汪彩玲

（河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)系，鄭州 450002）

0 引言

政府消費(fèi)是指政府為全社會(huì)提供公共服務(wù)的消費(fèi)支出和免費(fèi)或以較低價(jià)格向住戶提供的貨物和服務(wù)的凈支出。在開放經(jīng)濟(jì)條件下，政府消費(fèi)也是影響實(shí)際匯率的重要因素之一。但早期關(guān)于實(shí)際匯率的研究通常不考慮政府消費(fèi)的因素，后來(lái)人們逐步認(rèn)識(shí)到政府消費(fèi)對(duì)實(shí)際匯率的影響，才將政府消費(fèi)加到實(shí)際匯率的研究中。因此，研究政府消費(fèi)對(duì)匯率的增長(zhǎng)效應(yīng)也有較為重要的意義。

政府消費(fèi)對(duì)匯率增長(zhǎng)效應(yīng)的影響主要通過(guò)關(guān)稅途徑來(lái)實(shí)現(xiàn)。由于貶值增加了用國(guó)內(nèi)通貨衡量的進(jìn)口品和出口品的價(jià)值，貶值之后稅收將會(huì)提高。從本質(zhì)上來(lái)說(shuō)，這是收入從私人部門向公共部門的重新分配。稅收增加意味著私人部門的購(gòu)買力下降。私人支出可能下降，這與私人可支配收入下降相對(duì)應(yīng)。假定公共部門的邊際消費(fèi)傾向低于私人部門，整個(gè)支出將會(huì)下降，結(jié)果是總需求將會(huì)受到影響。關(guān)稅在政府預(yù)算收入中的比例越高，貶值對(duì)總需求的負(fù)面影響越大。

1 模型設(shè)定和變量介紹

1.1 模型設(shè)定

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)典文獻(xiàn)中有許多分析模型，如Baumol（1980）、Barro and Sala-i-Martin（1992）、Mankiw（1992）、Acemoglu（2002）以及Fajnzylber et al.（2002）等，這些被廣泛使用的基本模型都包含了初始變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，通過(guò)在模型中加入控制變量可以檢驗(yàn)條件收斂。Paulo（2007）將這一經(jīng)典的增長(zhǎng)回歸模型引入實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究中，得到了較好的研究結(jié)果。這一模型既克服了第一類模型中的自變量與古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型不一致的缺點(diǎn)，又能夠用于跨國(guó)的面板數(shù)據(jù)分析。因此，本文借鑒Paulo（2007）的分析框架，采用增長(zhǎng)回歸模型來(lái)分析實(shí)際匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。模型形式如下：

模型的因變量為人均GDP增長(zhǎng)率，自變量為初始的人均產(chǎn)出水平、實(shí)際匯率和其他的一些控制變量。選取的控制變量為人力資本、經(jīng)濟(jì)自由度、對(duì)外開放度、投資率、人口增長(zhǎng)率，這些控制變量是Levine and Renelt（1992）的跨國(guó)經(jīng)驗(yàn)研究中表明的在增長(zhǎng)回歸方程中具有穩(wěn)健性的重要控制變量。相應(yīng)的增長(zhǎng)回歸方程如下：

式（8）為控制了人力資本和其他變量后的“條件收斂”回歸方程，yi,0指第i個(gè)國(guó)家初始的人均產(chǎn)出水平，β1系數(shù)理論值為正，T表示時(shí)間長(zhǎng)度，yi,T表示每個(gè)時(shí)段最后一年的人均產(chǎn)出，方程左邊表示的是每個(gè)時(shí)段的平均人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率，reri,t表示每個(gè)時(shí)段的平均實(shí)際匯率水平，edui,0表示每個(gè)時(shí)段的初始人力資本，efwi,0表示每個(gè)時(shí)段的初始經(jīng)濟(jì)自由度，cii,t表示每個(gè)時(shí)段平均的投資率，popi,t表示每個(gè)時(shí)段的平均人口增長(zhǎng)率。模型中除了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和人口增長(zhǎng)率外，其余變量均轉(zhuǎn)化為對(duì)數(shù)形式。

然后引入政府消費(fèi)變量以分析實(shí)際匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是否會(huì)因政府消費(fèi)的變化而有所不同。在式（2）中引入政府消費(fèi)與實(shí)際匯率的交叉項(xiàng)，相應(yīng)的增長(zhǎng)回歸方程如下：

式（3）中，CGi,t表示政府消費(fèi)變量。若交叉項(xiàng)的符號(hào)與lnrer系數(shù)符號(hào)相同，則說(shuō)明政府消費(fèi)比例越大，實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的正向（負(fù)向）關(guān)系越強(qiáng)。相反地，若交叉項(xiàng)符號(hào)與lnrer系數(shù)符號(hào)相反，則說(shuō)明政府消費(fèi)比例越大，二者之間的正向（負(fù)向）關(guān)系越弱。本文運(yùn)用這一方法來(lái)判斷政府消費(fèi)對(duì)匯率增長(zhǎng)效應(yīng)的影響。

1.2 指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)來(lái)源和估計(jì)方法

本文采用PWT①PWT是由設(shè)在賓夕法尼亞大學(xué)的國(guó)際比較中心，利用世界發(fā)展指標(biāo)的數(shù)據(jù)（發(fā)達(dá)國(guó)家是用經(jīng)合組織的數(shù)據(jù)替代）加工而成的。中全部的187個(gè)國(guó)家1970～2000年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，在此我們以1970年作為基期，采用六個(gè)時(shí)間段，分別為1971～1975、1976～1980、 1981～1985、 1986～1990、 1991～1995、1996～2000年對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

在本文所使用的數(shù)據(jù)中，人均產(chǎn)出數(shù)據(jù)運(yùn)用PWT中的人均GDP數(shù)據(jù)，匯率運(yùn)用外部實(shí)際匯率，其計(jì)算公式其中，E為用直接標(biāo)價(jià)法表示的名義匯率，P和P?分別表示本國(guó)和外國(guó)的物價(jià)總水平，RER上升表示實(shí)際匯率升值，下降表示實(shí)際匯率貶值。數(shù)據(jù)來(lái)自PWT數(shù)據(jù)庫(kù)。人力資本包括教育和健康兩部分，但限于數(shù)據(jù)，通常僅以教育水平指標(biāo)來(lái)代表人力資本水平的高低。本文采用Barro（2000）的人均受教育年限數(shù)據(jù)來(lái)衡量各國(guó)每期期初的人力資本。

對(duì)經(jīng)濟(jì)自由度的測(cè)評(píng)目前主要有兩個(gè)機(jī)構(gòu)，美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)和加拿大弗雷澤研究所。弗雷澤研究所從5個(gè)方面衡量經(jīng)濟(jì)自由度，這5個(gè)方面分別是政府規(guī)模、法律結(jié)構(gòu)與產(chǎn)權(quán)保護(hù)、貨幣政策合理性、對(duì)外交往自由度及信貸、勞動(dòng)力與商業(yè)管制等。自由度數(shù)值為1到10，指數(shù)大小與自由度大小成正比。本文采用弗雷澤研究所的經(jīng)濟(jì)自由度數(shù)據(jù)。使用資本形成總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比率來(lái)衡量投資率。數(shù)據(jù)根據(jù)PWT中投資率數(shù)據(jù)按五年平均計(jì)算而得。人口增長(zhǎng)率是增長(zhǎng)理論中決定穩(wěn)態(tài)水平的重要控制變量之一，這一數(shù)據(jù)是采用WDI中歷年人口增長(zhǎng)率5年的幾何平均求得。采用政府消費(fèi)占GDP比重（CG）來(lái)衡量政府消費(fèi)比例。數(shù)據(jù)來(lái)自WDI（2005），每個(gè)時(shí)間段的數(shù)據(jù)用五年平均求得。

本文采用面板數(shù)據(jù)模型方法，運(yùn)用SYS—GMM估計(jì)量對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

2 變量的描述統(tǒng)計(jì)

首先對(duì)187個(gè)國(guó)家2000年的人均GDP進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)。從人均收入的分布看，低于1000美元的國(guó)家有20個(gè)，收入分布在1000～2999美元的有38個(gè)國(guó)家，3000～7999美元的有58個(gè)國(guó)家，8000～19999美元的有40個(gè)國(guó)家，20000～29999美元的國(guó)家有25個(gè)，30000美元以上的國(guó)家有6個(gè)。人均GDP的分布如表1所示。所有國(guó)家的人均GDP均值為9179.3美元，而中高收入國(guó)家的人均GDP數(shù)值為18721.8美元，是中低收入國(guó)家人均GDP均值的5.6倍，兩組經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)實(shí)力差別較大。

表1 人均GDP的統(tǒng)計(jì)描述 (單位：美元)

對(duì)2000年的政府消費(fèi)比重?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行分類并做描述統(tǒng)計(jì)，所得結(jié)果如表2所示。從表中可以看出，中低收入國(guó)家的消費(fèi)比重平均值為25.923%，稍高于中高收入國(guó)家的消費(fèi)比重（19.8244%）。對(duì)兩組數(shù)據(jù)的均值進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)兩組變量均值具有顯著差異。

表2 對(duì)政府消費(fèi)比重的統(tǒng)計(jì)描述 （單位：百分比）

3 模型估計(jì)與參數(shù)分析

3.1 未添加任何控制變量的面板數(shù)據(jù)模型分析

本文首先使用1970～2000年不同時(shí)段的數(shù)據(jù)，對(duì)未添加任何控制變量的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，人均產(chǎn)出初始值的系數(shù)為負(fù)且顯著，與增長(zhǎng)回歸模型的預(yù)期符號(hào)相符，實(shí)際匯率的系數(shù)為負(fù)，但是并不顯著，這主要是由Balassa-Samuelson效應(yīng)所引起的。因此，必須加入控制變量才能清楚地分析實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

表3 實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（無(wú)控制變量）

3.2 添加重要控制變量后的面板數(shù)據(jù)模型分析

在上述模型的基礎(chǔ)上添加人力資本、經(jīng)濟(jì)自由度、對(duì)外開放度、投資率、人口增長(zhǎng)率和時(shí)間變量來(lái)研究實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。運(yùn)用xtabond2方法，采用SYS-GMM估計(jì)量對(duì)模型（2）進(jìn)行估計(jì)。所得結(jié)果如表4所示。

表4列出了收斂性框架下添加相關(guān)控制變量后的估計(jì)結(jié)果。為控制各子時(shí)間段的動(dòng)態(tài)差異，將時(shí)間變量也作為控制變量加入到模型中。從表4中第二列可以看出，除時(shí)間變量以外，每一變量系數(shù)值均符合預(yù)期。實(shí)際匯率的系數(shù)值顯著為負(fù)，說(shuō)明剔除了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)匯率的反向影響之后，貶值有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。人力資本的初始值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為正；經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為正；投資率越高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越大；人口增長(zhǎng)率越高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起反向的作用。這些結(jié)果與Barro（1991）和Paulo（2007）的估計(jì)結(jié)果一致。

為了檢驗(yàn)不同收入水平的國(guó)家實(shí)際匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，按照IMF的收入分組將187個(gè)國(guó)家分為中低收入國(guó)家和中高收入國(guó)家兩類，分別對(duì)它們進(jìn)行估計(jì)，所得結(jié)果如表4第三、四列所示。從表中可知，中低收入國(guó)家和中高收入國(guó)家的匯率系數(shù)均為負(fù)，表明其匯率貶值均促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與傳統(tǒng)的貶值擴(kuò)張理論相符，而與某些研究結(jié)論不符。人力資本的初始值、投資和人口增長(zhǎng)率的系數(shù)符號(hào)均符合預(yù)期，而兩組國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度均不顯著，中低收入國(guó)家的人口增長(zhǎng)率系數(shù)不顯著。比較兩組系數(shù)后發(fā)現(xiàn)：中低收入國(guó)家實(shí)際匯率系數(shù)絕對(duì)值低于中高收入國(guó)家，人力資本系數(shù)低于中高收入國(guó)家，而投資率卻高于中高收入國(guó)家，人口增長(zhǎng)率系數(shù)絕對(duì)值低于中高收入國(guó)家。由于中低收入國(guó)家多為欠發(fā)達(dá)國(guó)家，其特點(diǎn)為人均受教育程度低于中高收入國(guó)家，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠投資拉動(dòng)，國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)多為勞動(dòng)密集型，需要的勞動(dòng)力較多。而中高收入國(guó)家人均受教育年限高于中低收入國(guó)家，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)多為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，對(duì)低水平勞動(dòng)力需求較小，因此導(dǎo)致了兩組國(guó)家之間各變量系數(shù)產(chǎn)生上述差別。

3.3 添加交叉項(xiàng)的面板數(shù)據(jù)模型分析

表5列出了加入政府消費(fèi)占GDP比例后的估計(jì)結(jié)果。方程（1）是所有國(guó)家的樣本估計(jì)結(jié)果，實(shí)際匯率的系數(shù)顯著為負(fù)，交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明政府消費(fèi)的比例越大，貶值對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)作用就越小，這與我們的理論預(yù)期相符合，其余變量系數(shù)均顯著且符合預(yù)期。中低收入國(guó)家與總體樣本國(guó)家的估計(jì)結(jié)果非常接近。而中高收入國(guó)家的實(shí)際匯率系數(shù)為正且不顯著，交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)不顯著，這說(shuō)明政府消費(fèi)比重的大小對(duì)中高收入國(guó)家的匯率與增長(zhǎng)關(guān)系影響不大，但也同時(shí)說(shuō)明各國(guó)匯率對(duì)增長(zhǎng)的影響隨其政府消費(fèi)比重的不同具有異質(zhì)性。這可能是由于中高收入國(guó)家的平均政府消費(fèi)比重低（小于20%，與中低收入國(guó)家有顯著差異），不滿足MPG＜1的條件。對(duì)比其他變量的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，人力資本的系數(shù)均顯著為正，兩組系數(shù)值非常接近，經(jīng)濟(jì)自由度的系數(shù)為正但不顯著，投資率的系數(shù)均顯著為正；人口增長(zhǎng)率系數(shù)均為負(fù)，但中高收入國(guó)家人口增長(zhǎng)率的系數(shù)絕對(duì)值大大高于中低收入國(guó)家。

4 結(jié)論

在開放經(jīng)濟(jì)條件下，匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響受到多種因素的影響，而政府消費(fèi)數(shù)值的大小對(duì)匯率的增長(zhǎng)效應(yīng)有著較大影響。本文首先通過(guò)構(gòu)建一個(gè)簡(jiǎn)單的凱恩斯分析框架，從理論上分析了政府消費(fèi)對(duì)匯率增長(zhǎng)效應(yīng)的影響，然后運(yùn)用全球187個(gè)國(guó)家1970～2000年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，并通過(guò)引入實(shí)際匯率與政府消費(fèi)比例的交叉項(xiàng)，考察了政府消費(fèi)對(duì)匯率增長(zhǎng)效應(yīng)的影響程度。實(shí)證研究表明，不管是中高收入國(guó)家還是中低收入國(guó)家，貨幣貶值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響均為正。且政府消費(fèi)的比重越大，貶值的增長(zhǎng)效應(yīng)越小。因此，對(duì)于一個(gè)要通過(guò)調(diào)節(jié)匯率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的國(guó)家來(lái)說(shuō)，貨幣貶值不失為一個(gè)較為穩(wěn)妥的方法，而政府消費(fèi)比例也是其中一個(gè)較為重要的調(diào)節(jié)變量之一。對(duì)于正處在匯率調(diào)整期的我國(guó)，更應(yīng)該充分考慮政府消費(fèi)比重對(duì)匯率增長(zhǎng)效應(yīng)的影響，謹(jǐn)慎合理地制定我國(guó)的匯率政策。

表4 實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：收斂性回歸框架下的估計(jì)結(jié)果

表5 政府消費(fèi)對(duì)實(shí)際匯率增長(zhǎng)效應(yīng)的影響

[1]Caves R，F(xiàn)rankel J，Jones R.World Trade and Payment[M].Harper：Harper Collins College Publishers，1996．

[2]Cooper R.Currency Devaluation in Developing Countries[M].New Ha?ven：Yale University Press，1971．

[3]Branson W.Economic Adjustment and Exchange Rates in Developing Countries[M].Chicago：University of Chicago Press，1986．

[4]Santaella J，Vela A．The 1987 Mexican Disinflation Program:An Ex?change Rate Based Stabilization?[J].Economia Mexicana，2005,(1)．

[5]Hala E.The Effect of Devaluation on Output in the Egyptian Economy:A Vector Autoregression Analysis[J].International Research Journal of Finance and Economics，2008,（14）．

[6]Krugman P，Taylor L.Contractionary Effects of Devaluation[J].Journal of International Economics，1978,(8)．

[7]Robert J,Barro,Xavier Sala-I-Martin．Public Finance in Models of Economic Growth[J].Review of Economic Studies，1992,59(4)．

[8]Mankiw N,Romer D,Weil D．A Contribution to the Empirics of Eco?nomic Growth[J].The Quarterly Journal of Economics,1997,107(2)．

[9]Fajnzylber P，Loayz N．Economic Growth in Latin America and the Caribbean[M].Washington DC:The World Bank,2005．

[10]Gala P.Real Exchange Rate Levels and Economic Ddevelopment:Theoretical Analysis and Econometric Evidence[J].Cambridge Jour?nal of Economics,2008,32(2)．

[11]Levine R,Renelt D．A Sensitivity Analysis of Cross-country Growth Regressions[J].American Economic Review，1992,82(4)．

[12]Robert J Barro．Inequality and Growth in a Panel of Countries[J].Journal of Economic Growth,2000,5(1)．

[13]Robert J Barro．Economic Growth in a Cross Section of Count Ries[J].The Quarterly Journal of Economics,1991,106(2)．

[14]趙西亮.匯率變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：面板協(xié)整分析[J].廈門大學(xué)學(xué)報(bào)，2008，（2）．