孫 剛，谷 宇

(1.東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025;2.大連理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116023)

一、引 言

按照傳統(tǒng)的國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，匯率升值將導(dǎo)致一國產(chǎn)品的相對價格上升，出口下降，進(jìn)口上升，造成經(jīng)常賬戶的惡化，最終造成一國經(jīng)濟(jì)緊縮。在2007年美國次貸危機(jī)爆發(fā)后，特別是在2008年演變?yōu)槿蚪?jīng)濟(jì)危機(jī)后，世界經(jīng)濟(jì)迅速緊縮，外部需求大幅度下降，我國外貿(mào)部門受到了相當(dāng)大的影響。在此背景下，將人民幣匯率變動因素從其他因素中剝離出來，全面考察人民幣匯率變動對一國總體及局部經(jīng)濟(jì)的影響，就成為政府及經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。但是，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究人民幣匯率體制變革及匯率行為變動對整個國家的影響，很少有更深入地研究人民幣匯率變動對某一省域、市域經(jīng)濟(jì)的影響的文獻(xiàn)。

基于此，筆者認(rèn)為需要選取典型城市，深入分析人民幣匯率形成機(jī)制改革引發(fā)的人民幣匯率水平及波動性的變化對某一市域經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)。特別是在后金融危機(jī)時期，人民幣匯率再次進(jìn)入升值預(yù)期通道的時候，更有必要從區(qū)域的視角來考察人民幣匯率改革(以下簡稱“匯改”)至今引發(fā)的匯率變動的影響，以期為匯率機(jī)制改革及區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供支持和決策參考。筆者選取大連市作為研究目標(biāo)，主要是出于下述兩方面考慮:第一，作為第一批沿海14個開放城市之一，大連市的對外開放程度較高，利用外資水平、外資企業(yè)比重和企業(yè)外銷比重等指標(biāo)都高于全國平均水平，這意味著整體經(jīng)濟(jì)受人民幣匯率的影響可能要甚于其他城市。第二，大連市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也具備一定的特殊性，一方面，地處東北老工業(yè)基地使得大連具備良好的工業(yè)基礎(chǔ)。在裝備制造、石油化工和電子信息等方面具備產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢;另一方面，一些現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，如金融業(yè)、軟件外部產(chǎn)業(yè)、物流業(yè)和旅游業(yè)等產(chǎn)業(yè)在大連市的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中也占到相當(dāng)比重。而人民幣匯率變動對上述不同部門(可貿(mào)易部門和非可貿(mào)易部門)的沖擊是存在一定差異的。因此，研究匯率體制變革對大連市經(jīng)濟(jì)的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和長遠(yuǎn)意義。

二、文獻(xiàn)綜述及“匯改”對大連市經(jīng)濟(jì)影響分析

1．文獻(xiàn)綜述

在匯率水平變動對貿(mào)易影響方面，國外學(xué)者的研究多是通過測算進(jìn)出口商品的需求價格彈性，來考察馬歇爾—勒納條件(ML條件)是否成立，從而檢驗(yàn)匯率升值或貶值對一國貿(mào)易收支的影響。但各經(jīng)驗(yàn)研究基于不同的研究對象和方法，得出的結(jié)論也并不一致，有研究認(rèn)為匯率升值或貶值都可能導(dǎo)致貿(mào)易收支惡化，也有研究認(rèn)為匯率波動對貿(mào)易影響很微弱。較早的研究主要是使用最小二乘法的計量方法來檢驗(yàn)ML條件是否成立，但各研究并未達(dá)成一致，如Goldstein和Khan[1－2]、Bahmani－Oskooee[3]等。此后，學(xué)者們注意到數(shù)據(jù)存在的非平穩(wěn)性問題，開始應(yīng)用協(xié)整模型、分布滯后模型、向量自回歸模型等模型進(jìn)行研究，但仍沒有取得一致的結(jié)論。Bahmani－Oskooee和Tanku[4]利用分布滯后模型對東歐11個新興市場國家的J曲線效應(yīng)進(jìn)行了分析，結(jié)果顯示，只有少數(shù)國家存在“J”曲線效應(yīng)。盧向前和戴國強(qiáng)[5]采用協(xié)整向量自回歸模型對人民幣實(shí)際匯率與我國進(jìn)出口之間的長期關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，人民幣實(shí)際匯率水平變動對我國進(jìn)出口存在著顯著的影響，ML條件成立。陳六傅和錢學(xué)鋒[6]以中國與G－7各國1990—2005年季度貿(mào)易數(shù)據(jù)為樣本，采用自回歸分布滯后模型和邊限檢驗(yàn)法，對中國與G－7各國雙邊貿(mào)易方程進(jìn)行了協(xié)整估計。

如同理論假設(shè)的，匯率升值或貶值對產(chǎn)出的影響也是不確定的。關(guān)于實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證分析，Edwards[7]最早運(yùn)用相關(guān)發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，將實(shí)際GDP與貨幣增長、政府支出、匯率、貿(mào)易條件等變量進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)貨幣貶值傾向于使產(chǎn)出減少。Agenor[8]運(yùn)用發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，將產(chǎn)出對實(shí)際匯率的當(dāng)期值和預(yù)期值以及貨幣供給、政府支出、國外收入等變量進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)非預(yù)期性貶值能夠促進(jìn)產(chǎn)出增長，而預(yù)期性貶值卻使產(chǎn)出減少。Rodriguez等[9]運(yùn)用包括產(chǎn)出、實(shí)際工資、匯率、價格、貨幣的變動及索羅剩余的向量自回歸模型對秘魯宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)匯率貶值對產(chǎn)出水平會形成負(fù)向沖擊。由于人民幣匯率的長期升值趨勢及近期的升值預(yù)期背景，很多研究都關(guān)注了人民幣匯率在實(shí)體經(jīng)濟(jì)方面的波動效應(yīng)，基本上得出了人民幣匯率升值不利于貿(mào)易、投資對經(jīng)濟(jì)增長具有緊縮效應(yīng)的結(jié)論。范金等[10]采用社會核算矩陣技術(shù)，分析了人民幣升值效應(yīng)，認(rèn)為人民幣升值不會改變我國的貿(mào)易順差狀況，人民幣升值對GDP的影響不大。魏巍賢[11]通過建立中國可計算一般均衡模型研究了人民幣升值對中國經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)果表明人民幣升值對中國實(shí)際GDP增長的影響是負(fù)向的并且是非線性的。李眾敏和吳凌燕[12]基于全球貿(mào)易分析模型采取協(xié)整和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，認(rèn)為從長期看人民幣升值對產(chǎn)出、出口有著明顯的負(fù)面影響。與上述研究的理論基礎(chǔ)不同，施建淮[13]的研究強(qiáng)調(diào)匯率升值可能導(dǎo)致產(chǎn)出增長的一些作用機(jī)制，并應(yīng)用向量自回歸模型分析得出人民幣匯率升值對中國經(jīng)濟(jì)會產(chǎn)生緊縮性影響。

上述綜述表明，在考察匯率變動對一國或區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的時候，研究匯率對進(jìn)出口的影響效應(yīng)是必要的一環(huán);而由于進(jìn)出口僅是影響經(jīng)濟(jì)增長的因素之一，因此也有必要突破局部均衡的框架進(jìn)行一般均衡的研究，即構(gòu)建系統(tǒng)化的模型，考察匯率變動對經(jīng)濟(jì)增長的最終影響。

2．大連市出口變動狀況

在2005年匯率體制變動伊始，大連市的外貿(mào)部門還是受到了較大的沖擊，如圖1所示。大連市出口額同比增幅出現(xiàn)大幅下降，由2季度的45.84%下降到3季度的16.93%，4季度出現(xiàn)負(fù)增長，達(dá)到4.70%。但在2006年，可以看到大連市出口仍保持了迅猛的增長，同比增速達(dá)到了20%左右。而此次全球金融危機(jī)導(dǎo)致的外需下降明顯比人民幣匯率升值造成的影響要大，2007年3季度出口額就出現(xiàn)同比下降，較上一季度下降19.38%。2009年1季度，大連市出口總額出現(xiàn)了負(fù)增長，達(dá)到25.85%。

圖1 大連市出口增長率(%)

如果進(jìn)一步區(qū)分企業(yè)的所有制性質(zhì)，可以看出，在2005年人民幣“匯改”以后，大連市的中外合資企業(yè)也受到了大幅度的沖擊，這表明在匯率升值的背景下，外銷程度更高的中外合資企業(yè)受到的沖擊也不可小視。同比增幅由2005年2季度的70.05%下降到3季度的27%，到了2006年1季度，同比增幅已經(jīng)降到了8.85%。隨著“匯改”之后人民幣升值，可以看到中外合資企業(yè)出口增幅逐步下降，受人民幣升值壓力以及全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，中外合資企業(yè)出口同比增幅在2009年1季度已經(jīng)降到33.60%;對于中外合作企業(yè)，2005年的“匯改”并沒有造成其出口同比增幅下降，反而上升到2005年4季度的31.84%;對于外資獨(dú)資企業(yè)，2005年的“匯改”造成了其出口同比增幅出現(xiàn)了大幅下降，由2005年2季度的24.48%下降到了0.08%，2005年4季度以后甚至出現(xiàn)了負(fù)增長。同樣，受全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，中外合作企業(yè)和外資獨(dú)資企業(yè)出口同比增幅于2008年2季度以后出現(xiàn)了大幅下降。

3．大連市整體經(jīng)濟(jì)變動狀況

從表1可以看出，在2005年人民幣匯率形成機(jī)制改革后，雖然匯率升值造成了一定的影響，但影響程度較小。大連市的整體經(jīng)濟(jì)仍然在2005—2009年實(shí)現(xiàn)了穩(wěn)步快速發(fā)展。國民生產(chǎn)總值在2006年增長率為15%，2007年增長率為22%，2008年大連市國民生產(chǎn)總值年增長率達(dá)到70.80%。財政收入在這三年內(nèi)也表現(xiàn)為迅猛增長。2005年地方財政一般預(yù)算收入151.42億元，比上年增長29.20%。2006年實(shí)現(xiàn)地方財政一般預(yù)算收入196.1億元，比上年增長29.50%，2007年實(shí)現(xiàn)地方財政一般預(yù)算收入268億元，比上年增長36.60%，增幅為1985年大連市實(shí)行計劃單列以來最高水平，2008年受金融危機(jī)影響，財政收入增速有所減緩，但實(shí)現(xiàn)地方財政一般預(yù)算收入339.1億元，比上年增長26.50%，2009年財政收入實(shí)現(xiàn)18%的年增長率。與此同時，內(nèi)需也較為旺盛，社會消費(fèi)品零售總額年增長率都和GDP增長率基本保持一致，只有在崗職工平均工資漲幅要弱于GDP增長率。2005—2009年，大連市經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，金融機(jī)構(gòu)本外幣各項(xiàng)存款年末余額和居民儲蓄存款年末余額雖然一直穩(wěn)步上升，但是漲幅有所下降，而2008年經(jīng)濟(jì)形勢不佳，居民儲蓄存款年末余額增長尤為明顯。

表1 2005—2009年大連市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r

續(xù)表

三、人民幣匯率變動影響大連市進(jìn)出口的效應(yīng)分析

1．理論分析框架

在實(shí)證研究中，常規(guī)的做法是假定出口需求是貿(mào)易伙伴國收入水平Y(jié)f、本國出口商品價格PEX和匯率E(間接標(biāo)價法)等變量的函數(shù)。由此得到出口需求函數(shù):

Xd表示出口，假定商品供給的價格彈性無窮大。其中 ?Xd/?Yf＞0，?Xd/?PEX＜0，?Xd/?E ＜0。同理，本國進(jìn)口需求主要是本國的收入水平Y(jié)、外國進(jìn)口商品價格PIM和匯率E等變量的函數(shù):

X＇d表示進(jìn)口，假定商品供給的價格彈性無窮大。其中?X＇d/?Y ＞0，?X＇d/?PIM＜0，?X＇d/?E ＜0。

由于影響一國進(jìn)出口總量的主要因素除去價格因素、產(chǎn)出需求能力外，還需要考察一國關(guān)稅水平、貿(mào)易壁壘等因素，因此筆者在模型中引入開放度這一變量，用以衡量大連市的對外開放水平。考慮開放度的影響，因此，(1)式和(2)式可以改寫為(3)式和(4)式:

進(jìn)一步引入兩個結(jié)構(gòu)性變量D2001和D2005，分別用來反映我國加入WTO和人民幣匯率形成機(jī)制改革這兩個體制性變革事件的影響。中國在2001年末正式加入了WTO，這對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了深入而廣泛的影響，也推動著出口歷經(jīng)了1990年以來持續(xù)時間最長的繁榮階段;中國產(chǎn)品面臨的關(guān)稅和貿(mào)易壁壘等大幅度降低和解除，多年累積的出口潛力得以充分釋放。同時，加入WTO將全球競爭性規(guī)則引入我國的產(chǎn)業(yè)競爭格局，我國競爭性產(chǎn)業(yè)部門開始加速市場化改革，產(chǎn)品多元化不斷上升，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，在國際上的競爭力與日俱增，這對我國整體經(jīng)濟(jì)、東部地區(qū)乃至大連市都是影響深遠(yuǎn)的。2005年人民幣匯率形成機(jī)制改革后，人民幣匯率彈性增加，同時表現(xiàn)為持續(xù)性的小幅升值，但累積升值幅度非常顯著。因此，有必要考察兩個體制性變動的影響。

本文采取的匯率是實(shí)際有效匯率。比起名義匯率，實(shí)際有效匯率能夠更準(zhǔn)確地反映一國在國際上商品和勞務(wù)的相對競爭力。同時，2005年“匯改”實(shí)施后，人民幣匯率波動程度加劇，匯率風(fēng)險被引致到經(jīng)濟(jì)體中。由于我國經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)軌階段，貿(mào)易主體的風(fēng)險意識和避險能力都在逐步完善當(dāng)中，因此本文將人民幣匯率波動這一風(fēng)險因素vt引入大連市的進(jìn)出口模型以進(jìn)一步考察匯率波動性與進(jìn)出口的相互關(guān)系。

綜上，假定上述變量采取乘積的函數(shù)形式，則在(3)和(4)式兩邊取對數(shù)，再考慮我們引入的結(jié)構(gòu)性變量和匯率風(fēng)險，則可得到大連市出口模型(5)和大連市進(jìn)口模型(6):

2．GARCH模型度量匯率波動性

由于匯率波動性不能直接觀測到，因此必須給出適當(dāng)?shù)牧慷取Ｓ捎贕ARCH模型能夠反映高頻數(shù)據(jù)所表現(xiàn)出的條件方差的時變特性及正向的自相關(guān)特性(聚類現(xiàn)象)，因此近來被廣泛應(yīng)用在波動性的度量上。GARCH(p，q)模型的一般形式如下:

均值方程

條件方差方程:

本文采用GARCH(1，1)模型來度量人民幣匯率波動性，均值方程采取自回歸形式，隱含了人民幣匯率是隨機(jī)游走過程的基本假設(shè)。進(jìn)一步通過GARCH模型的方差方程得到的條件方差來衡量匯率波動性，估計結(jié)果如下:

由此模型條件方差作為匯率波動性vt(見圖2所示)。

圖2 人民幣實(shí)際有效匯率波動性

由于中國在1994年的匯率并軌對人民幣實(shí)施了大幅貶值，并且這一階段中國整體經(jīng)濟(jì)和外貿(mào)運(yùn)行良好，外界對人民幣形成了升值預(yù)期;同時人民幣實(shí)際有效匯率也持續(xù)上升，未顯著偏離均衡水平，匯率變動方向同預(yù)期一致，因此匯率波動性較小。而1997年末，由于亞洲金融危機(jī)的影響，外部對人民幣形成了強(qiáng)大的貶值預(yù)期，而人民幣堅(jiān)持不貶值，變動同預(yù)期不一致，因此增大的條件方差導(dǎo)致匯率波動性減少。在2001年加入WTO后，中國外貿(mào)順差和外匯儲備持續(xù)增長，人民幣升值預(yù)期不斷加強(qiáng)，人民幣匯率偏離均衡水平的程度提高，并在2005年出現(xiàn)較大水平的低估，導(dǎo)致了匯率波動性的減少。2005年7月人民幣“匯改”實(shí)施后，人民幣匯率彈性顯著增加。

3．?dāng)?shù)據(jù)處理及模型估計

本部分實(shí)證研究中所應(yīng)用的各變量的含義和處理方法如下:lnIM表示大連市的實(shí)際進(jìn)口額的對數(shù)形式，是將美元計價的大連市出口額轉(zhuǎn)變?yōu)橐匀嗣駧庞媰r的出口額再除以我國的出口價格指數(shù)、再取對數(shù)得到的;lnEX表示大連市的實(shí)際出口額的對數(shù)形式，是將美元計價的大連市進(jìn)口額轉(zhuǎn)變?yōu)橐匀嗣駧庞媰r的進(jìn)口額再除以我國的進(jìn)口價格指數(shù)、再取對數(shù)得到的;Y表示大連市的產(chǎn)出水平，是由大連市的實(shí)際GDP來替代的;Yf表示外國的產(chǎn)出水平，此處以美國GDP指數(shù)來表示的。①實(shí)際上應(yīng)由大連市主要貿(mào)易伙伴國的GDP根據(jù)其貿(mào)易份額進(jìn)行加總后確定，但考慮到獲取相應(yīng)數(shù)據(jù)存在一定難度，且美國占世界貿(mào)易額的20%，故此處以美國GDP指數(shù)代替。REER表示人民幣實(shí)際有效匯率。PIM表示大連市商品的進(jìn)口價格指數(shù)，這里我們用我國的商品進(jìn)口價格指數(shù)來近似替代;PEX表示大連市商品的出口價格指數(shù)，這里我們用我國商品的出口價格指數(shù)來近似替代。OPEN表示大連市的開放度，是由大連市的進(jìn)出口總值與GDP之間的比值所定義的。v表示人民幣實(shí)際有效匯率的波動性，如前所述，D2001表示我國加入WTO的影響，在2001年3季度之前取0，在3季度后取1。D2005表示人民幣匯率形成機(jī)制改革，在2005年2季度前取0，在2季度后取1。本文的數(shù)據(jù)區(qū)間是從1995年1季度到2009年4季度，數(shù)據(jù)來源是大連市統(tǒng)計年鑒、中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)、國際貨幣基金組織出版的國際金融統(tǒng)計(International Finance Statistics，IFS)。

根據(jù)方程(5)進(jìn)行估計，由于大連市商品的出口價格指數(shù)不顯著，將其剔除，得到方程(11)，括號中的值為t統(tǒng)計量。

根據(jù)方程(11)，大連市出口受美國GDP滯后一期的影響較大，系數(shù)達(dá)到了1.02，滯后一期美國GDP指數(shù)每上升1%，大連市的出口將下降2.80%。這意味著一旦外部經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)緊縮，將較為顯著地影響大連市的出口。大連市出口在2008年美國次貸危機(jī)全面演變?yōu)槿蚪鹑谖＜敝畷r，也受到了一定程度的影響。

而人民幣匯率升值對大連市出口的緊縮作用也非常顯著，人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，則大連市出口將下降0.74%。大連市開放度每變動1個百分點(diǎn)，大連市出口相應(yīng)同方向變動0.51個百分點(diǎn)，而加入WTO和人民幣匯率形成機(jī)制改革對大連市出口也存在著正向影響，這意味著從長期而言，市場開放程度越高、更靈活的匯率機(jī)制，都有利于出口的增長。

匯率波動對大連市出口產(chǎn)生了較小的正向沖擊，說明大連市出口受匯率波動影響較小，這與大連近幾年出口貿(mào)易飛速增長是分不開的，軟件外包和出口加工在大連市對外貿(mào)易中占有很大的分量，這些企業(yè)受匯率波動影響相對較小。另外，2007年大連大窯灣保稅港區(qū)正式運(yùn)營，由于處于天然的地理優(yōu)勢，政府對大連市出口企業(yè)扶持力度較大，出口呈現(xiàn)持續(xù)的增長。

針對模型(6)估計大連市進(jìn)口方程，得到進(jìn)口方程(12)，括號中的值為t統(tǒng)計量:

由估計結(jié)果可以看出，方程中對于實(shí)際有效匯率、進(jìn)口價格指數(shù)、匯率波動性的系數(shù)估計并不是很顯著，這可能是由于國際貨幣基金組織計算和公布的實(shí)際有效匯率指數(shù)主要涉及17個工業(yè)化國家，而對日、韓、德及澳大利亞貿(mào)易在大連市對外貿(mào)易中占有很大比例，因此采用人民幣實(shí)際有效匯率對大連市進(jìn)口估計結(jié)果不顯著。但是從經(jīng)濟(jì)含義上說估計方程對人民幣實(shí)際有效匯率、大連市GDP、大連市開放程度、大連市進(jìn)口價格指數(shù)、匯率波動性對大連市進(jìn)口量之間的關(guān)系進(jìn)行了較好的闡述。大連市GDP的增長對進(jìn)口的影響是正向的，即隨著大連市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，大連市進(jìn)口額也相應(yīng)增加。開放度對大連市進(jìn)口有著比較明顯的促進(jìn)作用，表明隨著對外開放程度的逐步提高，關(guān)稅及非關(guān)稅貿(mào)易壁壘對進(jìn)口的影響都大大降低，有力地促進(jìn)了大連市的進(jìn)口。而人民幣匯率形成機(jī)制改革，對大連市進(jìn)口的影響是負(fù)向的，同時匯率波動對大連市進(jìn)口也產(chǎn)生了負(fù)向影響。

四、人民幣匯率變動影響大連市經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)分析

1．理論分析框架

本文通過借鑒Edwards[7]的研究，構(gòu)建包含要素價格的、由商品市場及貨幣市場構(gòu)成的一般均衡模型來判斷匯率變動對產(chǎn)出的影響效應(yīng)。根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)一般均衡理論，一國的宏觀經(jīng)濟(jì)可以分為兩個基本的市場:商品市場和貨幣市場。當(dāng)商品市場上的總供給等于總需求時，商品市場均衡;當(dāng)貨幣市場上的貨幣總供給等于貨幣總需求時，貨幣市場均衡。如果商品市場與貨幣市場同時均衡，則宏觀經(jīng)濟(jì)均衡，此時的宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在一個均衡的關(guān)系。下面，首先分析商品市場均衡時的情況:

該方程將國民收入恒等式分為總需求TD和凈出口NX兩個部分，其中，Y代表國民收入，REER是實(shí)際有效匯率，NX(REER)表明凈出口的變動是實(shí)際匯率的函數(shù)。

該方程說明了影響總需求的一些因素，其中，RW為實(shí)際工資，實(shí)際工資越高，消費(fèi)越多，從而增加總需求;r為利率水平，利率越高，投資減少，總需求減少;G為政府支出，政府支出增加會直接導(dǎo)致國民收入的增加。

商品市場均衡時:

在貨幣市場上，貨幣的供給由中央銀行所決定，貨幣的需求主要是滿足交易和預(yù)防動機(jī)的貨幣需求以及滿足投資動機(jī)的貨幣需求。這些貨幣需求可以看成收入Y增函數(shù)和利率r的減函數(shù)即:

當(dāng)貨幣市場均衡時，貨幣需求等于貨幣供給，Md=Ms，因此，

貨幣市場均衡:

當(dāng)商品市場和貨幣市場同時達(dá)到均衡時:

因?yàn)閷?shí)際工資RW等于名義工資(W)扣除物價水平(P)，所以將實(shí)際工資用名義工資和物價水平替換，則公式(19)可改寫為:

由此，得到了在宏觀經(jīng)濟(jì)均衡時，國民收入(Y)由名義工資(W)、物價水平(P)、政府支出(G)、貨幣供給(M)和實(shí)際匯率(REER)所決定。據(jù)此，可建立一個考察人民幣實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的6變量VAR模型。

本文基于上述模型和大連市的季度數(shù)據(jù)，建立一個描述大連市經(jīng)濟(jì)的VAR模型，考慮到大連市的貨幣量M不可獲，我們用大連市的社會消費(fèi)零售總額來進(jìn)行替代，因此VAR模型中的6個變量組成的向量為:X=(Y，W，P，G，C，REER)'。

2．?dāng)?shù)據(jù)處理及平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本部分實(shí)證研究中所應(yīng)用的各變量的含義如下:Y表示大連市的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，W表示大連市的職工工資，用大連市在崗職工社會平均工資衡量，P表示大連市的價格水平，以大連市消費(fèi)者價格指數(shù)(CPI)經(jīng)環(huán)比CPI數(shù)據(jù)定基處理轉(zhuǎn)化得來，G表示大連市政府支出，C表示大連市社會消費(fèi)零售總額，以上數(shù)據(jù)均取自大連市國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報，REER表示人民幣實(shí)際有效匯率，來源于國際清算銀行(BIS)。本文的數(shù)據(jù)區(qū)間是從1999年1季度到2009年4季度。

由于協(xié)整檢驗(yàn)僅對于已知非平穩(wěn)的序列有效，因此應(yīng)用ADF(Augment Dicker－Fuller)檢驗(yàn)考察數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果表明各變量的原值都是I(1)過程，而各二階差分變量都是I(0)過程，因此需要進(jìn)一步對這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

3．變量間協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文采用Johansen(1995)基于VAR的協(xié)整檢驗(yàn)方法對6個模型系統(tǒng)中的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)AIC判據(jù)和SIC判據(jù)，我們選取向量自回歸的滯后階數(shù)為4階。在表3給出了Johanson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 向量X協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量的結(jié)果表明這6個變量的VAR模型中存在4個協(xié)整向量，說明這6個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即大連市國內(nèi)生產(chǎn)總值與大連市在崗職工工資、社會消費(fèi)零售總額、人民幣實(shí)際有效匯率、大連市消費(fèi)者物價指數(shù)和大連市財政收入之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，由于每個模型的變量組都至少存在一個協(xié)整向量，因此變量的非平穩(wěn)性不再是一個特別需要關(guān)注的問題。有些經(jīng)濟(jì)學(xué)家建議:如果經(jīng)濟(jì)理論并不能確定變量組是否存在協(xié)整關(guān)系或者協(xié)整向量的形式是什么，那么按水平變量估計VAR模型的做法要好于先估計協(xié)整向量然后估計含有誤差修正項(xiàng)的VAR模型(即向量誤差修正模型，簡記為VEC模型)的做法。因此本文也采取按照水平變量估計的VAR模型來進(jìn)行研究。

進(jìn)一步，為判斷變量間的關(guān)系，我們采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來考察人民幣實(shí)際匯率REER究竟是不是其他變量變動的影響因素，結(jié)果如表4所示。其中，滯后階數(shù)是根據(jù)AIC準(zhǔn)則來進(jìn)行選擇的。從表4中可以看出，REER是大連市政府財政收入、在崗職工工資、價格水平的Granger原因的原假設(shè)被拒絕，即可以說明REER是影響財政收入、在崗職工工資、價格水平的關(guān)鍵因素。匯率對各項(xiàng)產(chǎn)生影響的時滯較小。但匯率REER并不是影響遼寧省產(chǎn)出、社會消費(fèi)品零售總額的Granger原因，在10%的置信度水平下原假設(shè)仍然被接受。

表4 變量間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

4．基于脈沖響應(yīng)函數(shù)研究變量間的動態(tài)關(guān)系

明確了變量間的協(xié)整關(guān)系，我們關(guān)心的是1單位的匯率波動對大連市其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，因此這里我們基于脈沖響應(yīng)函數(shù)來判斷匯率變動對其他變量的沖擊效應(yīng)。

首先我們判斷1單位的匯率變動對大連市經(jīng)濟(jì)總量和財政收入的脈沖響應(yīng)的沖擊效應(yīng)，結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率REER的升值將對大連市經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的緊縮效應(yīng)，即形成負(fù)向沖擊，并且持續(xù)的時間較長，如圖3所示。圖3也表明，匯率升值在開始的5個季度內(nèi)對GDP幾乎不產(chǎn)生影響，是在10個季度后才逐步表現(xiàn)出抑制了經(jīng)濟(jì)增長的作用。圖3還表明，匯率升值對GDP產(chǎn)生的沖擊將延續(xù)30個季度以上，并且這種影響從第10季度開始轉(zhuǎn)為負(fù)向沖擊，隨后逐步擴(kuò)大，在第15個季度左右達(dá)到峰值，且一直維持穩(wěn)定水平。這意味著自2005年啟動的人民幣匯率形成機(jī)制改革所引發(fā)的人民幣匯率的持續(xù)升值，其長期影響在未來一段時期內(nèi)還會對大連市的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。圖4表示，1單位的匯率變動對大連市財政收入的沖擊較小。匯率變動并沒有引起財政收入的下降，反而有小幅度的上升，即匯率對財政收入的沖擊從當(dāng)期開始一直呈現(xiàn)正向的上升趨勢。

圖3 匯率1單位變動對GDP的脈沖響應(yīng)

圖4 匯率1單位變動對財政收入的脈沖響應(yīng)

進(jìn)一步我們判斷1單位的匯率變動對大連市經(jīng)濟(jì)社會消費(fèi)品零售總額和價格的沖擊效應(yīng)。結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率REER的升值將對大連市的消費(fèi)產(chǎn)生一定程度的正向沖擊的影響。但效果不是很明顯，且一直保持在一定水平上，如圖5所示。匯率變動對價格產(chǎn)生了顯著的負(fù)向沖擊影響。按照宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)，匯率升值導(dǎo)致進(jìn)口產(chǎn)品價格下降，出口產(chǎn)品價格上升，更多的消費(fèi)者將轉(zhuǎn)向外國商品，外需也同時下降，從而總需求下降，導(dǎo)致價格下降。如圖6所示，匯率升值的影響也將在15期左右達(dá)到峰值，而在30期左右沖擊影響才得以消除。

圖5 匯率1單位變動對消費(fèi)的脈沖響應(yīng)

圖6 匯率1單位變動對價格的脈沖響應(yīng)

圖7 匯率1單位變動對平均工資的脈沖響應(yīng)

最后我們判斷1單位的匯率變動對大連市在崗職工平均工資的影響。如圖7所示，結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率REER的升值也會導(dǎo)致工人工資出現(xiàn)下降。2005年“匯改”以后人民幣一直保持小幅度的升值，對對外企業(yè)造成了一定的影響，引起就業(yè)機(jī)會下降，導(dǎo)致工資下降，但由于大連經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長，在30期左右，匯率變動對在崗職工平均工資的影響逐步消失。

五、結(jié)論與政策建議

2005年實(shí)施的人民幣匯率形成機(jī)制改革迄今為止，對我國各省際的經(jīng)濟(jì)增長總量、經(jīng)濟(jì)增長模式、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等都產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響，大連市作為對外開放程度較高的城市，其經(jīng)濟(jì)增長總量和模式也發(fā)生了相應(yīng)的變動。在這一時期，大連市依靠其傳統(tǒng)的裝備制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，致力于推動附加值較高的商品出口，較為成功地抵御了人民幣顯著升值對外貿(mào)部門的沖擊，在貿(mào)易總量上保持了較為迅猛的增長勢頭。但是，“匯改”引發(fā)的人民幣升值對大連市經(jīng)濟(jì)的負(fù)面沖擊也是不可小視的。通過研究我們發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率升值對大連市外貿(mào)部門存在一定的負(fù)向沖擊效應(yīng)，也發(fā)現(xiàn)匯率升值將在較長時期內(nèi)對大連市經(jīng)濟(jì)總量、平均工資、居民消費(fèi)等產(chǎn)生一定程度的消極影響。

考慮到人民幣匯率將在較長的階段內(nèi)呈現(xiàn)升值趨勢，且匯率波動性增強(qiáng)，大連市應(yīng)做好下述防范措施:

第一，需要加強(qiáng)企業(yè)外匯風(fēng)險意識。企業(yè)必須根據(jù)自己的成本、能力等實(shí)際情況來選擇對自己有力的計價貨幣和結(jié)算方式及適合自身風(fēng)險結(jié)構(gòu)的金融產(chǎn)品。企業(yè)內(nèi)部要建立科學(xué)的財務(wù)管理機(jī)制，健全資金風(fēng)險的日常監(jiān)測管理，充分利用金融衍生工具來規(guī)避匯率風(fēng)險。

第二，鼓勵金融機(jī)構(gòu)加大金融創(chuàng)新力度。商業(yè)銀行應(yīng)針對不同類型企業(yè)開發(fā)不同的規(guī)避匯率風(fēng)險的金融衍生產(chǎn)品?，F(xiàn)有規(guī)避匯率風(fēng)險的金融衍生產(chǎn)品有外匯期權(quán)、外匯掉期交易、遠(yuǎn)期合同等，商業(yè)銀行應(yīng)開發(fā)更多適用于企業(yè)規(guī)避匯率風(fēng)險的金融衍生工具，以增加企業(yè)匯率避險的選擇權(quán)，提高風(fēng)險對沖能力。

第三，加大政府對企業(yè)的扶持。在當(dāng)前形勢下，政府應(yīng)繼續(xù)為企業(yè)提供更好的發(fā)展環(huán)境，從而幫助企業(yè)提高抵抗匯率風(fēng)險的能力。除增加優(yōu)惠政策外，應(yīng)增加引進(jìn)人才措施，加大科技研發(fā)力度，擴(kuò)大生產(chǎn)品種，鼓勵引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)，增強(qiáng)企業(yè)的核心競爭力。

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