1中国CGE模型与人民币升值 中国人民大学经济学院 刘元春 钱宗鑫 内容摘要：本文通过构建一个包含金融部门的中国可计算一般均衡（CGE）模型，模拟了人民币升值3%、5%、10%、20%、%和30%的不同情况下中国宏观经济形势的变动，集中指出，（1）人民币汇率升值从总体上看对于中国金融部门有紧缩的作用。但是，3-5%的升值有利于金融部门缓解经济局部过热带来的风险。而5%以上的升值却会通过货币发行的减少、经济增长的恶化和企业盈利的大幅度下降等途径使金融部门的运行严重恶化；（2）3-5%的升值将使GDP的增长速度趋于政府可以接受的范围。但5%以上的升值将带来十分严重的增长和失业的问题，超过10%的升值可能使中国经济提前出现拐点，进入萧条阶段，甚至出现局部的经济危机；（3）大幅度升值将使本国生产和进出口大幅度下降。但是，升值对于国内生产结构的影响却不十分明显，依靠单一的汇率调整来解决当前我国经济所存在的结构性问题是得不偿失的；（4）总体来看，人民币小幅升值有利于我国经济的良性发展，而大幅度升值的方案是不可行的，未来人民币进一步升值的方案应当继续采取小幅低频的渐进策略。 关键词： 人民币汇率 可计算一般均衡 中国宏观经济 Chinese CGE model and the appreciation of RMB 一、引言 22005年7月21日，中国政府对人民币汇率以及汇率形成机制进行了调整。该调整似乎给予了人民币升值和汇率制度调整一个明确的答复，使自2002年以来的人民币汇率争论告一段落。但是，由于中国宏观经济的复杂性，以及该改革方案的高度模糊性，使得人民币汇率问题依然是一些悬而未解的谜：一是2-3%的升值是否会从根本上改变中国宏观经济的基本面，从根本上减缓人民币升值的压力？二是由于2-3%的汇率调整远远没有达到理论界3或国际市场的预期水平，进一步人民币升值的幅度应当是多少？三是人民币升值对于现有4理论界特别关注的部门，例如正处于改革攻坚阶段的金融部门是否会产生巨大的冲击？ 5上述这些问题必将成为未来人民币汇率和汇率制度研究重点。因此，本文打算建立一 1 本文受到中国人民大学211项目资助。 2 该调整包括四个方面的内容：1）自2005年7月21日起，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制；2）中国人民银行于每个工作日闭市后公布当日银行间外汇市场美元等交易货币对人民币汇率的收盘价，作为下一个工作日该货币对人民币交易的中间价格；3）自2005年7月21日19时，美元对人民币交易价格调整为1美元兑元人民币，作为次日银行间外汇市场上外汇指定银行之间交易的中间价，外汇指定银行可自此时起调整对客户的挂牌汇价；4）现阶段，每日银行间外汇市场美元对人民币的交易价仍在人民银行公布的美元交易中间价上下千分之三的幅度内浮动，非美元货币对人民币的交易价在人民银行公布的该货币交易中间价上下一定幅度内浮动。 3 经作者不完全统计， 包括国内外20名知名学者的人民币低估加权水平为%； 而包括15名投资家和政治家的人民币低估水平为%。 4 例如蒙代尔（2003）与格林斯潘（2004）等经济学家都指出人民币大幅度升值将对中国金融部门的正常运行带来巨大的冲击。 5 在相关人民币未来关注的核心问题还包括：1）“不再盯住单一美圆”，也不盯住一篮子货币，而是“参考一篮子货币 第１页
6个包含金融部门的可计算一般均衡（CGE）模型，以模拟了人民币汇率升值3%、未来小幅连续升值以及未来加速升值等方案下宏观经济各个方面（金融稳定、经济增长、物价稳定、就业、劳动者报酬、国际贸易和国内生产结构）的反应。在此基础上，对上述问题做出相应的回答。 本文由四部分组成：第一部分简单回顾国内外的相关文献；第二部分介绍本文采用的方法和模型设定；第三部分分析模拟的结果；第四部分总结模型对人民币汇率问题研究和汇率政策制定的含义。 二、简单文献回顾 自约翰森（Johansen，1960）提出CGE分析方法以后， CGE模型已成为一国政策分析不可缺少的有力工具(De Melo, 1988)。其关键的原因在于，CGE方法以一般均衡思想作为其理论基础，可以很好地设定出经济环境，模拟各种政策和外部冲击对该环境下经济的整体和结构影响，充分反映出经济中各种复杂关系之间的反馈，较为完备地反应出整体经济对各种冲击的反应，从而可以有效地克服各种局部均衡方法或简化的一般均衡方法的各种缺陷，给各种政策方案的制定提供十分坚实的计量基础。 七八十年代开始CGE模型在发展中国家得到广泛的应用，并根据发展中国家的特殊情况做出了各种各样的调整（Zalai，1998，p3）。九十年代后期以来，CGE模型在中国的应用得到了推广。例如，李善同、薛敬孝等人将CGE模型应用于中国的贸易政策研究（Xinshen Diao, Shenggen Fan and Xiaobo Zhang, 2002； Tran Van Hoa, 2002；薛敬孝和张伯伟，2004；王韬和周建军，2004；李善同、翟凡和徐林，2000）。王韬、周建军和陈平路等人将CGE模型应用于中国的税收政策研究（周建军和王韬，2000，2001，2004；李洪心和付伯颖，2004；中国社会科学院数量经济与技术经济研究所，2002）。翟凡、李善同和冯珊用等人用CGE模型研究中国的经济增长和结构变化。Fan Zhai, Thomas Hertel and Zhi Wang（2003）用CGE模型研究劳动力市场改革对于城乡差异和收入分配的影响。Solveig Glomsrød and Wei Taoyuan（2003）将CGE模型应用于中国的环保政策研究。伯杰和席酉民等人将CGE模型应用于我国的社会保障问题研究（Yan Wang, Dianqing Xu, Zhi Wang and Fan Zhai, 2000；伯杰和席酉民，1998；伯杰，2001）。这些研究虽然开创了中国CGE经济政策分析，为相关领域的研究和政策制定提供了大量有参考价值的信息，但是，所有这些研究都存在一些致命的缺点，使CGE计量研究成果难以真正成为政策决策的基础。一是中国经济结构的变化和制度的转轨决定了利用CGE 模型进行的预测无法具有长期的前瞻性，因为CGE模型所具有的结构性参数特点，使它难以摆脱卢卡斯批判的约束，但事实上，很多学者使用CGE模型的目的就在于进行长期预测，特别是对于实体经济长期运行的预测；二是由于90年代CGE模型发展的局限性，很多学者在分析中国问题时，采用的都是没有金融部门的CGE模型，但事实证明，中国未来经济增长的瓶颈在于金融部门的改革（Worldbank，2005）。没有金融部门的CGE模型难以真正反映中国经济运行的特点；三是除少数学者外，大部分中国CGE模型都是直接采取国外专家根据发达国家所开发的模型进行中国问题研究，而没有7考虑中国经济运行与发达国家之间所存在的本质性的差异。 进行调节”是否意味着中国汇率形成机制具有高度的不确定性？2）中国货币当局如果具有更强汇率调整的相机决策权力，是否会影响未来中国汇率制度的改革？3）中国汇率制度调整的未来步骤是什么等问题，这些问题在另外系列文章中进行专门研究。 6 下面会对选择3%作为模拟基础做出说明。 7 目前国内学者开发的中国CGE模型主要有两个：一是国务院发展研究中心CGE模型(翟凡等，1997)；二是中国社科 第２页
8上述这些缺陷在很大程度上也制约了国内学者将CGE模型运用于人民币汇率的研究。因为汇率对宏观经济的作用方式与一般产业政策不同，它更多是通过金融途径来发挥作用（Mudell，2004；Goldstein，2004）。所以，一个没有金融部门的CGE模型，或一个没有把握中国金融实质的CGE模型是无法分析人民币汇率变动的宏观冲击的。因此，如何在改造以往各种CGE模型的基础上，建立一个能够抓住人民币升值问题本质的中国CGE模型，就成为本文研究的首要任务。 三、中国CGE模型的构建 如何才能建立起一个包含金融部门的中国可计算一般均衡模型，我们可以借鉴Federal Reserve Bank of Minneapolis(1992)所构建的包含银行部门的CGE模型和周凡赤和邓述慧（1998）建立的中国金融CGE模型。Federal Reserve Bank of Minneapolis所构建的模型主要用来研究美国的货币政策效应。从一般原理来看，货币政策效应应当包括汇率调整效应，因此，利用该模型可以直接分析汇率冲击的宏观经济影响。但是，该模型假定银行行为模式是在现金流的约束下最大化净资产的。这与中国银行的决策模式存在很大的差异，特别是在目前国有商业银行占主体的状况下，国有银行在各种金融约束下，依然没有真正的按照净资产最大化模式进行决策，而是在人民银行和银监会的约束下，进行资金总额管理。因此，考虑到我国银行在所有制、金融监管方式以及相应的激励机制上与美国银行存在着的巨大差异，本文不打算采用这种最优化的方法来处理银行部门，而是假定经济主体按其资金总额的一定比例进行借贷。出于类似的原因关于消费和储蓄的设定也没有采用最优化的方法。 周凡赤和邓述慧所建立的中国金融CGE模型。该模型在定义金融资产和负债方面直接采取了中国人民银行年报中的定义方式。这种定义具有直接获得相关数据的优点，但其缺点就在于，它没有区分资产和负债中的存量与流量的差别。事实上，在分析一般均衡冲击时，存量数据并不能够足以反映各种经济反馈的复杂关系，特别是现金流的变动。因此我们根据中国人民银行2001年年报中的资金流量表，对金融资产和负债进行如下定义：1）将家庭储蓄定义为家庭的存款和证券投资之和；2）将企业储蓄定义为存款、对外直接投资和其他对外债权债务的运用项之和；3）政府储蓄定义为政府存款和证券投资之和；4）外国储蓄定义为净外国存款、证券投资、外国直接投资、其他对外债权债务的运用项和国际收支错误与遗漏项之和；5）家庭金融负债定义为家庭贷款；6）企业金融负债定义为企业的贷款、证券融资、外国直接投资、其他对外债权债务的负债项和国际收支误差与遗漏项之和；7）政府金融负债定义为政府贷款、证券融资和其他对外债权债务之和；8）外国金融负债定义为外国净贷款、中国对外直接投资和其他对外债权债务的负债项之和。以上金融变量全部采用流量的概念，相应的各部门的资金总额由各自的非金融负债资金收入和金融负债资金收入两部分构成。本文认为这样定义的金融变量更能充分反映各部门现金流的变动。 sl此外，本文引入金融资产的价格（利率）p和p，并容许外汇储备的变化不等于零。这EsFMlF样国际收支平衡方程就变成了P*E+ p*S= P*M+p*L+FR（参数含义请参考附表）。模型sl中将p和p设定为不变的参数，主要的原因是根据本文设定的国际收支平衡方程，金融资产单位价值的变动和汇率调整在调整国际收支这个目标上具有相互替代的关系。本文主要考 院数量经济与技术经济研究所CGE模型(郑玉歆等，1999)。但是，这些模型都没有公布其模型的内容。 8 范金等（2004）虽然采用社会核算矩阵（SAM）方法对人民币升值3%、5%、10%、20%和30%的五种方案进行了情景分析。但是社会核算矩阵（SAM）方法与CGE方法仍然存在很大的差别。 第３页
察在金融市场不做出重大调整的情况下汇率调整对于国际收支调整的作用，因此假定金融资产价格不变。在模型方程的设定上，本文模型在边际消费倾向（mpc）、生产函数技术系ghe数（b）、政府转移比例（u）、家庭储蓄倾向（r）、企业储蓄倾向（r）、企业金融负债比eg率（z）和政府金融负债比率（z）上加上shift-variable,以保证在汇率不变的情况下，模型对2002年的模拟结果在GDP、就业、企业和家庭的储蓄流量、企业和政府的金融负债流量等几个关键变量上与实际数据保持基本一致。这一处理对于保证模拟结果的可靠性起着关键的作用。 鉴于以上的考虑，我们可以构建下列几类方程： 1、价格方程： Q序号 原始方程 对数变化型(P=1) Mwmmm1 P=p(1+t)R p= r Eweee2 P=p (1+t)R p= r QDMdm3 P*Q=P*D+P*M q=a(p+d)+a(p+m) 12XDExde4 P*X=P*D+P*E p+x=a(p+d)+a(p+e) 34VXxQvx5 P=P*(1-t)-a*P p=a*p 5IGGlgg6 P=N/R pi=n-r 方程1表示进口的国内价格等于进口的国际价格乘上1加关税率再乘以汇率；方程2表示出口的国内价格等于出口的国际价格乘上1加出口退税率再乘以汇率；方程3表示总购买价值等于国内销售价值加上进口产品价值；方程4表示总产出价值等于国内销售价值加上出口产品价值；方程5表示净价格等于总产出价格扣除单位税收和中间投入成本；方程6表示综合物价指数等于名义国内生产总值除以实际国内生产总值。 2、生产方程： 1Xxxx7 ρx= a*d +a*e ρρ67X= a[γ*+(1−γ)*]ED1−8 Qq= a*d+ a*m QQQ89−ρ−ρQ=ρa[δ*+(1−δ)*]MD1XE−1ρ(1−γ)PE=D ed[]9 e=d+(p-p) D*γP 1QD+1ρδPdm10 m= d+(p-p) M=D []M(1−δ)Pαβ l l11 X=(b+ θ)*LK x= al+ ak+ ∈ 1011 第４页
Vv12 W*L=α*X*P l+w= x+p 方程7表示总产出是出口和国内销售的CET函数；方程8是出口供给函数，它由厂商销售最大化条件得到；方程9是进口需求函数，它由购买者成本最小化条件得到；方程10表示总购买是进口和国内销售的CES函数（按照Armington, 1969，1970的假设，各种合成商品都是该类商品的进口品和国内产品的CES结合，从而容许进口品和国产品之间的不完全替代）；方程11是柯布-道格拉斯总生产函数，其中技术进步由固定系数b加上一个受 l随机因素影响的shift-variable θ决定；方程12是劳动力需求方程，它由厂商成本最小化条件得到。 3、收入方程： Fwmmf13 T=p*M* t*R t=m+ r XXxxx14 T= P*X* t t= p+x HHTlHhhht h15 T=(Y-G -p*L)*t =ay-ag-al 636465EElEdeee16 T=(Y-p*L-d*K)*t t= ay- al -ak 121314GHXElGweeghxeg17 Y= T +T +T+p*L- p*E* t*R y=at+at + at +al - ae-ar151617181919HTlHhth18 Y=W*L+G+ p*L y= aw+ al+ ag +al 20202122EVlEeve19 Y=P*X-W*L+p*L y= ap+ ax- aw- al + al 2323242425Tg gGtg g20 G=（u+θ）*Y g= y+∈ 方程13表示进口税总额；方程14表示产品税；方程15表示个人所得税（含农业税）等于家庭资金总额减去政府转移和家庭的借贷；方程16表示企业所得税等于企业资金总额减去企业外部融资和折旧之后乘上所得税率；方程17表示政府资金总额等于各项税收加上金融负债收入减去出口补贴支出；方程18表示家庭资金总额等于工资收入加上政府转移和家庭的金融负债收入；方程19表示企业资金总额等于扣除税收和中间投入的净产出减去工资总额再加上企业金融负债收入；方程20表示政府转移是政府资金总额的一定 g比例，这个比例由固定系数g加上一个受随机因素影响的shift-variable θ构成。 4、支出方程： QHchHhh ch21 P*C=(mpc+θ=y+∈ )*Yc 22 ggtg= c=g ce23 V=n*X v= x 24 g1tFiK= f= g 1eQFIfi25 P*K=F k=f GVXgvx26 N=P*X+T n= ap+ ax+ at 282829GHGFghgf27 R=C+C+K+V+E-M r= ac+ ac+ ak+ av+ ae- am313233343536 方程21表示家庭消费是家庭资金总额的一定比例，这个比例由固定家庭消费倾向mpc ch加上一个受随机因素影响的shift-variable θ构成；方程22表示政府消费指数增长；方程23表示存货投资是总产出的固定比例；方程24表示全社会固定资本投资指数增长；方程 第５页
25表示名义投资等于实际投资乘以总购买价格；方程26表示名义国内生产总值等于扣除税收和中间投入的净产出加上生产税总额；方程27表示实际国内生产总值等于实际家庭和政府消费加上实际固定资产投资和存货投资再加上净出口。 5、金融方程： sHhshHhh sh28 p*S= (r +θs= y+∈ )*Y sEeseEee se29 p*S=(r +θ)*Ys= y+∈ sEHFGehfg30 LIABILITY= p(S+S+S+S) liability= as+ as+ as+ as 37383940lEeleEee le31 p*L=(z+θ)*Yl= y+∈ lGggg lglgG32 p*L=(z+θ)*Yl=y+∈ lEGHFeghf33 ASSET= p(L+L+L+L) asset= al+al+al+al 49505152 h方程28表示家庭储蓄是家庭资金总额的一定比例，这个比例由固定家庭储蓄倾向rsh加上一个受随机因素影响的shift-variable θ构成；方程29表示企业储蓄是企业资金总额ese的一定比例，这个比例由固定企业储蓄倾向r加上一个受随机因素影响的shift-variable θ构成；方程30表示总金融负债流量是企业储蓄、家庭储蓄、外国储蓄和政府储蓄之和；方程31表示企业的金融负债流量是企业资金总额的一定比例，这个比例由固定企业负债ele比率z加上一个受随机因素影响的shift-variable θ构成；方程32表示政府的金融负债流g量是政府资金总额的一定比例，这个比例由固定政府负债比率z加上一个受随机因素影响lg的shift-variable θ构成；方程33表示总金融资产流量是企业金融负债流量、政府金融负债流量、家庭金融负债流量和外国金融负债流量之和。 6、均衡方程： HGFhgf34 Q=a*X+C+C+K +V q= ax+ ac+ ac+ ak + av 5354555657EsFMlFefmf35 P*E+ p*S=P*M+p*L+FR ap+ae+as=ap+am+al+ afr5858596060616236 ASSET=LIABILITY asset=liability 方程34表示总购买是中间产品消耗、家庭消费、政府消费、固定资产投资和存货投资之和；方程35表示国际收支平衡，即净出口和净资金流入之和等于外汇储备的变化；方程36是金融市场平衡方程。 附录 变量说明 （1）内生变量 MEP 进口的国内价格 P 出口的国内价格 D Q 总购买 P国内销售价格D国内销售 XM 进口 P 总产品价格 X 总产出 E 出口 V IP净价格 P 综合物价指数 G GN名义国内生产总值 R 实际国内生产总值 FXT 进口税 T 生产税净额（投入产出表增加值项目） EET 企业所得税 Y 企业资金总额 第６页
EGL 企业金融负债流量 Y 政府资金总额 G HL政府金融负债流量 Y 家庭资金总额 TG 政府转移（抚恤和社会福利救济费加上社会保障补助和政策性补贴支出） HC 家庭消费 V 存货投资 IH F 名义投资总额 L家庭金融负债流量 FHK 实际投资 S 家庭储蓄 ES 企业储蓄 LIABILITY 金融部门总负债 L 就业量 ASSET 金融部门总资产 HW 工资（包括农民和个体经营者收入） T 个人所得税（含农业税） QP 总购买价格（标准化为1） （2）外生变量和参数 wmwep 进口的国际价格 p 出口的国际价格met 进口税率 t 出口退税率xt 生产税率 a 增加值率Xa CET规模系数 γ CET分配系数XQρ CET弹性系数 a CES规模系数QδCES分配系数 ρ CES弹性系数b 生产函数技术参数 α劳动收入份额系数β资本收入份额系数 K 资本存量lhp 金融借贷利率 t 个人所得税率dd 折旧率 t 企业所得税率gu 政府转移占政府资金总额的比重 mpc 家庭消费占家庭资金总额的比例g 政府消费指数增长率 n 存货占总产出的比率her 储蓄占家庭资金总额的比例 r 储蓄占企业资金总额的比例sFp 储蓄利率 S 外国储蓄 G S政府储蓄 g固定资产投资指数增长率 1 egz 金融负债占企业资金总额的比例 z 金融负债占政府资金总额的比例 FL 外国金融负债流量 FR 外汇储备变化 四、模型的处理与模拟方案 CGE模型的处理面临以下关键的问题：一是模型的闭合问题；二是模型的求解问题；三是数据来源问题。 1、模型的闭合问题 直观地说，CGE模型的闭合问题就是确定外生变量和内生变量，使得方程组的内生变量个数和方程数相等，以保证模型有解。常用的宏观闭合方式有四种：凯恩斯闭合、新古典闭合、卡尔多闭合和Johansen闭合，具体方式的选取取决于所研究的经济系统和经济问题的特点（参见郑玉歆、樊明太1999和龚益1997）。本文采用凯恩斯闭合方式，即投资外②生，工资和就业内生。选取这种闭合方式的原因是我国的工资变动和物价变动是显著相 ②这里的工资和本文模型中的工资定义有一定出入，本文的工资定义即劳动者报酬，除了职工工资以外，还包括农民和个体经营者收入。 第７页
关的（参见附表1到附表4的Eviews输出结果），而我国当前又面临失业的实际问题（参见蒋选，2004）。 2、模型的求解问题 简单地说CGE模型的求解问题就是求解方程组，只是由于该模型包含众多非线性方程，一般的解法通常不太适用。目前，主要的求解方法是Johansen-Euler方法、牛顿法、不动点法和规划法。本文采用Johansen-Euler方法，即通过对数线性化将非线性方程组转化成线性方程组，具体的做法是对模型所有的方程取对数，再求微分。这种解法需要一组平衡解来确定线性方程组的参数，也就是说需要选择一个基准年，它的数据基本满足方程组，然后采用基准年数据确定参数，这个过程称为标定（Calibration）。一旦确定出所有的参数就可以采用求解线性方程组的程序方便地求解了。本文选取2000年为基准年，因为在近几年中2000年的经济状况相对来说要平衡一些。 3、数据来源 模型数据主要来源于2001年到2004年的《中国统计年鉴》、2001年和2003年的《中国财政年鉴》、2001年《中国税务年鉴》和2001年到2003年的《中国人民银行年报》以及商务部进出口统计数据。由于本文的基本平衡数据都是按照2000年价格计算的，所以外生变量数据都通过一定方法转化为按2000年价格计算的数据。其中资本存量数据在《中国国内生产总值核算历史资料1952-1995》和《中国国内生产总值核算历史资料1996-2002》数据的基础上采用何枫、陈荣和何林（2003）的方法计算，1953年的GDP根据2004年《中国统计年鉴》和《新中国50年统计资料汇编》数据计算。具体方法如下： 1953年的年均资本存量（按2000年价格）由1953年GDP（按2000年价格）乘以1953年的资本—GDP比率得到。其中，1953年GDP（按2000年价格）按照公式： 计算。然后，在资本存量增量均匀分布的假设下利用公式： 1952年末资本存量=1953年均资本存量－1953年资本形成总额/2 得到1952年末资本存量。再用历年的资本形成总额和前一年的年末资本存量相加就可以得到每一年年末的资本存量。最后，利用公式： 第８页
本年年均资本存量=（上年年末资本存量+本年年末资本存量）/2 就得到每年的年均资本存量数据（计算结果见附表5）。运用类似的方法可以得到2000年到2002年的固定资本形成总额。政府消费增量也利用《中国国内生产总值核算历史资料1996-2002》的最终消费指数数据转化为按2000年价格计算的数据。本文的贸易弹性采用王韬、周建军（2004）数据。 而对于模拟方案而言，本文打算对人民币升值3%、5%、10%、20%、%和30%的不同情况进行模拟。之所以要选择这些方案，原因分别如下： 1）选择3%，而不选择通常而言的2%，其原因在于：2005年7月21日，人民币宣布升值，与美圆的兑换关系为元/美圆，同时“每日银行间外汇市场美元对人民币的交易价仍在人民银行公布的美元交易中间价上下千分之三的幅度内浮动，非美元货币对人民币的交易价在人民银行公布的该货币交易中间价上下一定幅度内浮动”，在人民币进一步升值压力的作用下，这种每日微幅调整的机制产生了十分强大的累计效应，9月23日，中国人民银行将人民币对非美圆外汇交易的浮动区间扩至3%。所以，到2005年10月为止，人民币实际升值幅度已经达到3%，而不是2%。 2）选择5%和10%，其原因是，我们判断人民币渐进式小幅升值方案以及在各种内外部升值压力下，人民币进一步升值的时间间隔不会很长，可能会因为各种内外部的压力，进行小幅高频地调整。这集中体现在中国外汇储备到年底逼近8000亿美圆，人民币内部升值压力加剧，美国等发达国家进一步施加压力等方面。 3）选择20%、%和30%，主要是参考一些汇率改革方案的建议，模拟这些建议的结果，与目前改革方案的运行结果进行比较，以说明其是否具有合理性。 四、模拟结果分析 利用上面构建的中国附加金融部门的CGE模型，我们对人民币升值3%、5%、10%、20%、%和30%的不同方案进行了模拟，其结果如下： 1、汇率升值对金融稳定的影响 表1 汇率升值对于企业金融负债流量的影响 汇率升值率（以2000年企业金融负2002年企业金融负年变化率 2000年汇率为基债流量(亿元) 债流量（亿元） 准） % 3% % 5% % 10% % 20% % % % 30% % ③*%是在汇率内生情况下求出的“均衡汇率”。 ③这里的均衡汇率和前面介绍的均衡汇率研究中的均衡汇率概念不同，因而不具有可比性。 第９页
表2 汇率升值对于企业储蓄流量的影响 汇率升值率（以2000年企业储蓄流2002年企业储蓄流年变化率 2000年汇率为基量(亿元) 量（亿元） 准） % 3% % 5% % 10% % 20% % % % 30% % 表3 汇率升值对于家庭储蓄流量的影响 汇率升值率（以2000年家庭储蓄流2002年家庭储蓄流年变化率 2000年汇率为基量(亿元) 量（亿元） 准） % 3% % 5% % 10% % 20% % % % 30% % 如表1～表3显示，汇率升值对于企业外部融资、企业储蓄、家庭储蓄的增长都有抑制作用，但是不同的升值方案对于各项金融指标的影响有一定的差别的。对于企业外部融资而言，人民币升值3%和5%使企业金融负债流量的年变换率分别只减少了个百分点和个百分点，因此，其影响基本可以忽略；升值10%，企业金融负债流量年变化率减少个百分点，这开始对企业经营会产生一定的影响；但是，当升值达到20%以上，企业金融负债流量年变化率减少量最多可以高达个百分点，这将会对企业经营产生较大的影响，因为企业金融负债年变化率一般在萧条状况才会普遍下降两位数以上。企业金融负债流量增加率大幅度下降可以说明以下情况：1）各种金融市场提供给企业的各种负债供给下降，例如银行银根的紧缩和资本市场的低弥；2）企业生产能力的下降，生产规模收缩，导致银行贷款或其他金融负债需求下降。这也可以标志着整体宏观经济受到汇率升值的冲击很大，经济处于萧条状态。导致这种状况可能的原因在于：第一、大幅度升值将导致本国国际收支发生逆转，使本国外汇储备大幅度下降，从而导致中央银行外汇占款和相应的货币供给大幅度下降，是整个宏观经济出现紧缩的态势；第二、汇率升值可能导致本国出口导向型企业的竞争力大幅度下降，从而使这些企业的市场需求和赢利能力下降，导致各种融资能力下降。 对于企业储蓄而言，3%和5%的汇率升值虽然使它有轻微的下降，但下降幅度不会对整体金融产生很大的影响，但是，20-30%的升值却使企业储蓄流量年变化出现了负增长。 第１０页
该负增长可以说明两个方面的信息：一是企业赢利的下降；二是企业资金来源紧张。另外将该负增长与企业金融负债的年变化率比较，我们可以发现人民币升值对企业储蓄能力的冲击更大，其原因在于，升值对企业赢利的冲击更为直接。 如果我们将企业金融负债流量与储蓄流量结合起来，我们可以看到在升值3-10%区间，宏观金融只会产生相对的紧缩，但是，在20-30%区间却会产生绝对的紧缩，因为储蓄流量的负增长和负债流量的大幅度下降直接导致货币流通量的大幅度下降。这种下降与升值前我国宏观经济的高涨和信贷扩展所形成的巨大反差，将使很多企业投资和社会生产链断裂，银行坏账将急剧上升。 ④从表1～表3的数据来看，汇率升值对家庭储蓄的增长也有一定的抑制作用。但是，3-5%的升值对它的影响很小。20-30%升值所产生的冲击却较大。但与企业金融指标相比，要轻微得多。导致这种现象的原因在于，对汇率升值的冲击家庭可以通过消费支出和其他金融工具来进行缓冲，但企业却很难，特别是在一个买方市场的环境中，企业无法将汇率冲击转嫁给其他经济主体。 所以，结合上述3个方面的分析，我们可以十分清楚地看到，3-5%的升值对中国目前金融部门的冲击是可以承受的，而20-30%的升值将直接导致宏观环境的恶化和金融部门的全面紧缩。蒙代尔以及格林斯潘等人对人民币升值的负面影响的判断在很大程度上是有依据的。而Goldstein等人所建议的15%～25%的人民币汇率升值率是不可取的。 事实上，由于CGE模型更多地从实体经济层面来处理金融问题，所以我们所建立的CGE模型没有考虑国际游资的因素。如果把国际游资在人民币大幅度升值过程中的流动因素纳入我们的分析之中，我们看到的结果可能更加糟糕。因为国际游资在套利成功以后所产生的大规模退出，直接捅破我国房地产等主导行业中存在的泡沫，使这些行业的资金链断裂，银行呆坏账剧增。所以，人民币大幅度升值对我国金融部门的冲击可能远远超出我们CGE模型预测的程度。 （2）汇率升值对于经济增长和物价稳定的影响 表4 汇率升值对于国内生产总值的影响 汇率升值率（以20002000年国内生产总值2002年国内生产总值年变化率 年汇率为基准） (亿元) （亿元） 0 % 3% % 5% % 10% % 20% % % % 30% % 表5 汇率升值对于通货膨胀的影响 ④本文模型对于家庭金融借贷的预测存在较大偏离，受模型设置影响，此处报告的家庭储蓄增长率的变动数据可能不太准确。 第１１页
汇率升值率（以2000年通货膨胀率 年汇率为基准） 0 % 3%% 5% % 10%% 20% % % % 30%% 表4和表5显示了不同汇率升值方案对于GDP和通货膨胀率的影响。汇率升值会降低GDP的增长速度。在3%和5%的升值在一定有助于抑制经济过热，同时即使升值5%，经济9增长速度依然在国家可以承受的区间。但是，10%的升值却会使GDP增长速度下降个百分点，并超出政府可承受的增长速度的范围，使经济呈现出紧缩和萧条的态势。因为，我国即使在1997-2001年经济萧条阶段，平均经济增长速度也超过了%。经济增长速度低于7%，不仅会使中国加速性经济转型受阻，而且会因为我国过高的收入分配不公等问题而引发一系列社会问题。因此，人民币超过20%的升值所带来的GDP的负增长在很大程度将导致一次大的经济危机和社会危机。中国经济增长之所以对人民币大幅升值的敏感性很大，其关键原因在于：1）我国近期经济增长属于外需拉动型，人民币大幅度升值将直接使外需大幅度下降；2）人民币大幅度升值也将使我国金融部门出现货币供给减少、银行呆坏账增加以及局部金融危机等现象，从而导致宏观经济环境全面恶化。 相比而言，汇率升值对物价影响较小。产生这种结果的原因在于：1）我国出口产品的利润率很低，即使是外需大幅度下降，但由于价格可压缩的空间过于狭小，用人民币表示的物价水平也不会币值上升而过份受到影响；2）另外，中国进口商品价格弹性偏低，人民币升值带来的进口商品的价格下降难以从根本上改变中国商品市场的供求关系；3）X物价变动主要受总产出价格（P）的影响，而总产出价格变动来源于内外价格变动、出口变动、国内产出和总产出变动等多个方面的因素（参见价格方程4），汇率变动仅对出口价格变动产生直接影响，因而汇率升值会造成一定程度的通货膨胀率下降，但影响有限。 上述计量结果与一些学者的估计并不一致。Goldstein（2004）认为汇率升值不会对GDP增速造成大幅影响。他认为1994～2002年期间，人民币贸易加权的实际汇率升值了29%，但中国仍然保持了每年不低于%的增长速度。然而他的分析存在一个问题。1994～2002年9年的时间汇率升值29%，与汇率一次性升值15%～25%的经济影响有实质的区别，而事实上90年代以来，人民币名义汇率虽然有升有降，但年升值率从来没有超过过%（表6）。 表6、 90年代以来人民币名义汇率 年份 名义汇率升值率1990 % 1991 % 1992 % 1993 % 1994 % 1995 % 1996 % 9 十六届五中全会确定的“十一五”年平均增长速度为% 第１２页
1997 % 1998 % 1999 % 2000 % 2001 % 2002 % 数据来源：商务部进出口统计数据 （3）汇率升值对于就业和劳动者报酬的影响 表7 汇率升值对于就业量的影响 汇率升值率（以2000年就业量 2002年就业量 年变化率 2000年汇率为基(万人) （万人） 准） 072085 % 3% 72085 % 5%72085 % 10% 72085 % 20%72085 % % 72085 % 30%72085 % 表8 汇率升值对于劳动者报酬的影响 汇率升值率（以2000年工资 2002年工资 年变化率 2000年汇率为基(元) （元） 准） % 3% % 5% % 10% % 20% % % % 30% % 从表7我们可以清楚看到，人民币轻微升值都会使就业产生巨大的冲击，3%和5%的升值分别使失业人口增加5265万和8648万，而超过10%以上的升值则会导致社会崩溃的失业问题。就业之所以对人民币升值出现高度的敏感性，其关键原因在于，中国产业在国际市场上的竞争优势建立在高度劳动力密集型产业之上，人民币升值将改变我国产业竞争力，使原有高度劳动力密集的产业失去比较优势，并迫使产业向相对资本密集的产业进行转 第１３页
移。这种情况与表8所体现的结果是一致的。从表8我们可以看到，人民币升值不仅没有使工人工资大幅度下降，反而出现了很大幅度的提高，这似乎与GDP和就业的年变化率有一定的冲突。但事实上，失业的增加是集中在高劳动力密集的产业部门，失业者往往是那些技术水平低的工人，因此，本币升值使就业大军由相对资本密集产业的工人组成，其工资水平也就会得到提高。 当然，现实经济运行可能与表7和表8所表现的存在一定的偏差。其原因在于，中国实际就业人数是不将农村就业人口纳入其中的，同时，隐性失业问题也没有得到相应的重视10。 （4）汇率升值对于国内生产和国际贸易的影响 表9、汇率升值对于国内生产和销售的影响 汇率升值率（以2000年国内生产2002年国内生产年变化率 2000年汇率为基和销售(亿元) 和销售（亿元） 准） % 3% % 5% % 10% % 20% % % % 30% % 表10 汇率升值对于出口的影响 汇率升值率（以2000年出口 2002年出口 年变化率 2000年汇率为基(亿元) （亿元） 准） % 3% % 5% % 10% % 20% % % % 30% % 表11 汇率升值对于进口的影响 汇率升值率（以2000年进口 2002年进口 年变化率 10例如，胡鞍钢等估计的中国城镇实际失业率在2000年已高达，同时，农村也存在大量的隐性失业（蒋选，2004，p11～18） 第１４页
2000年汇率为基(亿元) （亿元） 准） 018639 % 3% % 5%18639 % 10% % 20%18639 % % % 30%18639 % 表9～表11显示了汇率升值对于国内生产和进出口的影响。汇率升值使得国内产出和进出口增长同时下降。其下降的趋势与前面GDP变化趋势基本是一致的。3-5%的升值虽然对生产和贸易有一定的抑制作用，但其幅度是在可承受和可调节的范围，但是，10%以上的升值将使国内生产和进出口出现剧烈的收缩，这与前面得出的大幅度升值可能带来经济萧条甚至经济崩溃的结论是一致的。 但值得注意的是，汇率升值导致进口增长减速与通常的预测不符。根据生产方程10和相关原理我们不难解释其中的其原因：1）汇率变动实际上是通过改变相对价格改变进口和国内购买的比例，在国内购买增长下降幅度较大的情况下，本国生产的商品价格下降的幅度可能大于进口价格的下降幅度，通过替代效应，进口增长速度也就会下降；2）汇率的大幅度升值如果导致了我国GDP增长速度的下降，进而导致收入和投资的增长速度下降，通过收入效应和投资效应，进口也可能下降，只是其下幅度要小于国内销售的下降幅度。 附图1还显示了汇率升值会不同程度的扩大非贸易品生产部门的比例。其原因在于，人民币升值有利于改变非贸易品与贸易品的相对价格，使国内贸易品价格在出口减少与进口相对增加的压力下而降低。这将导致本国生产者进行行业调整，加大对非贸易品部门的投资。但是，非贸易部门增加的幅度是比较小的——高达60%的升值率引起的结构调整不到2%。如果考虑到前面部分论证的大幅度升值带来的增长和失业问题，试图依靠单一汇11率调整来解决经济的结构问题是得不偿失的。 五、结论 通过前面中国金融可计算一般均衡模型的构建和相应计量结果的分析，我们可以得出以下结论： 第一、人民币汇率升值从总体上看对于中国金融部门有紧缩的作用。但是，3-5%的升 11需要说明的是本文对于在汇率不变的情况下进出口增长率的预测比2002年的实际值偏低，导致这样结果的原因是本文模型采用了CGE文献中广泛使用的进出口函数，在这种进出口函数中仅价格变量发挥作用，这就忽视了影响进出口的其他重要因素，要得出更精确的定量分析结果需要对模型做进一步的调整。将本文的分析结果与范金等（2004）的分析结果做比较研究将发现主要的分歧也出在国际贸易部分。因此，将中国的具体国情纳入考虑的进出口函数设定对于中国CGE政策模拟质量的提高是十分必要的。尽管如此，即使在范金等的分析结果之上，我们同样可以得出单一汇率调整方案在解决经济结构问题上是行不通的结论。按照他们的分析，受我国出口弹性绝对值小于1和加工贸易比重大的两个重要的现实因素的影响，汇率升值反而会促进出口。在总产出增速变化不大或者增速下降的情况下，非贸易品生产部门的比例不但不会增加，反而会下降。 第１５页
值对金融部门紧缩冲击并不很大，在我国经济局部过热的状况下，小幅升值有利于宏观经济的稳定，有利于金融部门减少过度扩张带来的风险。而5%以上的升值却会对中国金融稳定带来巨大的冲击，它可能通过货币发行的减少、经济增长的恶化和企业盈利的大幅度下降等途径，使银行等金融部门的呆坏账剧增。如果人民币升值幅度超过20%，很可能引发金融危机。 第二、3-5%的升值将使GDP高速增长得到一定程度的抑制，使增长速度趋于政府可以接受的范围。但是，5%以上的升值将带来十分严重的增长和失业的问题，超过10%的升值可能使中国经济提前出现拐点，进入萧条阶段，甚至出现局部的经济危机。 第三、升值对国内生产和进出口的预测基本与对GDP的预测是一致的。大幅度升值将使本国生产和进出口大幅度下降。但是，升值对于国内生产结构的影响却不十分明显。从成本收益的角度考虑，试图依靠单一的汇率调整来解决当前中国经济所存在的结构性问题很可能是得不偿失的。中国经济的结构性问题需要在进一步制度改革的基础上依靠各种政策的综合治理来解决。 综合看来，人民币小幅升值大很大范围是有利于我国经济的发展，而大幅度（5%以上）升值的方案是不可行的，它不仅使中国较为脆弱的金融部门出现剧烈的收缩，而且对实体经济也会带来巨大的损失。因此，未来人民币进一步升值的方案必须采取小幅低频的渐进策略，而想要依靠单一的汇率调整来解决中国的结构性问题也通不过成本收益分析的检验。而不能象一些学者所认为的那样应当一次性大幅度的升值。 第１６页
附表： 1、工资和工业品出厂价格指数的回归分析 Dependent Variable: DLNW Method: Least Squares Sample(adjusted): 1990 2002 Included observations: 13 after adjusting endpoints Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb. DLNP2 -squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 其中，DLNW 是人均工资的对数变化，DLNP2是工业品出厂价格指数的对数变化。结果显示工资的变化和工业品出厂价格的变化是显著相关的（DLNW和DLNP2都是非平稳的，但二者具有协积关系（附表2））。 2、工资的对数变化和工业品出厂价格指数对数变化静态回归残差的单位根检验 Null Hypothesis: RESID03 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations and may not be accurate for a sample size of 12 第１７页
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID03) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1991 2002 Included observations: 12 after adjustments Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb. RESID03(-1) C -squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 3、工资和原材料、燃料、动力购进价格指数的回归分析 Dependent Variable: DLNW Method: Least Squares Sample(adjusted): 1990 2002 Included observations: 13 after adjusting endpoints Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb. DLNP3 -squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 其中，DLNW 是人均工资的对数变化，DLNP3是原材料、燃料、动力购进价格指数的对数变化。结果显示工资的变化和原材料、燃料、动力购进价格的变化是显著相关的（DLNW和DLNP3都是非平稳的，但二者具有协积关系（附表4））。 4、工资的对数变化和原材料、燃料、动力购进价格指数对数变化静态回归残差的单位根检验 第１８页
Null Hypothesis: RESID04 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations and may not be accurate for a sample size of 12 Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID04) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1991 2002 Included observations: 12 after adjustments Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb. RESID04(-1) C -squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 5 、1952年～2002年的资本存量和资本形成总额表 （按2000年价格计算，单位：亿元） 年份 年末资本存量年均资本存量资本形成总额 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 第１９页
1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 第２０页
2000 2001 2002 附图：汇率调整对国内生产结构的影响 （1）2000年国内生产结构 非贸易部门和出口部门产出比例%% （2）汇率升值3%对经济结构的影响 非贸易品生产部门和出口部门比例%% （3）汇率升值5%对经济结构的影响 非贸易品生产部门和出口部门比例%% 第２１页
（4）汇率升值10%对经济结构的影响 %% （5）汇率升值20%对经济结构的影响 非贸易品生产部门和出口部门%% （6）汇率升值%对经济结构的影响 非贸易品生产部门和出口部门比例%% 第２２页
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