汇制度?第二，为什么我国继续采用诸如
规定参加交易银行的外汇挣头寸、拥有夕}汇交易权银行的严格资质限
制等措施，从而导致外汇交易规模太小?当然，也许有很多合情合理
的回答，我们认为其中关键原因在于政府急切地通过国际贸易(特别
是出口)促进中国经济增长和获得较多的外汇储备，想要达此目标，
追随出口换汇成本，进行合理的汇率贬值显然是必不可少的途径，而
要想调整汇率水平，外汇市场规模不能太大。
二、一个名义汇率变动趋势的一般理论解释框架
上面对1978--2002牟人民币名：义汇率变动及其经济和政治背景
进行了详细的回顾，从中可以看出自1978年改革开放以来，我国政
府的中心工作始终围绕经济建设或经济增长，这使得人民币汇率政策
的主要目标也必须为促进经济增长服务，所以人民币汇率长期贬值趋
势或在近期双顺差下的稳定趋势成为我国汇率政策的主要目标。另根
据张志超(2000)的测算，人民币汇率政策到1997年以前是以实际
经济变量为目标的，在名义锚和实际目标法中，人民币选择的是实际
目标法，即人民币汇率的确定是跟着出口换汇成本走的，这是中国在
汇率改革中遵循的最重要规则，由予中词韵出口换汇成本不断上升， 为了能刺激出口，中国的名义汇率也不断剜倾值[调整。·同样，我们
发现世界上其它国家也是紧紧以经济增长为核心目标来决定汇率变
化的时间路径。下面，将运用一个动态优化模型从理论角度对经济增
长下的一般名义汇率变化路径给予总结。
假设一：U=U(Y，P)=aY2一胪(t)
其中U，=aU／al，>O，au／aP<O，口>O，卢>O。公式(1)表示一国政府
69主要引用：吴念鲁、陈全庚(2002)．P151
的目标函数，U表示该国政府获得的效用，】，表示该国总产出，P表
示物价水平，该国政府获得的效用与该国总产出的平方成正相关，而
与物价水平成负相关。之所以将政府获得的效用设定为总产出的平
方，是因为相比之下政府往往更加看重GDP的增长速度。
假设二：y=X+兄(E，童，J)=I+口E+b应+c J (2)
其中口>O，b>O，c>O。公式(2)表示一国总产出包括两部分，其中z表
示与汇率和产品国际竞争力没有多大联系的产出，K取决于名义汇率
水平值E、名义汇率变化率应以及产品国际竞争力J。这里的名义汇
率采用直接标价法，因此名义汇率水平值E越大，表示币值越低。另
外，名义汇率变化率营越大，比如单位时间内汇率贬值越多，显然该
国对外出口额也会随之增大。这里我们没有用实际汇率，而根据一般
国际经济理论，实际汇率才是真正影响经济的因素，但是一般来说名
义汇率与实际汇率的相关性较高，分析清楚名义汇率的变动趋势有助
于对实际汇率变动趋势的理解。
假设三：P=晒(3)
其中d>0。公式(3)表示物价水平与名义汇率E成正相关，即随着货币
名义汇率对外贬值，该货币对内价值也相应降低，因此物价趋于上升。
假设四：中国政府最大化其效用函数，即max(U=u(Y，P))。根
据假设一、假设二、假设三我们可以得到下式：
max{U=U(Y，，))=max{U=aY2一届P)
=max{U=a(E+口E+b应+c d)2一∥d E)
=mo．x{u寻a(巧2+2a五E+9．b Z应+2c K J+a 2E 2+2a b E．E+2a c E J+
b 2左2+2b C应‘，+c 2J2)一口d E}
最后，考虑进时间因素，我们可以将一国政府的最大化目标函数
表示为：
r
max f{口(K 2+2a E E+2b Z重+2c Z J+a 2E 2+2a b E左+2口c E J+
i
b 2童2+2b c毒，+c 2J 2)一口d E)e-n dt
运用欧拉方程对以上目标泛函进行求解，具体过程如下：
首先，令F={口(一2+2a E E+2b yl言+2c X J+a 2E 2+2a b E￡+2a c E J+
b 2庄2+2b c童J+c 2J 2)-fl d￡)e～，然后F分别对E和丘求偏导，即：
吒=e一“(2a口I+2口口2￡+2a口b童+2a日c J一∥d)
兄=e“(2a b Y,+2a a b E+2a b 2E+2a b cJ)
％22e“a b 2 。
％22e“口a b
％=一re+“(2a b一+2a口b E+2a b 2应+2a b c，)
根据欧拉方程‰童O)+％应(f)+％一兄=0，我们可以得到以下等
式： 啻一re—ta丁b+a2￡=—2ar—bYt—+2—arblcJ+矛2a—aYl—+2～ac-fldb (4)
。2功。
其中毒或童(f)表示对时间f求一阶导数，营或童9濠示对制恫'求二阶导
数，方程(4)的解为：
E‘(r)=爿le‘‘+呜P掣+云(5)
方程(7)．中^=三(，+1『r2⋯-1tab+『_a2 J．>0
r2=圭(卜、f√r2十州-丁rab+a=，-<0
云：型：型圣=型世二燮=丝
2taba+2a‘口3患一畿墨2ar+b!c：瞎j2raba+ 2a tTt 2raba 2a 2raba 2a>o(6)
。+ ‘口‘ + 2瞎
其中(4en’+彳：er2‘)是一般解，吾表示特解。4和爿：根据五(o)=Eu(名义
汇率的初始值)，以及E(r)=E，(名义汇率的期末值，我们可以将它看
成是长期以后形成的均衡汇率)而定，具体确定过程如下：
Eo=Al+A2+舌(7)
E7=Alel7+42e。’+E (8)
由(7)式和(8)式冠以求得^和A：如下： 铲鲨等笋=盟等笋(9) 1 p7：i—p¨t p”一p’!i 彳：=』量!：—±；；：笋=』玉兰!二：；；笋(10)
至此，我们可以探讨方程(5)E+(f)=一．e叩+爿，ei’+吾这一名义汇率
最优路径的变动趋势，即是否具有贬值或升值趋势，以及为了具有该
趋势，需要满足的相关条件。
一国汇率的初始状态无非有两种：低估和高估。该国产品的国际
竞争力也有两种：强和弱。一国经济增长也包括两种：主要依赖内需
和主要依赖内需和外需。因此，该国可能处于8种状态组合中的一个：
①初始汇率低估，产品国际竞争力强，主要依赖内需；②初始汇率低
估，产品国际竞争力弱，主要依赖内需；③初始汇率高估，产品国际
竞争力强，主要依赖内需；④初始汇率高估，产品国际竞争力弱，主
要依赖内需；⑤初始汇率低估，产品国际竞争力强，主要依赖内需和
外需；⑥初始汇率低估，产品国际竞争力弱，主要依赖内需和外需：
⑦初始汇率高估，产品国际竞争力强，主要依赖内需和外需；⑧初始
汇率高估，产品国际竞争力弱，主要依赖内需和外需。显然，当各国
面临不同的状态组合时，其汇率变动路径也不相同。下面先对初始汇
率严重低估、产品国际竞争力强和初始汇率严重高估、产品国际竞争
力弱这两种比较简单的状态组合展开讨论。
第一种情况：一国初始汇率严重低估，’产品国际竞争力却越来越
强。
首先，根据‘>O、吒<O、和T>0，可以推知(e叩一e。7)>O。由于该
国初始汇率严重低估，这意味着初始汇率E0数值很大，从而很可能使
4<O，而使4：>0。由于4<0，‘>0，所以最优路径的分枝之一A，ettt是
一向右下方倾斜的指数益线。另外，考虑到4：>0，r2<0，所以最优路
径的另一分枝互et7也是一向右下方倾斜的曲线。具体如图5．1．3所
／J、0
图5．1．3中的4P17+42Pu+三l和AIPl’+』2e_+i 2表示^P⋯和A2e叫
叠加上不同的汇率特解值i。根据公式(6)，可知随着该国产品竞争
力，的增强，i的数值在减少，也就是汇率在升值。而且该国产品竞
争力／越大，否的数值减少越多，从而汇率升值越多或汇率贬值越少。
图5．1．3中的彳，eV+A，e r2‘+否，曲线对应的该国产品竞争力，就大于
A，e叫+岛e掣+i：曲线所对应的该国产品竞争力。
图5．1．3
第二种情况：一国初始汇率严重高估，产品国际竞争力却长期较
弱。‘
同样，根据‘>O、r2<O、和F>O!可以推知(err7一e-7)>O．由于该
国初始汇率严重高估，这意味着初始汇率鼠数值很小，从而很可能使
^>0，而使一：<O。由于4>O，^>O，所以最优路径的分枝之一4en’是
一向右上方倾斜的指数曲线。另外，考虑到A：<O，吒<0，所以最优路
径的另一分枝以e掣也是一向右上方倾斜的曲线。具体如图5．1．4所
不。
图5．1．4中的4PV+A2e叫+il和4e^，+一29叫+i2表示A}eV和A2e口
叠加上不同的汇率特解值Z。根据公式(6)，我们可知如果该国产品
言茎裂翟翼．善裟譬祭二黎置大爹’．警也大蝴，：率。在厕贬慕值口≤而蓉且蓉该国裂产鬻品累．?+‘LA 4黧蠹：=z：：苎曲线对应磊荔荠磊蕊等^81。2e r：‘+占：曲线所对应的产品竞争力。
⋯”一州州虬1’于
提高本币的信誉，从而增强本币国际借贷能力(本币国际化)”。而靠
内外需推动的经济增长往往需要依靠汇率贬值才能实现。这些理论结
论可以较好地解释许多经济现实。比如，美国和日本都是经济实力强
大的发达国家，但是美国经济增长是典型的内需型，而日本却是典型
的内外需型，因此美元成为国际上最受偏爱的储备货币。
兰、人民币名义汇率变动趋势的计量分析
上面给出的理论模型实质上也可以看成是一个以人民币名义汇
率为政策工具、以最大化贸易顺差或最小化贸易逆差和通货膨胀为目
标的政策反应函数。具体地说，可以将该函数写成以下形式：
p(q=1)=，(置．。，只．。) 【11)
其中D，；l表示人民币汇率贬值，p(口=1)，≠’i人民㈡。’ ，乏值蛇撅
率， 目。和丘，分别表示上一期贸易差额和通货膨胀率，，表示一个
累积逻辑斯蒂分布函数(109istic distribution function)。
与累积逻辑斯蒂分布函数对应的、可用于计量检验的是对数单位
模型(Logit model)，该模型设定为：
‘=】n(：—兰L一)=届+觑4．1+芦I△只一l+∥。(12)
l—p‘
其中只为人民币名义汇率贬值的概率，只／卜只为人民币名义汇率贬
值的概率对不贬值的概率之比，厶为该比值的自然对数，E，。为中国
上一年对外贸易差额，△只一，为中国上一年通货膨胀水平，∥为随机项。
我们可以预期系数卢：符号为负，表示如果贸易逆差越大，人民币名义
汇率贬值的可能性就会越大，如果贸易顺差越大，人民币名义汇率贬
值的可能性会越少；尻符号也为负，表示如果通货膨胀水平上升，人
民币名义汇率贬值的可能性就会越小，如果通货膨胀水平下降，人民
币名义汇率贬值的可能性会越大。
样本期为1980年一2000年，在此期间人民币名义汇率共有14次
相对于上年贬值，7次相对于上年未贬值。计量结果如表5．1．4和表
5．1．5所示。
70主要引用：丁剑平0003)．
表5．1．4 对数单位模型估计结果一
变量系数标准差z一统计量P值
户． 2．415608 1．062988 2．272469 0．0231
B —O．011134 0．004904 —2．270235 0．0232
P -0．144549 0．093774 -1．541463 0．1232
回归标准差0．397684 Akaike信息准则1．175888
残差平方和2．846748 Schwarz信息准则1．325；105
表5．1．5 对数单位模型估计结果二
变量系数标准差z一统计量P值
p， 1．188539 0．586727 2．0257ll 0．0428
B -0．007701 0．004065 -1．894449 0．0582
回归标准差0．435126 Akaike信息准则1。214164
残差平方和3．597365 Schwarz信息准则1．313642
由表5．1．4可以发现，尽管贸易差额和通货膨胀的系数符合预
期，但是由于通货膨胀水平系数的P值达到0．123，所以我们认为
政府在进行汇率贬值时物价水平没有成为其重点考虑的对象。去掉物
价因素后，我们重新对对数单位模型进行计量估计，结果见表5．1．5。
可以看出，随着中国对外贸易逆差额的增大，人民币名义汇率贬值的
可能性越大，具体地说，中国贸易逆差每增加100亿美元，人民币汇
率贬值的可能性将增加17％。
四、结论及相关建议
通过对1978--2002年人民币名义汇率以及相关经济数据的描述
性分析，初步得出自1978年改革开放以来，由于中国政府始终以最
大化经济增长为核心目标，所以一直将人民币汇率作为实现该目标的
政策工具之一，这是导致人民币名义汇率长期贬值的重要原因。然后
我们构造了一个动态最优模型，从理论上推出人民币名义汇率的最优
路径就是长期贬值。最后运用对数单位模型对之进行了实证检验，经
验证据表明政府的汇率政策目标确实是尽力促进出口和积累更多外
汇储各，从而刺激整体经济增长。
到目前为止，人民币汇率贬值的策略对我国出口额、外汇储备和
经济增长的影响是卓有成效的，特别是在90年代中期随着一系列配
套改革措施的出台和对外开放力度的加大，汇率贬值对中国经济增长
的促进作用更加明显。但是随着我国越来越大的外汇储备(已成为仅
仅次于日本的世界第二大外汇储备拥有国)，以及双顺差的出现，国
际上已经形成一种观点，认为中国是通过操纵汇率而获得国际竞争优
势的，从而形成一股逼迫人民币汇率升值的国际压力。
必须指出，经过20多年改革开放的洗礼，目前中国一些经济条
件发生了较大的变化，根据模型可以推知，今后人民币汇率的变动路
径不可能长期延续贬值趋势，所以中国企业必须学会更多地通过提高
产品质量和生产率来促进出口。如果能够逐渐摆脱单纯依赖汇率贬值
增加出口的思路，一方面可以促进我国出口产品向高附加值类型迈
进，另一方面也有利于我国今后在进口越来越多的弹性较小的必需商
品(如石油、食品和高科技设备等)时能更有效地使用外汇。
另外，鉴于内需推动的经济增长可以使汇率处于强势和更加稳
定，从而增强本币国际借贷能力(本币国际化)。因此，要想使人民币
逐渐被世界所接受，逐步具有作为世界货币的支付手段和保值手段的
能力，从而获得国际铸币税，我国应该坚定不移地走内需型经济增长
道路。我们还应该仔细权衡利用贬值刺激出口获得的利益和人民币汇
率稳定带来的扩大进口用人民币结算以及用本国货币对外负债的好
处。从某种意义上，中国自90年代中期以后坚持汇率不动对人民币
国际化具有长远的重大意义。
第二节从供给角度的“巴拉萨一萨缪尔森效应”分析
一国经济快速增长往往表现为该国诸多经济变量处于不断发展
变化之中，如经济总量不断增大、劳动生产率不断提高、经济结构深
化调整、价格水平普遍上涨等。就开放宏观经济学而言，往往关注经
济高速增长期间实际汇率的变动趋势或者说经济高速增长对实际汇
率的影响问题，其中获得的最重要理论成果是所谓的“巴拉萨一萨缪
尔森效应”。该理论认为当一国经济增长速度在较长期内高于对比国
时，该国可贸易品生产部门相对不可贸易品生产部门的生产率提高幅
度往往也会高于对比国，这使得该国相对于对比国的实际汇率往往会
出现升值趋势。鉴于中国自1978年改革开放以来，经济一直保持高
速增长，我们想知道“巴拉萨一萨缪尔森效应”能否解释人民币实际
汇率在1978--2002年期间的变动趋势。
一、“巴拉萨一萨缪尔森效应”理论框架及评价
像其它西方经济理论一样，“巴拉萨一萨缪尔森效应”理论框架
也是建立一系列的假设之上，我们首先给出其三大前提假设”：
第一，可贸易品部门与不可贸易品部门之间生产率差异会导致这
两大部类间相对价格变化。
第二，经济增长速度较快的国家， 不可贸易品与可贸易品价格
之比上升得更快。
第三，国际市场上可贸易品价格保持一价定律。
具体地说，“巴拉萨一萨缪尔森效应”的思想可以逻辑性地由五
个逐渐推进的分论点完整加以表述。72
①当存在贸易限制时，在考虑运输成本的范围内，可贸易晶的价
格通过汇率而达到一致。
②在价格等于边际成本的假定下，不同国家可贸易品部门的的工
资水平差异将与这一部门的生产率水平差异相对应，同时一国内部的
劳动力流动将使得每个经济体内部工资均等。
⑨服务部门与可贸易部门相比，国际间的生产率差异较小，在各
国内部工资均等化的作用下，生产率较高的国家服务业价格水平将更
为昂贵。
④因为服务业进入到了购买力平价的计算之中，但是并不直接影
响汇率，两国货币的购买力平价水平，在用较高生产率的国家的货币
为单位衡量时，将低于均衡的汇率水平。
⑤两国间可贸易品部门的劳动生产率差异越大，工资与服务业价
格的差异就越大，相应的购买力平价与均衡汇率水平之间的缺口就越
‘大。
71 Takatoshi Ito等。Economic gr呲h and real exchange rate：aft overview of the Balassa—samuelson
hypothesis in asia”，(Changes in exchange YBte in rapidly devel01)ing countries)，CⅫbridge pTess．
1999． ．
72主要引用：扬长江‘人民币实际汇率长期调整研究》，2002年．P20页．(扬文引自Balassa，1964)．
1 52
下面给出以上定性分析的严格的数学证明。西方经济学家对“巴
拉萨一萨缪尔森效应”形式化的表述有好几种，我们将根据自己的理
解，从实际汇率的标准定义式出发给出一个简洁、清晰、易于理饵的
表述。
。PP’
A 2也一P
式(1)表示两国间的实际汇率R等于名义汇率E通过国外价格水
平P’和国内价格水平P调整得到。对式(1)两边同时取自然对数，可
得：
lnR=lnE+lnP‘+lnP (2)
如果令，=liaR，etlnE，P‘=lnP。，P=hap，则得：
r=P+P+一P (3)
接着给出国内价格水平和国外价格水平的贸易品价格与非贸易
品价格加权平均表达式。
P=(B)“(昂)8 (4)
P’=衅)“4(或)4 (5)
其中马和B分别表示国内贸易品价格和国内非贸易品价格，(卜a)
和口分别表示国内贸易品价格和国内非贸易品价格在国内总价螺水
平中所占比重。牟和或分别表示国外贸易品价格和国外非贸易品价
格，(1-f1)和∥分别表示国外贸易品价格和国外非贸易品价格在国外
总价格水平中所占比重。
对式(4)和式(5)两边同时取对数，可得： ’
inP=a InPⅣ+(卜口)ln耳． (6)
lnP’=夕lIl最++(1一卢)lnB‘ (7)
如果令P。=lnPⅣ，Pr=lnB，p二r=ln目‘，p；=lⅡB‘，则有：
P=口PⅣ+(1一口)P， (8)
p‘=∥p：+(卜∥)P； (9)
将(8)和(9)式代入(3)式，可得：
r=g+卢pj+(1一p)p；一a P。一(1一口)Pr
=e+(p；一P，)一[口(P。一P，)一∥(p：一p；)] (10)
根据第三条前提假设，可贸易品价格保持一价定律，可推得(10)
式中前两项之和为0，即e+(p；一p，)=O。因此实际汇率，决定于(10)
式中的最后一项，即[a(P。一P，)一∥(p：一P；)]的大小。显然，当本国
不可贸易品相对于可贸易品的价格上升幅度大于外国不可贸易品相
对于可贸易品的价格上升幅度时，实际汇率r的数值会减少，这意味
着本币实际汇率升值。
因此，下一步推导的关键在于必须找出当本国经济增长高于外国
时，是什么机制使本国不可贸易品相对于可贸易品的价格上升幅度大
于外国不可贸易品相对于可贸易品的价格上升幅度，从而引起本币实
际汇率的升值。
以一个小国开放经济体为分析对象，假设仅用资本K和劳动L这
两种生产要素，生产可贸易品T和不可贸易品N这两类商品。假设资
本K可以在国际间自由流动，而劳动L只能在国内不同生产部门间流
动。又假定本国和外国的生产函数符合柯布一道格拉斯设定形式，即：
T=v(KT)‘1—1’(L．)1 (11)
N=u(I(}『)(1-5)(LN)6 (12)
式(11)和(12)中的v和u分别代表对可贸易品部门和不可贸易品部门监要素生产率的冲击，九和6分别代表可贸易品部门和不可贸易
。品部门劳动要素回报率。
又假定国内外可贸易品部门和不可贸易品部门都处于充分就业状态，
这就有：
L=L，+LN(13)
K=KT+KH (14)
式(13)和(14)中L，和LH分别表示用于贸易品和不可贸易生产所需之
劳动， k和K分别代表用于贸易品和不可贸易生产所需的资本。
再假设市场竞争机制使得劳动报酬或实际工资等于边际产出，以及名
义工资W在贸易品部门和不可贸易品部门会趋于一致，因此有：
OT／aL，=v(KT／LT)““’九(15)
aNlaL．，=u(K∥LN)““’6(16)
所以贸易品部门与不可贸易品部门实际工资之比为：
旦擘=[v(K，／L，)““’^]／[u(KJLH)““’6]
w／局
即P。／e，=[v(KT／L，)“。1’九]／[u(K。／LN)”一”6] (17)
同样我们可以推出外国的不可贸易品部门与贸易品部门价格之比：
P*N／P*T=Iv+(K+，／L*T)(-r J九+]／[u+(K～／L～)(1一，)6+] (18)
从式(17)和(18)可以回答为什么当本国经济增长高于外国时，往
往使本国不可贸易品相对于可贸易品的价格上升幅度大于外国不可
贸易品相对于可贸易品的价格上升幅度，从而引起本币实际汇率的升
值。
一般来说，开放经济条件下本国经济相对于他国长期保持高速增
长，往往是由于本国贸易品部门生产率得到较大提升进而引起整体经
济的高速发展，而不可贸易品部门的生产率提高则较慢。另外， 贸
易品部门生产率的提高往往也反映在该部门的资本一劳动比率的提
高上。从式(17)和(18)来看，也就是说v和(K，／LT)的提高速度远大于
u和(瞄／LN)的提高速度，与此同时，v。和(K√L．T)的提高速度由于外
国经济增长速度较慢，没有出现远大于u和(K*。／L'N)的提高速度，这
样的结果就是本国的不可贸易品价格与贸易品价格之比P。／Pt将大予
外国的不可贸易品价格与贸易品价格之比p*Jp’，根据式(10)我们可
以推出本币实际汇率的升值。
在国际金融学中，人们把不可贸易品价格与贸易品价格之比P，／P，
称为内部实际汇率，该值越大，意味着不可贸易品价格相对于贸易品
价格越高，这往往会驱使人们将资源从生产贸易品的部门转移到生产
价格高，利润多的不可贸易品部门，从而削弱了该国的国际竞争力，
因此称之为实际汇率升值。
至此，完成了“巴拉萨一萨缪尔森效应”的理论描述。对于该理
论，我们有以下几点看法：
(1)“巴拉萨一萨缪尔森效应”的基本思想来自巴拉萨和萨缪尔
森在1964年各自发表的论文。由于1964年处于布雷顿森林体系的中
期，而布雷顿森林体系是一种固定汇率制度，因此这期间实际汇率的
变化显然只能或主要来自国家之间价格的相对变化，这是“巴拉萨一
萨缪尔森效应”提出的最重要的制度背景。因此，我们认为目前在运
用该理论解释经济增长与实际汇率贬值的关系时，必须结合具体研究
的汇率制度背景，否则，可能会出现夸大或滥用该理论的解释效果。
令人遗憾的是，我们在查阅许多检验“巴拉萨一萨缪尔森效应”的文
献中，发现几乎都没有提到这一重大的制度背景。事实上，随着1973
年布雷顿森林体系的瓦解，世界进入了浮动汇率制度时代，许多国家
的名义汇率要么随市场供求出现大起大落，要么受政府控制持续贬值
或升值，从而使实际汇率主要受名义汇率直接影响的可能性增大，而
生产率提高带来的价格水平相对变化的影响力相比之下要小得多。
(2)我们认为应该回到巴拉萨和萨缪尔森提出该理论的出发点来
从新审视“巴拉萨一萨缪尔森效应”，给予该理论新的生命力。巴
拉萨是在论文‘购买力平价教义：一种重新表述》中提出该理论的，
在该论文里他主要是想探求造成购买力平价与现实汇率之间存在系
统性差异的原因，通过引入生产率这一供给方面的因素，他认为可以
较好地解释系统性偏离购买力平价的问题。因此，我们得到的启发是
“巴拉萨一萨缪尔森效应”实际上提供了一种分析实际汇率交动根
源的理论框架。从“巴拉萨一萨缪尔森效应”的理论推理中，我们发
现由于巴拉萨假设可贸易品价格遵守一价定律，即式(10)中的
e+(p；-P，)=O，导致整个分析的中心全部放在不可贸易品相对于可贸
易品价格变化上，即内部实际汇率变化上。实际上可贸易品价格即使
考虑到运输成本，也很难遵守一价定律，特别是在可贸易品的品种越
来越多，千差万别的情况下。一旦放松可贸易品价格遵守一价定律的
假设，我们可以看出实际汇率的变动直接源于三方面：名义汇率变动、
国内外可贸易品相对价格的变动、内部实际汇率的变动。这样一来，
“巴拉萨一萨缪尔森效应”对现实问题的解释力大大增强。
(3)“巴拉萨一萨缪尔森效应”提出于20世纪60年代初，当时
的贸易品中加工贸易品相对来说还比较少，一般贸易品占比较高。而
现代国际贸易中加工贸易品已经成为极其重要的一部分，比如中国近
些年来的加工贸易品出口占整个出口贸易的一半以上。鉴于一般贸易
品和加工贸易品不同的生产和价格特征，我们认为有必要将“巴拉萨
一萨缪尔森效应”中的贸易品分成一般贸易品和加工贸易品两部分
”。下面就此进行较为简单、初步的理论探讨。
同样从下面的实际汇率标准定义式出发：
月：占生
P
对定义式两边同时取自然对数，可得：
lnR=InE+lnP‘+lnP
女Ⅱ果令，；InR，P=InE，P‘=ln，‘，P：InP，贝U得：
l,me+P‘一P
接着给出国内价格水平和国外价格水平的一般贸易品价格、加工
贸易品价格和非贸易品价格加权平均表达式，然后两边同一^刖姒。
P2(Br)。(弓，)’(日)7，P‘=(P‘rr)7(尸‘rJ)4(P‘Ⅳ)。
p=口PH+夕P丁J+r PⅣ，P‘=叩P’盯+d P’TJ 4-Z p’Ⅳ
其中岛、％和乓分别表示国内一般贸易品价格、加工贸易品价格和
国内非贸易品价格，扒∥和，，分别表示国内一般贸易品价格、加工
贸易品价格和国内非贸易品价格在总价格水平中所占比笪，向且
口+卢+，，=l。P‘r，、P‘r，和P．w分别表示国外一般贸易品价格、加工贸
易品价格和国外非贸易品价格，孙占和z分别表示国外一般贸易品
价格、力n-)-贸易品价格和国外非贸易品价格在总价格水平中所占比
重，而且r／+8+X=l。P、P仃、PⅣ、Pu、P’、P‘"、P+n，+Ⅳ分别
是对应变量的自然对数值。至此，可以得到以下式子：
，=P+(叩P’疗一口p盯)+(艿p'rJ．一∥PⅣ)+(z P‘Ⅳ一y PⅣ)
可见，实际汇率取决于几个方面：名义汇率、本国和外国一般贸易品
价格、本国和外国一般贸易品价格在总价格中所占比重、本国和外国
加工贸易品价格、本国和外国加工贸易品价格在总价格中所占比重、
本国和外国非贸易品价格、本国和外国非贸易品价格在总价格中所占
比重。
73我们这里扩展了“巴．萨效应”中的贸易品和非贸易品的定义．将贸易品定义为参与匿际贸易的产品，进
一步又将贸易品分为加工贸易品和一般贸易品，而将非贸易品定义为没有参与嗣际贸易的产品。
157
下面尝试运用上面的简单理论对人民币实际汇率进行初步的定
性分析。中国在改革开放以来的20多年里经济一直保持高速增长，
人们普遍认为中国的非贸易品价格比相关国家增长得更快，因此对人
民币实际汇率形成升值压力。中国生产的贸易品中加工贸易占了一半
以上的份额，这个占比远高于相关国家，另外，由于加工贸易品国际
竞争非常激烈，价格往往没有太大差距，因此对人民币实际汇率形成
升值压力，这正是目前我国面临的所谓升值压力的主要来源之一。中
国生产的贸易品中一般贸易品仅仅占了一半以内的份额，该份额比相
关国家小一些，而由于中国一般贸易品的大多属于劳动密集、低附加
值、低技术含量的初端产品，所以一般贸易品往往需要依靠低廉的价
格才能打进国际市场，因此对人民币汇率形成贬值压力。显然，人民
币实际汇率最终究竟是升值还是贬值在很大程度上决定于人民币名
义汇率的变动态势。由于自1997年亚洲金融危机以来，人民币名义
汇率几乎没有什么交动，来自非贸易品和加工贸易品的升值压力大于
来自一般贸易品的贬值压力，这就是目前人民币汇率会面l晦较大升值
压力的主要原因之一。鉴于中国目前的加工贸易生产绝大部分来自外
商投资企业，中国仅仅获得了很少一点加工费收入，而对中国经济真
正具有巨大贡献的一般贸易却面临一些困难，．这就是人民币汇率不能
轻易升值的主要原因之一。
(4)我们认为在“巴拉萨一萨缪尔森效应”框架中，经济增长是
外生给定的，而且该理论假设经济增长主要源于可贸易品部门生产率
的较大提高。实际上，促使一些国家经济增长较快的主要原因可能并
非如此，或者说可贸易品部门生产率的较大提高仅是一方面原因而
已，如果是这样，“巴拉萨一萨缪尔森效应”的原始结论可能就不会
成立。所以，为了很好地运用该理论分析实际汇率变动问题，必须紧
密结合不同国家经济增长的主要推动力量。
(5)鉴于“巴拉萨一萨缪尔森效应”实际上是从生产率角度或
供给角度来分析实际汇率变动之根源，因此对实际汇率的解释可能并
不全面，这就需要结合需求面进行分析，我们将在本章第三节专门从
需求方展开分析。
158
二、中国经济增长和人民币实际汇率的特征事实
自1978年改革开放以来，中国经济持续高速增长，见图5．2．1。
图5．2 1中国1978—2003年的国内生产总值
140000
120000
100000
80000
60000
40000
20000
0 已，．．。，．．j。．。-一，-．I．-．2J，．．二，j。0i10．tdIl。I{
景墓容蕃誊馨量誉茧誊萎量誉H⋯⋯⋯d N N
资料来源：《中国统计年鉴》2003年版、国家统计局网站。
从图5．2．1可见，我国1978年的GDP仅为3588亿元人民币，2003
年GDP则达到116694亿元人民币，25年间增长了近32倍，年均经
济增长率高达996左右，远高于世界其他国家同期增长速度。
再看一下同期各种人民币实际汇率变动情况，首先给出人民币实
际有效汇率。
表5．2．1 1980-2002年人民币实际确效汜率
年份1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987
实际有效汇率指数367．02 327．44 312．57 307．28 273．9 232．49 169．3 146．71
年份1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995
实际有效汇率指数122．12 140．85 125．25 1lO．42 98．4 85．86 91．52 100
年份1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
实际有效汇率指数i07．41 112．18 112．34 106．93 107．6 110．53 108．79
资料来源：(International ffnancial statistics)2001 year book，2002，2004各期．‘
根据表5．2．1数据，可做出人民币实际有效汇率趋势图5．2．2。
从表5．2．1和图5．2．2可以清楚地看到，在1980-2002年期间人民币
实际有效汇率呈现出很强的贬值趋势“，由1980年的367．02下降至
2002年的108．79，贬值了近2．37倍”，平均每年贬值10．77％左右。
当然，在此期间也出现了短暂的升值变化，如1989年，由于该年我
74这种实际有效汇率指数的数值越丈，表示实际汇率升值，反之表示贬值。
”(HOB 79-11367．02)+(If367 02)。
1S9
国发生严重的通货膨胀，导致实际汇率出现较大升值，1994-1998年
实际汇率呈现升值趋势。1998—2002年的实际汇率变动较为复杂，1999
年相对于1998年贬值，从1999—2001年实际汇率却表现为持续升值，
2002年相对于2001年又是贬值。但是，总的看来1994年以后人民
币实际有效汇率变动并不大。
400
350
300
250
200
150
100
50
O
圈5 2 2 1980-2002年人民币实际有效汇率指数
资料来源： 由表5．2．1致据面出．
以上人民币实际有效汇率是国际货币基金组织(I虾)根据相对价
格指数计算出的多边实际汇率指数，下面我们给出人民币与美元之间
的双边实际汇率指数(简称人民币实际汇率)，计算方法是：
R。=Et×P$／P。
上式中的R和E分别表示人民币与美元闷的实际汇率和名义汇率，P+
和P分别表示美国和中国的消费价格指数．1979-1999年直接采用张
晓朴(2001)76计算的数据，1999年以后根据公式R。=E。×Pt*／P。计算需
要的数据。详见表5．2．2。
表5．2．2 1999-2002年人民币名义汇率、中田和美图消费价格指数
年代人民币名义汇率中闺消费价格指数美国消费价格指数
2000 8．2785 106．90 113．00
2001 8．2771 105．20 116．20
2002 8．2770 102．00 118．00
资料来源：I肝(International financial statistics)2004年2期。
从表5．2．2可见，2000-2002年中国消费价格指数呈下降趋势
"主要引用：张晓朴‘人民币均衡汇率研究》，2001年版．P79页。
160
而美国消费价格指数却呈上升趋势，冉加之人民币名义汇率几乎未
变，我们推知人民币实际汇率肯定会贬值．1979-2002年人民币实际
汇率总的结果见表5．2．3。
表5．2．3 1979-2002年人民币双边实际汇率
年代1979 1980 198l 1982 1983 1984
人民币实际汇率1．76 1．82 2．23 2．58 2．73 3．26
年代1985 1986 1987 1988 1989 1990
人民币实际汇率3．92 4．43 4．62 4．05 3．65 4．78
年代199l 1992 1993 1994 1995 1996
人民币实际汇率5．39 5．46 5．19 6．54 5．68 5．49
年代1997 1998 1999 2000 200l 2002
人民币实际汇率5．56 5．96 6．07 6．19 6．33 6．48
为了清楚地看出人民币与美元双边实际汇率在1979-2002年的
变动趋势，我们根据表5．2．3数据画出图5．2．3。
图5．2．3 1979_2002年人民币双边实际汇率
厂=i嘱丽磊嗣
资料来源：表5．2．3数据。
从表5．2．3和图5．2．3，我们可以发现人民币与美元之Iqmj义·“
实际汇率在1978—2002年期间总的趋势是贬值”，由1979年的1．76
上升至2002年的6．48，贬值了近73％”。当然，在此期间也出现了短
暂的升值变化，如1989年和1994年，因为这两年我国发生严重的通
货膨胀。
至此，如果将图5．2．1、图5．2．2、图5．2．3联系起来观察，我
们发现1978-2002年中国经济呈快速增长趋势，而同期人民币实际有
”资料来源：张晓朴《人民币均衡汇率研究》，200i年版．P79页和由表5 2 3数据计算得到。
7。这里人民币与美元之间双边实际汇率采用的是直接标价法，因此其数值增大，表示实际汇率贬值，反之
则表示升值。
”(1／I．76-|／6．48)÷(1／1．76)．
16I
效汇率和人民币实际汇率都表现为持续的贬值趋势，这意味着中国的
经济事实与“巴拉萨一萨缪尔森效应”理论(即经济长期保持高速增
长国家的实际汇率应该呈现出持续升值趋势)刚好相反，如何解释这
一矛盾昵?是“巴拉萨一萨缪尔森效应”在中国“水土不服”，还是
由于未能真正掌握该理论的精髓?
三、“巴拉萨一萨缪尔森效应”理论对中国经济事实的解释
正如在上面对该理论的评价中所指出的，“巴拉萨一萨缪尔森效
应”实际上提供了一种从供给角度分析实际汇率变动根源的理论框
架，这就是该理论的精髓。通过分析，很容易发现实际汇率变动直接
源于三方面：名义汇率变动、国内外可贸易品相对价格的变动、内部
实际汇率的变动。我们将遵循这个思路运用“巴拉萨一萨缪尔森效
应”理论实证分析中国经济高速增长与人民币实际汇率持续贬值之
间是否存在内在联系?以及联机制是怎样的?
需要指出下面实证分析中的实际汇率是指人民币与美元之间双
边实际汇率，而不是人民币实际有效汇率。理由有三，一是人民币双
边实际汇率与人民币实际有效汇率存在近9096的相关性；二是双边实
际汇率完全符合“巴拉萨一萨缪尔森效应”的理论要求；三是从数据
的可获得性以及处理的方便性考虑。
首先从分析人民币名义汇率的变动着手。同样以图表方式给出其
数据。
表5．2．4 1979-2002年人民币名义汇率
年代1979 1980 1981 1982 1983 1984
人民币名义汇率1．5549 1．4984 1．705 1．8925· 1．9757 2．327
年代1985 1986 1987 1988 1989 1990
人民币名义汇率2。9367 3．4528 3．7221 3．7221 3．7651 4．7832
年代1991 1992 1993 1994 1995 1996
人民币名义汇率5．3222 5．5146 5．762 8．6187 8．351 8．3142
年代1997 1998 1999 2000 200l 2002
人民币名义汇率8．2898 8．2791 8．2783 8．2785 8．277l 8．277
资料来源：国家外汇管理局网站中的统计资料库。
10 0000
9 0000
8 0000
7 0000
6 0000
5 0000
4 0000
3 0000
2 0000
1 0000
O 0000
圄5 2 4 1979-2002年人民币名义汇率
景量容蚕萤晷萤娶荟誊萤营誉⋯⋯⋯H H oa Pq 匾面丽i丽
资料来源：表5．2+4数据．
从表5．2．4和图5．2．4可以看出，1994年以前人民币名义汇率
一直呈贬值趋势，1994年以后(特别是1997年以后)人民币名义汇
率表现出非常稳定性，几乎没有变动。由此我们推测1994年以前名
义汇率贬值对实际汇率贬值有重要影响，而1994年以后名义汇率贬
值对实际汇率贬值几乎没有再起作用。为了验证，我们对实际汇率与
名义汇率进行简单的回归分析，结果如下：
实际汇率=1．721902+0．544013×名义汇率．(1978-2002年)
(7．274077)(13．20112)
R2-O．883408， 修正酽=0．878339， F统计量=10．25
实际汇率=1．263387+0．708609X名义汇率(1978-1994年)
(4．937516)(11．13246)
R2_0．892033，修正R2=0．884835，’F统计量=31．67
上面回归式中括号里的数据为t统计量，显然1978-1994年名义汇率
对实际汇率贬值的影响比1978-2002年大，因为前者名义汇率的系数
是0．708609>后者系数0．544013，而且前者R2_O．892，也大于后者
的R2=O．883，因此，这个简单回归结果证实了我们的推测。当然，这
里的回归分析仅仅是初步和粗略的，但是却提醒我们必须考虑在不同
时间区间内，实际汇率受到影响的因素出现非常重大变化的情况，从
而在严格的计量分析中，要分时间段进行。
其次，我们将分析中国和美国可贸易品相对价格的变动闻题，看
看该因素对实际汇率的贬值有何影响。这里我们没有将贸易品分为一
般贸易品和加工贸易品进行实证检验，主要原因在于统计数据的匮
乏。因此，经验分析的准确性必然受到一定的影响。从式(10)可以看
出，如果美国可贸易品价格的上涨幅度大于中国可贸易品价格的上涨
幅度，实际汇率将出现贬值。相反，如果美国可贸易品价格的上涨幅
度小于中国可贸易品价格的上涨幅度，实际汇率将出现升值。
我们将采用杨长江(2002)的思路”，运用增加值价格指数法确定
可贸易品的隐形价格指数。如果用GDP。，表示可贸易品部门以当年价
格衡量的产出水平，以GDPFT表示可贸易品部门以可比价格衡量的产
出水平，则可贸易品部门在该年度的价格变化为：
P=GDpCJGDP’， (19)
借鉴联合国产业分类标准中一般将农业、采掘业、制造业等确定为可
贸易品，而建筑业和其它各种服务业都被划入不可贸易品部门。我们
将中国农业和第二产业中的制造业确定为可贸易品部门，将第二产业
中的建筑业和第三产业确定为不可贸易品部门。相应地，把美国的农
业、矿冶业、制造业确定为可贸易品部门，而将建筑业、交通与公用
‘事业、批发业、零售业、金融保险业、政府事业等划归于不可贸易品
部门。然后分别计算这两个部门的按照当年价格计算出的名义GDP与
按照不变价格计算出的实际GDP，从而分别得到中美两国各自的可贸
易品部门价格指数，最后可得美中可贸易品部门的价格指数之比值。
年代1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986
比值i．056 1．11 1．18 1．2l l_254 1．265 1．235 1．195
年代1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994
比值I．178 1．086 1．049 1．017 0．991 0．953 0．831 0．706
年代1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
比值0．636 0．608 0．615 O．63 0．666 0．716 0．732 0．749
资料来源：①《中困统计年鉴}2003年．②美国经济分析局网站http：／／ww．bea．doc．gov
③杨长江《人民币实际汇率长期调整趋势研究》2002年版，P51-52页。
80主耍引用：杨长江‘人民币实际汇率长期调整趋势研究，2002年版，P51—52页。
164
。同样可以画出与表5．2．5数据相应的的发展趋势图，以便直观地
看出美中两国可贸易品部门价格指数的比值变动趋势，见图5．2．5。
图5．2 5 1979-2002年美中可贸易品部门价格指数比值
誉墓蓉誊容景荟娶誊荟蚕吾
H — H 一一H H — H 一一Cq 匦毯亟团亟砸函函
资料来源：表6．2．5数据．
从表5．2．5和图5．2．5可以发现，1979-2002年美中两国可贸易
品部门价格指数比值的变化鹅势分为明显j的：三个阶段s均79_1984年是第一阶段(共6年)，特征是该比值逝颊黻即该时期美周可贸易
品部门价格上涨幅度大于中国；1984-1996年为第二阶段(菇13年)，
特征是中国可贸易品部门价格上涨幅度大于美国；1996-2002年为第
三阶段(共7年)，其特征与第一阶段相同，即美国可贸易品部门价格
上涨幅度大于中国。
我们推测美中可贸易品部门价格指数比值对实际汇率贬值的影
响与名义汇率对实际汇率贬值的影响可能要小。为了验证，我们对实
际汇率与美中可贸易品部门价格指数比值进行简单的回归分析，结果
如下：
实际汇率=9．407401—5．100477×美中价格指数比值
(11．S7859)(一6．107023)
R2=o．628978，修正R2=o．612114
上面回归式中括号里的数据为t统计量，由于以上简单回归结果的拟
台系数达到60％，而且t统计量也足以保证变量系数的显著性，表面
上上看效果还可以。但是美中价格指数比值的系数为一个负数，这表
0
0
0
O
O
O
0
们∞∞∞∞∞∞∞0
1
1
1
0
O
O
0
O
示随着美中可贸易品部门价格指数比值的增大，实际汇率将会升值。
显然，该结论不符合经济理论，因为如果美国可贸易品部门的价格上
涨幅度大于中国，人民币实际汇率应该贬值。我们认为造成这种表面
上不符合经济常识的原因在于：第一，美中可贸易品部门价格指数比
值在第一阶段与第三阶段的上升幅度小予第二阶段价格指数比值的
下降幅度，从而使总的回归结果主要放映了第二阶段价格指数比值下
降与实际汇率上升之间的反向关系；第二，由于这里的人民币实际汇
率反映的是美国和中国之间总的价格水平对比，既包括可贸易品价格
水平又包括不可贸易品价格水平，所以可贸易品价格水平与总的价格
水平完全有可能出现反向关系。总之，以上简单回归结果实际反映出
美中可贸易品部门价格指数的相对大小对于人民币实际汇率贬值总
体上没有起什么作用。当然，特定的某个阶段也许还是起到了一定作
用，关于这一点，后面分析中会涉及。
最后，探讨内部实际汇率的变动与人民币实际汇率贬值的相关
性。这一问题可以分成三步进行：第一步，算出中国内部实际汇率的
数据；第二步，算出美国内部实际汇率的数据；第三步，对比中美之
间内部实际汇率的变动幅度。从已有的研究成果来看81，中美两国的
不可贸易品相对价格(即内部实际汇率)都出现了不断提高的趋势，这
说明了两国的内部实际汇率都在升值，但是中国的内部实际汇率升值
幅度高于美国。由此可见，中国的内部实际汇率的升值以及中美间内
部实际汇率的相对升值都与中国实际汇率的贬值趋势完全相反，因此
内部实际汇率对人民币实际汇率长期贬值趋势毫无解释力。当然，随
着中国经济长期高速增长，中国内部汇率升值以及中国内部实际汇率
升值幅度高于美国内部实际汇率升值幅度，这正好符合“巴拉萨一萨
缪尔森效应”理论的最核心的逻辑结论，说明中国的特殊经济事实也
未能脱离一般经济理论的解释范围。
在分别对与人民币实际汇率紧密相关的三个因素进行实证分析
之后，可以得出这样几点结论：一、1978-2002年人民币实际汇率的
贬值趋势与内部实际汇率的变化无关；二、1978-1994年人民币实际
“主要引用：橱长江《人民币实际汇率长期调整趋势研究》2002年版，P57-62页．
166
汇率的贬值主要是由人民币名义汇率贬值引起的；三、1994—2002年
实际汇率贬值主要归于中国可贸易品部门价格上涨幅度小丁-美国。
四、进一步分析以及相关建议
显然，“巴拉萨一萨缪尔森效应”理论所指出的经济高速增长国
家的实际汇率呈升值趋势与中国改革开放以来经济飞速增长而实际
汇率却持续贬值的客观事实不合。通过以上详细分析，我们认为：①
如果将“巴拉萨一萨缪尔森效应”的理论精髓理解为一种分析实际
汇率变动根源的理论框架，③结合巴拉萨和萨缪尔森提出该理论时所
面对的布雷顿森林体系下的固定汇率制背景，③结合分析特定国家高
速经济增长的源泉，那么“巴拉萨一萨缪尔森效应”的解释力是相当
强的，完全可以用于研究中国的实际汇率长期变动情况。下蟊，为了
使分析更有说服力，我们将结合日本进行国际比较研究，因为日本被
普遍认为是最符合“巴拉萨一萨缪尔森效应”的国家。”
根据一般经济理论，汇率贬值促进经济增长，丽汇率升磨会阻碍
经济发展，如何理解“巴拉萨一萨缪本森效应”所指出唐臼经济增长与
汇率升值同时出现?我们认为关键是看该国的汇率是否处在均衡汇率
上，如果其汇率相对均衡汇率处于程度很大的低估状态，并以此促进
对外贸易进而刺激经济增长，这时的汇率持续升值实际上只是回归均
衡汇率，完全符合经济理论。日本的初始汇率存在长期较大低估，在
1950-197i年20多年里日元对美元的汇率基本上一直稳定在360日
元／美元。而中国汇率在改革开放以前一直却存在较大高估，所以随
着经济高速增长，日本汇率持续贬值，雨学罾汇率持续升值，都是在
回归均衡汇率。
日本的经济增长对出口贸易有较大的依赖性，但其出口几乎不靠
外商独资企业，而主要靠本土企业生产的高质量、低成本产品，即最
主要是靠不断提高贸易品部门的生产率。相比之下，中国经济增长长
期以来走的是外延型道路，一方面主要靠低廉的劳动力和土地等吸引
”参见：Takatoshi lto等(Economicgrowth and real exchange：anoverviewofbalassa-samuelsonhypothesis L凸
asia)，1999。
167
外国投资，另一方面长期依赖国有银行信贷资金投入，造成银行系统
不良资产比例庞大。中国出口产品结构长期以来⋯直是初级产品或技
术含量较低产品，尽管近些年来高科技产品在出口产品中的比例有所
提高，但主要是外商独资企业通过加工贸易完成的，根本不能反映中
国本土企业的国际竞争力，所以中国不得不靠汇率贬值刺激出口贸
易。
因此，我们认为中国长期人民币实际汇率贬值既有回归均衡汇率
的因素，也有由于中国出口产品本身的特性，政府不得不通过降低名
义汇率来保持出口竞争力。鉴于中国经济体制改革的长期性以及面临
的巨大人口带来的就业压力，决定了中国为了刺激经济增长，不得不
将汇率作为主要调控工具之一，人民币实际汇率贬值中工具型贬值
(这种类型的贬值是指主要依靠名义汇率贬值而获得的实际汇率贬
值)的作用往往大于技术型贬值(这种类型的贬值是指主要依靠生产
率提高促使贸易品价格下降从而获得的实际汇率贬值)83的作用。
第三节从需求角度的“H—M—K假说”分析
第二节运用“巴拉萨一萨缪尔森效应”理论从供给角度分析了中
国经济增长对人民币实际汇率的影响，这一节将从需求视角探讨经济
增长对人民币实际汇率的作用机制，具体地说就是运用
“Houthakker-Magee-Krugman假说”。该理论最初由Houthakker和
Magee在1969年提出，后来被Krugman在1989年形式化为所谓的“45
度规则”，即只有当一国的相对经济增长速度等于该国出口需求收入
弹性与进口需求收入弹性之比时，该国的实际汇率才不会出现持续的
贬值或升值趋势，这也就是说如果一国的相对经济增长速度不等于该
国出口需求收入弹性与进口需求收入弹性之比，该国的实际汇率可能
会出现持续的贬值或升值趋势。
一、“H—M_K假说”理论框架的提出
一般来说，在开放经济下，经济增长相对较快的国家其实际汇率
83参见：栖长江‘人民币实际汇率长期调整趋势研究》2002年版．逻辑结构示意圈。
168
应该呈现出贬值趋势，而经济增长相对缓慢的国家其实际汇率则应呈
现升值趋势，因为经济增长较快，往往意味着该国进口产品和国内产
品生产也快速增长，所以需要通过汇率贬值刺激出口以维持贸易收支
平衡，相反，如果经济增长缓慢，该国进口会明显下降，需要通过汇
率升值抑制出口以保持贸易收支平衡。
但是，Houthakker和Magee在1969年却指出，即使所有国家
经济增长速度一样，一些国家的贸易收支仍会出现持续的盈余或恶
化，原因在于每个国家所面临的出口和进口需求收入弹性是不一样
的。有些国家拥有所谓有利的进出口需求收入弹性结构，即出口需求
收入弹性相对予进口需求收入弹性高得多，而另一些国家却有着所谓
不利的进出口需求收入弹性结构，即出口需求收入弹性相对于进口需
求收入弹性低得多。显然，如果一个国家拥有有利的进出口需求收入
弹性结构，在该国经济高速增长的同时，可能不需要实际汇率长期贬
值仍然可以维持贸易收支平衡。比如日本在1951-1966年，其出口需
求收入弹性为3．55，进口需求收入弹性'仅为1．鹳，前者是后者的3
倍，这意味着假定相对价格和名义汇率保持不变，。即使日本经济增长
速度是世界其它国家的3倍，日本贸易收支也能保持平衡。实际上在
这段时期，日本一方面享受远高于世界其它国家的经济增长率(尽管
比值没有达到3倍)，同时伴随较高的通货膨胀，但另一方面日本却
并没有面临贸易收支恶化问题，Houthakker和Magee认为运用进出
口需求收入弹性可以解释这一现象。
Krujgman(1989)认为进出口收入弹性系数与经济增长率之间存在
系统性关系，即所谓“45度规则”：如果一国与世界其它国家的经
济增长率之比等于该国出口需求收入弹性与进口需求收入弹性之比，
该国的实际汇率往往不会出现持续的贬值或升值趋势。依据该规则，
经济快速增长国家将面临较高的出口需求收入弹性和较低的进口需
求收入弹性，经济增长率和进出口收入弹性系数之间存在的这种系统
性联系的净效应表现为实际汇率持续变化趋势比人们预期的要小得
多，相对购买力平价几乎成立。
Ronald Macdonald(2000)将“45度规则”命名为“Houthakker
一Magee—Krugman假说”(简记为“HMK假说”)。与“巴拉萨一萨缪尔
森效应”(简记为“BS假说”)相比：第一‘，“HMK假说”集中予从需
求角度，而“Bs假说”集中于从供给角度分析实际汇率的变化趋势；
第二， “BS假说”的核心是将一国内部不可贸易品相对于可贸易品
的价格(即内部实际汇率)作为实际汇率变动的主要原因，而“I-IMK假
说”的核心是把两国间贸易品相对价格(即外部实际汇率)作为实际
汇率变动的主要根源，因为在“HMK假说”中两国的贸易品不被认为
是完美替代品，两国间的可贸易品不再符合一价定律，因此外部实际
汇率可能成为实际汇率变化的主要因素。
下面，利用有关贸易流量的标准局部均衡分析方法，给出该假设
的理论推导过程“。
假设世界仅由本国和外国这两个国家组成，Y和1r分别代表本国
国民收入与外国国民收入，P和P‘分别代表本国和外国的价格水平，
E为本国名义汇率，R表示本国的实际汇率，定义R为：
R=E×P+／P (1)
然后给出一个标准的贸易收支平衡等式，其中假设本国出口x取
决于外国国民收入Y．和产品的相对价格R(也就是本国实际汇率)：
X=X(Y．，R) (2)
假设进口M取决于本国国民收入Y和产品的相对价格R(也是指本国
实际汇率)：
M=M(Y，R) (3)
如噪以本国货币为单位，贸易收支平衡表达式可以写成式(4)：
NX=PX-EP'WI。
。=P(X—EP*M／P)
=P()卜RM) (4)
该国的贸易收支平衡表达式如果以本国产出为单位来表示，可以写
成：
nx=X—RM (5)
¨主要引用：Pail Km舛m(1989)和Ronal．d Macdonald(2000)。
如果对(5)式两边同时求导数，叮以得到式(6)，其中l，表示出口需
求收入弹性，‘。表示进口需求收入弹性，e。表示出口需求价格弹性，
e*表示进口需求价格弹性，y+表示外国经济增长率，y表示本国经济
增长率，r表示实际汇率贬值率。
d(nx)／dt=X(毛；y++￡；r)一RM[；。y+(1一￡。)rl (6)
如果假设初始nx=O，那么X=RM，为了保持贸易收支为零，以下等式
必须成立：
l xy+一E Ny+(￡x+￡H一1)r=O (7)
我们可以得出实际汇率变动的决定式为：
r=(毛My一毛xy4)／(￡x+g u—1) (8)
由于(8)式是在贸易收支平衡的前提下推出的，因此该式实际上给
出了均衡实际汇率决定因素。可以看出(8)式给出了三个可以解释
均衡实际汇率趋势的原因，一是本国和外国的长期经济增长率，二是
本国面l临的出口需求收入弹性和进口需求收入弹性，三是本国面临的
出口需求价格弹性和进日需求价格弹性。哒就意昧着经济快速增长的
国家为了能在国际市场上卖出本国大量生产的产品，在其它经济条件
不变的情况下，将经历持续的实际汇率贬值。从(8)式也可看出，
较高的出口需求收入弹性和较低的进口需求收入弹性组合，在其它经
济条件不变的情况下，会使实际汇率受到的升值压力。因此，为了使
实际汇率没有升值或贬值压力，下式必须成立：
鱼：二(9)
≤慵≯
式．(9)就是Krugman(1989)得出的所谓“45度规则”，即如果该国
出口需求收入弹性与进口需求收入弹性之优等于该圈与岁卜国韵经济
增长率之比，那么该国的实际汇率将保持不变。
因此，即使本国的经济增长率远远超过外国，但只要式(9)成
立，本国也不会遭受持续的实际汇率贬值压力<比如日本二战后的情
形)。
Krugman(1989)首先利用Houthakker和Magee(1969)1951—1966
年数据进行实证检验，得到下面经验等式：
In(冬L)=-1．81+1．121n(去) (10)
‘^， J’
(O．208)
R2=0．754， SEE=O．21 l
然后又利用美国等9个工业化国家在1970-1980年间的数据，得到这
期间的经验等式：
In(．譬)一0．00+1．0291n(乓) (11)
、H y
(0．609)
R2=0．322， SEE=O．41
显然，以上两仑经验等式在一定程度上证明了“45度规则”可能是
存在的。
二、“H—M—K假说”的几种解释及评价
上面仅仅根据一个标准的贸易收支平衡等式从数理角度推出了
“45度规则”，简单的计量分析也在一定程度上验证了该规则，显
然它们都只是发现了一个有趣的经济现象而已。究竟为什么会出现
“45度规则”现象，仅仅是巧合，还是其背后隐藏着什么必然规律?
归纳起来有三种理论解释瞄。’
第一种解释认为“45度规则”可能体现了收入弹性决定经济增
长。如果一国经济高速增长，同时该国面临不利的收入弹性结构，即
较高的进口需求收入弹性和较低的出口需求收入弹性，结果可能是日
益恶化的外部失衡，最终可能迫使政府将经济增长速度减慢以避免严
重的外部失衡。显然，这不是较好的解释，因为一国经济增长主要决
定于技术和制度，而收入弹性似乎并不能决定技术和制度，从逻辑上
看，收入弹性就不应该决定经济增长。
第二种解释从供给角度对国家面临的在需求方面的明显差异给
予说明。一般来说，随着一国经济快速增长，该国往往更加重视努力
扩大出口，这要求实际汇率持续贬值。但是，如果其经济增长是建立
85主要引用：Paul妯窖m蛐(1989)和Rooald Macdonald(2000)．
172
在依靠进口的基础上，这就有叮能中和实际汇率持续贬值的压力，I划
为实际汇率升值有利于降低进口成本，进而使最终产品的总成本下
降。众所周知，日本是一个资源极其贫乏的国家，绝大部分最终产品
的生产都要靠进口原材料和中间产品，．如果实际汇率持续贬值，尽管
有利于出口，但是也会造成进口成本的上升，这似乎可以解释为什么
该国的实际汇率长期以来没有表现出持续贬值趋势。但是，对于诸如
美国这样的工业化国家，其经济增长并非建立在依靠进口的基础上，
所以这种解释也不完美。
第三种解释的理论基础是Krugman在1980年提出的新国际贸易
理论。Krugman认为，工业化国家之间的国际贸易主要源于递增报酬
而非传统的比较优势。因为工业化国家之间的发展程度相同，经济特
征也不存在较大的差异，几乎都表现为资本充足和高素质劳动力，所
以发达国家之间庞大的贸易额用传统的比较优势原理根本无法解释，
而新国际贸易理论中的递增报酬却可以较好地解释发达国家之间庞
大的贸易。具体而言，经济相对快速增长的国家在国际市场上拓展其
出口产品之份额主要依靠扩大产品种类或范围，而不是通过降低产品
价格来实现，因此也就意味着没有必要通过实际汇率贬值来促进出
口。在这种情况下，进口和出口被看成是一个总体，随着更多的产品
加入该总体，其结构不断发生变化。例如，有个经济体在某时刻面临
一条向下倾斜的国外需求曲线，为了扩大出口需求往往需要透过汇率
贬值降低价格来实现，但是如果该经济体经济增长迅速，产品总体规
模急剧扩大，产品种类越来越多，其内部结构越来越复杂，这样一来
往往导致需求曲线向‘外移动，因此就不需要通过实际汇率持续贬值以
维持经济高速增长，我们用图5．3．1更加直观地给予说明。
图5．3．1直观地表明，随着产品总体规模急剧扩大，需求曲线从
D1右移到D2，这样，即使价格P不变(汇率不需贬值)，需求量也将
从Ql扩大到Q2。
73
求量
我们认为以上三种对“45度规则”的解释都存在一定的片面性，
可能仅仅适合子某些特定的经济体。其中第一和第二种解释的局限性
文中已经谈到，下面重点评论第三种解释。由于该解释建立在新国际
贸易理论基础上，而新国际贸易理论的核心观点是国际贸易主要源于
递增报酬而非传统的比较优势。显然，该理论用于广大发展中国家对
外贸易的解释可能并不适合，因为发展中国家往往缺乏资本和高素质
劳动力，无法大规模生产资本、技术密集型产品，只能主要依靠在土
地、劳动力、自然资源等方面较为充裕的比较优势，出口一些初级或
低附加值产品，这类产品由于技术含量低，在国际市场上往往面临非
常激烈的竞争，为了获胜，往往只有依靠价格低廉优势，这必然促使
发展中国家的实际汇率贬值。所以，我们完全有理由怀疑“H嘲一K假
说”对发展中国家可能不具有解释力，下面将对中国进行实证检验。
三、对中国是否符合“H-M-K假说”的实证检验
我们将对中国改革开放以来的数据进行统计分析，以检验是否符
合“48度规则”。根据“45瘦规则”，需要算出该时期中国的出口
需求收入弹性与进口需求收入弹性之比值，以及该时期中国的平均经
济增长率与外国平均经济增长率之比值。
根据一般的需求理论，消费者对商品的需求取决于消费者自身的
收入水平和商品的相对价格水平，即：
D；=g(Pi／P，Y) (12)．
其中D。表示消费者对第i种商品的需求量，P。／P表示第i种商品与其
价格．
P
o
它商晶的相对价格，Y表示消费者收入水平。aD；／a(P，／P)<0，表
示随着第j种商品与其它商品的相对价格上涨，消费者对该商品的需
求会减少。oD，／oY>0，表示随着消费者收入水平的增加，对该商
品的需求也会增加。
在国际贸易中，国内外市场需求符合以上基本原理。外国对我国
出口商品的需求水平取决于外国的收入水平及我国出口商品与外国
国内商品的相对价格水平，而我国对进口商品的需求则取决于我国的
收入水平和进口商品与我国国内商品的相对价格水平。由此可以得出
我国出口需求方程和进口需求方程：
X=Q o+Q lP'x／P-+Ⅱ2Y- (13)
M=B。+B，P。／PD+B 2Y。(14)
式中，x表示出口商品的需求量。
P’。表示出口商品的世界价格。
P，表示外国的物价水平。
Y，表示外国的收入水平。
M表示进口商品的需求量。
PM表示进口商品的国内价格，而且p．=pW XE，乩表示进口商品
的世界价格，E表示人民币名义汇率。
凡表示本国的物价水平。
d。、Q。、Q：、B。、B。、B。、都表示系数。
其中h和P，是将中国的主要贸易伙伴与中国的双边贸易额为权数，
进行加权平均得到。依照惯例，对(13)和(14)式两边取自然对数，可
得以下两个方程：
1nX=Q o+a 1In(pWx／PT)+d 2lnY- (15)
1nM=B o+B，In(P-／PD)+B 2lnY。(16)
从理论上讲，找到相关数据以后，对(15)和(16)式分别进行计量
分析，就可求得Q：和B。的具体数值，它们正好分别是出口需求收
入弹性与进口需求收入弹性，最后将Q：与B。的比值和中国平均经
济增长速度与世界其它地区平均经济增长速度的比值进行对比即可。
但是，在计量分析中实际上却存在很多较难处理的问题：问题l，外
国的物价水平R和外国的收入水平Y，是以中国的主要贸易伙伴与中
国的双边贸易额为权数，进行加权平均得到，考虑到计算方面的难度，
主要贸易伙伴不可能选得太多，另外，中国的主要贸易伙伴构成并非
一直不变，这些因素都会导致最终计量结果出现较大误差；问题2，
出口商品的世界价格P。。和进口商品的世界价格P’。数据处理也存在很
大难度。因为现代国际市场上的出口商品和进口商品种类千千万万，
要想较为准确地获得能够代表世界价格水平的指数非常困难。
因此，我们将放弃从这一途经实证探讨中国在1978-2002年是否
符合“45度规则”，仅仅利用以有的现成数据进行粗略的估算。陈
彪如等(1992)用1980—1989年的数据对(15)和(16)式进行回归计算，
得出如下结果”：
inX=-0．8127-0．7241in(p'jp，)+3．48301nY． (17)
(-4．7801) (9．1064)
R2=0．9875 D．W=I．3471
InM=一0．3532-0．30071n(PM／PD)+1．37321nYD (18)
(-0．3729) (3．5 199)
R2=O．8620 D．W=0．7849
从(17)和(18)式中得到1980—1989年我国出口需求收入弹性是
3．483，进口需求收入弹性是1．3732，出口需求价格弹性是-0．7241，
进口需求价格弹性是一0．3007，所以有：
粤翼型鬯辫：丝：2．54 (19)
进口需求收入弹性I．3732
、“
中国1．980-1989年平均经济增长率为9．15％，世界同期平均经济增长
率为2．5％87，所以有： 慧黧燃：票=3．7 (20)
世界经济年均增长率2．5％ 、。
从(19)和(20)式可阻发现：
36主要引用：陈彪如‘人民币汇率研究》1992年。
。7 9,25％1扫我们根据历年<中国统计年鉴)算出，2．5％见‘国际统计年鉴，2002年。
176
西出f雨l需萌求收孺入弹蕊性++面中国秉经孬济年两均增两长丽率，01、”u
结合1980-1989年人民币汇率的贬值趋势，可以认为这一期间中国符
合“45度规则”。但是，我们认为由于样本期太短，仅有10年，而
且数据估算也非常粗略，计算结果的可信度较低，必须另外想办法证
明中国改革开放以来的经济事实究竟符不符合“45度规则”。
我们从另一途经实证探讨中国在1978-2002年是否符合“45度
规则””。该途径的出发点是“45度规则”的理论公式(9)：
纽=善(9)
‘Ⅵ y
因为：
厂：三
V
，一聊
，村
y
(22)
(23)
(22)和(23)式中的z，m分剐表示出口和进口增长速度，y，y’分别
表示本国和外国的经济增长速度。所以：
鲁=毒／兰=善×三(24)
‘M y y y m
因此“45度规则”的理论公式(9)可以变换成：
羔=1 (25)
川
根据(25)式， “45度规剁”可以重新表述为：当一国的出口和
进口增长速度之比值等于l时，该国的实际汇率不会出现持续的贬值
或升值趋势，这也就是说，如果一国的出口和进口增长速度之比值不
等于l，该国的实际汇率可能就会出现持续的贬值或升值趋势。
显然，(25)式可以大大简化了对“45度规则”进行实证分析的
难度，使我们既准确又快速地获得经验分析结果，因为现在只需判断
髓返醪的理论推导，到目前为止，我们还没有在其它文献中发现。
177
一国的出E：I和进口增长速度之比值是禽等于1。卜面我们给出中国
1978—2001年的进出口增长速度的数据，然后再计算比值。
表5 3．1 中国1978—200：1年的进出口增长速度
年份进出口出口进口
1978 39，4 28 4 5l
1979 42 40．2 43 9
1980 28．9 33．8 24．7
1981 16．4 20．4 12．6
1982 —5．5 1．4 —12．4
1983 4．8 一O．4 lO．9
1984 22．8 17．6 28．1
1985 30 4．6 54，l
1986 6．1 13．1 1．5
1987 11．9 27．5 O．7
1988 24．4 20．5 27．9
1989 8．7 10．6 7
1990 3．4 18．2 —9．8
1991 17．6 15．8 19．6
1992 22 18．1 26．3
1993 18．2 8 29
1994 20．9 31．9 11．2
1995 18．7 23 14．2
1996 3．2 1．5 5．1
1997 12．2 21 2．5
1998 —0．4 0．5’ ’ -1．5
1999 11．3 6．1 18．2
2000 31．5 27．8 35．8
2001 7．5 6．8 8．2
资料来源：中困商务郡网站公布的统计数据a
从表5．3．1可以计算出中国1978-2001年的出口平均增长速度为
16．52％，而进口平均增长速度为17．03％，前者与后者之比值是0．97，
显然该比值几乎等于1。我们再看看人民币汇率情况。
从图5．3．2可以清楚地看到人民名义汇率和实际汇率在
1980-2001年间呈现持续的贬值趋势。
根据“45度规则”，当一国的出口和进口增长速度之比值等于1
时，该国的实际汇率不会出现持续的贬值趋势。由此可见，中国自改
革开放以来的客观经济事实并不符合“45度规则”，即该规则不能
解释中国的事实。原∞何在?
图5 3 2 1980-2001年人民币}L牢趋势
§i g§§塞§§i星§至§i；萋萤至§§蚕§ 巨i亟区三i圊
资料来源：历年I肝{Internatfonal Financial Statistics}和自己计算。
四、深入分析为什么中国不符合“H—M-K假说”
正如前面所指出的，“H_M—K假说”提出的背景主要是以发达国
家为分析对象，而发达国家的进盘口确品结构与发展中国家有着较大
的区别。我们认为最大的区别在于发达国家出口商品中很大一部分是
高技术含量和高附加值产品，如精密机械、高端电子产品、通信设备、
特种钢材等发展中国家无法自己生产但又非常需要的商品，而发展中
国家出口商品大多以初级产品或低技术、低附加值产品，如原材料、
食品、纺织品、一般机电产品、玩具、服装鞋类等，这些初级产品面
临极大的国际竞争压力，所以价格低廉往往成为在竞争中获胜的决定
性因素。发达国家和发展中国家不同的进出口商品结构必然导致发达
国家出口产品的需求价格弹性较小，而发展中国家出口产品的需求价
格弹性(包括需求交叉价格弹性)较大，这就意味着发达国家可以较
少地依赖汇率贬值以降低价格刺激出口，而发展中国家却较多地依赖
汇率贬值以获取价格低廉优势。下面我们首先给出中国进出口商品结
构，为了进行国际比较分析，也给出了有关日本与中国之间的进出口
商品结构，从而有利于说明为什么日本比较符合“H．M—K假说”。
伯9
8
7
6
5
4
3
21
0
表5．3 2 中闯1980—2001初级商黼出口结构
帮!皱P‘ 1．食品搜活动2饮}：l技炯3非禽用原4．矿物燃十：}类原5．动植物
年份物芈} 料油脂
比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％)
1980 50．3 16 5 O．4 9 5 23 5 O．3
198l 46．7 13．3 O 3 8．9 23 8 0．4
1982 45．0 13．O O 4 7 4 23．8 O．4
1983 43．3 12．8 O．5 8 5 21．0 0．5
1984 45．6 12 4 0．4 9．2 23．0 0 6
1985 50．6 14．1 0．4 9 7 25 9 0．5
1986 36．8 14．4 0．4 9．3 1l 8 O．4
1987 33．5 12．1 0．4 9．3 11．5 0．2
1988 30 4 12．4 0．5 9．0 8 3 O．2
1989 28．7 U．7 0．6 8．0 8 2 0．2
】990 25．6 10．6 0．5 5．7 8．4 0．4
199l 22．5 10．1 0，7 4．9 6．6 0．2
1992 20．0 9．8 O．8 3 7 5．5 O．2
1993 18．2 9．2 1．O 3．3 4．5 0．2
1994 16．3 8．3 O．8 3．4 3．4 0．4
1995 14．4 6．7 0．9 2．9 3．6 O．3
1996 14．5 6．8 O．9 2．7 3．9 0．3
1997 13．1 6．0 0．6 2．3 3．8 O．4
1998 1l_2 6．O 0．5 1．9 3．O O．2
1999 10．2 5．4 0．4 2．0 2．4 0．1
2000 10．2 4．9 0．3 l，8 3．2 0．O
200l 9．9 4．8 O．3 1_6 3．2 0．0
资料来源：历年‘中图对外经拼贸易年鉴》．
从表5．3．2可以看出，在1980-2001年期间，中国初级产品在出
口中的比重呈现逐渐下降趋势，从1980年的50．3％下降到2001年的
9．9％。在整个八十年代，初级产品在总出口中的比重普遍较高，平均
占比为40％，而九十年代，初级产品在总出口中的比重下降明显，平
均占比仅为15％，这说明随着中国经济发展，自身对原材料的需求也
增长较快，从而导致出口下降。显然，由于初级产品仅是低技术、低
附加值出13产品中的一部分，工业制品中也有低技术、低附加值出口
产品，所以下面我们给出中国1980—2001年工业制品出口情况。
表5 3 3 中国】蜩0—2001年1‘业制品出口结构
r业制1化学成品投2按原十：}分：{机械及运
4．杂项制品
5术分类
年份品有关产品类的制成晶输设备商品
比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％)
1980 49．7 6．2 22 1 4．7 L5．7 l 2
1981 53．3 6．1 21．4 4．9 16．9 4．0
1982 55．I 5．4 幅．咭5．? i6：嵋8．i
1983 56．6 5 6 19．6 5．5 17．1 8．8
1984 54．3 5．2 19．3 5．7 18．0 6．1
1985 49．5 5 0 16．5 2．8 12，8 12．4
1986 63．8 5．6 lg．1 3．6 16．0 19．5
1987 66．4 5．7 21．7 4．4 15．9 18．7
1988 69．7 6．1 22．1 5．8 17．4 18 3
1989 7工．3 6 l 20．7 7．4 20．5 16．6
1990 74．4 6．0 20．3 9．0 20．4 18，7
1991 77．0 5．3 20．1 10．0 23．1 19，0
1992 80．O 5．1 19．0 15．6 40．3
1993 81．8 5．0 17．8 16．7 42．3
1994 83．7 5．1 19．2 18．1 41．3 0．0
1995 85．6 6．1 21．7 21．1 36．7 0．O
1996 85．5 5．9 18．9 23．4 37．3 0．O
1997 86．9 5．6 18．9 ’ 23．9 38。5 0．0
1998 88．8 5．6 17．6 27．3 38．2 O．O
1999 89．8 5．3 17．1 30．2 37．2 0．0
2000 89．8 4．9 17．1 33．1 34．6 O．1
200l 90．1 5．0 16．5 35．7 32．7 O．2
资料来源：历年《中国对外经跻贸易年鉴》。
从表5．3．3可以看出，在1980--2001年期间，中国工业制品在出
口中的比重呈现逐渐上升趋势，从1980年的49．7％上升到2001年的
90．1％。但是，仔细分析其结构，可以发现按原科分类的制成品一直
保持在16％--20％左右，‘而杂项制韶出口呈现快速增长趋势，从八十年
代16％左右的占比上升至九十年代近36％的比重，由于按原料分类的
制成品和杂项制品一般来说属于低技术、低附加值产品，所以总体而
言，中国工业制品出口中低技术、低附加值产品的比例在40％一50％左
右。因此中国总的出口产品中50％以上属于面临激烈竞争、价格弹性
较大的低端产品，为了在国际市场上有竞争力，往往需要汇率贬值以
获得价格优势。
再看看中国1980—200]年期间的进口商品结构情况，为，便J二比
较，我们将初级产品和]：业制品放在一起，见表5．3．4。
表5．3．4 中国1980—2001年期间的进口商晶结构
初级产品T业制品
1．化学成品2．按原料分3．机械及运输设{．杂J：页制
年份及有关产品类的制成品备
比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％) 比重(％)
1980 34．8 65 2 14．5 20．8 25．6 2，7
198l 36 6 63 4 11．8 18．3 26．7 2．5
1982 39．7 60．4 15．2 20．3 16．6 2．5
1983 27．1 73．0 14．9 29．4 18，7 3．7
1984 18．7 81．3 15．3 26．5 27．1 4．4
1985 12．4 87．7 lO．5 28．0 39．O 4．5
1986 13．1 87．0 8．8 26．1 39．2 4．4
1987 16．0 84．0 11．6 22．5 33．9 4．3
1988 18．2 81．7 16．5 18．8 30．2 3．6
1989 19．9 80．2 12．8 20．9 30．8 3．5
1990 18．3 81．6 12．5 16．7 31．6 3．9
1991 17．0 83．0 14．5 16．4 30+7 3．8
1992 16．4 83．6 13．8 23．9 38．8 6．9
1993 13．7 86．3 9．3 27．5 43．3 6．2
1994 14．2 85．8 10．5 24．3 “．6 5．9
1995 18．5 81．5 13．1 21．8 39．8 6．3
1996 18．3 81．7 13．O 22．6 39．5 6．1
1997 20．1 79．9 13，6 22．6 37．1 6．0
1998 16．4 83．6 19．4 22．2 40．5 6．0
1999 16．2 83．8 14．5 20．7 41．9 5．9
2000 20．8 79．2 13．4 18．6 40．8 5．7
2001 18．8 81．2 13．2 17．2 43．9 6．2
资料来源：历年《中国对外经济贸易年鉴》。
从表5．3．4可看出，中国1980-2001年期间的初级商品进口基本
保持在18％左右；工业制品进口长期保持在80％2E右。但是，+中国急
需的机械及运输设备在工业制品进口中的比重却一直在上升，另外，
中国急需的国内紧缺按原材料分类的制成品进口一直保持在20％以
上。总体而言，中国进口品中近50％-60％是经济建设必需品，所以需
求价格弹性不明显，这就是说汇率贬值对中国进口影响力并不大。
下面，我们结合日本与中国之间的进出口商品结构，进一步说明
为什么日本比较符合“H-M-K假说”，而中国却不符合。
表5．3．5 日本与中国之阃遗ⅢIJ n：：j黼皇占构、。(单何：亿美元)
II 1992 1994 1995 199H l 999 2001
【X M X M X M X M X 牺X M
b 9 38 O 26 13 8l l 31 】6 48 1 16 l{Oh 0 94 14 13 1 90 l 5 i2 l 18
10 82 0 2 I?，％ 0．1q 12 78 0 26 11 5j 0 2d 14 39 O．24 16 14 0 20
|c O 16 0 05 O 16 o 06 0．10 o 05 O 2l 0 02 0 15 o，03 0 08 o 03
D 6 16 o．37 lO ll o，54 14 79 o 86 15 88 o 76 18．16 o 84 25 14 0 85
E 23．47 1 2d 19 42 1．52 22．82 2 12 16 82 2 87 13 74 2 91 22．87 3 85
F 5．29 8．64 7 22 l旺65 ll 52 13 83 】l_74 1 7．63 ll 63 25．3 15 23 32 06
G O．52 6 24 2 05 13．75 3．119 18 9l d 92 23．22 5 28 2＆72 7 55 28 22
I H 1．88 0 51 5．32 0 91 7．2 0 96 6，3l 0 69 7 0 64 10 24 l 08
I I 3，92 O．07 5 84 O．14 8 07 O 13 6 9 0．07 8 04 O 07 10 38 0 ll
I J 0．26 2．23 0．55 2．62 O 86 3．69 1 36 5．05 1．3 6．38 1 96 5 28
f K 36．94 12．96 73．铊21．62 88．81 30 55 87．16 27 55 102．03 29 26 134．66 33．52
l L 2 5l 0 12 6 82 0．2 8．33 O 27 9 38 O 27 lO 74 O 28 12 49 0 36
I M l、74 l，75 3．4 2．28 5．91 2．S2 5、99 2．84 6．23 4．04 7．88 6．1
I N O．1l 0．05 O．26 0 l 0．哇7 O 15 0 26 0．26 O 29 0．39 0 4 0．35
}o 4 84 22．2 9 59 鹊02 21．33 40．52 14．2 36．52 13．斛40 52 18．“ 4T．66
I P 5．1 58，55 23．29 122．39 3日．17 147．15 59．95 135．37 66 89 1“．∞ 106 9l 219．86
I q 0．柏13,46 1．57 ∞．34 3．16 B．69 3，68 7．67 l，娩9．e5 9 31 16．69
I 1t I．14 6．89 7．19 13．他11．现17．64 13．18 19．Dg 13．3 气l，69 16．拈28．07
I s 2．23 I．02 7．36 1．94 9．52 2 49 ll 1．69 12．12 1．8 18 3 2．29
资料来源：历年《中国对外经济贸易年鉴》。
从表5．3．5可见，中国出口到日本的商品以初级产品和低技术、
低附加值产品为主，而日本出口到中国的产品却以高技术、高附加值
产品为主。因此，中日两国间的国际贸易关系显然主要反应了中国和
日本各自的比较优势，而不是递增的规模报酬。所以，“H—M—K假说”
或“45度规则”也许适合子像日本这样大量生产高科技、高附加值
产品的发达国家，而不适合像申冒这样韵靠出口大量初级产品和低附
加值产品的发展中国家。咽此，肆帼在面临火民币升值构国外睡力时
必须结合自己的国情盼析利弊，不可盲目效仿别国。
钟表5中第二{{}的x和M分别表示中国对日本出口额和进口额．第一列的大写字母表示商品类别．其中A：
活动物及动物产品．B：植物产品。c：动檀物油脂。D：食品，饮料，烟草等．E：矿产品．F：化学工业及相关
工业产品．G：塑料，橡胶及其制品．H：生皮，皮革及其制品，旅行用品，手提包及类似品．I：本及木制
品．J．木浆及其它纤维状浆，纸及纸扳的废料和纸制品．K：纺织原料及纺织制品．L：鞋，帽，伞做，鞭及其零件：
己加工的羽毛及其制品：人造花和人发制品．M：石料，石膏，水泥，石棉，云母及类似材料制品：陶瓷产品：玻璃驶
其制品N：天然或养殖珍珠，宝石，贵金属及其制品：仿首饰：硬币。o：贱金属及其制品P：机器．机器器具，电气鞋
挤及其零件，录音机及艘音机，电视图象，声音的录制和熏放设备及其霉附件。Q‘车辆。航空器，船舶及其有关运
输设备。R：光学，照相．电影，计盘，检验，医疗或外科用器械厦擞蔷，精密仪器及设磊；钟表；乐器。s：杂项制品。
第四节人民币实际汇率变动的总体分析
一、引言
汇率为什么会变动，其背后的原因究竟是什么，各种方式的汇率
决定理论和大量的经验研究文献对此进行了探讨。对于人民币汇率的
决定因素而言，贺昌政等(2004)运用自组织数据挖掘方法，从定性
和定量综合集成的途径探讨人民币实际汇率动态变化规律及其影响
因素。该文采用1997年1月-2001年12月的月度数据，以人民币兑
美元的实际汇率为因变量，将中美实际利差、通货膨胀率、工业增加
值(因为没有GDP的月度数据，所以用此代替)、外汇储备、进口总
额、出口总额、广义货币供应量、外商直接投资、消费价格指数、t00
目元兑美元数等作为解释变量，最后发现消费价格指数是目前人民币
实际汇率最主要的影响因素，而其它被经济学界提出的，从理论角度
对人民币名义汇率有较强影响的经济变量或者其系数绝对数很小，或
者在建模过程中被筛选掉，说明它们对人民币实际汇率的影响很小。
该文存在一个明显问题，由于实际汇率被定义为名义汇率乘以国内外
价格水平之比，而名义汇率在人为控制下自1994年以来一直非常稳
定，因此该文根据模型推出的结果其实在定量分析前就已经一目了
然。易纲、范敏(1997)从绝对购买力平价、相对购买力平价、利率平
价、国际收支等方面探讨人民币汇率的决定因素及走势。该文认为：
第一，用购买力平价分析发展中国家时要做修正。发展中国家经济起
飞时期可能有较高的通货膨胀率而其汇率并不按比例贬值， 因为在
经济起飞的一段时间里，发展中国家的非贸易品的涨价幅度远高于贸
易品的涨幅。第二，发展中国家在经济起飞时期可贸易品生产力的提
高速度一般高于发达国家。这是人民币未来可能趋强的一个重要因
素。第三，利率平价对人民币走势的解释和预测能力会越来越强。第
四，中国应考虑在贸易项下基本平衡，在经常账户下有赤字，在资本
项下有盈余的格局来保持外汇供求平衡和汇率的稳定。
显然，关于人民币汇率变动的已有文献主要集中于分析人民币实
际汇率的长期趋势或者分析均衡}f：率的决定因素。本节将对人民币实
际汇率的变动进行较为全面的分析，从静态和动态、短期和长期、名
义冲击和实际冲击等角度研究实际汇率的变动根源。我们将首先运用
理论模型分析其决定因素，然后运用SVAR(结构性向量自回归)分析
影响实际汇率变动的主要冲击因素。
二、人民币实际汇率变动趋势的理论分析
从实际汇率定义式出发，推出人民币实际汇率各种决定因素，在
这些决定因素中既有长期因素，也有短期因素，既包括实际因素又包
括名义因素。下面将从不同视角探讨影响人民币实际汇率变动的各种
具体因素，首先我们给出实际汇率的定义式：
． E尸’ K=一P
，=e+P—P
(1)
(2)
其中(1)式为实际汇率的一般定义公式，其中R为实际汇率，E表示
名义汇率，P‘为外国价格水平，P表示国内价格水平。(2)式为实际
汇率一般定义式的自然对数形式，即，=hR，P‘=lIl户‘，P=lnP。
从实际汇率的一般定义式可以看出实际汇率决定于名义汇率、国
内价格水平与国外价格水平之比。国内外大量有关实际汇率决定因素
或冲击因素的文献归纳起来无非就是从影响或冲击名义汇率、国内价
格水平与国外价格水平之比以及同时对名义汇率和国内外价格水平
之比产生影响这三大视角出发，当然，每一个视角又会包含许多具体
因素。
①视角一：从对国内价格水平与国外价格水平之比的影响角度。
1)、生产率因素。由于不同国家之间贸易品部门相对于非贸易品
部门生产率提高幅度存在差异，根据实际汇率的一般定义式可以推出
以下结论：当一国的可贸易品部门相对于不可贸易品部门的生产率提
高幅度高于另一国时，由于该国整体价格水平相对于另一国的整体价
格水平上升幅度更大，因此该国相对于另一国的实际汇率将会出现升
值趋势，这就是非常有名的“巴拉萨一萨缪尔森效应”。显然， “巴
拉萨一萨缪尔森效应”针埘的是实际汇率定义式中价格水平之决定冈
索。
2)、政府支出因素。张晓朴(2001)指出由于政府支出大多用于非
贸易品上，因此政府支出水平的上升往往会导致非贸易品价格上升，
进而促使整体价格水平上升，最终可能使该国实际汇率升值。
②视角二：从对名义汇率的影响角度。
1)、贸易条件。贸易条件是一国出口价格指数与进口价格指数之
比值。贸易条件比值上升，表示贸易条件改善，反之，意味着贸易条
件恶化。一般来说，当贸易条件改善时，经常项目收支也将随之改善，
因此名义汇率往往不再具有贬值的压力；而当贸易条件恶化时，经常
项目收支往往也将随之恶化，顺差减少甚至出现逆差，名义汇率这时
往往承受较大的贬值压力。
2)、国内夕}利率差。根据利率平价理论，在完全竞争的国际资本
市场上，任何资本的预期回报应该是一样的，持有本币和持有外币是
无差异的。所以，如果本币利率高于外币利率，人们预期本币名义汇
率将会升值，反之则反。
3)、外汇市场供求情况。如果外汇市场上对外汇供给大于外汇需
求，那么本币之名义汇率就将面临升值压力，反之，本币之名义汇率
将面临贬值压力。‘
③视角三：从同时对名义汇率和国内外价格水平之比值的影响角度。
i)、货币政策或国内信贷增长率。一国实行扩张性的货币政策，
往往伴随着货币供给增加、‘利率下降和物价上涨。利率下降意味着该
国货币对内价值下降，因此要求该国货币对外价值即名义汇率也要相
应贬值。国内物价上涨意味着本币相对于外币购买力下降，从而导致
本币实际汇率升值。
2)、投资率。一个国家投资规模越高，往往意味着该国货币供给
迅速增加，利率可能正处于低位，物价水平呈上升趋势。这些经济特
征显然会通过名义汇率和物价水平最终对实际汇率产生影响。
3)、进出口收入弹性。如果一个国家面临较低的出口需求收入弹
性和较高的进口需求收入弹性，这就意味着一个经济增长速度相对于
世界其它地区较快的国家，需要通过实际汇率贬值来保持对外贸易平
衡或盈余。而实现实际汇率贬值的途径要么使名义汇率贬值，要么严
格控制国内价格上涨。
总之，从实际汇率的定义式出发，可以总结出诸多影响或冲击名
义汇率和国内外价格水平之比值的具体经济因素，这些经济艨通过
影响名义汇率或价格水平，甚至通过同时影响名义汇率和价格水平从
而最终影响实际汇率。
显然，试图建立一个包括所有以上经济因素的实际汇率决定理论
模型，进而从理论模型导出可用和合理的经验分析模型既是非常困
难，也是没有必要的。通过对以上诸多经济因素进行归纳分析，我们
可以将它们按照两种标准来划分。一种是按长、短期划分，如生产率
因素、贸易条件等就属于长期决定因素：而货币政策、政府支出等属
于短期因素。另一种方法是按照实际因素和名义因素划分，生产率因
素、贸易条件等属于实际决定因素卜雨名义汇率变动、货币供给量等
属于名义决定因素，～般认为实际刚}近戗代表经济增长。下面的经
验分析主要借助于第二种划分方法以简化分析。
三、人民币实际汇率变动趋势的经验分析
我们将运用SVAR(结构性向量自回归)对人民币实际汇率短期冲
击因素进行分析。
1)、为什么要用SVAR(结构性向量自回归)。
Macdonald(1998)指出，实际汇率经济学的最核心问题之一是实
际汇率的变动究竟是受来自诸如技术、偏好等实际经济因素韵影响
大，还是受来自诸如货币供给、名义汇率等名义经济因素的影响大。
在1994年以前，有关该核心问题的研究大多集中于探讨构成实际汇
率的暂时性部分和永久性部分相比之下谁更重要，并没有明确给出该
问题的答案，因此这种探讨充其量仅仅给出实际经济因素与名义经济
因素在决定实际汇率变动中谁更重要这一问题的一点线索而已。
Clarida和Gali(1994)[C&G]在其重要的一篇论文中，通过使用
SVAR(结构性向量自回归)模型，第一次明确地对实际经济因素与名义
87
经济蚓素在决定实际汇率变动中谁更重要这一问题进行研究。
C&G估计了一个由相对产出水平、实际汇率变动、相对通货膨胀
率等三个经济变量组成的VAR模型。他们用心．=[△yf，幻，，△曩】代表这
个三变量系统的3×1向量，占，=hJ，，u]‘代表该系统三个扰动的3×l
向量，其中z，代表供给冲击，一代表需求冲击，v，代表名义冲击。
数据被假设成产生于下面这个结构性移动平均模型：
缸，=co占，+cl占，一l+c2 Ct-2+⋯⋯ (3)
上式中cn是一个3 X 3矩阵，它定义了该体系中三变量之间的同期结
构性关系。借鉴Blachard和Ouah(1989)的分析方法，C&G将以下长
期约束施加于代表长期结构性关系的矩阵．cl中，这些长期约束包括：
第一，从长期来看，货币冲击不会影响实际汇率或相对产出；第二，
从长期来看，只有供给冲击会影响相对产出；第三，从长期来看，供
给冲击和需求冲击都会影响实际汇率，以上这些长期约束来源于一个
修正的Mundell—Fleming—Dornbusch(MFD)模型的长期行为分析结果。
C＆G通过以上SVAR分析框架，试图回答下面两个问题：第一、
自从1973年采用浮动汇率制度以来，实际汇率波动的根源究竟是什
么?第二、相对于实际经济因素冲击，名义经济因素的冲击在影响实
际汇率波动中的重要性究竟有多大?为了回答这些问题，C&G利用结
构性向量自回归(SVAR)模型估计出实际汇率的冲击反应函数和方差
分解形式。具体说来，C＆G利用SVAR模型对美元与马克，美元与日
元等双边实际汇率进行了经验分析。
Tao Wang(2004)将C＆G的方法未做任何修改直接运用于分析中国
实际汇率的变动，我们认为由于供给和需求实际上是无法分开的，因
此不直接采用C＆G方法中的变量和冲击设置。
2)、SVAR(结构性向量自回归)模型
①SVAR模型中所涉及变量之性质判断。
考虑到本文所用数据仅为25个年度值，为了保证有足够的自由
度，我们这里仅采用两变量SVAR模型，这两个变量分别是人民币实
际汇率的自然对数(LRER)和中国国内生产总值的自然对数(LGDP)。由
88
于SVAR模型要求经济变量是平稳的，所以我们要对这两个变量进行
单位根检验，即ADF检验。在进行ADF检验时，数据生成过程的形式
(带常数项或不带常数项，带时间趋势项或不带时间趋势项)以及估计
模型的形式都会影响检验结果，因此在具体检验对首先采用最为一般
的数据生成过程和估计模型：既带有时俺趋势项又带有常数项。趋势
项显著则保留趋势项，趋势项不显著的进一步检验常数项是否显著。
常数项显著则保留常数项，常数项不显著则检验既无趋势项又无常数
项的模型。首先确定变量LEER的稳定性，具体检验结果如表5．4．1
和表5．4．2。
表5．4．1人民币实际汇率对数(LRER)单位根检验结果
lADF统计量-1．924733 1％ 临界值-4．4167
5％ 临界值-3．6219
I 10％临界值-3．2474
注：检验类型为(c，T，1)。
表5．4．2人民币实际汇率对数一阶差分(△LRER)单位根检验结果
IADF统计量4．716337 1％ 临界值．4．4415
I 5％ 临界值一3．6330
l 10％1豳界值-3．2535
注：检验类型为(C，T，1)．
从表5．4．1可以看出，ADF检验统计量为-i．924733，1％显著性
水平下的临界值为一4．4167，这表明人民币实际汇率对数(LEER)水平
值存在单位根。从表5．4．2可以看出，ADF检验统计量为-4．716337，
1％显著性水平下的临界值为--474415，这表明人民币实际汇率对数的
一阶差分(△LRER)不存在单位幸艮因此可以；导成人民币实际汇率对数
(LRER)为一阶整形序列，记为I(1)。
然后我们检验变量LGDP是否也是一阶整形序列I(1)，检验结果
如表5．4．3和表5．4．4所示。
表5．4．3中围田内生产总值对数(LGDP)单位根检验结果
I ADF统计量．2 508330 1％ 临界值+ -4．4167
I 5％ 临界值-3．6219
『10％临界值．3．2474
注：检验类型为(c。T，1)。
表5．4．4中国国内生产总值对数一阶等分(△LGDP)单位根检验结果
ADF统计量-3 972990 1％ 临界值+ ．2 6819
5％ 临界值．1．9583
1
10％临界值．1．6242
注：检验类型为(C，0，1)。
从表5．4．3可以看出，ADF检验统计量为一2．508330，1％显著性
水平下的临界值为一4．4167，这表明中国国内生产总值对数(LGDP)的
水平值存在单位根。从表5．4．4可以看出，ADF检验统计量为
-3．972990，1％显著性水平下的临晃值为-2．6819，可以得出中国国内
生产总值对数(LGDP)为一阶整形序列I(1)。
显然，由于人民币实际汇率和中国国内生产总值是相同的整形序
列，所以它们之间可能存在长期均衡关系，即协整关系。为了更进一
步证明这～点，我们下面利用Engle—Granger两步法对人民币实际汇
率的自然对数(LRER)和中国国内生产总值的自然对数(LGDP)之间的
关系进行协整检验。首先作静态回归，然后对静态回归的残差作单位
根检验，具体结果如下。
表5．4．5 静态回归结果
系数标准误差t_统计量P值
C(I) ．I．951375 O．322586 -6．049158 0．0000
C(2) o．339716 0．032298 1 o．51816 O．0000
修正的R2 O．820402 F．统计量1 10．6317
Akaike信息准则-0．455铺瞎Durbin-Watson统计量1．773470
表5．4．6 静态回归残差的单位根检验
l ADF统计量_2．388641 1％ 临界值‘ ．3．7497
f 5％’临界值-2．9969
I 10％临界值．2．6381
注：检验类型为(C，0-1)。
从表5．4．5可以看出回归方程中的变量系数都较为显著。表
5．4．6显示静态回归残差的ADF检验统计量为一2。388641，1％显著性
水平下的临界值为-3．7497，10％显著性水平下的临界值为一2．6381，
可见，即使在10％的显著性水平上也不能拒绝静态回归残差存在单位
根的假设。这证明了人民币实际汇率和中国国内生产总值之间不存在
长期均衡关系，即协整关系。由于人民币实际汇率和中国国内生产总
值之间不存在协整关系，岗此我们才可以采用SVAR建模方法去进行
进一步分析。
②SVAR模型设定。
由于SVAR模型中的变量要求必须是平稳的，因此我们将采用人
民币实际汇率的自然对数(LRER)和中国国内生产总值的自然对数
(LGDP)的一阶差分，用ALRER，和ALGDP,表示。另外，我们假设ALRER，
和ALGDP,都要受到实际经济因素和名义经济因素这两种结构性冲击
的影响，分别用u。，和u：，表示。因此，我们可以将M．RER，和△LGDP,表
示成当前和过去结构性冲击线性组合的移动平均形式。
zuLRER,2Σ^。(啪。+Σs。：@)u：。(4)
ALGDP,2Σs：。(七)u¨一。+Σs：：(七)u：。t (5)
或者写成
[删‘№高s墨n2∞(L川)jLoq：t,．】-1 S．(L)uu+SmM．GDP。sn(L)jG ．蹴](6) l j l岛，(上) 1 ．(D％j “7
上面式子中‰代表实际经济因素冲击，u：，代表名义经济因素冲击，
而且U¨和D2，是互不相干的白噪音干扰或冲击，岛(三)是滞后多项式，
多项式中每一个系数是如@)。(6)式还可变形为：
工。=S(工)q
其中t=[△ERER， 址G础]’， q----l[o，，02，]
又假设干扰或冲击以已被标准化，因此：
脚’泸[。裟盘，。篙J”牡㈦
由于结构性冲击“是无法直接观察到的，为了获得实际经济因素
冲击和名义经济因素冲击，我们将采取以下估计过程。为了确定结构
性VAR模型，首先需要估计未受约束的VAR模型，即：
(( ￡￡、J)]，●●j
￡!
弛
S
∞∞)) S
I
2
)
S
S
7
r●●L
(
I|
S，L 二、，
[ALRER,．]餐黜O：”2∞(L’)]『Lz—XLGDP；=：]+,ALGDP, 出GDP,㈧㈤l j卜：t(￡) J k，j
⋯
或者写成：
x，20(L)x¨+占， (10)
由于(10)式中的变量为平稳性的，因此在确定了最优滞后数以
后，可以运用普通最小-7-乘法(OLS)对(10)式中的每个等式进行估计，
然后可将估计出的模型转化为Wold移动平均形式：
[茹№浆C涮期m，
【越G叼j lc2l(￡) 22(三)儿占2，j
⋯’
或者写成：
Xt=c(08， (12)
显然有c(上)=(，一中(￡)工)一1
式(10)中的冲击或扰动￡之方差一协方差矩阵为：
睬垆[。恶生f)c篆斗Σ ∞，
又假定冲击或扰动毛是结构性冲击q的线性组合，因此有：
时瞄％∞’心⋯['b“ll(O啪)uu。，+b,2(O)u2,ba(O)Lb +ba(O)u2，] (14)
hj L62I(o) 儿p2，j 2l(o)uI， ，j
⋯⋯
或者写成：
Gt=B(o)q (15)
因此：
E(‘占+r)=E[丑(O)q峨’B(O)‘】=B(O)E(o,o。)口(0)‘=Σ
所以有：
va“s¨)=var[bII(O)u“+612(O)u2t】=blI(O)2 vmiu,,)+612(0)2 var(u2I)
=乜】(O)2+612(O)2
同理可得：
var(s2，)。b2l(O)!+6：：(o)二
COV(EI，，岛，)2coy(c2，，占I，)2-6I J(0)62l(0)+乜2(o)如2(o)
因此：
嘶垆k然减‰。)岛l、0)b：1(02t()2+0)+b：t2：((0)0)b：2b b 2@’l(16) 。‘ 。l轨I(o)62l(o)+612(o)622(o) 21(o)2+22(o)2 l
=Σ
从(15)或(16)式，可以发现如果能够确定矩阵B(o)的四个元素，
就可以通过冲击‘确定结构性冲击q，这就意味着必须找到四个确定
矩阵B(o)元素的方程。式(16)提供了三个方程：
var(sl。)=岛l(o)2+612(o)2 (17a)
Var(岛，)eb2。(o)2+622<o)2 (17b)
eov(st，，屯)=61。(O)bz水'+西1必。如∽ <l托)
由(7)式_=s(三)q、(12)式‘=c(三)q、(is)式占，=B(o)q，我if]n-I以推
出以下式子：
s(工)q=‘c(￡)q=c(三)B(o)q (18a)
也可简化成：
s(三)=c(三)丑(o) (18b)
式(18b)的等价形式为：
[要：{：；sS嚣12(。L上)，．]2[C置：{i；Cc：{乞l IIb复：篙；b61222岛】c·9，
ls：-(上) s22(上)J 【2-(三) 22(上)J 2t(o) (o)J 、。
一『q。犯)岛，(o)+cI：岛．(0) cl。∞)A：(o)+cI：(三)如：(o)]
Lc2t(上)6-I(o)+C22(三)62l(o) C2。(三)612(o)+c22(￡)622(o)j
假定结构性冲击中的名义经济因素冲击对国内生产总值(GDP)和人民
币实际汇率(RER)仅存在短期影响，没有长期效应，因此可以提供一
个额外方程：
c。。(上)6．2【o)+C12(Ob22(o)=0 (20)
至此，我们就完成了SVAR模型的检验设定，可以通过盼上步骤对SVAR
模型之参数进行计算，下面给出方差分解的计量结果。
③SVAR模型计量分析结果。
表5．4．7人民币实际汇率的方差分解一
期数标准差实际冲击名义冲击
1 O．090199 7．01422 92．98577
2 O．118968 9．29874 90．70127
3 O．1 33762 8．89957 91．10041
4 O．142846 8．50127 91．49875
5 0．148664 10．68791 89，31 207
6 0．149879 19．89102 80．10897
7 O．151235 31．31025 68．68976
8 0．158976 52．09454 47．90548
9 0．161235 65．39546 34．60452
从表5．4．7可以发现，名义经济因素冲击对人民币实际汇率的解
释在短期和中期占了绝大部分，长期看来，虽然有所下降，但仍具有
一定的解释力。
衰5．4．8 人民币实际汇率的方差分解二
期数标准差实际汇率对数货币供给量对数名义汇率对数
1 0．087017 100．0000 O．Oo0000 0．O00000
2 0．111194 95．99499 0．059774 3．945239
3 O．121039 90．61 327 0．764210 8．622521
4 O．128001 85．15636 4．033936 1 0．80971
5 0．13371S 7甄8t374 8．558027 "．63023’
6 O．138022 75．18305 12．06840 1 2．74855
7 0．141289 71．78438 1 2．32338 ’15．89224
8 0．143736 69．76770 1 2．46446 17．76784
9 0．145390 68．84155 12．59814 18．56031
10 0．146362 68．50647 10．79813 20．69540
但是我们想进一步了解在诸多名义冲击经济冲击因素中究竟哪
些因素起的作用更大一些，下面主要探讨人民币名义汇率和货币供给
这两个最重要的名义冲击因素对人民币实际汇率的解释情况。我们将
采用人民币实际汇率(REER)、人民币名义汇率(NEER)以及货币供
给量(HB)三个经济变量构成的VAR(向量自回归)模型，通过方差
分解技术进行初步探讨，具体结果如表5．4．8所示。
从表5．4．8可见，在名义冲击因素中名义汇率对人民币实际汇率
变动的作用又大于货币因素的影响力。
四、简要结论
开放经济下，实际汇率变动往往对一国经济产生重大影响，探讨
导致实际汇率变动的深层原因必然成为汇率理论和实证研究之核心。
本文对人民币实际汇率在1978．2002年期间的变动诱因进行研究。首
先从人民币实际汇率的理论定义公式出发，把可能影响人民币实际汇
率变动的各种因素归纳为名义因素和实际因素，然后运用协整方法确
定引致人民币实际汇率长期贬值的原因，利用SVAR(结构性向量自回
归)和VAR(向量自回归)模型找出影响人民币实际汇率变动的冲击因
素。定量分析结果表明，名义因素是造成人民币实际汇率波动的主要
原因，在名义因素中名义}碎对人民币实际汇率波动韵作用又大于货
币因素的影响力。鉴于实际因素蔚以近似拭轰经济爝长的影响，因此，
到目前为止，中国持续经济增长对人民币实际汇率变动的解释力还不
大。
由此可见，在进行人民币名义汇率调整，特别是面临人民币升值
压力时，必须非常谨慎，因为人民币实际汇率主要由名义汇率决定，
人民币名义汇率升值往往导致人民币实际汇率几乎同比例升值，最终
会对中国的实体经济产生不利影响。
第六章人民币均衡汇率探讨
完成关于汇率影响经济增长以及经济增长反作用汇率的分析之
后，根据均衡汇率其实就是汇率影响经济增长、经济增长反作用汇率
这两种力量达到平衡以后的结果，我们顺理成章地对人民币均衡汇率
进行探讨。
第一节均衡汇率理论评述
许多理论和经验分析证明，在开放经济下，合理的汇率水平对一
国的资源配置以及经济持续、稳定、快速增长具有极其重要的意义。
所谓合理的汇率水平是指汇率没有出现严重的高估或低估，而判别标
准就是看汇率偏离均衡汇率的程度。
首先，什么是均衡汇率?从不同的视角出发，有以下几种定义，
定义l：均衡汇率是指外汇市场上外汇供给和外汇需求相等时的汇率
水平。这种定义直接源于经济学中最常见的均衡理念，即供求相等时
的经济状态和经济变量。但是，鉴于绝大多数发展中国家的外汇市场
并非真正意义上的市场，这种定义仅仅适合少数发达国家。也就是说
发达国家可以将外汇市场上外汇供给和外汇需求相等时的汇率水平
作为均衡汇率，进而根据该汇率水平判断现实汇率是否出现严重的高
估或低估，而发展中国家外汇市场扭曲，即使存在外汇供给和外汇需
求相等的汇率水平也不能作为判别现实汇率是否出现高估或低估的
标准。定义2：均衡汇率是指理论汇率，即根据某种汇率理论以及相
应的汇率模型定量算出的汇率。早期重要的汇率决定理论包括弹性
论、吸收论、购买力平价、利率平价、汇兑心理说等。自1973年西
方主要国家实行浮动汇率之后，又出现了许多新理论，如：多种形式
的货币理论、国际收支理论、资产选择理论等。鉴于这些汇率决定理
论是建立在西方较为完善的市场经济体系基础上，而且每种理论都包
括非常苛刻的前提假定条件，对于发展中国家，特别是对于中国这样
一个处在激烈转型中的发展中国家，往往是不适合的。因此，我们认
为这种均衡汇率概念也不能照搬用于中国等发展中国家。定义3：均
衡汇率是指与宏观经济内部均衡和外部均衡相一致的汇率。内部均衡
又有两种定义，其一是指国民经济处于低通货膨胀的充分就业状态，
其二是指国内不可贸易品市场实现供求平衡，从现有的均衡汇率文献
来看，内部均衡主要指第二种定义。可以看出第一种内部均衡定义的
外延更大一些，因为国内不可贸易品市场仅仅是整个国民经济的一个
组成部分而已，本文倾向于采用内都均衡的第一种定义。外部均衡也
有两种定义，其一是指国际收支实现均衡，其二是指经常项目或贸易
收支实现平衡或略有盈余。从现有的均衡汇率文献来看，外部均衡主
要指第一种定义。我们可以看出第一种外部均衡定义的外延更大一
些，因为经常项目实现平衡仅仅是整个国际收支均衡一个组成部分而
已。鉴于中国的资本项目仍未实现自由兑换，以及中国长期以来形成
的对贸易盈余的偏爱，本文倾向于利用外部均衡第二种定义。
总之，在经济全球化下，鉴于汇率对一个开放国家外部经济的影
响越来越大，而外部经济与内部经济之间的联系又越来越密切，我们
认为应该采用均衡汇率第三种定义，即均衡汇率是指写一圈宏观经济
内部均衡和外部均衡相一致的汇率，来定义火民币均衡汇率。
从均衡汇率的定义出发，均衡汇率理论应该也有三种，但是最重
要、最常用的均衡犯率理论是从内外均衡定义出发的有关均衡汇率决
定的理论模型及计量分析。具体而言，目前这种均衡汇率理论及实证
分析主要有二类：一般均衡框架下的均衡汇率模型和简约一般均衡框
架下的单方程协整模型“。一般均衡框架下的均衡汇率模型是指建立
在既分析外部平衡又分析内部平衡的一般均衡分析框架下的均衡汇
率模型。利用该种模型分析测算均衡汇率的主要缺陷在于模型往往涉
及太多方程，而这些方程的设定和准确估计都有相当难度，模型对数
据的要求也相对较高，合理地确定和均衡汇率相一致的内部和外部均
衡也存在一定难度。当然，如果模型的设定非常贴近经济现实的动态
演变路径，同时方程估计非常准确，一般均衡框架下韵均衡汇率模型
可以更广泛地解释不同经济部门和国家之间的联系，还能带来更多的
90主要引用：张斌‘人民币均衡方程：简约一般均街下的单方程实证模型研究》，中国社科院国际金融研究
中心T作论文，N0 16，P3=6页．
19了
政策含义。自1978年改革开放以来，中国一直处在各项制度不断变
迁的转型经济之中，这就使得对中国各种经济变量之间关系的方程设
定异常困难，再加上中国许多关键统计数据的欠缺，所以一般均衡框
架下的均衡汇率模型不适合用于对人民币均衡汇率的分析测算。
简约一般均衡框架下的单方程协整模型延续了一般均衡的分析
思路，将均衡汇率定义为国内市场和外部收支同时达到平衡的汇率水
平，但是，它不再将一般均衡以一系列方程组的形式表达，而是仅用
一个方程表示。简约一般均衡框架下的单方程协整模型的基本思路是
中长期内均衡汇率和经济中的一系列经济基本面因素保持稳定关系，
利用协整方程可以发掘出基本面因素和均衡汇率的数量关系，运用协
整方程对系数的估计，再加上估计的基本面因素的均衡值，最终可以
得出均衡汇率，进而判断汇率失调的程度。简约一般均衡汇率模型的
优点是涉及的方程大大减少，简化了分析难度，减轻了寻找许多经济
数据的负担。但是，这种方法也存在一些缺陷，如无法判别汇率失调
的原因，我们认为其最大缺点在于无法准确判定究竟哪些基本面因素
和临时性因素对均衡汇率有影响，以及诸多基本面因素和(或)临时性
因素之间往往存在重叠或重复关系，这往往导致不同研究者由于主观
因素、不同的判别标准、选取计量方法的差异等因素，造成同一研究
对象的均衡汇率结果里现较大差异，甚至出现相反的结论。‘因此，本
文不采取该方法估算人民币均衡汇率，将运用另一种简洁、直观的方
法进行估算。
第二节对人民币均衡汇率研究成果的评价
从目前来看，有关人民币均衡汇率研究成果分为三类，我们将分
别对它们进行评价、归纳和比较。
，第一，陈彪如等(1992)从微观经济学中的利润成本函数出发，通
过求解代表性企业获得最大利润的最优条件得出人民币均衡汇率的
理论决定因素，然后根据理论方程实证研究1981—1990年的人民币均
衡汇率。该方法有两方面值得商榷：第一，可能忽视贸易条件、开放
度、货币供给、外汇储备等宏观经济因素对均衡汇率的重大影响；第
二，在实证研究中该方法选择1981年为基期，因为这年国际收支基
本平衡，并略有顺差，外汇储备增加，出口企业盈利，且利润率适当，
保持了出口商品的国际竞争力，使我国出口商品在国际市场中的占有
率不断增加。但是，正如前面所指出的，中国自197_8年改革开放以
来，其各项制度不断处于变迁之印。就汇率瘌外贸钵制丽言，
1981-1984年处于人民币内部结算价与官方汇率并存时期，在这期间，
人民币内部结算价一直保持l美元兑换2．8元人民币。1985—1990年
属于取消内部贸易结算价，官方汇率与调剂市场汇率并存时期，而调
剂市场汇率一直在变动。因此，把1981年作为1981—1990年整个期
间的基期显然是不合理的，我们认为鉴于1981—1984年和1985—1990
年处在完全不同的制度背景之下，这两个时间段应该分别设立各自的
基期均衡汇率，不能共用一个基期均衡汇率。
第二，范敏(1999)、张晓朴(2001)、林伯强(2002)、张斌(2003)、
张瀛等(2004)，研究人民币均衡汇率的方法归根结底都属于简约一般
均衡单方程模型，区别在于研究的时间跨度不同，在选择决定人民币
均衡汇率的长期因素或基本面因素上存在差异，研究结果存在矛盾。
我们认为这种确定均筏汇率方法最大的闯题是：合理、准确地选择决
定人民币均衡汇率的长期因素或基本面因素难度太大，尽管许多文献
采用了将人民币实际汇率与各种各样的基本面因素逐一进行协整检
验的方法，然后将与实际汇率存在协整关系的变量确定为基本面因素
之一，对于那些与实际汇率没有协整关系的变量则淘汰。但是，对于
一个制度处于不断变化中韵属家来说，．这种对经济变量之：惘长期均衡
关系检验结果的有效性值缛商攘。另外。由示许多基本面经j窬变量无
法直接获得数据，因此大量采用代理变量法，而代理变量的确定往往
因人而异，这样一来，不同研究者对同一对象可能得到千姿百态的结
论。
第三，卞永样等(2002)运用动态一般均衡的方法，探讨中国在加
入世界贸易组织之后，关税税率调整、货币供应量增长率改变、财政
政策调整等措施对实际均衡汇率的长期效应。该研究发现降低进口品
关税使人民币面临贬值压力，而政府增加税收，减少对贸易品的消费
则有利于人民币的保值与升值。实证研究结果表明，国外实际利率水
平下降，实际货币供应量增长率降低都将引起人民币均衡汇率贬值。
我们认为有两点值得探讨：一是该文采用的实际汇率是贸易品与非贸
易品价格之比，均衡实际汇率的定义是在非贸易品的国内经济与贸易
品的外部经济同时达到均衡时的实际汇率水平。鉴于发展中国家国内
产品的主体不完全是非贸易品，将国内经济均衡仅仅指定为非贸易品
市场均衡不符合广大发展中国家的客观经济事实。另外，非贸易品与
贸易品的区分往往是相对的，随着国家经济发展和政策变化而不断变
化，很难把握二者的界线。比如，以前中国金融服务业就纯粹是非贸
易品，随着改革开放的不断深入，越来越多的外资金融机构进入中国，
因此， 金融服务就从非贸易品变成了贸易品。二是该文在实证分析
中只是检验了国外实际汇率和国内M2货币供应量变化对人民币实际
汇率的影响，并没有明确计算出90年代以来人民币均衡汇率的估计
值。
下面以表格6．2．1归纳出有关人民币均衡汇率研究成果，以方便
对比。从表6．2．1可以发现，除了陈彪如使用的均衡汇率理论和计量
方法存在明显特点外，其他研究人员使用的理论和方法基本上没有什
么区别。但是，得到的定量分析结果却存在较大的不一致性。比如，
林伯强认为1981-'1996年现实汇率低估，而范敏的结果是1990—1992
年现实汇率严重高估，1993—1995年现实汇率略有高估，两人的结论
完全相反，张晓朴的结果是1986-1988年和1991-1995年现实汇率低
估，1983-1985年、1989年和1996-1999年高估，一部分符合林伯强
的结论，另一部分与范敏的结果相一致。．
为什么使用相似的一般均衡理论和协整计量方法，得到的实证结
果却相差悬殊?关键在于不同的研究人员在确定影响均衡汇率的长期
因素和短期因素时没有成熟的适合子发展中国家(特别是像中国这样
的各项制度不断处于激烈转轨下的经济体)的均衡汇率决定理论和计
量模型。另外，鉴于中国许多重要统计数据的欠缺和不完善，研究人
员不得不使用代理变量，但是代理变量往往不可避免地带有研究人员
个人的主观性，因此也会导致研究成果出现较大差异。
200
表6 2】人民币均衡汇率研究成果
研究人员时间跨度理论与方法研究结论
198l一1990 从微观经济学利润成本函1981—1983现实汇率略有低估，
陈彪如
年度数据数出发，寻找最优条件1984—1990现实汇率严重高估．
1990—1992现实汇率严重高估，
1990—1997 假定人民币均衡汇率决定
范敏1993-1995现实汇率略有高估，
季度数据于长期因素，进行回归估计
1996-1997现实汇率严重高估．
1978—1999 EI{ER模型及协整方法
年度数据1986—1988，1991—1995现实汇率低估
张晓朴
1984-1999 BEER模型及协整方法1983—1985，1989，1996-1999高估
季度数据
1955—2000 要素均衡汇率理论及协整1978-1980高估，1981—1996低估，
林伯强
年度数据方法1997—2000高估
1994—2001 简约一般均衡单方程模型1994—1995低估，1995—1998高估，
张斌
季度数据及协整方法1999—2001低估
1980-2001 跨期动态一般均衡模型及1986—1988，1990—1995低估
l 张瀛
年度数据协整方法1983—1985，1989，1996—2001高估
第三节一种简洁的人民币均衡汇率计算方法及结果
本文不采用目前流行韵一般均衡框架下简钓单方程模型和协整
计量方法估算人民币均衡汇率，我们将运用一釉直蕊。简洁的方法估
算1980-2002年的人民币均衡汇率。
这种方法的指导思想或假定前提：一、均衡汇率是动态的，处于
不断调整变化之中，随着各种国内外经济因素的变化而改变。二、均
衡汇率主要决定于各种基本经济要素，如技术进步、贸易条件、重大
经济体制改革方案的出台或调整”等，同时也受许多短期经济因素的
影响，如货币政策、财政政策、突发性经济或金融危机等。三、均衡
”这对于像中国这样的转轨经济屠家尤其重要．但许多研究人民币均衡汇事的文献在估算均衡汇率时往往
忽视J’这一点．其处理方法过于简单。
20l
江．．率具有相对稳定性，因为基本经济要素在短期和中期内一般不会出
现较大的变化。四、均衡汇率是理论上的汇率，其精确数值无法知晓，
但是在现实经济生活中我们可能会在某个时候观测到非常接近于均
衡汇率的现实汇率，如当国内外经济同时处于较好状态或同时处在均
衡状态时的现实汇率。五、均衡汇率是内生的，是不同经济主体之间
相互作用的结果，它充分反映了各种各样的基本经济因素和短期经济
因素的信息，其生成过程极其复杂。从理论角度可以创造出一个包括
所有因素的均衡汇率决定模型，但实际上只能根据研究人员的主观判
断或通过一些计量手段选择少数几个决定均衡汇率因素，由于主观判
断和计量手段本身可能存在错误，最终使均衡汇率的估计值出现很大
差异，从而使人们觉得不可信，对国家政策制定的有用性大打折扣。
根据以上五个前提假定，我们认为可以通过以下几个步骤估算人
民币均衡汇率：第一步，分析中国1980—2002年的各项宏观经济数据，
找出那些通货膨胀率和经济增长率较为合理(即内部经济处于基本均
衡状态)，同时对外贸易平衡或略有盈余(郎外部经济处于基本均衡状
态)的年份。第二步，将内外经济基本均衡年份的现实汇率确定为人
民币均衡汇率的近似值，即认为该年的现实汇率就是以该年为中心，
前后几年的基准均衡汇率。第三步，计算内外经济基本均衡年份前后
几年(具体区间大小还要结合重大经济体制改革情况来定)的经济增
长率相对于基期的变动指数。第四步，把基准均衡汇率与每年经济增
长率相对于基期的变动指数相乘，最后得到每年均衡汇率的近似值。
最后这两步的理由在于，汇率表面上是两种货币的相对价格，从长期
来看，它归根结底是各国经济实力的相对体现，而体现一国经济实力
的最好综合指标是经济增长状况。一般来说，一个国家经济增长越快，
表明其经济实力越强，该国货币应该具有升值潜力。但是如果该国经
济增长是粗放型或数量型，其经济增长往往并非是经济实力得到真正
提升的表现，相反，为了给庞大数量的产出寻找出路，往往给该国货
币带来贬值压力。因此，这种类型国家的经济增长越快，反而意味着
汇率必须不断贬值。中国长期以来就属于这种情形。
首先分析1980-2002年中国通货膨胀率、经济增长率、对外贸易
筹额和出口增长率。具体数据见表6．3．1。
由于1980—1984年实行的是人民币内部结算价与官方汇率并存
的双重汇率制度，在此期间没有其它重大经济改革措施出台，所以可
将1980—1984这五年作为一个估算人民币均衡汇率的周期。进一步观
察发现，在此期间仅1982和1983年为贸易顺差。，考虑到t982年经
济增长率9．3％比1983年的11．1％更为合理，这两年的通货膨胀率差
别又很小，我们认为1982年中国经济总体保持了内外均衡，可将1982
年的现实汇率作为基准均衡汇率。鉴于真正对中国国际贸易起作用的
是内部结算价，因此我们将1美元兑换2．8元人民币的内部结算价作
为1980-1984年期间的基准均衡汇率。
表6．3．1 1980-2002年通货膨胀率、经济增长率和对外贸易差额
经济增长率贸易差额(亿美元) 出口增长率
年份通货膨胀率(％)
(％) (％)
t980 7．8 6．O —12．8 33．8
1981 5．2 2．4 —0．1 20．4
1982 9．3 1．9 30．3 1．4
1983 ll’1 1。15 驾．4 —0．4
1984 15．3 2．8 -12．7 17．6
1985 13．2 8．8 -149．0 4．6
1986 8．5 6．0 一119．6 13．1
1987 11．5 7．3 -37．8 27．5
1988 11．3 18．5 -77．5 20．5
1989 4．2 17．8 -66．0 lO．6
1990 4．2 2．1 87．4 18．2
1991 9．1 2．9 81．2 15．8
．1992 14．1 5．4 43．5· 18．1
1993 13．1 13．2 -122，2 8．0
1994 12．6 21．7 · 钓．9 31．9
1995 9．0 14．8 167．0 23．O
1996 9．8 6．1 122．2 1．5
1997 8．6 O．8 404．2 21．O
1998 7．8 一1．O 434．7 O．5
1999 7．2 一1．5 292．3 6．1
2000 8．4 一O．1 242．0 27．8
2001 7．2 0．8 225．5 6．8
2002 8 5 —0．4 303．7 11．4
资料来源：历年《中国统计年鉴》整理而得。
在1985—1993年间，取消，内部结算价，进入官方汇率与调剂市
场汇率并存时期。与此同时，中国在外贸体制方面进行了重大改革，
改革的核心是放松外贸管制，扩大外贸企业自主权，使之成为自负盈
亏的主体。为配合外贸改革，始于1980年的外汇留成和调剂制度在
1986、1988和1990年进行了多次重要的改革。我们首先将1985-1989
这5年作为一个估算人民币均衡汇率的周期。在这5年里，1987年
的贸易逆差最小，经济增长率和通货膨胀率也较为合理，可将1987
年的现实汇率看成是1985-1989年的基准均衡汇率。鉴于真正对中国
国际贸易起作用的是调剂市场汇率，我们将1美元兑换4．2元人民币
的调剂市场汇率作为1985—1989年期间的基准均衡汇率。然后将
1990—1993这4年作为一个估算人民币均衡汇率的周期，在这4年里，
1993年出现较大的贸易逆差，1990年经济增长率仅4．2％，而1992
年经济增长率高达14．1％，只有1991年基本符合内外均衡的条件，
所以将1991年的调剂市场汇率1美元兑换5．8元人民币作为
1990—1993这4年的基准均衡汇率。一
1993年底，中国共产党十四届四中全会通过的《中共中央关于
建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》中明确提出，改革外汇
管理体制，建立以市场供求为基础的有管理的浮动汇率制度和统一规
范的外汇市场，逐步使人民币成为可兑换货币。1994年1月1日，
人民币官方汇率与外汇调剂市场汇率并轨，实行银行结售汇，建立统
一的银行间外汇市场，实行以市场供求为基础的单一汇率，中央银行
通过外汇公开市场操作，对人民币汇率实行有管理浮动。随后，1997
年爆发的亚洲金融危机和2001年加入WTO等事件都对人民币均衡汇
率产生冲击。我们将1994-1997作为一个估算人民币均衡汇率的周
期。这4年的贸易余额都是顺差，1994年经济增长率和通货膨胀率
都是两位数，1995年的通货膨胀率高达14．8％，，1996年的出口增长
率仅1．5％，通货膨胀率也达到6．1％。而1997年经济增长率为8．6％，
通货膨胀率仅0．8％，出口增长率高达21％，所以我们将1997年的现
实汇率作为1994—1997这4年的基准均衡汇率。1998—2002年被作为
另一个估算人民币均衡汇率的周期。在这5年里，贸易余额都是顺
差，除了2001年通货膨胀率为止以外，其余4年皆是通货紧缩。所
以我们将2001年的现实汇率作为1998—2002这4年的基准均衡汇率。
根据表6．3．1数据，可以算出每个周期的人民币均衡汇率近似
值，具体计算公式为：
均衡汇率=基准均衡汇率×每年经济增长率相对于基期的变动指数
最后得到的1980年一2002年人民币均衡汇率的近似值如表6．3．2
所示。
表6．3．2 1980—2002年人民币均衡汇率
年份1980 1981 1982 1983 1984 1985
均衡汇率2．76 2．69 2．8 2．85 2．97 4．27
年份1986 1987 1988 1989 1990 1991
均衡汇率4．07 4．20 4．19 3．89 5．52 5．80
年份1992 1993 1994 1995 1996 1997
均衡汇率6．09 6．03 8．62 8．32 8．39 8．29
年份1998 1999 2000 2001 2002
均衡汇率8．33 8．29 8．38 8．28 8．39
资料来源： 历年《中国统计年鉴》以及表6．3．1的数据．
第四节对人民币均衡汇率的进一步分析
我们发现，随着中国经济高速增长，人民币均衡汇率总体水平是
趋于贬值的，详见图6．4．1。(图中JER代表人民币均衡汇率，MER代
表人民币名义汇率或官方汇率)
从图6．4．1还可以进一步发现：第一，在t993年以前，人民币
名义汇率或官方汇率在人民币均衡汇率之下，这实际上表明人民币官
方汇率在此期间处于高估状态，1985年达到最大，该年高估幅度为
48％。第二，在1980-1989年期间，人民币官方汇率的高估程度远大
于1989-1993年期间的高估程度，这与中国在1980—1989年期间几乎
年年出现对外贸易逆差，而1989-1993年几乎年年出现对外贸易顺差
较为吻合，从而证明了我们估算的人民币均衡汇率是比较合理的。第
蔓，在1993年以后，人民币名义汇率或官方汇率与人民币均衡汇率
几乎完全重合，这实际上表明人民币官方汇率在此期间处于既没高估
也不低估的均衡状态。
幽6 4．1 1980—2002年人民币均衡汇率趋势
10，00
9∞
8∞
7 OO
6．OO
5．00
400
3．00
2 00
1 00
0 00
墓⋯重量⋯量委誊⋯誊量量⋯誊蓉裹⋯荟晷爱⋯誊豢荟H誊量墓吾量H e{cq N
I!!!塑!!!坠I
为什么在1980-1993年期间人民币均衡汇率一直处于贬值状态
呢?我们认为这是由于经济高速增长往往伴随着生产的急剧扩大，需
要通过出口加以消化，再加之在此期间中国的出口产品大多数为低技
术含量、低附加值的初级产品，这类产品在国际市场上往往面临其它
发展中国家的激烈竞争，为了在竞争中获胜，不得不依靠低廉价格，
因此人民币汇率必须贬值；
为什么1993年以后人民币均衡汇率一直处于既没升值也没贬值
的状态呢?之所以没有贬值，我们认为这是由于：第一，中国经过长
达10多年的高速经济增长以后，积累了大量的物质资本和人力资本，
基础设施建设比较完善，市场规模有较大提高，特别是随着各项以市
场化为导向的制度创新的推出，外商直接投资以非常迅猛的速度流入
中国，其中主要又以出口导向型为主。这样一来，出口产品的规模迅
速增长，而且出口商品结构中工业制成品占比越来越高。与此同时，
一般贸易虽然出现小幅逆差，但是由于加工贸易的大量顺差，最终对
外贸易整体里顺差。因此，中国不再像以前那样，必须依靠人民币汇
率贬值以创造价格低廉优势来推动出口保持顺差以获得急需的外汇
储备。第二，中国出口退税政策也起到了关键性作用，该政策的实施
加∞∞∞∞∞∞∞∞∞∞
1
9
8
7
6
5
4
3
21
0
也弱化，人民币汇率贬值的住力。照着中国】991年和】994年分别取
消出口补贴和外汇留成后，出口退税政策事实上已成为中国最重要的
一项出口奖励措施。特别是人民币汇率1997年实行钉住美元的做法
后，出口退税的税率和适用商品范围的调整更是成为中国政府应对市
场因素变化，力保出口稳定增长的唯一有效的手段”。之所以没有升
值，我们认为原因之一是中国对外贸易顺差在1993年以后波动较大，
在1998年达到434亿美元的顶峰以后呈现下降趋势，2001年下降到
仅225亿美元。显然，对于一个年GDP高达近10000亿美元的发展中
大国，每年200—400亿美元的贸易顺差应该属于比较正常的现象，不
应该为此而将人民币汇率升值。原因之二在于中国庞大人口所带来的
巨大就业压力也不允许人民币出现升值，因为出口产品生产企业，特
别是是那些生产劳动密集型出口产品的企业，对于解决中国就业问题
起到了不小的作用。如果将人民币升值，可能会给这些面临巨大国际
竞争压力的劳动密集型出口产品生产企业造成不利影响。原因之三在
于近几年来人民币汇率面临的升值压力中有很大一部分并非是合理
的。第一，国内外判定人民币应该升值的主要理由之一是中国外汇储
备高速增长，因为这意味者在中国的外汇市场上出现了明显的外汇供
给大于外汇需求，而中央银行为了保持人民币汇率稳定入市购买超额
外汇，最终形成近6000亿美元的巨额外汇储备。我们认为主要依据
中国庞大的外汇储备从而得出人民币应该升值的结论既不公正也不
全面，因为通过分析近几年来中国的国际收支表，可以发现增加的外
汇储备绝大部分来自资本项<其中包括国际投机基金豪赌人民币升值
通过各种途径流入中国的资金，以及同样想豪赌人民币升值的各种外
流资金的回流)，真正来自贸易顺差的外汇储备只占约1／6左右
(200—500亿美元)。第二，中国贸易顺差数额较大。但是鉴于贸易顺
差主要来自加工贸易，而加工贸易主要源于外商投资企业。从一般贸
易来看，中国近几年是贸易逆差，而一般贸易主要是本土企业韵贸易
方式。因此，出口规模和贸易顺差根本就不能代表中国本土企业的真
正国际竞争力。
”主要引用：陈甲．蒋健梅(2003)。
根据以L分析，臼然而然地得出H前人民币官方汇率或笔义汇率
与中国基本经济面是比较一致的结论，所以中国目前暂时没有变动人
民币汇率的理由。
第七章人民币汇率近、中、远期改革探讨
通过前面所有的理论和实证分析，可以得出以下两点结论：第⋯，
到目前为止，人民币汇率对中国经济增长确实具有较为显著的影响，
人民币汇率的长期贬值趋势确实对二十多年来中国经济持续高速增
长起到了重要的作用，其作用途径主要是通过出口贸易和外商投资来
完成。第二，到目前为止，中国持续的经济增长对人民币汇率基本上
没有产生真正经济意义上合理的升值压力。相反，鉴于人民币汇率在
改革开放之前存在比较严重的高估，以及中国出口产品结构长期以初
级产品或低技术、低附加值产品为主的特征和由此面对的越来越激烈
的国际竞争，从改革开放以来，为了实现持续、快速的经济增长这一
中心目标，人民币汇率不断面临贬值的压力。
本章将在前面所有的理论和实证分析基础上，对有关人民币汇率
改革的一些关键性问题提出我们自已的一点看法。第一，近几年来的
人民币升值压力究竟来自哪些方面?。其中哪些因素是合理韵钾95些因
素却是不合理的?如果该升值压力大部分源于不合理的因素或判断，
那么我们就要坚决拒绝在近期使人民币升值。如果包含了较多的合理
因素，在决定升值之前还必须仔细全面权衡由此可能给中国经济、政
治和社会带来的各种短期和长期的负面和正面影响，而不能仅仅从经
济角度考虑该问题，当发现造成的总体负面影响远大子总体正面影响
时，也应坚决拒绝人民币升值。第二，许多学者认为，在中国已经加
入世界贸易组织、更深地融入世界经济体系的情况下，新的资本双向
跨境流动要求汇率目标区制度成为人民币汇率的中期改革目标。我们
更倾向于这种观点：即由于中国资本项匿在中期还不能实现充分可兑
换，人民币汇率改革的重点主要应该放在完善人民币汇率形成机制
上，即努力拓展和真正实现目前官方宣称的汇率制度中的“市场供求”
基础。第三，远期，随着我国经济体制、金融体制的市场化改革目标
的基本实现，综合国力的极大提高，特别是在资本项目实现了充分的
自由兑换之后，我们才能真正建立起现代意义上的、符合国际惯例的、
能被世界承认的(管理)浮动}率制。
第一节改革开放以来人民币汇率改革历程”
通过对改革开放以来人民币汇率的改革历程进行梳理，可以发现
人民币汇率的改革过程充分体现了汇率与经济增长之间的相互作用
关系。根据中国外贸和外汇管理体制的发展历程，可以将人民币汇率
改革过程分为四个阶段：一、1981—1984年，实行贸易内部结算价和
官方汇率并存； 二、1985-1993年，实行外汇调剂市场汇率与官方
汇率并存；三、1994-1997年，实行以市场供求为基础的、单一的、
有管理的浮动汇率；四、1998年以后，实行事实上的钉住美元的固
定汇率制。
第一阶段：t981-1984年，贸易内部结算价和官方汇率并存。随
着1973年布雷顿森林体系的瓦解，西方国家纷纷实行浮动汇率制，
人民币汇率开始是以中国在对外经济贸易中主要使用的几种货币，由
它们构成货币篮子，按照它们各自对中国的重要程度确定权重，最后
通过加权方法确定人民币汇率。1973-1980年期间人民币汇率总的变
化趋势是稳中有升。从人民币兑美元来看，由1972年的1美元兑2．245
元升到1980年的1美元兑1．498元，累计升幅达42％，与此同时，
中国在1978—1980年间一直是贸易逆差。
为了扭转连续三年的贸易逆差不利状态，以促进改革开放和外贸
体制改革，有必要改变由于人民币汇率高估导致的出口亏损而进团盈
利的局面，‘但是，人民币汇率调低又不利于诸如旅游、侨汇等非贸易
收入。国家提出的汇率改革目标是一方面通过增加出口减少进口，促
进外贸体制深化改革，另一方面又不能影响当时对中国比较重要的非
贸易收入。为了顾全这两方面，中国于1981年开始实行两种汇率，
一种是官方汇率，用于非贸易收支；另一种是内部结算汇率，专门用
于对外贸易的结算，该价格按1978年全国平均换汇成本加上10％g|J
润确定，为1美元兑换2．8元人民币。实行贸易内部结算价和官方汇
率并存的汇率制度以后，确实起到了改善中国贸易差额的作用，贸易
”主夏{I咐：是念普．陈全庚(2002)和许少强，朱真丽(2002)。
210
逆幕迅速从1980年的一4622百万美元减少刽1981年的一8百万美元，
1982年一1984年全是贸易顺差。但是，鉴丁这种汇率制度一方面造成
国内外汇管理的混乱，另一方面其变相补贴特征，遭到国际社会的强
烈不满，1985年我国取消了贸易内部结算价。
第二阶段：1985—1993年，外汇调剂市场汇率与官方汇率并存。
在这一时期，中国总的经济特征是：1985—1988年经济高速增长，平
均年增长率为11．98％；1989—1991年为调整期；1992—1993年又进入
经济高速增长，年均增长率高达13．87％。与此同时，该时期也呈现
外资大规模涌入、国内通货膨胀严重、贸易收支巨额逆差等基本特征。
人民币汇率形成机制面临调整的需要。
1985年是改革开放的第8个年头，中国各项经济体制改革都在
逐步深入，总体方向是沿着更多通过市场机制配置资源，外汇体制改
革也不例外。改革开放以前，中国实行外汇集中制，即企业将所获得
的全部外汇收入上交财政，外汇支出由国家按计划调拨。为了调动企
业出口创汇的积极性，推动外贸企业实施茸负盈亏，国务院于1979
年8月颁布了《出口商品外汇留藏试行办法粉由于挣膏外汇留成额
度的企业不一定需要外汇，而需要外汇的进口企业并不一定能获得计
划内外汇，为了调节外汇留成的余缺，提高外汇的效益，使出口企业
通过外汇留成额度的调剂获得追加利润，以利推动出口，政府允许外
汇留成的调剂。1980年10月，国家外汇管理局和中国银行制定了《调
剂外汇暂行办法》，由中国银行在上海、北京等大城市开始办理外汇
调剂业务，外汇调剂汇率在贸易结算价上下10％左右的幅度内浮动，
实际上调剂外汇固定在1美元换3．08元人民币。1985年前外汇留成
比例较小，调剂汇率偏低，调剂外汇数量有限，作用不大。1985年
11月深圳首先建立了外汇调剂中心。1988年3月，为了配合外贸承
包经营责任制的全面推行，国家外汇管理局制定了《关于外汇调剂的
规定》，全国各地依此相继成立了外汇调剂中心。同年，上海开办了
我国第一家外汇调剂公开市场，外汇调剂首次引入了公开竞价机制，
允许外汇调剂价格在一定限价内按公开市场的供求浮动。与此同时，
中国外贸体制也进行较大的改革，1988年对外贸易实行承包经营责
任制，1991年外贸由补贴机制转为自负盈亏机制，留成外汇比例增
加到80％，同时也开放了外商投资企业外汇调剂，放开了外汇调剂价
格，调剂外汇数量大大增加，导致外汇调剂价格急剧上升，从1988
年3月的1美元换5．7元人民币，J：升到1993年2月的l美元换8．2
元人民币。
在这段时期，官方汇率追随全国出口平均换汇成本的变化，以及
为推动外贸体制改革的深化，进行了几次较大的幅度的贬值调整，从
1985年的1美元换2．9367元人民币贬值到1993年的1美元换5．762
元人民币，贬值幅度高达96％，但是，与外汇调剂价格相比，官方汇
率仍然显得高估。鉴于通过外汇调剂市场汇率来调节的外汇收支活动
比例越来越大，后来竟占到80％左右，国家手中直接分配的外汇资金
越来越少，为了稳定汇率波动幅度，减少对经济的冲击，政府一方面
通过中央银行入市干预，另一方面通过对外汇调剂市场参加者的严格
管理和控制，实际上对人民币汇率仍然具有巨大的影响力。
第三阶段：1994-1997年，实行以市场供求为基础的、单一的、
有管理的浮动汇率。许多学者(如许少强，吴念鲁等)将1994年以后
都归于管理的浮动汇率制，我们认为1997年亚洲金融危机爆发以后，
人民币汇率几乎未动，实际上是钉住美元的固定汇率制，而1997年
以前，人民币名义汇率的还是有一些变动，从1994年的1美元兑换
8．6187元人民币升值为1997年的l美元兑换8．2898元人民币，年
均升值幅度为l_3％。所以我们把1994年以后这段时期分为两个阶段
加以分析。
1994年人民币汇率管理体制进行了非常重大的改革，这次改革
一方面是为了配合恢复关贸总协定缔约国谈判，顺应国际上要求我国
放松外汇管制的需要；另一方面是贯彻落实1993年11月14日中国
共产党十四届三中全会通过的《中共中央关予建立社会主义市场经济
体制若干问题的决定》中的要求，即“改革外汇体制，建立以市场供
求为基础的，有管理的浮动汇率制度和统一规范的外汇市场，逐步使
人民币成为可兑换货币”。
根据国内外要求，中国人民银行于1993年12月发布了《中国人
民银行关于进一步改革外刺一：管理体制的公告》，内容包括：①从1994
年1月1日起，调剂市场汇率和官方汇率并轨，以1993底外汇调剂
市场汇率l美元兑换8．72元人民币作为全国统一的人民币市场汇率。
②实行以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制。③中国
人民银行按照前一营业日外汇市场形成的加权平均汇率，公布人民币
对美元、港元、日元三种货币的基准汇率，市场外汇买卖美元可在基
准汇率上下3％的幅度内浮动，港元、日元在基准汇率上下1％的幅度
内浮动。④实行银行结售汇制，取消外汇留成制和外汇支出行政审批
制，改为外汇收入除特殊情况外全部向外汇指定银行结汇，经常性外
汇支出凭有效凭证向银行购买外汇。⑤建立银行间外汇交易市场一中
国外汇交易中心，国有企业退出外汇调剂中心。
中央银行可以通过在中国外汇交易中心的操作，根据宏观经济目
标对市场进行干预，调节供求关系，从而影响汇率水平。
第四阶段：1998年以后，实行事实上的钉住美元的固定汇率制。
1 997年亚洲金融危机爆发后，我国政府坚持汇率不贬值，大民币汇
率呈现超稳态，这可从1998—2002年韵人民币犯率数毽看出。
裹7．1 1998—2002年的人民币汇率
1 年份1998 1999 2000 2001 2002
l 汇率8．279l 8，2783 8．2784 8．2770 8．2770
资料来源：历年‘中田统计年鉴，．
所以在这一期间，人民币汇率制度从名义上的以市场供求为基础
的、单一的、有管理的浮动汇率制度转变为实际上的钉住美元的固定
汇率制。
第二节目前人民币汇率制扇以及汇率形成机制的利弊94
当前，官方宣称的以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动
汇率制度事实上成为钉住美元的固定汇率制，这一点已经成为国内外
专家的共识。这种事实上的钉住美元固定汇率制以及目前的人民币汇
率形成机制究竟有何利弊呢?我们将对许多专家的观点给予综述。
94本节主要内容是对{蠹多专家现点的综述，其中主要引用：董力为等(2004)．
213
这种入民币汇率制发的有利力丽表现在：第一，钉住美元的同定
汇率制下汇率非常稳定，为外商直接投资和进出口贸易提供了‘个良
好的外部环境，消除了汇率波动给这些经济活动造成的风险，这既是
传统汇率理论中选择固定汇率制度的最大好处，也是中国钉住美元期
间获得的最大好处。1997年以来，中国的出口保持年均12．3％的增长
速度，贸易一直呈现顺差，这几年的平均年顺差为300亿美元， 涌
入我国的外商直接投资连年增长，从1997年的452．57亿美元上升到
2002年的527．43亿美元，成为仅次于美国的全球吸引外资最多的国
家，外汇储备也保持高速增长，目前达到6000亿美元以上。这些数
据实际上正是中国政府对于汇率水平为什么一直不愿加以变动的理
由之一。第二，根据克鲁格曼的“不可能三角理论”，汇率国定、资
本自由流动、独立或有效的货币政策这三个目标中只能选择两个。现
阶段人民币还不具各资本项目下可兑换所要求的一些条件，即①缺乏
健全的金融体系和金融市场。②缺乏完善的宏观金融监管能力。③中
国还没有彻底完成价格体系的改革，特别是利率市场化的改革远未完
成。总之，在现阶段中国资本账户还不能开放的前提下，选择汇率固
定和独立的货币政策是有利于目前货币管理当局进行金融管理。特别
是对于中国这样的大国，保持货币政策的独立性具有非常重要的意
义，可以根据国内经济发展情况运用货币政策加以调整。
这种人民币汇率制度的弊端主要表现在：第一，助长了国际投机
资本进行单向投机的决心。中国尽管实行严格的资本管制，但是随着
改革开放的日益深入，特别是力日入WTO以后，我国经济越来越密切地
融入世界经济中，要想牢牢地控制资本流出和流入几乎成为不可能完
成的任务，况且我国本身也在有意识地逐步放开资本管制，逐步为全
面放开资本管制做准备。因此，国际投机家们一旦嗅出中国经济的破
绽，便通过各种各样的合法或非法的渠道在国内外大量转移资金，伺
机攻击。在钉住汇率制下，中央银行有义务利用外汇储备稳定汇率，
因此，投机者的收益和风险具有不对称性，一旦汇率扭曲形成本币高
估达到一定程度的时候，投机者几乎就在没有风险的情况下大肆投
机，导致目标货币可能付出极大的代价，如外汇储备消耗一空，最终
不得不放弃平价。第一二，由于放弃资本项F自由兑换给我幽带来J，I：j
大损失。上面已指出，根据克鲁格曼的“不可能三角理论”，引：率固
定、资本自由流动、独立或有效的货币政策这三个目标中只能选择两
个，我国目前确实有许多理由选择汇率固定和独立的货币政策这一组
合，但是，放弃资本项下自由兑换对我国而言同样意味着巨大损失。
因为如果人民币实现了资本项下自由兑换，凭借中国强大的经济实
力，人民币极有可能成为国际货币，从而可以争夺一部分国际铸币税，
这就意味着人民币可以像今天的美元那样，开动印钞机印出钞票就可
到国际市场上购买东西。
目前人民币汇率形成机制的有利之处主要表现在：第一、中央银
行可以通过在外汇市场上买卖外汇对汇率进行调节，从而使人民币汇
率不至于长期大幅度低估或高估，这样就有利于出口贸易SB#I-商投
资，从而最终有利予促进经济增长。第二、这种汇率形成机制使中央
银行集中了庞大的外汇储备，有利于提升中国的国际清偿能力和国有
银行的国际信用等级。特别值得一提的是，庞大的外汇储备从国际关
系角度看，当美国威胁对我国采取不合理的贸易制裁时，可以成为反
制约的一个有力武器，因为我国外汇储备中很大部分用于购买美国国
债，如果我们大量抛售，可以对美国金融造成很大麻烦，当然我们同
时也可能遭受重大损失j第三、庞大的外汇储备使我国可以把～部分
外汇储备用于增加国有银行的资本，提高其资本充足率，最终可以为
中国脆弱的金融系统走向强壮起到一定的作用。
目前人民币汇率形成机制的弊端主要表现在：第一，人民币汇率
形成机制的市场-化程度较低，对中国经济的总体资源配置效率造成不
利影响。因为人民币汇率形成机制主要是通过银行间外汇市场交易和
中央银行干预而确定的，大量的非金融类企业被排斥在外，实际上形
成了少数几个参与者的垄断市场，其中最重要的一个参与者还是政府
部门，这就意味着中央银行扮演了既当运动员又当裁判员的双重身
分。从近几年的实际情况来看，#l-，E市场上的主要卖方是中国银行，
其卖出外汇占70％-80％，外汇市场上的主要买方几乎就是中央银行一
家，其买入外、7f‘^。80％夯右”。结果必然使我国外汇储备急剧卜涨，
目前已经超过6000亿美元。在此所谓的市场上形成的汇率显然不是
真正的市场汇率。由于人民币汇率的非市场化性质，使它不能很好地
作为一种经济杠杆去调节微观经济主体活动，企业缺乏外汇风险意
识，几乎所有的汇率变动风险都由政府承担。从长远来看，人民币汇
率走向浮动是大势所趋，如果中国企业不能尽快树立外汇汇率风险意
识，总想依赖政府的保护，在将来更加激烈的国际竞争中会吃大亏。
第二，强制性的结售汇制度带来了诸多严重问题。①1994年以来，
在人民币汇率比较稳定、出口退税政策、国内经济持续保持高速增长、
外资优惠政策等因素的刺激下，我国国际收支持续保持双顺差。在强
制性的结售汇制度下，国际收支的持续大额顺差必然反映为银行间外
汇市场上超额外汇供应，中央银行为了保持人民币汇率的稳定，采取
入市干预，买进外汇市场上的超额外汇供给，结果是一方面外汇储备
急剧上升，另一方面是中央银行资产结构和基础货币投放渠道的重大
变化，很大一部分基础货币是以外汇占款形式投放出去。例如，
1994—1997年间，约有一半的基础货币都是通过外汇占款形式投放出
去的。为了保持基础货币投放额的稳定，在外汇占款大量增长之时，
中央银行被迫采取收回对商业银行贷款等方式进行冲销，但是冲销的
效果并不理想’；同时，在金融工具和金融机构不断增加下，‘货币乘数
放大，埋下了通货膨胀的隐患。②造成资金在地区之间和部门之间出
现结构性失衡。沿海发达地区由于出口创汇企业较多，外汇往往供给
大于需求，导致中央银行投放货币大量流向这些地区，而急需资金的
中西部地区却由于出13创汇相对不足，无法通过外汇占款途径获得货
币资金。另外，出口部f-]A业由于可以通过卖出外汇而获得人民币资
金，一般不存在资金短缺问题，而非出口部门企业大多只能在国内金
融市场融资，往往存在资金短缺的烦恼。更值得注意的是，一旦国内
出现货币供给过多或其它因素引起通货膨胀，中央银行一般采取紧缩
银根政策，但是沿海发达地区和出口部门企业却不会感到过大的资金
短缺约束，相比之下，本来就资金短缺的中西部地区和非出口创汇企
95土要引用：丁剑甲(2003)，
216
业将面临雪上加霜的困境，最终造成对整个经济的巨大危害，使经济
陷入衰退，就业机会减少，沿海和内地经济差距进一步加大，内向型
企业的经营环境更加困难。总之，造成了中央银行调控货币的能力减
弱，制约了我国货币政策的有效性和独立性。第三，人民币特殊的汇
率形成机制导致外汇储备高速增长，使得中央银行手中以美元资产为
主要形式的外汇储备面临较大风险。截至2004年12月，中国拥有的
外汇储备已经超过6000亿美元，我国成为世界上仅次于日本的第二
大外汇储备国。这一方面表明中国的国际清偿能力较高，另一方面也
表明政府几乎承担了全部汇率变动风险。在美元贬值的时候，往往引
起我国外汇储备的同等贬值，特别是当贬值幅度较大，超过以美元债
券和国外银行短期存款形式存在的外汇储备的收益率时，对我国经济
的危害相当严重。从机会成本或绝对成本来看，持有外汇储备实际上
意味着放弃利用这部分资源加快本国经济发展或我国把出口赚得的
外汇低价借给美国使用。
第三节人民币汇率近、中、远期改革的深入探讨
正如本论文前面几章所指出的，汇率与经济增长之间存在相互影
响的关系，一国可以通过特定的汇率制度和形成机制来促进经济增
长，但是在经济发展到一定程度以后，反过来又会促使以前的汇率制
度和形成机制进行变革，以适应新的经济环境。人民币汇率的发展趋
势也要受这个经济规律的作用。
国内外一些经济学家指出，目前事实上钉住美元的变相固定汇率
制已经不适合现在的国内外经济环境，需要进行变革。比如俞乔就认
为中国目前的固定汇率政策在长期内具有不可持续的性质。随着国内
外经济环境的巨大变化，已经实施了六年的固定汇率政策面临主动调
整的关键时刻。俞乔给出了三条理由：第一，在理论逻辑上，实际固
定汇率要求两国间存在紧密的贸易关系以及生产资源自由流动，否
则，实行固定汇率的经济成本将超过其利益。显然，中美间微弱的经
济联系远不足以构成实行人民币对美元的固定汇率的客观基础。第
二，我国的固定汇率政策与国际货币金融体系的主导潮流背道而驰。
在国内外政治与经济因素发生变动的条件下，固定汇率政策已经导致
人民币实际汇率大幅度上升”，削弱了我国商品在国内外市场的相对
竞争力。虽然我国当局通过资本管制来维持固定汇率安排，但是，这
种方法的经济与社会成本随着对外开放程度提高而累进增加。第三，
更为严重的是，固定汇率政策已经显著地限制了当局解决国内经济问
题的能力，特别是约束了政府在就业创造、银行重组、减轻债务及推
动价格变化等方面的有效作为。吴念鲁指出随着中国市场经济体制改
革的逐渐深入，人民币汇率在今后经济调节中的杠杆作用可能会越来
越大，为了充分发挥其经济杠杆作用，人民币汇率必须在合理水平下，
根据市场供求等因素的变化而变化，真正做到有管理浮动。张晓朴认
为目前的汇率调节机制过于僵化，使得汇率政策难以发挥出应有的作
用。李倩认为钉住美元制在中国资本管制有效的情况下是可以维持
的，但是，从长远来看，在中国资本账户日益走向开放的情况下，维
持单一钉住美元制越来越困难，从固定走向灵活是人民币汇率制度的
必然趋势。但是，也有一些经济学者认为目前事实上钉住美元的汇率
制度从长远来看有助于在世界范围内树立对人民币的信心，从而有利
于人民币成为世界货币。另外，目前钉住美元的汇率制度与香港的联
系汇率制在表面上没有多大区别，有助于两地经济的融合和维持香港
的稳定”。
从官方来看，政府主要认为目前人民币汇率形成机制存在～些弊
端以及由此带来了一系列问题，因此承诺将进行改革。中国共产党十
六届三中全会明确指出，要“完善人民币汇率形成机制，保持人民币
汇率在合理、均衡水平上的基本稳定，在有效防范风险的前提下，有
选择、分步骤放宽对跨境资本交易的限制，逐步实现人民币资本项目
可兑换”。从上面这段话，我们可以看出官方实际上只是提出要完善
人民币汇率形成机制，而并没有明确指出要改革目前的人民币汇率制
度，因为官方至今仍然宣称目前的汇率制度是以市场供求为基础的、
单一的、有管理的浮动汇率制度。但是，官方表态实际上为我国汇率
96根据作者查阅的统计资料和自己计算，不管是人民币实际有效汇率还是人民币与美元问的双边实际汇率
在1980·2002年问都里现出贬值趋势，而非升值趋势．
97主要引用：丁剑平(2003)。
218
制度改革指出，方向和目标，其中“完善人民币；1．率形成机制”意味
着汇率形成将逐步摆脱以往单调呆板的事实j：的钉住美元制，迈向具
有更大灵活性的汇率制度，“合理、均衡”意味着汇率水平主要由市
场供求关系来决定，以实现国际收支大体平衡为毛要目标，不再追求
经常项目顺差和外汇储备大幅度增长，“逐步实现人民币资本项目可
兑换”意味着朝向更适应市场经济体制的汇率机制和更加符合中国
加入WTO以后，融入全球经济金融一体化的趋势。为了实现这个目标，
必须进一步推进改革，形成更加适应市场供求变化、更为灵活的人民
币汇率形成机制和与之相应的真正由市场决定的浮动汇率制度。
当然，在具体有关人民币汇率改革的诸多问题上，比如改革时机、
改革力度、改革方向、改革重点、改革路径安排等一系列关键点上，
经济学家之间、经济学家和政府之间还存在较大分歧。下面，我们将
提出一些自己的看法，这些意见牢固地建立在本论文前面几章对有关
汇率与经济增长之间相互影响的理论和实证分析基础上。我们主要围
绕人民币汇率在近期、中期、长期内的改革目标、改革路径等相关问
题展开。
一、在近期(卜2年左右)，我们认为人民币无须升值也不能升值。
理由如下：1、来自以日本为代表的一些国家的压力得到缓解。日本
是最早提出人民币升值问题的国家。日本政府表面上责怪由于人民币
低估，使中国得以大量出口商品，最终向世界输出了“通货紧缩”，
其背后的真实原由是日本的很多企业利用人民币汇率随美元贬值，从
而也对日元贬值的好处，在中国投资设厂．产晶销往欧美各地，从中
牟取国际贸易好处。但由--T-大量的企业在孙投资，日本国内近年来一
直存在产业结构升级缓慢、就业压力增大的问题，经济复苏缓慢，即
所谓“产业空洞化”。政府希望人民币升值缓解国内的经济问题。但
其国内本身也有不同的意见，认为日本输出的是高科技产品，并且有
大量的企业在中国投资设厂，如果人民币升值反而对日本企业不利。
2004年上半年以来中国的对外贸易总体上基本没有出现顺差，中国
的贸易收支只对美国是顺差，对日本等大多数国家都是逆差。出于自
身利益的考虑，以日本为代表的一些国家逐渐在淡化对于人民币升值
的要求。”2、人民币升值压力也与，+，国一直实行的是盯住美元的汇率
政策，而美元汇率在“9·1l”之后走弱，导致人民币汇率也跟着走
弱有关。“9·l】，，之后，布什政府用于反恐战争的开支越来越大，
造成巨额的财政赤字。与此同时，根源于美国国内储蓄率极其低下的
贸易赤字也越来越大。在双赤字的压力下，国际外汇市场越来越不看
好美元，美元汇率出现贬值趋势。美国政府出于国内就业等问题的压
力，开始明显实行“弱势美元”政策，这也是人民币升值压力的根源
之一。可以试想一下，如果今后美国财政赤字逐步较少，美联储调高
基准利率，经济增长出现良好趋势，贸易逆差减少，美元肯定又会从
新走强，钉住美元的人民币又会跟着升值。显然，这种来自美元走势
的升值压力主要决定于美国国内经济状况，在很大程度上没有得到中
国自己的经济基本面支撑，因而并不合理。3、近来的人民币汇率升
值压力部分源于中国对美国数目较大的贸易顺差，依据基本的国际经
济学原理，贸易顺差获得国的货币应该对贸易逆差国的货币升值，从
而是双边贸易趋于平衡。但是仔细分析我国获得的对外贸易顺差来
源，可以发现真正源于中国的顺差数目其实并不多。见表7．2。
表7．2 2002-2004年一般贸易和加工贸易数据单位：亿美元
2002盆2003燕2004芷
●
出口进口出口进口出口进口
贸易总额3255．7 2952 4383．7 4128．4 5296．1 5087．7
一般贸易额1362 1291．2 1820．3 1877 2180．5 2260．6
加工贸易额1799．4 1222．2 2418．5 1629．4 2925．2 2001．6
资料来源：中华人民共和国两务部网站统计资料整理得到-
从表7．2可以发现，我国对外贸易基本上由一般贸易和加工贸易
组成。进一步分析2002-2004年的数据，我们可以发现：(1)、加工
贸易出口额绝对数始终大于一般贸易出口额，2002年、2003年、2004
年分别超出437亿美元、598亿美元、745亿美元，也就是说我国加
工贸易出口额增长速度远大于一般贸易出口额。(2)、加工贸易在这
三年里始终保持顺差，2002年、2003年、2004年的顺差分别577．2
98主要引用：孙立坚2004年lO月在新浪网上的谈话。
220
亿美元、789．1亿美元、923．6亿美元，而且加[贸易顺差额越来越
大。(3)、一般贸易在2002年是顺差，但是仅为70．8亿美元。2003
年和2004年全为贸易逆差，分别为56．7年亿美元和80．1亿美元。
至此，我们可以得出这样两个结论：第一，近几年来，中国获得的贸
易顺差基本上都是加工贸易贡献的，而贸易逆差却全来自一般贸易。
鉴于加工贸易“两头在外”以及大部分来自外商投资企业的特点，中
国真正从中获得的贸易顺差实际上微乎其微。我们可以通过一个简
单、抽象的数字例子来说明这个道理：假设从中国出口到美国价值
1000美元的加工贸易商品，其中的800美元价值来自从国外进口的
组装件，剩下200美元的价值中100美元属于从事加工贸易商品生产
的外商投资企业，在最后剩下的100美元的价值中国外流通环节抽走
80美元，真正属于中国的就只有20美元的加工费。换句话说， 从
中国出口到美国价值1000美元的加工贸易商品中，真正算是中国获
得的顺差就是那20美元的劳务出口创汇。我们通过分析进几年来中
国、日本、韩国、马来西亚、新佳坡、台湾、香港、美国等国家和地
区的进出口数据后发现：中国对美国的贸易顺差越来越大，中国对韩
国、马来西亚、新佳坡、台湾等国家和地区的贸易逆差越来越大，而
韩国、马来西亚、新佳坡、台湾等国家和地区对美国的贸易顺差也越
来越小，这实际上表明通过加工贸易方式，亚洲其他国家或地区在成
功地实现对美国出口继续增长的同时却将引起美国恼火的庞大贸易
逆差的麻烦扔给了中国。第二，真正对中国出口创汇有巨大价值的～
般贸易在进几年却为贸易逆差。当然，由于该逆差数目很小，我们并
不认为人民币就需要进行贬值，但是从一般贸易为逆差这一角度，我
们可以肯定地判定，人民币升值的理由并不充分。此外，有关调查显
示，中国目前出口换汇成本在1美元兑换7．4-9，0元人民币之间”，
平均值为8．2元人民币，官方汇率略有一点低估。因此，从对外贸易
的角度，我们认为目前人民币汇率不必升值，也不能升值。第三，贸
易顺差之所以迅猛发展的一个重要原因在于我国实行高额的出口退
税制度。如果我们改革这种相当于汇率贬值的出口退税制度，也会在
"主要引用：济南市市长鲍志强(2003)和北京大军经济观察研究中心赵丹阳(2004)。
22l
一定程度上缓解人民币升值胍力。4、近来的人民币}1：率升值匿力很
大一部分还源于国内外投机基金的兴风作浪。鉴于美国目前贸易赤7
和财政赤字有继续加深的趋势，国际金融市场对美元持较为悲观的态
度，美国政府表面上说希望美元继续保持强势货币的地位，实际上却
放任美元的贬值趋势以刺激出口。与此同时，中国一方面外汇储备急
剧上升，截止2004年底已超过6000亿美元，庞大的外汇储备对中国
国内经济，特别是货币供给造成巨大压力，成为导致近年来中国物价
水平快速上涨的一个重要原因，许多国际投机者判定中国政府极有可
能通过让人民币升值来化解通货膨胀；另一方面，自1997年亚洲金
融危机以来，人民币实际上实行的是钉住美元的固定汇率制，在美元
持续贬值下，人民币相对于其它货币也在贬值，这与中国较为良好的
基本经济面似乎显得不太协调，因为根据一般经济规律，经济增长良
好国家的货币往往会趋于升值。以上两个方面导致国际投机机构(如
对冲基金)豪赌人民币将会升值，大量国际短期游资通过各种合法和
非法途径流入我国，这可从中国近年来国际收支的异常状况看出，即
外汇储备超常增长并非主要由于经常项下贸易顺差和外商直接投资
引起，丽主要来自资本项目下除去外商直接投资的部分。据中国人民
银行统计，2004年12月末，国家外汇储备余额为6099亿美元，同
比增长51．3％，全年外汇储备比上年增加2067亿美元。几乎是同。
时间，商务部也公布数据称，2004年中国实际利用外商直接投资
606．3亿美元，全年贸易顺差319．8亿美元。如果做一道直观的减法
的话，除去贸易顺差和FDI之和926．1亿美元，2004年不明原因的
资本流入在1000多亿美元以上。虽然不能将这1000多亿美元全部归
于投机基金，但是至少一半属于投机炒家。显然，在此情形下，中国
政府不应该屈从于外部压力让人民币汇率升值，因为升值会给我国造
成巨大的直接经济损失和间接的信誉损失。
所以，中国一方面必须坚定地强调人民币汇率根本就没有升值的
合理理由和基础，因此不可能追于所谓的压力而对人民币升值。另～
方面运用各种手段密切监督国际游资的流动去向，坚决制止非法的大
额游资进入我国。国际游资的逐利性决定了它们不可能长期耗在人民
币汇率t，最终会在我国坚定维护=7L率稳定的决心卜退去。最后，我
国也应该改革出口退税制度，通过调低资源型产品和加工贸易型的出
口退税率，降低这些产品的出口，从而有利于减少贸易顺差，减弱～
点升值压力。
二、在中期(3-8年左右)，我们认为由于中国资本项目还不能实
现充分可兑换，人民币汇率改革的重点主要应放在完善人民币汇率形
成机制上，即努力拓展和真正实现目前官方宣称的汇率制度中的“市
场供求”基础。对于中期人民币汇率改革问题，目前许多经济学者认
为汇率目标区制度应该成为人民币汇率的中期改革目标。其理由是：
第一、在中国已经加入世界贸易组织(WTO)、更深地融入世界经济体
系的情况下，汇率的影响将突破传统的贸易经济领域范围，在更大的
范围内发挥更强大的影响力。具体而言，加入世界贸易组织为我国利
用外资提供了新的增长动力，可能导致我国资本流入规模出现新的突
破。据统计，在全球跨国投资总额中服务业中的投资超过一半，而加
入世界贸易组织以后，我国将按照协议逐步珏放服务领域，尤其是对
于金融、保险、证券、商业、中介服务等领域的开放，这将大大增加
来我国的投资者。另外，中国利用外资的方式将会更加丰富多彩，除
了继续利用外商直接投资和对外借款等形式以外，将更多地采用发行
境外债券和股票等筹资形式。在吸引各类外资进入中国的同时；我国
也会出现合法和正常的资本外流，参与全球性的商业投资和金融投资
活动中。总之，新的资本双向跨境流动要求我们在人民币汇率制度的
改革中，适当增加国际资本流动韵影响权重，汇率政策目标不应该几
乎完全集中于贸易盈余或平衡。第二、鉴于中国经济-从总体来看仍然
属于不发达，特别是中西部地区的经济还非常落后，国际竞争力远未
达到较高水平，庞大人口所带来的就业压力比世界上任何一个国家都
大。这就意味着在中期，选择人民币汇率制度仍然需要把促进出口贸
易作为自己的重要目标，同时兼顾资本流动目益扩大的事实。因此，
在中期内中国既不能选择完全的浮动汇率制，也不宜继续实行目前的
完全钉住美元的事实上的固定汇率制，汇率目标区制度才是较为合理
的人民币汇率中期改革目标。第三、从理论角度来看，建立汇率目标
区既能拥有浮动引：率的灵活怍，义能够拥有阎定}1 2率的稳定性，史承
要的是能够在资本账户逐渐开放的过程中，保持货币政策的独立性，
有效地隔离资本流动对货币政策的冲击。
我们认为在具体实施人民币汇率目标区制度时，以下几个难以解
狭的问题决定了人民币汇率目标区制度是不可行的。第一，是仅对美
元设置目标区，还是对一篮子货币设置目标区。有学者认为应该选择
后者，因为仅对美元设置目标区，无法摆脱人民币对其它货币的非均
衡浮动。另外一些学者偏向于选择仅对美元设置目标区：一是因为中
国约70％左右的对外经济交往用美元计价；二是从技术角度看，非常
方便中央银行操作；三是方便企业或个人分析汇率变动风险；四是如
果出现美元对日元或欧元的较大变动，外汇市场上的套利活动可以在
目标范围内通过人民币汇率对美元的上浮或下浮自动解决该问题，使
人民币汇率同样对目元或欧元间接进行较大变动。第二，中心汇率和
浮动区间上下限的设置。从理论上讲，人民币中心汇率和浮动区间上
下限可以通过考虑诸如国内进出口商品物价水平变动、出口状况、外
汇储备水平、国际收支变化、资本流动状况等因素加以确定。由于中
心汇率其实正是均衡汇率，因此这里涉及到非常复杂的均衡汇率问
题，人民币均衡汇率如何定义?究竟有多大?如何确定?等一系列问题
在经济学家之间还存在较大分歧，特别是由于均衡汇率决定予经济的
基本面因素，而这些基本面处于动态发展变化中，所以均衡汇率也是
处于不断变化之中，也就是说中心汇率处于不断变化状态，而政府由
于信息不对称、官僚作风等因素，可能导致中心汇率调整出现较长时
滞，最终引起汇率失调，对实体经济产生不良影响。第三，人民币汇
率目标区制度下形成的汇率必须一方面充分体现外汇市场上各类交
易主体的供求对汇率形成的作用，另一方面又必须保证中央银行有能
力在外汇市场上对汇率水平施加足够的影响力从而保证能将汇率控
制在界限以内。如果汇率目标区上下限之间的幅度过窄，虽然有利于
中央银行对汇率的控制，但是有变相的固定汇率之嫌，不利于市场因
素作用的发挥；而如果汇率目标区上下限之间的幅度过宽， 虽然有
利于市场因素作用的发挥，但是中央银行调控汇率的难度很大，特别
是当央行手攀的外汇储备较少，经济基本面变差，国际投机资本的大
举进攻往往可能导致汇率目标区制度的崩溃。如果这种情况真的出现
的话，对中国经济的打击将是非常沉重的，其后果不堪设想。
我们认为，在中期内人民币汇率改革的重点主要应放在完善人民
币汇率形成机制上，即努力拓震和真正实现目前官方宣称韵汇率制度
中的“市场供求”基础。为什么应该这样去做呢?从上面关于人民币
升值压力是否合理的探讨中，我们可以发现近来促使人民币升值压力
的主要原因实际上是不合理的，没有得到真正的经济基本面支撑，但
是由于一些表面上的因素，特别是中国庞大的外汇储备和对美贸易顺
差，成为人民币升值压力的最大诱因，外国(尤其美国)认为中国正是
依靠汇率低估，促进出口和吸引外商投资才获得如此巨额的外汇储备
和贸易顺差。与此同时，中国在获得巨额外汇储备的同时，由于发放
了大量的基础货币，再通过货币乘数的放大效应，最终导致中国近几
年来经济过热和通货膨胀，这也使的国际投机家们判定中国政府一定
会通过汇率升值来降低物输上涨，从而通过各种合法或非法途径将巨
额外资输入我囡以豪赌人民币升值。尽管中国仍然实行资本管制，但
是由予加入WTO以后中国经济与世界经济的联系越来越密切，要想对
资本实施严格控制越来越难，随着大量外国投机资本的涌入，反过来
又进。步促使中央银行通过购买外汇投放更多的基础货币，从而增大
通货膨胀的压力，人们就更加相信中国政府肯定会使人民币汇率升值
以制止物价进一步上涨，于是会有更多的国际投机资金流入中国，这
就是经济学中所谓“自我预期”前实现。当然，国内也有一些人认为，
既然造成人民币升值压力韵主要一些原因实际土是不合理韵，我冒可
以采取置之不理的态度，这场风波也许可以自行化解掉。但是，我们
认为只要中国继续出现对美贸易较大顺差和庞大的外汇储备，外国
(特别是美国)就认定中国政府在深入参与外汇市场，人为地对汇率施
加了巨大影响，人民币汇率在外国(主要是美国，因为人民币汇率钉
住美元)眼里就不是真正的市场化汇率。“因此，人民币升值的压力
00日本拥有的外汇储各世界第一．为什么没有享受到和中国一样的“升值压力待遇”呢?我们认为最主要
原因在于日本资本项目充分可兑换，外汇市场对全世界放开，是一个真正的市场化外汇市场，尽管臼本
政府时不时也通过买交口庀影响汇率，但是相对于市场力量，发信号作用大于实质影响．而中闺资本项
225
会像“梦魇”一样，以后经常会出现在我们的“梦”里，给中国经济
的健康发展制造许多大大小小麻烦，不利丁实现经济持续稳定增长的
中心目标。所以，找出造成我国出现对美贸易顺差和庞大外汇储备的
关键性原因就成为解决目前和今后可能继续出现升值压力的核心任
务。从本论文前面有关分析中，我们可以发现FDI大量流入和由此而
来的加工贸易急剧膨胀以及目前汇率形成机制的诸多弊端正是造成
我国出现对美贸易较大顺差和庞大外汇储备的两个关键性原因。如果
这两方面问题能得到缓解或解决，在我们准确定义的目前官方名义人
民币汇率制度(即资本项目未实现充分兑换下的，在一个仅对国内一
些交易者开放的外汇市场上形成汇率的，有管理的浮动汇率制)之下，
人民币汇率自然会随着供求关系出现一定的浮动，中国的外汇储备自
然会下降。因此，在中期里，人民币汇率改革的中心任务是努力完善
人民币汇率形成机制。
那么，如何才能完善人民币汇率形成机制呢?我们对许多专家的
观点给予综述”1：l、提高汇率生成机制的市场化程度，应将目前国
内企业的强制结售汇制逐渐过渡到意愿结汇制。人民币汇率形成的市
场要素不足，现行的强制结售汇制是关键原因之一。对强制结汇制度
的改善，可以考虑扩大允许开立外汇账户的企业范围，企业通过选择
持有还是卖出外汇收入间接地参与人民币汇率形成；还可以考虑提高
企业外汇账户的留存额度；另外，可以延长结汇的宽限时间，允许企
业经常项目收汇后在一定期限内不结汇，以使企业选择适当的价格结
汇。就目前而言，这一改革的时机已经成熟。截至2004年12月末，
中国外汇储备余额已达到了6049亿美元，完全告别了过去长期#t-}E
短缺的时代。外汇储备的充裕程度，满足目前中国对外贸易的基本需
要是没有问题的。在这一市场背景下，改革现行的强结售汇制可以说
正当其时，也为今后形成市场化的汇率形成机制迈出第一步。2、培
育健全的外汇市场。目前外汇市场的深度和开放度是远远不够的。应
目还未实现充分可兑换，外汇市场是一个仅对国内少数经济主体开放的封闭式国内市场．市场规模较小，
中央银行参与买卖可以对汇率产生较大实质性影响。
”1主要引用：h永祥2003年1月17日在(-E海证券报》、包德福等2004年12月2日在《全景网》、乐嘉
春2004年12月t1日在《上海证券报)发表的观点。
226
采取切实措施，在确保市场规范运行的前提‘卜-，提高外汇市场的开放
程度，使之真正成为人民币汇率I悟场化的基础。如果说强制结售汇制
反应的只是外汇零售市场情况的话，那么由于目前央行对外汇指定银
行实行限额管理，则一旦外汇指定银行持有超额的结售汇头寸，就必
须在银行间外汇市场上抛出，央行成予唯一韵外汇买家。由此可见，
银行间外汇市场的外汇供求同样无法充分体现各商业银行的真实交
易意愿，外汇批发市场所形成的汇率(市场价格)自然也难以反映外汇
供求的真实状况。为此，我们要改革目前实行的外汇限额管理制度，
扩大央行调控汇率的手段，而不是像现在这样央行只是被动地吸收外
汇储备，努力将外汇储备维持在一个合理的水平上，以减少外汇占款
对实施其货币政策独立性的负面影响，释放或降低央行庞大的外汇储
备和货币供给权对汇率形成所产生的管制效应。具体措施包括扩大银
行结售汇周转头寸浮动区间、适当增加银行制定挂牌价格的权限，使
外汇买价和外汇卖价不再由外管局制定，给商业银行以更大的买卖差
价空间和经营的灵活性。另外，要发展和完善外汇批发市场，通过在
外汇市场中建立银行做市商制度，来增加外汇市场的交易品种，扩大
市场的交易主体，给外汇市场注入更充足的流动性，同时起到平抑市
场价格波动，避免短期市场内外汇价格的不合理形成，促成价格形成
的稳定性。最终使得银行间外汇市场上的外汇供求更能反映出各商业
银行的真实交易意愿。只有这样，才能提高人民币汇率形成的市场化
程度，提高人民币汇率的弹性。这可以说是目前中国完善人民币汇率
机制改革的核心。3、制定合理的汇率波动区阗，增加汇率灵活性。人
民币汇率波动区间大小晦确为应综会考虑系列厦碧b包括：实际有
效汇率、月度交易余额、季度国际收支余额的变化、国际储备的充足
性与变化趋势、人民币衬率水准等等。施行一个“较窄”的波动区间
的理由是：我国宏观经济承受汇率波动的能力还相当弱；现代企业制
度改革NIN起步，企业的外汇风险意识不强；中央银行的监管能力不
足。而施行一个“较宽”的波动区间也可列举出许多理由，一方面有
利于央行独立地执行货币政策：另一方面，“较宽”的波动区间可以
使均衡汇率在发生变化后仍然维持在波动区间范围内。综合这两方面
227
的理由，扩大汇率浮动Ix间应分步骤实施。当前要用足0．3％的浮动
区间，允许汇率每天可以上下波动‘定幅度，这将向市场传递一个央
行减少干预的信号，有利于市场正视汇率风险。待市场逐渐适应汇率
波动后，再视经济金融形势的变化和外汇市场供求状况逐步扩大浮动
区间。4、改进和完善中央银行的干预机制减少央行干预外汇市场的
频率。目前，央行人市干预的交易日数超过总交易日数的70％，对银
行间市场敞口头寸基本全额收购或供应，可以说主导了市场汇率的形
成。扩大汇率波动区间后，中央银行应减少市场干预频率，除非市场
汇率由于各种因素的影响，形成趋势性的、较长时期内的低估或者高
估，并可能对经济运行产生不利影响时，中央银行才入市干预。5、
逐步出台一系列放宽外汇需求的规定，拓宽或畅通资本流出的通道与
途径，为外汇市场制造更多的需求方力量。
三、就长期(8-10年以后)而言，在实现资本项目充分可兑换之
后，真正建立起现代意义上的、符合国际惯例的、被世界承认的(管
理)浮动汇率制度。为什么我们一定要往这个方向走呢?这里边的道理
很简单。随着时间的推移，中国必会成为一个举足轻重的大国，一方
面国际货币市场上将会客观存在对人民币的需求，另一方面人民币国
际化将给中国带来巨大的国际铸币税收入，就像今天的美国一样，输
出低廉的纸币，得到的却是高价值商品，中国理所当然地想努力实现
人民币国际化。但是，只有在人民币实现了充分可兑换，真正建立起
现代意义上的、被世界承认的浮动汇率制度以后，人民币才有可能实
现国际化的梦想，真正成为国际货币，’获得巨大的国际铸币税。
现代意义上真正的浮动汇率制的核心在-T-?E率主要由外汇市场
上供求双方力量对比决定，即当外汇供给大于外汇需求时，汇率趋于
贬值，当外汇需求大于外汇供给时，汇率趋于升值。特别需要强调的
是这里所说的外汇市场与我国目前的所谓外汇市场之间有天壤之别。
为什么这样说呢?国际意义上的外汇市场是指那种既对内开放也对外
开放，既对专业金融机构开放也对非金融机构开放的曰交易量极其巨
大的市场。比如著名的纽约外汇市场和东京外汇市场就是典型的国际
意义上的外汇市场，在这两个市场上形成的汇率是由无数来自国内外
的外=7L供求力量决定的。当然，政府也。J。以进入该市场通过买卖外乳：
影响汇率，只不过由于市场交易量极其n大，政府往往很难对汇率形
成产生较大的实质性影响，一般认为政府进入外汇市场买卖主要起传
播某种信号，从而影响市场决策的作用。我国目前的外汇市场是一个
仅仅对内开放的封闭市场，而且该市场上的交易者很少，具有寡头垄
断性质，这就决定了我国外汇市场上形成的汇率可能并非真正反应国
内外供求的市场汇率。由此看来，中国要想真正建立起现代意义上的、
符合国际惯例的、被世界承认的浮动汇率制度，必须先建立起国际意
义上的外汇市场，而这样的外汇市场又要求必须先去除资本管制以及
资本项目实现充分的可兑换。所以，实现人民币资本项目充分可兑换
实际上与建立人民币浮动汇率制具有高度的一致性。
为了实现人民币资本项目充分可兑换或建立人民币浮动汇率制，
究竟需要哪些基本条件，进行哪些改革或努力呢?我们对许多专家的
观点给予综述。”2
第一、中国经济发展必须达到一定的水平，具体可用经济规模、
经济结构和竞争力来衡量。
根据国际经验，一般来说，资本项目开放必须在一定的经济发展
水平上才能进行。一个经济发展水平很低的国家，通过资本项目开放
把国内市场同国际市场相连接，风险是很大的。相反，经济发展水平
越高，经济结构和产品结构越多样化，技术水平越先进，生产率越高，
抵御资本项目开放所带来的风险的能力就越大，资本项目开放造成的
负面影响就越小。至于究童要达到什么样的经济发展水平才算满足条
件，并无普遍适用的规律可供借鉴，姜波克提出用国际比较和历史的
方法来研究经济发展水平在中国的状况，我们认为在进行国际比较
时，还必须加上经济结构对比才更有意义。先用国际比较的方法来看
人均国内生产总值，按1980年不变价格计算，意大利在实现里拉自
由兑换前一年(1960年)时的入均国内生产总值为5317美元，日本在
实现日元自由兑换前一年(1964年)时的人均国内生产总值为2188美
元，新加坡在实现新加坡元自由兑换前一年(1967年)时的人均国内
¨主簧引用：姜渡克，L,L民币自由兑换和资本管制》，1999年版。吴念鲁等《人民币汇率研究》2002年版
229
乍产总值为1166美元。从以L三个国家相差悬殊的人均国内生产总
值数据，我们无法得到有意义的启示，按当年价格和官方汇率计算，
中国2004年人均国内生产总值已经超过1000美元，如果按购买力评
价来算，该指标高达2500—4000美元左右，但是我国目前显然根本不
可能实现资本项目的自由兑换。我们推测关键原因在于中国经济的规
模虽然上去了，但是经济结构与以上三个国家实现资本项目自由兑换
时的经济结构和金融体制相比却存在很大差距，具体表现在：1、至
今，虽然中国农业产值在总产值中的比重不断下降(2004年该比重仅
13％)，但是农业人口却仍占总人口的一半以上，面临近1．5亿农村剩
余劳动力的转移问题，而且这部分劳动力只能从事劳动密集型的低技
术工作。以上三个国家却不存在该问题。2、中国面临对庞大的低效
率国有企业进行改革重组的重任，在此过程中，又产生诸如大量低素
质工人下岗及重新解决其就业的严重问题。以上三个国家根本不存在
该问题3、中国的经济规模快速增长之下，隐藏着几乎是世界上贫富
差距最大的严重问题，而且差距还在恶化。以上三个国家的贫富差距
在实现资本自由兑换之时远远小于目前中国“可怕的”贫富差距。因
此，尽管我国目前的人均国内生产总值按购买力来算高达2000—4000
美元左右，远高于或接近于日本在实现日元自由兑换前一年时的人均
国内生产总值2188美元以及新加坡在实现新加坡元自由兑换前一年
时的人均国内生产总值1166美元。但是我国在经济结构方面的严重
问题制约了资本项目的自由兑换，因为如果目前强行实行人民币在资
本项目下充分兑换，必将严重恶化中国的就业形势，促使贫富差距进
一步加大，最终会对整个社会稳定与经济持续增长造成极大的负面影
响。所以必须在我国的经济结构调整出现明显成效之后，人民币资本
项目自由兑换问题才能提上日程。
衡量经济发展水平的第二个指标是竞争力，我们这里不采用姜波
克对中国历年的单位资金产出率和单位产值物耗率进行纵向对比的
方法，而是直接借鉴2004年lO月“世界经济论坛”发布的
《2004-2005年度全球竞争力报告》权威资料，该报告在肯定中国宏
观经济环境良好、增长潜力巨大的同时，也提出了中国经济结构不台
理，特别是能源消耗增长过快以及在银行系统状况、行政效率、审计
和财务标准等方面存在的问题。最终结论是中国的竞争力名次比上年
度下降两位，在全球列第四十六位。这里我们重点讨论促使中国国际
竞争力下降的能源消耗问题。据国家发展与改革委员会能源局公布的
数据，2003年中国能源消费总量已经位居世界第二，约占世界能源
消费总量的11％，但每吨标准煤的产出效率仅相当于日本的10．3％、
欧盟的16．8％、美国的28．6％。2003年，在全民消耗的17亿吨标准
煤中，有4亿吨标准煤是白白浪费掉的。国务院发展研究中心2002
年底的一份研究报告表明：2001年，中国终端能源用户能源消费的
支出为1．25万亿元，占GDP总量的13％，而美国仅为7％，按现行汇
率计算，中国单位资源的产出水平相当于美国的1／10，日本的1／
20，德国的1／6，中国的能源产出效率远远低于发达国家的水平。由
此可见，我国经济的较快增长是用较大投入、较高消耗和较重污染换
来的，能效问题已影响到中国制造业的整体竞争力，高能耗对应的是
中国制造业的低技术含量、低水平、低竞争力。要提高我国工业产品
的国际竞争力，从制造业大国转向制造业强国，就必须实现从主要依
靠资源和廉价劳动力优势向主要依靠技术和品牌优势的战略转变。大
力发展务实的名牌战略、鼓励我国优秀企业争创世界顶级品牌，而实
现这些显然需要较长一段时间。在此之前，如果贸然实行人民币充分
自由兑换，结果是国内许多低效率企业将被冲垮。
第二、中国的金融体系改革必须获得实质性突破，基本建立起健
全、稳健、真正按照市场经济规律和现代金融规律运行的金融体系。
一般来说，资本项目开放将使国内金融市场和国外金融市场联结
更加密切，国外的各种冲击可以通过金融市场很快地传导到国内。如
果国内金融体系比较完善，其金融市场有很大的广度和深度，金融机
构对外部竞争和冲击反应灵敏，那么就可以较好地吸收冲击，将资本
项目开放的不利影响减少到最小。因此，在资本项目开放之前建立起
健全、稳健、真正按照市场经济规律和现代金融规律运行的金融体系
是必不可少的。
国内金融体系主要包括金融调控体系、金融企业体系、金融监管
体系、金融市场体系、金融环境体系五个方面。1、金融调控体系既
是国家宏观调控体系的组成部分，包括货币政策与财政政策的配合、
保持币值稳定和总量平衡、健全传导机制、做好统计监测工作，提高
调控水平等；也是金融宏观调控机制，包括利率市场化、利率形成机
制、汇率形成机制、资本项目可兑换、支付清算系统、金融市场(货
币、资本、保险)的有机结合等。2、金融企业体系，既包括商业银
行、证券公司、保险公司、信托投资公司等现代金融企业，也包括国
有商业银行上市、政策性银行、金融资产管理公司、中小金融机构的
重组改革、发展各种所有制金融企业、农村信用社等。3、金融监管
体系(金融监管体制)包括健全金融风险监控、预警和处置机制，实
行市场退出制度，增强监管信息透明度，接受社会监督，处理好监管
与支持金融创新的关系，建立监管协调机制(银行、证券、保险及与
央行、财政部门)等。4、金融市场体系(资本市场)包括扩大直接
融资，建立多层次资本市场体系，完善资本市场结构，丰富资本市场
产品，推进风险投资和创业板市场建设，拓展债券市场、扩大公司债
券发行规模，发展机构投资者，完善交易、登记和结算体系，稳步发
展期货市场。5、金融环境体系包括建立健全现代产权带8度、完善公
司法人治理结构、建设全国统一市场、建立健全社会信用体系、转变
政府经济管理职能、深化投资体制改革。103我们认为金融市场不仅仅
是资本市场，还应加上货币市场和外汇市场。下面，我们将对组成中
国金融体系前四个方面的改革进行详细分析，至于金融环境体系，我
们将在塑造中国市场化微观经济主体部分详加阐述。
(1)、金融调控体系的改革完善。1995年我国公布了《中华人民
共和国中国人民银行法》，确立了中国人民银行的地位和职责，明确
货币政策目标是保持人民币币值的稳定并以此促进经济增长。过去中
国人民银行一直采用直接调控手段，通过贷款规模和对国有银行再贷
款来实现货币供给的控制和产业结构的调整。近几年来，中国人民银
行对金融宏观调控明显加强，调控方式日益完善，在货币政策上转向
调控货币供应量，取消了信贷规模限额，调控方式逐步转向间接调控。
”。主要引用：何德旭，‘中国社会科学院院报》．2003年11月．
232
根据既定的货币供应量I习标，综合运用贴现率、存款准备金、公开『如
场等操作调节货币供应量。加强利率政策的运用，调节货币供应量结
构。通过市场买入外汇，增加了外汇储备，维护了汇率的稳定，并运
用收回再贷款、公开市场、．发行央行票据等办法进行对冲，努力保持
货币供应量的稳定。但是，由于我国中央银行体制建立不久，货币政
策还有待于巩固，调控方式和手段韵运用还不完善，货币供应量的监
测体系不够完善。特别需要指出的是我国利率调控体系和汇率形成机
制还存在不少问题，关于汇率形成机制的问题前面已经做了详细分
析，这里重点讨论一下中国利率改革存在的一些问题。由于汇率作为
本外币的兑换比例关系，必须正确反映出本外币资产的价格(也即本
外币的利率)，如果国内利率体系存在扭曲，汇率也就难以真正体现
出本币资产相对于外币资产的价值，所以利率市场化改革必须要先于
资本自由兑换或汇率制度的改革。利率是资金的价格，放松利率管制，
实行利率市场化是市场经济的客观要求，是利率改革的必然趋势。随
着市场经济的确立，我国于1987年并始实行浮动利率制度，当时允
许银行贷款利率在20％以内浮动。1996年8月，中央银行又允许农村
信用社贷款上浮40％。近几年来，根据我国利率市场化改革“先外币，
后本币，先农村，后城市，先贷款，后存款，先长期，后短期、先大
额、后小额”的总体思路，利率市场化步伐进一步加快。到目前为止，
我国已经放开了货币市场利率、同业拆借利率、债券回购利率、债券
现券买卖利率，所有的国债、金融债券都是通过市场化招投标的方式
发行的。从2004年1月1日起。央行又做出金融机构贷款利率浮动
区间扩大的决定，以1年期的贷款为例，商业银行可以在4：78％-9。03％
的范围内，自主地按照常场原则决定贷款利率，由于绝大部分贷款利
率都落在这个区间了，所以在相当大的程度上，中国的贷款利率离实
现市场化更近了。2004年lO月底的利率调整除加息之外，还推出包
括贷款利率放开上限和允许存款利率下浮两项重要的制度性变化。贷
款利率的上限放开是促进利率市场化的一项重要步骤。商业银行通过
更灵活的利率机制，可逐渐建立风险定价能力，以对中小企业特别是
民营中小企业给予更多的关注。存款利率下浮可以促进商业银行加强
卜动负债管理，控制过速膨胀的风险，巩固资本充足率约束。总的来
看，最近几年中国利率市场化改革取得J’巨大的实实在在的进展，但
是鉴于这项改革是整个金融体制改革(甚至是整个经济体制)系统工
程中的关键一环，必然受其他方面改革进展的影响。由于国有商业银
行的股份制改革，特别是大量国有企业转变为真正意义上的市场微观
主体等改革的极端困难性和长期性，中国要实现真正意义上的利率市
场化还有较长的一段路要走。
2、金融企业体系的改革完善，关键是处于中国金融体系核心的
国有商业银行的改革必须基本取得成功。长期以来，我国四大国有商
业银行一直面临着资本充足率低、不良资产比例高、经营效益差的困
扰。解决这些问题在我国加入WTO以后变得越来越迫切。按照“入
世”时的承诺，我国入世2年以后，外资银行可向国内企业提供人民
币业务服务，5年后可向个人提供人民币业务服务，并在5年内取消
对外资银行的地域限制。由于外资银行雄厚的资金实力，良好的信誉
和优质服务，国内银行必然会面临巨大的竞争压力。因此，对国有商
业银行的改革成为事关国家经济金融安全和社会稳定的重大问题。目
前，国内外对国有商业银行改革的方向基本达成共识，即应对四大国
有商业银行进行股份制改造，使它们成为上市公司。为什么要选择这
样的改革方案昵?通过分析银行庞大不良资产的形成来源，我们发现
有一部分是源于政策性原因，比如安定团结贷款、清理三角债贷款等，
这部分不良资产实际上是让银行承担财政职能所带来的。但是，相当
的不良资产则是源于两权合一、政企不分所导致的诸如“政府命令贷
款”、“宫员条子贷款”以及银行官员在收取贿赂之后发放的“关系
贷款”等根本不符合最基本信贷原则所谓贷款。当然，也有～部分不
良资产源于发放给国有企业的贷款。这部分不良资产的形成实际上也
可归因于我国传统的企业和银行实际上都是所有权与经营权合一、政
企不分的经济组织。国有企业认为银行的钱是国家的，自己也是国家
的，因此贷款后根本就没有还款压力；国有银行则认为反正企业是国
家的，钱也是国家的，所以贷款后也没有收款压力。由此可见，国有
银行绝大部分不良资产得以形成的根本原因在于其产权名义上清晰，
实际卜缺位，最后造成没有仔何人对资产负责。对国有银行搞股份制
改革就是要解决银行产权实际上缺位，没有真正落实到人的弊端。
2003年底，中国政府决定对中国银行、中国建设银行两家条件相对
较好的国有商业银行实施股份制改革试点，并动用450亿美元外汇储
备对这两家试点银行注资，启动了国有墒业银行股份制改革。鉴于许
多非金融类国有企业经过股份制改造后低劣的业绩表现，我们完全有
理由对国有银行股份制改革能否取得预期的良好效果，实现股份制改
造的目标，即真正成为按市场经济原则经营的现代银行表示担心。我
们认为，要想避免重蹈许多非金融类国有企业股份制改造后仍然表现
低劣的覆辙，一个非常关键的工作是每家上市国有银行必须引进lO
个左右具有丰富的银行业经营经验、财力雄厚的战略投资者，特别是
来自国外的战略投资者，只要保证国内的战略投资者加上国资委手中
的股份能控股就行。这样做的目的是为了最大限度地实现产权主体多
元化，从而有利于完善上市银行的公司治理，最终形成具有刚性约束
的资本经营机制。
3、高效的金融监管体系基本建立。从微观角度看，金融企业的
管理者和债权人完全有动机为自己利益最大化进行风险极大的资金
运用活动，金融监管当局有责任进行监督。从宏观来看，单个金融机
构的破产有可能会引发整个金融体系的危机，为维护整个宏观经济韵
稳定和健康发展，金融监管机构也同样有责任进行监管。随着资本项
目走向开放和与之相伴的金融自由化趋势的出现，金融机构数目增
多，竞争更加激烈，业务开展彳导十分迅速，．、新的金融工具和金融创新
大量涌现，使金融机构的环境丑j造复杂和动嚏荔．监管变j!导园难?尤其
在资本项目开放后，一方面国外金融机构的进入和本国金融机构的国
外经营使国内金融机构的经营风险大大增加，使监管范围和难度大大
增加。另一方面，金融机构出现了大量的外币负债，当银行出现倒闭
时，政府不能像解决本币负债那样通过发放本币来实行救济，而只能
通过减少外汇储各或向外借债来实行救济。而当银行破产规模大时，
这两种手段最终会造成货币危机或债务危机。缺乏高效和稳健的监管
往往是资本项目开放失败的主要原因之一。我国的金融监管是伴随着
金融业改革的深入，逐步发展起来的，H前已建立起以“‘行三会一
局”(即中国人民银行、中国银行业监督管理委员会、中国证券业监
督管理委员会、中国保险业监督管理委员会和国家外汇管理局)为主
体的金融监管框架。回顾总结我国金融监管的发展历程，可以说我国
的金融监管事业取得了很大成绩。具体分析，我国金融监管的发展表
现出如下特点：一是金融监管组织体系伴随经济金融的发展逐步完
善，形成目前人民银行承担各类银行、信用社和信托投资公司等非银
行金融机构的监管，中国证券业监督管理委员会、中国保险业监督管
理委员会分别负责证券业、保险业监管的分业监管格局；二是金融立
法在建立社会主义市场经济体制的背景下得到加强，使金融监管由单
纯的行政性监管变为依法监管；三是人民银行对商业银行监管的内
容，从只进行合规性监管转变为合规性监管与风险性监管并重；四是
对商业银行各级机构的分层次监管，转变为强调对商业银行的法人监
管；五是对商业银行监管的形式，从管监合一转变为管监分离。为了
适应未来人民币在资本项目下完全自由兑换的需要，我们认为中国的
金融监管还需在以下几个方面加强：①、金融监管政策的非行政化，
②、加强银行公司治理标准的监管，③、执行符合国际标准的审慎会
计制度，④、建立银行危机救助制度，⑤、加强不同监管主体之间的
合作等，⑥、监管重点应从监督金融企业是否合乎规章转向监督金融
企业的经营性风险。
4、金融市场得到全面建设，特别是关键性的外汇市场、货币市
场要基本发育成熟。为了使人民币自由兑换后的外汇市场能活跃，外
汇供求相对平衡，除了必须增加外汇市场交易工具的品种，还应允许
外汇投机。外汇投机能起一种平衡作用，使各个时点上的外汇供求趋
于相等，使汇率趋于一致。而外汇投机存在的必要前提是有短期货币
市场，包括资金拆借市场和短期国库券市场。当外汇供大于求时，投
机者从短期货币市场上获取人民币资金，购入#t-，L；当外汇供小于求
时，投机者抛出外汇，并将所得的人民币再存回予短期货币市场。政
府则可以通过短期货币市场上的操作(即买卖短期国库券和变动短期
利率)来影响汇率和货币流通量。当人民币汇价下浮和通货膨胀压力
较大时，在短期货币市场J二小售高利率的短期国库券，把资金从夕l-i'1．：
市场吸引到短期货币市场上来，把居民个人、企业、集团手中的资金
回笼起来，由此达到稳定货币汇率和货币供应量的目的。当人民币汇
价上浮和银根紧张时，则做反向操作。根据日本、泰国、香港、台湾
等国家和地区的经验，发达扮短期货币市场蹙实现金融调控，稳定汇
价，打击短期性投机资金骚扰，成功维持资本自由兑换的重要条件。
因此，我国应该逐步努力完善人民币外汇市场和货币市场，为资本自
由兑换打下坚实的基础。
第三、加紧塑造具有自主竞争能力的微观经济主体。在实行资本
管制下，一国的国内金融市场和国际金融市场是隔离的。实行资本项
目下可兑换，要求国内金融市场和国际金融市场接轨，通过以自由竞
争机制形成的货币价格体系来实现资源的有效配置。这样一来，国内
外利率的差异，汇率的升降，及国际金融市场的波动都将对国内企业
产生巨大的冲击和风险，这必然涉及到国内企业的承受能力问题。国
内企业必须独立自主、产权清晰、具有竞争力、能对国内外市场机制
做出灵敏反应和灵活调整，才能利用国内和国外两种资源、两个市场
最优配置资源，并使风险最小化。自1992年7月25日我国颁布实施
《全民所有制工业企业转换经营机制条例》以来，不断推动企业现代
化改革，要求企业明确产权关系，自作经营，自负盈亏，建立起自我
发展机制，要求企业努力转换经营机制，走向市场，增加企业活力，
提高经济效益。后来，国家又陆续出台了大量的有关搞活搞好国营大
中型企业的方针政策，比如帮助大批国有企业进行股份制改造，使它
们成为上市公司，并从股票市场上筹集了庞大的贽本金，．解诀了国有
企业长期存在的资金结构中自由资金短缺，负债率过高的难题。又比
如让一大批中小型国有企业通过改组、联合、租赁、出售、承包经营、
股份合作制等办法，使它们重新焕发了生机。但是，由于我国企业长
期受计划经济的束缚，观念更新需要一个较长的时间。特别是占经济
主体地位的国有企业，不管其形式是什么，由于其实际控制权还牢牢
地掌握在政府(官员)手里，国有企业改革从根本上来看仍未实现突破
性进展。相反，出现了许多新的损害企业的现象，比如上市国有企业
通过内郜人控制，损公肥私的问题。总之，鉴于我国企业，特别是{躺
有企业改革仍末实现突破性进展，这决定了中国很多企业竞争力的提
高还要走～段漫长的路。因此，人民币资本项目下实现充分可兑换也
需要较长一段时间。
第四、良好的国际收支状况和充足的外汇储备。在货币自由兑换
后，为了应付随时可能发生的兑换要求，维持外汇市场和汇率的相对
稳定，政府必须保有较为充分的外汇储备。另外，货币自由兑换还要
求该国的经常项目一般应该在长期中平衡(一般是指没有长久的赤字
存在)。因为经常项目的赤字要靠资本项目的流入来平衡，如果经常
项目长期赤字，可能导致资本流入越来越多，这实际上是一种借债消
费，最终有爆发债务危机的可能。另外，货币自由兑换也要求该国的
资本项目一般应该在长期中求得平衡，特别是要注意监控短期资金的
大进大出，努力吸引长期资金流入国内。因为在货币完全自由化下，
短期资本投机性地大进大出往往会对国内经济金融稳定产生难以预
料的影响。从目前看来，中国的外汇储备已高达6000亿美元，国际
收支长期保持双顺差。因此，如果人民币资本项目完全可兑换仅仅需
要这一个先决条件的话，明天人民币就可实现充分兑换。当然，这仅
仅是个假设。鉴于其它三个先决条件实现的长期性，我们必须注意如
何在这较长期间内一方面使我国的外汇储备继续保持在合理的水平
上，另一方面使我国的国际收支继续保持良好的双顺差局面。这就要
求我们必须继续重视出口和努力吸引外资。
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后记
在论文写作过程中，让我感受最深的是基本功的极其重要性。由
于以往对经济学基本理论没有打下非常坚固的基础，在写作中时常感
觉思路不清晰。另外，在本论文的大量计量分析中，收集数据也是一
个非常困难的事情。因为数据原因，我在对一些变量的处理上不得不
采用可以获得数据的代理变量，但是这样一来计量分析结果的准确性
必然受到一定的影响。所以我建议学校，希望今后一定要加强数据的
收集和购买工作。还有就是计量分析软件的欠缺，比如STATA软件是
国外经济学分析中常用软件包，而我仅仅获得该软件本身，由于缺乏
说明书，大大影响了利用该软件的质量。希望学校今后能加强计量分
析软件说明书的购买。
在今后的工作和学习中，我将继续对汇率、经济增长、人民币汇
率改革、国际贸易、世界经济等保持高度关注，不断对出现的新问题
展开研究。同时努力夯实经济学理论功底，把博士论文中的薄弱之处
逐步加以完善。
李未无
2005年初春于财大光华园
致谢
我认为博士论文得以顺利完成主要归因于以下几点：第一，论题
确定较早。2002年秋季入学伊始。导』藕纪尽善教授就再三叮嘱我，
必须尽快确定论题，纪老师认为选定一个好的论题就等于完成了一半
的博士论文。通过和导师的反复斟酌，我们很快确定了《汇率与经济
增长：来自中国的证据》这一题目。第二，开题较早。由于论题确定
较快，我可以一边学习必修课，一边收集阅读资料和思考论文框架。
到2003年底时，经过纪老师的悉心指导，完成了论文基本框架的搭
建，并于2004年1月顺利通过了开题报告。第三，许多国内外经济
学者对此问题做了很多杰出的工作，使我得到了非常重要的启发。在
此，我要对本论文中所引用资料的原作者表示最衷心的感谢。特别需
要指出的是，由于本文参考了太量文献资料，写作过程又很漫长，在
引用说明和参考文献中极畜虱能出现漏注，。恳请原抟者和各位同行及
时指出，我将马上补上并表示歉意。
纪老师不光在博士论文方面给予我悉心指导，还鼓励我参加高水
平学术会议，以提高自己的学术素养。另外，在与纪老师的交往中，
还从他身上学到了谦虚、谨慎、真诚、认真、刻苦等优良品德。
还要感谢西南财大所有关心、支持过我的老师。特别是我的硕士
导师刘灿教授和经济学院李萍教授、姜凌教授、戴歌新教授、杨川生
老师、吴开超老师、刘恒老师、张树民老师、蒋南平教授、穆良平教
授以及经院其他老师。
此外，我还要特别感谢何泽荣教授、刘祟仪教授、程民选教授、
海宇东教授的关心和指导。
最后，还要感谢与学友王晓全、李毅、宋光辉等的探讨。
李未无
2005年初春于财大光华园