浅析中国汇率与经济增长
一、 引言
自改革开放以来，中国经济实现突飞猛进的发展，从1980年4592.9亿元快速增长到2008年的306859.8亿元，增幅达到66倍。一般而言，经济增长理论大多强调资本、劳动、技术等直接影响经济增长的因素，如著名的索洛模型提供测算资本、劳动、技术进步对经济增长的贡献率。然而，随着我国推进对外开放政策并不断融入国际分工体系，我国与其他各国间的经济联系日益密切，作为联系国家间经济联系的关键性纽带汇率发挥了极其重要的作用。
一方面经济增长会引起汇率的波动，即汇率是宏观变量变动的反应，为汇率的被动属性，又称汇率的比价属性。另一方面，汇率水平的波动又会对经济增长产生影响，即汇率能对宏观变量进行一定程度的调节，为汇率的主动属性，又称杠杆属性。由于我国采用的是有管理的浮动汇率制，汇率受政府严格控制，汇率比价效应不明显，因而本文旨在研究汇率的杠杆效应。
研究汇率与经济增长的理论基础可以追溯到马克思的《资本论》，其中马克思谈到“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，
1
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。”在这段话中，马克思明确指出汇兑率对商品贸易的发展具有决定性的作用。鉴于商品贸易对生产又具有重要影响，大量商品的出口需求必然出事生产的大发展，从而最终推动经济增长。由此马克思实际肯定了汇率对经济增长具有重要影响，实际隐含了现代经济中汇率影响经济增长的理论萌芽。遗憾的是，受贵金属本位制历史条件的约束（主要为金本位制），汇率波动存在黄金—物价—国际收支调节机制，围绕铸币平价在黄金输出点和输入点间上下波动，马克思因而未深入探讨汇率对经济增长的具体影响路径。
在现代经济学中，对汇率影响长期经济增长的机制分析主要基于以下传导机制：汇率→出口贸易→经济增长；汇率→外商直接投资→经济增长；汇率→其他途径→经济增长。基于第一条传导机制，即汇率的价格传递效应，以一个标准凯恩斯比较静态出口贸易模型为例，在一系列假设前提下，本国出口函数可以表示为：D=D（Y x ,Y w ,RER ），即本国出口主要取决于实际汇率、国内总收入、外国总收入，同时，以哈根为代表的技术进步论，诺斯的制度创新论，要素禀赋论以及罗默的内生经济增长理论都从不同角度论述了国际贸易促进经济增长的机制，由此，汇率通过影响出口贸易进而影响经济增长的理论框架得以构建。基于第二条传导机制，汇率通过财富效应机制、相对生产成本机制影响外商直接投资，而外商直接投资则可以通过影响资本、劳动以及技术促进经济增长。
Maurice Obstfeld（2002）认为，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效率较高的部门，从而影响一国的经济增长。
另外，Krugman 基于短期价格具有粘性的考虑，提出汇率与短期产出的AA-DD 模型。DD 曲线作为短期产品市场平衡曲线，描述当汇率上升（直接标价法下表示本币贬值）时，经常项目上升，导致总需求上升，促使短期产出增加的传导机制。
本文以下采用最小二乘法，主要对汇率与经济增长的相关性进行一个初步的
1
引自《资本论》，由于马克思处于贵金属本位制时代，因此其对于汇率的研究必然打上贵金属本位制的烙印，这一点需要指出。
分析。本文中所用汇率一律采用人民币与美元之间的双边汇率2。 二、 相关数据及实证分析
RER 数据1980—2003年来源于李未无的《汇率与经济增长：理论与实证》，
**
其余数据为笔者根据公式RER=E*P /P算的，E 为人民币名义汇率，P 代表美国消费物价指数，P 代表中国消费物价指数，从“International Financial Statistics”各期获得，GDP 数据来源于国家统计局支出法计算的数据，以亿元作为计价单位。
样本空间为1980-2008年，Y 表示GDP(支出法的国内生产总值) ，X 表示实际有效汇率。
表1：统计数据 （单位：亿元人民币）
obs 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
X 1.82 2.23 2.58 2.73 3.26 3.92 4.43 4.62 4.05 3.65 4.78 5.39 5.46 5.19 6.54 5.68 5.49 5.56 5.96 6.07 6.19 6.34 6.49 6.67 8.65 8.56 8.42 7.73 6.68
Y 4592.9 5008.8 5590 6216.2 7362.7 9076.7 10508.5 12277.4 15388.6 17311.3 19347.8 22577.4 27565.2 36938.1 50217.4 63216.9 74163.6 81658.5 86531.6 91125 98749 108972.4 120350.3 136398.8 160280.4 188692.1 221651.3 263093.8 306859.8
运用上述数据通过Eviews 软件进行简单的一元线性回归，得到以下结果。 表2：人民币实际汇率与GDP 相关性分析
2
双边汇率作为实际汇率的一种，反映不同国家间商品的兑换比率，一般认为是真正对经济产生影响的汇率。
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/27/11 Time: 22:18 Sample: 1980 2008 Included observations: 29
Variable C X
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Coefficient -115027.7 36016.02
Std. Error 29401.95 5206.919
t-Statistic -3.912247 6.916954
Prob. 0.0006 0.0000 77645.60 82855.42 24.57085 24.66515 47.84425 0.000000
0.639251 Mean dependent var 0.625890 S.D. dependent var 50678.15 Akaike info criterion 6.93E+10 Schwarz criterion -354.2773 F-statistic 0.346960 Prob(F-statistic)
2
从表2可知，相关系数R =0.639251，表明人民币汇率变动与我国经济增长之间存在较大关联性，我国经济增长现象约有63%部分可由汇率波动解释，再用回归方程进一步说明： Y=-115027.7+36016.02*X （-3.912247）（6.916954） R 2=0.639251
括号内为t-检验值，从方程中我们可以看出：解释变量X 前系数的t 值为6.916954，通过了显著性水平为5%的检验，即表明人民币汇率变动对我国GDP 增长存在显著影响，当人民币实际汇率增长一个单位时，我国GDP 可能会随之增长36016.02亿元。
进一步探讨人民币实际汇率变动率与GDP 变动率之间的关系，采用对数形式的方程进行验证。
表3：两变量对数形式分析
Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 03/27/11 Time: 22:20 Sample: 1980 2008 Included observations: 29
Variable C LX
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid
Coefficient 5.677988 3.038913
Std. Error 0.422854 0.255404
t-Statistic 13.42778 11.89845
Prob. 0.0000 0.0000 10.56594 1.324234 1.670851 1.765148
0.839832 Mean dependent var 0.833900 S.D. dependent var 0.539696 Akaike info criterion 7.864343 Schwarz criterion
Log likelihood Durbin-Watson stat
-22.22734 F-statistic 0.479482 Prob(F-statistic)
2
141.5732 0.000000
从表3可知，相关系数R =0.839832，表明人民币汇率增长率与我国国内生产总值增长率的相关性密切，我国经济增长率变动的83%左右的原因可由汇率增长率变动解释，再用回归方程进一步说明： lnY=5.677988+3.038913*lnX （13.42778）（11.89845） R 2=0.839832，
括号内为t-检验值，从方程中我们可以看出：常数项前面的系数和解释变量X 前面的系数都通过5%显著性检验，再次表明人民币汇率变动对我国GDP 增长存在显著影响，而且当人民币实际汇率每增长1个百分点时，GDP 增长3.038913个百分点，这从一定程度上说明人民币贬值对经济增长的促进作用。
当然，上述模型只是对汇率影响经济增长的初步研究，该模型存在较大设定偏差，因为影响经济增长的变量很多，如劳动、资本、技术等等。 三、结论
通过以上分析，笔者认为人民币实际汇率与中国经济增长之间存在相关性，人民币实际汇率的贬值可能促进经济增长，即汇率对经济增长具有扩张效应。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，汇率贬值能促使生产能力扩张，从而有利于增加总供给。这一结论对于研究如何通过汇率变动来促进我国经济增长具有一定的启发意义。
不过根据相关学者的经验研究表明，汇率贬值可能更多存在紧缩效应，如汇率贬值可能会导致外债增加、资本外流、通货膨胀、供给减少等后果，从而减少产出。可见，汇率贬值会促进经济增长这一观点有待验证。另外，不同的汇率制度对经济增长的影响又将有哪些，以及中国应当采用何种汇率制度才能最大程度上促进经济发展，这些将是本文继续研究的关注点，有待进一步分析，本文只是一个简单的初步分析。 参考文献
1. 《汇率与经济增长：理论与实证》李未无著，西南财经大学出版社 2. 克鲁格曼《国际经济学》 3. 裴平《国际金融学》 4. 国家统计局，IMF 官网
5. 《人民币汇率、国际竞争力与我国经济增长》秦培景，2009
3
3
该R 值不能与表2的R 值相比较，因为回归元形式不同。
浅析中国汇率与经济增长
一、 引言
自改革开放以来，中国经济实现突飞猛进的发展，从1980年4592.9亿元快速增长到2008年的306859.8亿元，增幅达到66倍。一般而言，经济增长理论大多强调资本、劳动、技术等直接影响经济增长的因素，如著名的索洛模型提供测算资本、劳动、技术进步对经济增长的贡献率。然而，随着我国推进对外开放政策并不断融入国际分工体系，我国与其他各国间的经济联系日益密切，作为联系国家间经济联系的关键性纽带汇率发挥了极其重要的作用。
一方面经济增长会引起汇率的波动，即汇率是宏观变量变动的反应，为汇率的被动属性，又称汇率的比价属性。另一方面，汇率水平的波动又会对经济增长产生影响，即汇率能对宏观变量进行一定程度的调节，为汇率的主动属性，又称杠杆属性。由于我国采用的是有管理的浮动汇率制，汇率受政府严格控制，汇率比价效应不明显，因而本文旨在研究汇率的杠杆效应。
研究汇率与经济增长的理论基础可以追溯到马克思的《资本论》，其中马克思谈到“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，
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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。”在这段话中，马克思明确指出汇兑率对商品贸易的发展具有决定性的作用。鉴于商品贸易对生产又具有重要影响，大量商品的出口需求必然出事生产的大发展，从而最终推动经济增长。由此马克思实际肯定了汇率对经济增长具有重要影响，实际隐含了现代经济中汇率影响经济增长的理论萌芽。遗憾的是，受贵金属本位制历史条件的约束（主要为金本位制），汇率波动存在黄金—物价—国际收支调节机制，围绕铸币平价在黄金输出点和输入点间上下波动，马克思因而未深入探讨汇率对经济增长的具体影响路径。
在现代经济学中，对汇率影响长期经济增长的机制分析主要基于以下传导机制：汇率→出口贸易→经济增长；汇率→外商直接投资→经济增长；汇率→其他途径→经济增长。基于第一条传导机制，即汇率的价格传递效应，以一个标准凯恩斯比较静态出口贸易模型为例，在一系列假设前提下，本国出口函数可以表示为：D=D（Y x ,Y w ,RER ），即本国出口主要取决于实际汇率、国内总收入、外国总收入，同时，以哈根为代表的技术进步论，诺斯的制度创新论，要素禀赋论以及罗默的内生经济增长理论都从不同角度论述了国际贸易促进经济增长的机制，由此，汇率通过影响出口贸易进而影响经济增长的理论框架得以构建。基于第二条传导机制，汇率通过财富效应机制、相对生产成本机制影响外商直接投资，而外商直接投资则可以通过影响资本、劳动以及技术促进经济增长。
Maurice Obstfeld（2002）认为，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效率较高的部门，从而影响一国的经济增长。
另外，Krugman 基于短期价格具有粘性的考虑，提出汇率与短期产出的AA-DD 模型。DD 曲线作为短期产品市场平衡曲线，描述当汇率上升（直接标价法下表示本币贬值）时，经常项目上升，导致总需求上升，促使短期产出增加的传导机制。
本文以下采用最小二乘法，主要对汇率与经济增长的相关性进行一个初步的
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引自《资本论》，由于马克思处于贵金属本位制时代，因此其对于汇率的研究必然打上贵金属本位制的烙印，这一点需要指出。
分析。本文中所用汇率一律采用人民币与美元之间的双边汇率2。 二、 相关数据及实证分析
RER 数据1980—2003年来源于李未无的《汇率与经济增长：理论与实证》，
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其余数据为笔者根据公式RER=E*P /P算的，E 为人民币名义汇率，P 代表美国消费物价指数，P 代表中国消费物价指数，从“International Financial Statistics”各期获得，GDP 数据来源于国家统计局支出法计算的数据，以亿元作为计价单位。
样本空间为1980-2008年，Y 表示GDP(支出法的国内生产总值) ，X 表示实际有效汇率。
表1：统计数据 （单位：亿元人民币）
obs 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
X 1.82 2.23 2.58 2.73 3.26 3.92 4.43 4.62 4.05 3.65 4.78 5.39 5.46 5.19 6.54 5.68 5.49 5.56 5.96 6.07 6.19 6.34 6.49 6.67 8.65 8.56 8.42 7.73 6.68
Y 4592.9 5008.8 5590 6216.2 7362.7 9076.7 10508.5 12277.4 15388.6 17311.3 19347.8 22577.4 27565.2 36938.1 50217.4 63216.9 74163.6 81658.5 86531.6 91125 98749 108972.4 120350.3 136398.8 160280.4 188692.1 221651.3 263093.8 306859.8
运用上述数据通过Eviews 软件进行简单的一元线性回归，得到以下结果。 表2：人民币实际汇率与GDP 相关性分析
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双边汇率作为实际汇率的一种，反映不同国家间商品的兑换比率，一般认为是真正对经济产生影响的汇率。
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/27/11 Time: 22:18 Sample: 1980 2008 Included observations: 29
Variable C X
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Coefficient -115027.7 36016.02
Std. Error 29401.95 5206.919
t-Statistic -3.912247 6.916954
Prob. 0.0006 0.0000 77645.60 82855.42 24.57085 24.66515 47.84425 0.000000
0.639251 Mean dependent var 0.625890 S.D. dependent var 50678.15 Akaike info criterion 6.93E+10 Schwarz criterion -354.2773 F-statistic 0.346960 Prob(F-statistic)
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从表2可知，相关系数R =0.639251，表明人民币汇率变动与我国经济增长之间存在较大关联性，我国经济增长现象约有63%部分可由汇率波动解释，再用回归方程进一步说明： Y=-115027.7+36016.02*X （-3.912247）（6.916954） R 2=0.639251
括号内为t-检验值，从方程中我们可以看出：解释变量X 前系数的t 值为6.916954，通过了显著性水平为5%的检验，即表明人民币汇率变动对我国GDP 增长存在显著影响，当人民币实际汇率增长一个单位时，我国GDP 可能会随之增长36016.02亿元。
进一步探讨人民币实际汇率变动率与GDP 变动率之间的关系，采用对数形式的方程进行验证。
表3：两变量对数形式分析
Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 03/27/11 Time: 22:20 Sample: 1980 2008 Included observations: 29
Variable C LX
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid
Coefficient 5.677988 3.038913
Std. Error 0.422854 0.255404
t-Statistic 13.42778 11.89845
Prob. 0.0000 0.0000 10.56594 1.324234 1.670851 1.765148
0.839832 Mean dependent var 0.833900 S.D. dependent var 0.539696 Akaike info criterion 7.864343 Schwarz criterion
Log likelihood Durbin-Watson stat
-22.22734 F-statistic 0.479482 Prob(F-statistic)
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141.5732 0.000000
从表3可知，相关系数R =0.839832，表明人民币汇率增长率与我国国内生产总值增长率的相关性密切，我国经济增长率变动的83%左右的原因可由汇率增长率变动解释，再用回归方程进一步说明： lnY=5.677988+3.038913*lnX （13.42778）（11.89845） R 2=0.839832，
括号内为t-检验值，从方程中我们可以看出：常数项前面的系数和解释变量X 前面的系数都通过5%显著性检验，再次表明人民币汇率变动对我国GDP 增长存在显著影响，而且当人民币实际汇率每增长1个百分点时，GDP 增长3.038913个百分点，这从一定程度上说明人民币贬值对经济增长的促进作用。
当然，上述模型只是对汇率影响经济增长的初步研究，该模型存在较大设定偏差，因为影响经济增长的变量很多，如劳动、资本、技术等等。 三、结论
通过以上分析，笔者认为人民币实际汇率与中国经济增长之间存在相关性，人民币实际汇率的贬值可能促进经济增长，即汇率对经济增长具有扩张效应。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，汇率贬值能促使生产能力扩张，从而有利于增加总供给。这一结论对于研究如何通过汇率变动来促进我国经济增长具有一定的启发意义。
不过根据相关学者的经验研究表明，汇率贬值可能更多存在紧缩效应，如汇率贬值可能会导致外债增加、资本外流、通货膨胀、供给减少等后果，从而减少产出。可见，汇率贬值会促进经济增长这一观点有待验证。另外，不同的汇率制度对经济增长的影响又将有哪些，以及中国应当采用何种汇率制度才能最大程度上促进经济发展，这些将是本文继续研究的关注点，有待进一步分析，本文只是一个简单的初步分析。 参考文献
1. 《汇率与经济增长：理论与实证》李未无著，西南财经大学出版社 2. 克鲁格曼《国际经济学》 3. 裴平《国际金融学》 4. 国家统计局，IMF 官网
5. 《人民币汇率、国际竞争力与我国经济增长》秦培景，2009
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该R 值不能与表2的R 值相比较，因为回归元形式不同。