《国际贸易问题~2014年第3期国际金融实际汇率升值与经济增长15式转变一一一基于我国省际面板数据的实证研究赵文军摘要:本文在测度1995-2012年我国30个省份实际汇率的基础上，构建了关于实际汇率与经济增长方式的计量模型，利用动态面板系统GMM估计法，分别在全国和地区层面上考察了我国实际汇率升值对经济增长方式转变的影响。研究结果表明，我国各省份实际汇率的变化趋势存在明显差异性，沿海地区实际汇率升值势头强于内陆地区，我国总体实际汇率呈现较快升值态势。在全国层面上，我国实际汇率升值不仅对经济增长方式的转变具有负的直接效应，也会通过与影响经济增长方式的其他因素相互作用对经济增长方式形成正的间接效应，总效应表现为实际汇率升值对经济增长方式的转变发挥促进作用O在地区层面上，沿海地区实际汇率升值对经济增长方式也具有负直接效应和正间接效应，总效应显示为实际汇率升值有助于转变经济增长方式。内陆地区实际汇率升值对经济增长方式的直接和间接效应均为正，对经济增长方式转变的总推进作用强于沿海地区。关键词:实际汇率升值;经济增长方式转变;面板系统GMM估计法一、引言自改革开放以来，我国经济持续强劲增长，2012年我国GDP已高达万亿元，约为1978年的142倍。然而与经济高速增长相伴随的资源短缺和环境污染问题却日益严重，转变粗放型经济增长方式刻不容缓。我国转变粗放型经济增长方式就是要优化生产要素的组合方式，提升全要素生产率对经济增长的贡献率，以减轻经济增长对资本和资源的过度依赖。在市场经济条件下，全要素生产率的提升有赖于价格机制的杠杆效应。实际汇率作为重要的相对价格变量，其变化会影响一国生产要素的积累，改变该国生产要素的组合方式，对该国经济增长方式构成影响。从人民币实际汇率的变化来看，自1994年人民币汇率并轨以来，人民币实际汇率升值趋势明显。尤其是自2005年我国实行汇改新政以来，人民币实际汇率升值趋势进一步加强。因此，研究人民币实际汇率升值如何以及在多大程度上影响我国经济增[基金项目]国家社科基金项目(128几080)、教育部人文社科基金项目(13YJC790214)和深圳市哲学社会科学"十二五"规划课题(1258029)的资助。赵文军:深圳大学经济学院518060电子信箱@一131一
国际金融《国际贸易问题}2014年第3期长方式的转变具有重要的现实意义O实际汇率是影响经济增长或经济增长方式的重要因素O在Dollar(1992)看来，实际汇率贬值会对贫困国家的经济增长发挥强劲推进作用。Razin&Collins(1997)认为实际汇率严重高估或低估均不利于经济增长，温和低估会带来经济的快速增长。Loayzaet al ( 2004 )指出拉美和加勒比海国家的实际汇率高估，通过引发资源错配、增加国际收支危机风险和减少实际经济活动对经济增长产生了负面影响。Hausmannet al (2004)认为经济加速增长往往伴随着实际汇率的贬值。Rodrik (2008)研究表明发展中国家持续的实际汇率贬值增加了贸易部门投资收益，减轻了由制度和市场扭曲而产生的经济成本，进而出现更快的经济增长。Mcloed&Mileva (2011)认为实际汇率贬值促进了全要素生产率和经济增长，其中制造部门的出口是关键的传导路径。Mbaye(2012)研究显示全要素生产率增长是货币低估促进经济增长的最重要渠道，汇率低估10%，通过全要素生产率增长渠道，将促使经济增长毛。当然，也有学者认为实际汇率升值也会对全要素生产率产生积极作用，进而带动经济增长(Onjala，2002; Fu吨，2008)。近年来，随着人民币的国际影响不断增强和国内转变经济增长方式的压力不断加大，部分学者开始研究人民币汇率对我国全要素生产率或经济增长方式的作用关系。索玛琳等(2005)基于我国29个省区1993-2001年面板数据，研究指出人民币实际汇率升值会对我国技术进步产生不利影响，但对效率的提高则会产生有利影响，综合效应表现为对全要素生产率具有较弱的负面影响。姜波克(2007)和莫涛(2007)认为人民币汇率上升通过改变相对价格和企业的微观行为，调整我国宏观经济增长中内涵增长和外延增长之间的比例，在总体上有利于提高我国出口产品的附加值，促进我国内涵经济的增长。刘宇和姜波克(2008)指出人民币汇率升值对国内居民实际收入水平的总效应为正，对国内产业结构的优化和经济增长方式的转变具有积极作用。曹垂龙(2009)认为理论上人民币升值具备中国经济增长方式改善效应，然而现实中却受制于中国国情、人民币升值的成本、产业结构与增长方式的刚性等，形成现实绩效远小于理论效应。尼古拉斯·拉迪和尼古拉斯·博斯特(2013)认为为了保持经济适度较快增长，中国必须转变经济增长方式，摆脱对技资的过度依赖，实现经济再平衡，而再平衡的关键是让市场来决定利率、汇率和能源价格。上述文献对于认识人民币实际汇率与我国经济增长方式关系具有重要参考价值，但要深度把握人民币实际汇率对我国经济增长方式的影响，展开直接的定量研究不可或缺。虽然已有部分文献定量分析了人民币实际汇率与我国全要素生产率的作用关系，但这种作用关系还不足以反映人民币实际汇率对我国经济增长方式的影响。因为全要素生产率增长并非一定伴随着经济增长方式集约化发展，若实际汇率的变化在提升全要素生产率的同时，也带来了大规模的投资扩张和环境破坏，则经济增长方式在全要素生产率增长的同时反而趋向低端化。同时，上述文献也较多地忽略了我国各省份实际汇率变化的非同步性，难以揭示各省份实际汇率对经济增长方式影响的差异性。鉴于此，本文首先测度1995-2012年我国各省份的实际汇率，深层次揭示我国实际汇率的变化特征。然后分析实际汇率对经济增长方式的理论作一132一
《国际贸易问题}2014年第3期国际金融用机制，并据此构建关于实际汇率与经济增长方式的计量模型。最后利用动态面板系统GMM估计法，分别在全国和地区层面上定量考察我国实际汇率升值与粗放型经济增长方式转变的实际作用关系。二、我国实际汇率的度量及特征(一)我国各省份实际汇率的度量方法在我国实际汇率的测度中，一些国际组织如IMF和BIS做了大量的测算工作，并提供了测算结果。同时，出于不同的研究目的，国内学者在实证研究中也对我国实际有效汇率进行了多种测算(巴曙松等，2007;赵先立，2013)，杨盼盼(2011 )甚至对各种实际有效汇率的测算方法进行了述评。与这些研究不同，基于以下考虑，本文将测算我国各省份实际汇率。首先，虽然我国各省份使用统一货币人民币，但由于物价水平的变化和贸易对象的范围及重要性不尽相同，各省份实际有效汇率的变动难以一致。其次，索玛琳等(2005)在研究人民币实际汇率对我国生产率影响时，发现我国各省实际汇率对全要素生产率有不同的作用关系，这就要求我们在考察我国实际汇率升值对经济增长方式影响时，应融人各省实际汇率变化及对经济增长方式作用关系的差异性特征。在计算各省份实际有效汇率指数RE尺，时，我们采用双边贸易加权模型，具体公式如下:-A( Ej/ .. C坷t/ CPlj/ ìων夺一=RER,^x nl一×一一/一-l〉卢υ(1)。尸~lEjO .. CPl/ C呵。j妇νio 其中下标t和0分别表示第t年和基年，类似于IMF做法，我们将基年定在2005年，且设RER为100CPliO0表示i省的消费价格指数，CPl表示jj国或地区的消费价i格指数，CPf;o和CPljo也均为100Ej是以间接标价法表示的人民币与j国或地区货0币的双边名义汇率。问表示i省与j国或地区双边贸易额占该省与所选贸易对象总贸易额的比重。从理论上来说，在计算一省实际有效汇率指数时，应将该省所有贸易对象包括进来，同时采用随时间变化的动态双边贸易权重。但考虑到各贸易对象并非同等重要，以及贸易数据的连续性和可获得性，将各省份参与计算的贸易对象选定为2005年排名前20位的贸易对象。把各省份对外贸易的份额作为权重，对30个省份RERit进行加权平均，可获得我国总体和地区实际有效汇率指数。在数据来源方面，我国30个省份CPI数据取自于EPS数据库，各省份前20位贸易对象CPI数据以及人民币与这些贸易对象货币的双边名义汇率数据来源于IMF和EUI数据库，2005年各省份国别贸易数据来自国研网。(二)我国实际汇率的变化特征利用(1)式，计算出了我国30个省份的实际有效汇率指数①。从计算结果可以看出，自1995年以来，我国实际有效汇率存在如下变化特征:(1)我国总体实际有效汇率在较大的波动中呈现较快升值趋势。如图1所示，①限于篇幅，文中未列出1995-2012年我国各省区实际有效汇率指数数据，可向作者索取。一133-
国际金融《国际贸易问题}2014年第3期自1995年以来，我国实际有效汇率指数经历了上升与下降的相互交替波动过程。1995-1998年、1999-2001年、2005-2009年和2010-2012年是该指数的四个上升阶段，各阶段年均增长率分别为%、%、%和%01998-1999年、2001-2005年和2009-2010年是该指数的三个下降阶段，各阶段的年均降幅分别为%、%和%，下降幅度依次减小。从总体走势来看，1995年以来我国实际有效汇率指数呈现较快升值趋势，年均增长%。(2)各省份实际有效汇率的总体走势具有明显的非一致性。如图2所示，1995-2012年间，我国30个省份实际有效汇率指数的年均增长率范围从黑龙江130 120 110 100 90 80 70 UFMHUFHNOOEM MOOMN OOMO OKNHO -MM OOMOOMOOMODMOHON NCUFN 喝啤咀咀喝啤叫唱唱团咀咀咀白口HHOHMEM晶叫由咀W固11995年以来我国实际有效汇率指数的变化趋势注:实际有效汇率指数上升，表明人民币实际升值。% 盖fZ高§￥理;~要害虫草ZZE量知主主由理E辈革理幸 图21995-2012年我国各省区实际有效汇率指数的年均增长率的%到青海的%，极差达到%。这在一定程度上反映了各省份实际有效汇率的变化趋势不尽相同②。进一步考察线性趋势，我们发现1995-2012年间，在30个省份中，黑龙江、新疆、内蒙古、河北和云南五个省份的实际有效汇率指②本文中沿海地区包括北京、天津、河北、辽宁、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、广西和海南等12个省和直辖市，其他18个省、市自治区归类为内陆地区。一134一
《国际贸易问题}2014年第3期国际金融数呈不同程度的下降趋势，其余25个省份则表现出不同程度的上升趋势。再次表明各省份实际有效汇率的变化趋势具有非同步性。将30个省份归类为沿海和内陆地区，沿海地区实际有效汇率指数年均增长率为%，高于内陆地区的%。(3)各省份实际有效汇率环比增速的差异性有缩小趋向。虽然30个省份实际有效汇率指数的变化趋势各异，但环比增速的差异性在缩小。1996年30个省份的环比增速的标准差为5.饵，1999年达到最大值，在随后的年份内不断减小，2012年降至这表明30个省份实际有效汇率的增速具有收敛性特征。三、模型设定与数据说明(一)计量模型的设定我国转变经济增长方式的本质就是提高经济增长质量，发挥技术进步、劳动力素质的提升和资源利用效率的提高对经济增长的推动作用，即提升全要素生产率在经济增长中的贡献(刘国光，1983;于津平等，2011;赵文军等，2012)。因此，在下面的分析中，我们将全要素生产率对经济增长的贡献率作为经济增长方式的衡量指标。依次假设我国i省I时的生产函数为:瓦=AirkfLfzi，其中凡、Ait，~t、L和itι表示该省总产出、全要素生产率、资本存量、就业人数和能源投人。αi、点和比分别表示该省的资本、就业和能源产出弹性。根据该生产函数，可将i省总产出增长率表示为其全要素生产率增长率gf、资本增长率gf、就业增长率和能源投入增长dd率的函数，即:dgJ=gj+αtg;+yigf(2)igi~ +卢C将(2)式两边同除以giif，用口;表示全要素生产率对经济增长的贡献率d/gJ，则有:明了哨号:+Ytg~r(3) C町t=(1+) l & 该式表明i省经济增长方式的变化取决于其全要素生产率、资本、就业和能源投入的相对变动。若全要素生产率增长率大于资本增长率、就业增长率和能源技人(epgC口增长率的加权和>αigi~+卢Ed+Yzgf)，则增加，该省经济增长方式趋于iIi1集约化。若全要素生产率增长率小于资本增长率、劳动增长率和能源投人增长率的CT加权和cepg:<αigi~+ßigi~ +Yigi7)，则瓦减小，该省经济增长方式趋于低端化。(3)式也说明，若要明晰实际汇率RERit变化对经济增长方式的实际作用关系，有必要定量分析实际汇率与全要素生产率增长率、资本增长率、就业增长率、能源投入增长率、和全要素生产率对经济增长贡献率的关系。因此，设定如下面板数据模型:ψZit=RER+v+μ(4) 。+伊2iIi iI 式中ζ依次取CT瓦、gf、gf、gf、gf和gJ，的为常数项，υt为各省不可观测效μ应，为随机误差项。--135
国际金融《国际贸易问题}2014年第3期为了考察当期应变量值是否受前一期值的影响，我们在计量模型中加人了这些应变量的滞后项，将模型(4)变为动态面板数据模型:Zit=吼叫Zit-l+鸭RERit+V+Pit (5) i 然而，在现实经济中，影响经济增长方式的因素很多，不只是实际汇率。为更好地检验实际汇率与经济增长方式之间的关系，应控制住其他因素的影响，通常做法是引人控制变量。但在控制变量的选择方面，目前没有可供参考的标准。为避免控制变量选择的主观和随意性，借鉴了Frank(2005)和干春晖等(2011)的做法，回避控制变量的选用，利用应变量与实际汇率的交叉项进行控制，将计量模型(5)扩展为:ζ=吼叫Zit_l+的RERit+酌Zit*RERit+v+μit (6) i (6)式中，系数伊2反映与实际汇率相联系的相对价格变化对应变量的影响，叭反映实际汇率变化与影响应变量的其他因素的相互作用对应变量所形成的影响。为便于分析，将的视为实际汇率变化对应变量的直接效应的度量，伊3Z视为实际汇率变化对应变量的间接效应的度量，其中Z为应变量的样本均值。实际汇率变化对应变量的总效应为直接效应与间接效应的加总③。(二)数据说明各省份全要素生产率对经济增长贡献率cn二用各自全要素生产率增长率与实际GDP增长率之比衡量。在测算各省份全要素生产率时，视各省份为基本决策单元，将实际资本存量、就业人数和能源、投入作为技人变量，实际GDP作为产出变量，并假定规模报酬可变。各省份实际GDP数据是根据名义GDP和GDP缩减指数计算而得，GDP缩减指数的基年定在2005年。各省份GDP、就业人数和能源、投入数据来源于各省统计年鉴、《新中国六十年统计资料汇编》和~2013年中国统计年鉴》。由于我国官方未提供省际实际资本存量，我们采用永续盘存法按不变价格估算各省份的资本存量。在利用永续盘存法估算各省实际资本存量中，首年度选在1978年，该年各省份名义资本存量数据来自张军等(2004)。各年度固定资本形成额来自各省统计年鉴和《新中国六十年统计资料汇编}o1978-2004年各省份固定资本折旧额和固定资本形成缩减指数来自《中国国内生产总值核算历史资料:1952-2004}o 2005-2012年各省份固定资本形成额来自《中国统计年鉴}，2005-2012 年各省份固定资本形成缩减指数用固定资产技资价格指数替代，数据来自各省统计年鉴。各省份固定资本形成缩减指数的基期均定在2005年。四、实证结果与分析(一)全国总体的实证分析由于回归变量中出现应变量的滞后项和交叉项，模型(6)存在内生性问题。如果使用传统面板估计方法，则会导致参数估计的有偏性和非一致性。为此，我们采用Arellano& Bover (1995)和Blundell& Bond (1998)提出的系统广义短估计法(SYS-GMM)，并根据Arellano-BondAR序列自相关检验来判断差分的随机扰动③干春晖(2005)在分析经济结构变迁对我国经济增长及波动影响时，也采用了与此类似的评价方法。一136一
《国际贸易问题~2014年第3期国际金融项的自相关性问题，利用Hansen(1982)过度识别J检验来判别工具变量的过度识别问题，根据Difference-in-Hansen检验来判断工具变量的外生性问题。从表1可以看出，各项回归的Hansen检验、Arellano-Bond的AR(2)自相关检验以及Difference-in-Hansen检验的p值均超过10%的显著水平，表明工具变量的选择是有效的，估计结果是合理的。表1全国总样本的系统GMM估计结果EE-mmm应变量ZcπgA gK gL nDDuUw-呻mGO[**** *** ** 乓-1、，dju306[] [] [] 盯*川1剧仰删<o咱川hF] n-[ * * * RER 卜。但7*创，*日，120η』民-OM[] [] 卜]ω-umumω* * 佣*Z*RER mm1」[] [] [] u川日p"n勾币汇9[ω* * * C 7·α2227[] [] (] 队队队以AR(I) onMMNMNAR(2) 队队但Hansen检验 0侃6-4-Diff-in-Hansen "!mmmm工具变量数7 7 7 句滞后数(2 2} (2 2} (4 5} 观测值数510 510 510 510 斗μmu35 JαMn33直接效应 aa旧阳[间接效应 ∞ 叮E总效应 0∞2 注:方括号内数值是经过温德梅杰纠正的二步估计稳健标准差*、料和*树分别表示1%、5%和10%的显著水平;在各项回归中，均选择了collapse选项，避免工具变量过度的偏差AR自相关检验、Hansen过度识别检验以及Diff-in-Hansen工具变量外生性检验报告的均是p值;滞后数是指工具变量的滞后期数。下表同。(1)实际汇率升值的直接效应。从cπ的回归结果看，实际汇率RER的系数为一，在统计上高度显著。这表明我国实际汇率升值对经济增长方式的转变存在直接的负效应，在其他条件不变情况下，实际有效汇率指数每增加1点，将直接致使全要素生产率对经济增长的贡献率减少近个百分点。进一步看实际汇率对各增长率的影响，如表1所示，我国实际汇率升值将直接减缓投资、就业和能源投入的增速，对转变粗放型经济增长方式产生积极作用。但实际汇率升值也直接导致全要素生产率增长率下降，对转变粗放型经济增长方式形成阻碍作用。结合实际汇率升值对增长方式的直接效应为负，可知，此情形下的阻碍作用是强过积极作用的。因为实际汇率升值对资本、就业和能源、投入的增长率存在直接的负面影响，所以实际汇率升值会直接削减经济增速。表1显示，在经济增长率的回归中，实际汇率RER的系数为，通过1%水平的显著性检验。在其他条件不变时，实际有效-137一
国际金融《国际贸易问题}2014年第3期汇率指数每增加1点，将直接导致经济增速下降%。为什么我国实际汇率升值对全要素生产率、投资、就业和能源投入存在直接的负面影响?我们认为这与实际汇率升值直接引致生产要素在部门间重新配置的低效化有关。实际汇率升值意味着贸易品价格相对下降，非贸易品价格相对上升，这对贸易部门的利润空间产生挤压作用，削弱贸易部门的自融资能力和投资积极性，引发贸易部门的生产要素流向非贸易部门④。但由于我国要素市场尚不健全，非贸易部门吸纳能力有一定限度，贸易部门释放出来的生产要素并不能完全被非贸易部门吸收，进而整个社会的资本、就业和能源技人负增长。由于相对于贸易部门，我国非贸易部门生产效率较低，全要素生产率增长较慢，甚至负增长(赵文军等，2011) ，以及在贸易品相对价格下行的打压下，贸易部门生产积极性趋于弱化，我国实际汇率升值对全要素生产率增长率的直接影响就显示为负。(2)实际汇率升值的间接效应。在CTY的回归中，CTY*RER的系数为正值，且在统计上高度显著，这表明我国实际汇率升值对经济增长方式的影响不仅取决于其本身，还有赖于全要素生产率对经济增长的贡献率。当全要素生产率对经济增长的贡献率相对较低时，实际汇率升值对经济增长方式转变的正面影响有限。而当全要素生产率对经济增长贡献率较高时，实际汇率升值则会对转变经济增长方式形成明显的促进作用。该交叉项系数显著为正，也说明我国实际汇率升值与影响经济增长方式的其他变量存在明显的相互作用关系，实际汇率升值对经济增长方式具有间接影响。表l显示这种间接效应的值为，在其他条件不变情况下，实际有效汇率指数每增加1点，将间接地促使全要素生产率对经济增长的贡献率提高约个百分点。进一步看我国实际汇率升值对各增长率的间接效应。在各增长率的回归中，Z*RER的系数均显著为正，各增长率的变化都受到来自实际汇率升值的间接影响。比较而言，实际汇率升值对资本增长率的间接影响最强，在其他条件不变时，实际有效汇率指数每增加1点，资本增长率将提高个百分点。实际汇率升值对就业增长率的间接影响最小，其他条件不变时，实际有效汇率指数每增加1点，就业增长率将提高个百分点。实际汇率升值对全要素生产率增长率的间接正面影响力处在上述两者之间，实际汇率升值是有助于加快我国全要素生产率增长的。结合我国实际汇率升值对经济增长方式存在间接正向作用关系，可知，我国实际汇率升值通过间接途径对全要素生产率，进而对经济增长方式所发挥的积极作用，强过由升值间接扩大资本、就业和能源投人，进而对经济增长方式所形成的阻碍作用。实际汇率升值会间接地加快资本、就业和能源投入的增长，表明实际汇率升值会间接地对经济增长速度发挥推进作用。表1显示，这种间接效应的值达到，即在其他条件不变时，实际有效汇率指数每增加1点，经济增速将提高约个百分点。我国实际汇率升值是如何间接地带动全要素生产率、资本、就业和能源投入增④张斌等(2006)认为作为非贸易品价格与贸易品价格之比的实际汇率，即内部实际汇率，与作为国内价格水平与国外价格水平之比的实际汇率，即外部实际汇率的关系，在满足一些条件时，可直接表现为对数线性关系。一138-
《国际贸易问题~2014年第3期国际金融长的?通常认为，随着世界经济一体化程度的不断深化，经常项目和资本项目是汇率变化影响各国国内经济运行的主要媒介(李建伟等，2003)。在我国，由于资本项目尚未完全开放，对外直接技资又处于起步阶段，对外贸易和FDI成为我国实际汇率升值间接影响国内全要素生产率、资本、就业和能源投人的主要中间变量。长期以来，加工贸易在我国对外贸易中占据很高的比重⑤，该类贸易的主要特点是两头在外，进出口多以外币计价，实际汇率升值对加工贸易企业的负面影响较小，甚至存在正面影响(李辉，2010)。我国一般出口贸易主要集中在需求价格弹性较低、劳动密集型的生活必需品上，加上国内低成本劳动优势，实际汇率升值对一般出口贸易企业的负面影响有限。资源类产品和资本品是我国一般进口贸易的主导产品，实际汇率升值会降低这些产品的进口价格，引发大量进口。由于开放度和国内政策的稳定性，我国实际汇率升值不仅不会减少FDI的流人(徐伟呈等，2010), 在强烈升值预期下，反而促进FDI的内流。FDI的进入通过与FDI配套对国内投资有着显著的挤人效应，促进国内资本形成和就业增加(于津平等，2011)。上述影响促成了实际汇率升值对国内资本、就业和能源投人增长的间接带动作用。不仅如此，由于进口和FDI的增加具有竞争、干中学和技术外溢效应(李小平等，2008; 赵文军等，2012)，实际汇率升值也间接促进了我国全要素生产率的增长。(3)实际汇率升值的总效应。分别加总直接和间接效应，我国实际汇率升值对全要素生产率增长率的总效应为正，对资本、就业和能源投入增长率的总效应均为负，进而对我国经济增长方式的总效应为正，即我国实际汇率升值是有助于粗放型经济增长方式的转变。不过，这种积极作用不是很强劲，因为在CTY回归中，实际汇率升值的总效应值仅有。此外，从各应变量的自身内在作用规律来看，如表1所示，各滞后应变量的系数均为正值，除了glI的系数在统计上不显著，其余系数均在10%的显著水平下拒绝为O的原假设。这表明，我国经济增长方式、全要素生产率增长率、资本增长率、就业增长率和能源投入增长均存在明显的惯性，其中资本增长率的惯性尤强。这说明我国扭转越发粗放的经济增长方式不易，但只要被扭转过来，则在自身的强化作用下，我国经济增长方式将快速趋于高端化。(二)地区的实证分析为考察我国沿海和内陆地区实际汇率与经济增长方式的作用关系，我们分别对沿海和内陆地区的面板数据进行了系统GMM估计，估计结果见表2。在所有10项回归中，Hansen检验、Arellano-Bond自相关检验AR(2)以及Difference-in-Hansen检验的p值都超过10%的显著水平，我们认为在这些回归中工具变量的选择也是有效的，估计结果是合理的。(1)实际汇率升值的直接效应。与全国总体一致，沿海和内陆地区的实际汇率升值均会对全要素生产率增长、资本增长、就业增长和能源增长产生直接的负面效应，这表明沿海和内陆地区都存在由实际汇率升值引起生产要素在部门之间重新配置的低效化现象。比较而言，沿海地区实际汇率升值对全要素生产率增长、资本增⑤尽管2008年国际金融危机后，我国加工贸易在对外贸易中比重下降明显，但到2012年仍占有%。一139一
国际金融《国际贸易问题))2014年第3期长和就业增长的直接负效应略高于内陆地区，这可能与沿海地区经济开放度、对贸易品与非贸易品相对价格变化的敏感度高于内陆地区有关。进一步看实际汇率升值对经济增长方式的影响，沿海地区实际汇率升值对其经济增长方式的直接作用关系显著为负，说明在实际汇率升值的直接促动下，该地区全要素生产率的下降速度是显著快于资本、就业与能源投入的加权降速。内陆地区实际汇率升值对经济增长方式有微弱的、直接的正向作用，说明在实际汇率升值的直接引致下，内陆地区全要素生产率的下降速度是略慢于资本、就业与能源投入的加权降速。在实际汇率升值对经济增速的直接影响方面，沿海和内陆实际汇率升值均将直接致使经济增速明显下滑。在经济增长率的回归中，沿海和内陆地区的RER系数分别为和。(2)实际汇率升值的间接效应。与全国总体一致，沿海和内陆地区的交叉项CTY*RER系数均显著为正。相比较而言，沿海地区的系数值高于内陆地区，这说明沿海地区实际汇率升值与影响经济增长方式的其他变量的相互作用对经济增长方式的推进作用强于内陆地区。进一步计算实际汇率升值对经济增长方式的间接效应值，沿海地区该值为，远大于内陆地区的在g:、gf、g;和gf的回归中，沿海和内陆地区的实际汇率与这些增长率的交叉项系数也均显著为正，表明这两个地区实际汇率升值均会通过与影响这些增长率的其他变量相互影响而间接地提升这些增长率。表2显示沿海地区实际汇率升值对全要素生产率、资本、就业和能源、投表2沿海和内陆地区样本的系统GMM估计结果gA gK gE CTY i 应变量Z沿海内陆沿海内陆沿海内陆沿海内陆沿海内陆 。. ** * * *** 气l[] [] [] [] [] [] [] [] [] [] 树 * * 一* * 一*-0ω* RER [] [] 卜[ [ [ [ [ [ [ * * 。.10** * * * * * * Z净RER[ [8∞] [] [] [] [] [] [] [] [] ** 一* * * * * * * * C [] [] [] [] [] [] [] [] [] [] AR(1) 。. AR(2) 。. Hansen检验 。. Diff-in-Hansen 。. 。. 。. 工具变量数10 7 7 7 7 7 7 7 10 7 滞后数{3 4} {6 6} {3 3) {2 2} {2 2} {4 4} {2 2} {2 2} {3 4} {55} 观测值数204 306 204 306 204 306 204 306 204 306 直接效应 间接效应 。. 总效应 -140 -
《国际贸易问题}2014年第3期国际金融人的间接效应值依次为、013、和，基本都高于内陆地区。之所以沿海地区的这些间接效应值大于内陆地区，认为这与在实际汇率升值的驱使下，我国对外贸易和内流FDI的增加主要集中在沿海地区有关。沿海地区实际汇率升值带动的资本品进口规模和与FDI配套效应高过内陆地区，结果自然有沿海地区实际汇率升值对其资本和就业增长率的促进作用大于内陆地区。也正是因为进口规模和FDI内流规模远高于内陆地区，沿海地区来自进口和FDI的竞争、干中学及技术外溢效应强于内陆地区，从而有沿海地区实际汇率升值对全要素生产率增长率的积极作用也超过内陆地区。(3)实际汇率升值的总效应。加总直接和间接效应，沿海地区实际汇率升值对全要素生产率和能源投入增长的总效应均为正，对资本和就业增长的总效应均为负，而内陆地区实际汇率升值对全要素生产率、资本、就业和能源投入增长的总效应一致性地表现为负。在实际汇率升值对经济增长的总效应方面，沿海地区实际汇率升值对经济增速基本没有影响，总效应值接近0。内陆地区实际汇率升值对经济增速有微弱的负面影响，总效应值为一。在实际汇率升值对经济增长方式的总效应方面，沿海和内陆地区有明显差异。沿海地区实际汇率升值对经济增长方式的总效应值为，内陆地区为，内陆地区实际汇率升值对经济增长方式转变的促进作用明显强于沿海地区O在经济增长方式的自身内在作用规律方面，沿海地区CT乓i系数值为负，内陆地区CT~_l系数值为正，但在统计上均不显著。这说明就单个地区而言，沿海和内陆地区当期全要素生产率对经济增长的贡献率都几乎不受前期值的影响，但融入这两个地区的相互联系后，将这两个地区视为一个整体，正如全国总样本的回归结果，当期全要素生产率对经济增长的贡献率就明显受到前期值的影响，使粗放型经济增长方式表现出明显的惯性。五、主要结论本文首先对1995-2012年间我国30个省份的实际有效汇率进行了测算，然后利用省际面板数据，分别在全国和地区两个层面上考察了我国实际汇率升值对转变粗放型经济增长方式的影响。经过深入分析，形成如下主要结论:(1)我国各省份实际汇率的变化趋势存在明显差异性，绝大多数省份的实际汇率表现出不同程度的升值趋向，少数省份的实际汇率却显示出贬值之势。沿海地区实际汇率升值势头强于内陆地区。我国总体实际汇率在较大波动中呈现出较快升值趋势。(2)在全国层面上，我国实际汇率升值不仅对经济增长方式的转变具有负的直接效应，抑制经济增长方式的转变。也会通过与影响经济增长方式的其他因素相互作用对经济增长方式的转变形成正的间接效应，推动经济增长方式的转变。正负效应相抵后，我国实际汇率升值对转变经济增长方式发挥促进作用。(3)在地区层面上，沿海地区实际汇率升值对经济增长方式的转变具有直接、不利的影响，而内陆地区实际汇率升值则会对经济增长方式形成直接、有利的影响。一致地，沿海和内陆地区实际汇率升值均会通过与影响经济增长方式的其他因一141一
国际金融《国际贸易问题~2014年第3期素相互作用对转变经济增长方式产生间接的促进作用。分别加总直接和间接效应，沿海和内陆地区实际汇率升值均有助于经济增长方式的转变，其中内陆地区的推进作用强于沿海地区。[参考文献]巴曙松、吴博、朱元倩，(2007) "汇率制度改革后人民币有效汇率测算及对国际贸易、外汇储备的影响分析"~国际金融研究》第4期。曹垂龙，(2∞9) "论人民币升值的中国产业升级效应:现实与理论之悖论"<亚太经济》第6期。常玉苗，(2011) "我国海洋经济发展的影响因素:基于沿海省市面板数据的实证研究"<资源与产业》第5期。干春晖、郑若谷、金典范，(2011) "中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响"~经济研究》第5期。姜波克，(2007)啕衡汇率理论与政策新框架的三探索二茬子自然资源角度的分析，"~国际金融研究》第1期。李辉，(2008) "人民币实际有效汇率对我国加工贸易影响的实证分析，"~国际贸易问题》第5期。李建炜、余明，(2003) "人民币实际有效汇率的波动及其对中国经济增长的影响，"<世界经济》第11期。李小平、卢现祥、朱钟橡，(2008) "国际贸易、技术进步和中国工业行业的生产率增长"~经济学(季刊)>>第2期。李占雷、尚春硕、苏巧等，(2012) "煤炭类上市公司融资优序选择行为研究基于面板数据的实证分析，"<资源与产业》第2期。刘国光，(1983) {论经济改革与经济调整>>，江苏人民币出版社。刘字、姜波克，(2008) "汇率变动与经济增长方式的转换一-基于结构优化的视角，"~国际金融研究》第10期。莫涛，(2∞7) "汇率变动、产品附加值和内涵经济增长"<<国际金融研究》第1期。尼古拉斯·拉迪、尼古拉斯·波斯特，(2013) "论中国经济再平衡"~国际经济评论》第3期。索玛林·加罗蒙特·吉莱妮、华萍，(2005) "人民币实际汇率与中国的生产率"~南大商学评论》第2期。徐伟虽、范爱军，(2011) "人民币实际汇率变动对中国FDI流入的影响-一基于1979-2008年数据的实证研究"~世界经济研究》第4期。杨盼盼、徐建炜，(2011) "实际汇率的概念、测度及影响因素研究:文献综述"~世界经济》第9期。于津平、许小雨，(2011) "长三角经济增长方式与外资利用效应研究"<国际贸易问题》第1期。张军、吴桂英、张吉鹏，(2004) "中国省际物质资本存量估算1952-2∞0，"<经济研究》第10期。赵先立，(2013) ..入民币实际汇率决定与失调的新视角一一基于NOEM框架，"<<经济评论》第1期。赵文军、陈勇、赵登峰，(2011) "全要素生产率、人民币汇率与中国贸易收支，"<<财经研究》第11期。赵文军、于津平，(2012) "贸易开放、FDI与中国工业经济增长方式"~经济研究》第8期。Arellano Manuel and Bover Olympia, (1995) "Another Look at位lelnstrumental Variables Estimation of Error Components Models," Jow刀a1of Econometrics 68 (1) , 29-51. Blundell Richard and Bond. Stephen, (1998) "Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models," lowηaJ of Econometrics 87 (1) , 115-143. Dollar David, (1992) "Outward-Oriented Developing Economies Really Do Grow More Rapidly: Evidence from 95LDC s, 1976-1985," Economic Deve10pment and Cu1tura1 Change 40 (纱，523-544 Frar业，Mark w., (2005) "Income Inequality and Economic Growth in the US:A Panel Cointegration Approach," SamHouston State University Working Paper. Fung Loretta, (2008) "Large Real Exchange Rate Movements, Firrn Dynamics, and Productivity Grow鼠"Canadian JournaJ of Economics 41 (2) , 391-424. Hansen Lars P., (1982) "Large Sample Properties of Generalized Method of Moments Estimators," Econo›metrica, 50 (4) , 1029-1054 Hausmann Ric缸do，Pritchett Lant, Rodrik, Dani, (2004) "Growth Accelerations," NBER Working Paper -142 -
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