人民币升值与我国制造业升级实证研究

李新功

(河南大学 工商管理研究所，河南 开封 475001)

人民币升值与我国制造业升级实证研究

李新功

(河南大学 工商管理研究所，河南 开封 475001)

1994年以来，人民币兑美元一直处于升值的趋势。随着中国经济的进一步发展，人民币兑美元升值的趋势更加明显。这对中国制造业出口带来不小压力，也给制造业升级带来挑战。本文选取1990年到2013年的年度数据,验证人民币升值对制造业产业结构升级,发现初期的人民币升值对制造业升级存在一定的正效应，之后具有负效应；随着制造业升级，人民币逐渐升值是自然趋势。最后提出人民币升值趋势下制造业升级的对策与建议。

人民币升值；制造业升级；产业结构；汇率改革

一、引言

在开放经济条件下，任何国家的产业结构调整都必须放在国际化背景下斟酌。全球化已将国家的制造业置于国际产业链中。一国的产业结构调整，不仅仅是自己国家一厢情愿，而且要牵涉到他国产业结构、产业链的上下游之间的相应变动。当然，在产业结构调整过程中，汇率作为一个重要的外部价格信号，引导资源在国际间配置，对一国产业结构的调整有着重要而深远的影响，在开放经济产业结构调整中显得尤为重要。制造业是我国国民经济的主导产业，其产业的升级是推动我国整体产业结构升级的重要力量。制造业升级是制造业由低技术水平、低附加值状态向高技术水平、高附加值状态演变的过程，强调的是充分利用内外部条件，更高效的将投入变为产出。尤其是进入新世纪以来，我国经济步入了工业化中后期阶段，制造业面临的内外部环境发生了很大的变化：人民币面临持续升值的压力，“人口红利”逐渐消失，长期以来粗放型经济增长模式遭遇资源和环境瓶颈，特别是人民币的持续升值对制造业产品出口带来了不小压力，不少国内外学者认为对中国制造业升级产生了巨大冲击。面对美国金融危机后的制造业复苏，以及世界主要发达国家的制造业振兴计划，我国要实现《中国制造2025》战略，加速调整制造业产业结构，优化制造业产业布局，必须要弄清楚人民币升值对制造业结构的升级的影响问题；尤其是美国金融危机后，有人大肆鼓吹人民币被操纵的论调，叫嚣人民币贬值是中美贸易长期失衡的根本原因，试图强迫人民币升值，以扼制中国制造业的发展。而国内也存在对人民币升值的多元化声音，认为人民币升值会抑制制造业升级，损坏我国的工业化基础。因此，文章研究人民币升值对我国制造业产业结构的影响，不仅具有一定理论意义，而且具有实践意义，为政府调整人民币汇率政策、促进制造业产业结构升级具有现实意义。

二、文献综述

(一)国际贸易视角研究产业结构

亚当·斯密(Adam Smith)在1776年出版的《国民财富的性质及原因的研究》专著中提出“剩余的出路”理论，认为国际贸易通过改善一国产品结构来影响一国产业结构，之后的迈因特(Myint)对该理论进一步完善，指出一国可以通过国际贸易的方式，为本国剩余资源和产品寻找出路，从而解决了资源过剩和效率低下问题，优化了本国产业结构。罗伯特·索洛提出国际贸易的开展，可以在短时间内积累专业化的知识和人力资本，并获得技术外溢效应，这些重要的生产要素促进了一国贸易结构的发展，并带动了产业结构的优化升级。钱纳里等人，通过对日本、以色列、韩国以及中国台湾等国家和地区的20世纪50年代至70年代统计数据的研究，发现制造业等加工部门的增长对出口的依赖很明显，工业化进程与贸易之间存在着明显的关联性，规模较小的经济实体尤为突出。近年来，我国学者对国际贸易促进本国产业结构升级影响的研究不断增多。李新功等[1]通过研究发现国际贸易结构和本国产业结构关系密切并且相互促进，产业结构升级能力与经济外向程度具有很强的相关性。但是也有部分学者认为对外贸易对我国产业结构升级的影响是非常有限的。陈明森[2]认为劳动密集型产品的对贸易对产业结构的影响是有限的。张伟、李勇等[3]认为进口会给国内处于幼稚阶段的产业带来冲击，影响国内同类企业的发展和相应产业的成长，进而影响产业结构升级的进程。吴进红[4]认为要达到贸易结构优化促进产业结构优化的目的，必须自身具有一定的生产水平，能吸收进口产品的外溢效应，并带动国内生产水平较低企业的发展，最终实现进口替代，产业结构优化升级的目的。但是，现实是多数发展中国家被锁定在低附加值的劳动密集型产业生产上，很难实现产业结构的优化升级，贸易结构优化产业结构的路径存在现实障碍。陈虹[5]指出，在新的国际分工下，贸易结构与产业结构之间的关系似乎不再是简单的、单向的、线性关系，而是一种更加复杂的、网状的、立体的耦合关系。以上学者从不同的角度论证了贸易结构和产业结构的影响，从总体上看，基本上都认为国际贸易结构和本国产业结构是相互影响，但是，贸易结构对不同产业的影响程度是不同的。

关于人民币升值通过国际贸易对制造业产业结构升级影响，国内外很多学者做过相关的研究。Willem Thorbecke、Hanjiang Zhang[6]研究了中国对30多个国家出口劳动密集型产品，对产业结构的影响，实证结果表明，人民币的升值会极大地减少中国服装、家具、和鞋类的出口；另外，外汇收入的增加、中国资本存量的增加、中国竞争者之间的合作，会提高中国制造业高附加值产品的出口，因此，中国的制造业出口结构明显优化。周业樑[7]认为人民币升值减少了我国劳动密集型、资源密集型等低技术制造业的利润空间，促使这些企业为了生存不得不提高技术含量和竞争力，从而提升低技术制造业产业结构。在出口导向经济发展模式下，我国低端制造业产品对汇率的变化相对敏感，企业承受能力也相对较弱。一般情况下，本币升值会对低效率产业具有“挤出效应”，迫使其提高竞争意识和提高劳动生产率，从而有利于产业和产品的升级。冯晓华、张玉英[8]将人民币汇率分成总体汇率、分行业进口汇率、分行业出口汇率，三种汇率对中国制造业细分行业的实证研究表明：三种汇率升值降低了劳动密集型部门工人的福利，其中对依赖出口的企业造成的冲击最大；三种汇率升值提高了资本密集型部门和技术密集型部门工人的福利，其中，投入品进口途径和制成品进口途径的进口汇率造成的冲击最大,在此情况下越来越多的工人流向资本密集型部门和技术密集型部门，从而优化了制造业资源配置，促进制造业产业结构进一步优化。李永宁，任强[9]通过对国外经典文献的研究和我国调查数据发现，目前是实施产业转移和产业机构调整时机，人民币升值对我国贸易的整体收益大于成本。赵文军[10]对1984—2007 年中国制成品行业的协整检验和 ARDL 方程诊断结果表明：从长期来看，人民币实际汇率升值会通过抑制高新技术产业的出口，改善高新技术产业的贸易收支恶化；然而，从短期来看，人民币实际汇率升值有助于提高高新技术产业的出口竞争力，从而提升高新技术产业出口在制造业出口中的比重。欧阳艳[11]利用实证分析方法发现，人民币实际汇率与中国对外直接投资逆向技术的溢出存在负相关关系，人民币汇率的下降，即，升值导致外商直接投资逆向技术存在正的溢出效应，也就是说，会提升中国的生产技术，从而促进中国产业结构的提升。胡宗义、刘亦文[[12]设计四种不同的汇率升值情景,利用一个中国经济的动态CGE模型—MCHUGE，模拟分析了人民币升值对我国制造业的影响。研究结果表明:在人民币汇率升值的过程中,各行业进出口量的增长具有缩小效应, 且人民币汇率升值依然会使制造业各行业产值有所上升；在相同的进口替代弹性下,出口商品数量的减少与国内商品转换弹性正相关；当人民币汇率升值,食品、纺织、化工、金属、机械行业的国内商品价格增幅，随进口替代弹性的增大而降低。人民币升值有利于改善我国的贸易条件。中国贸易条件的恶化主要是由进口价格上涨所致，人民币升值对不同行业的影响各异,但，总体来说,适度升值对产业部门不会造成太大影响,而大幅度升值对各个行业的负面影响较大。向一波、郑春芳[13]通过状态空间模型实证研究发现，在当前我国装备制造业技术水平和竞争力还远远低于发达国家，且在与发展中国家争夺制造业中心地位的情况下，人民升值不宜过快，虽然人民币升值是大势所趋，但，从长期来看，一国汇率的变动是由技术进步决定的，人民币汇率的变动步伐，也应该，且只应该与技术进步率同步。我国产业结构调整需要一个过程，需要一定的配套措施，仅通过汇率升值完成产业结构调整，对社会冲击是非常大的。张德进[14]利用1998—2011年规模以上工业行业统计数据，实证分析了汇率变化对资本劳动比例的影响，分析表明，汇率升值促进了行业资本劳动比例的提高，汇率风险暴露对于行业资本劳动比例具有促进作用，而加成比例对于这种影响并不显著，分技术类型来看，汇率升值对于促进中高技术行业资本劳动比例提升，影响更为显著，行业融资能力对于促进行业资本深化，具有积极作用。

(二)国际直接投资视角研究产业结构

布雷顿森林体系之后，越来越多的国家开始采用浮动汇率制[15]，学者们开始广泛关注开放经济条件下，汇率变化对国际直接投资的影响。国内外学者对此研究主要集中在两个方面：一是东道国货币贬值有利于FDI流入；二是东道国货币贬值，不利于FDI流入或影响可以忽略不计[16]。Cushman(1985)从相对成本效应的角度出发，研究发现，在其他条件不变情况下，一国货币贬值将降低投资国在东道国的生产成本，从而促进FDI的流入。Zhang和Kanbur[17]从财富效应的角度，研究了在不完全开放资本市场条件下，通过实证分析7个主要工业国家对美国FDI的数据，发现美元贬值有利于FDI流入。Van Beers[18]采用外国对美国企业并购数据,实证研究日本对东南亚国家的直接投资；孙国峰等[19]从日元对人民币汇率变动角度，都得出了东道国货币贬值有利于FDI流入。Willem[20]在研究日本对美国的直接投资后，发现汇率贬值并没有对流入产生显著的刺激作用。Allen[21]通过研究日本对美国的直接投资发现，汇率变化只对个别行业有显著影响，对全部行业影响较小。我国学者李成等[22]通过研究日元汇率对日本制造业外商直接投资的影响，发现以规避贸易壁垒为目的外商直接投资，不受汇率波动的影响。霍国庆等[23]研究发现，我国实行盯住美元的汇率政策对外商直接投资流入没有明显促进作用。此外，还有不少学者从不同角度研究发现汇率对FDI不存在显著关系。

通过梳理FDI与产业结构研究的经典文献发现，Vernon从产品生命周期理论、赤松要的雁阵模式、Chenery从双缺口模型证实了FDI可以带动东道国产业的发展。在经典理论基础上，现代学者对二者关系进行了深入实证研究。Steven通过对加拿大制造业的研究发现，FDI有利于提高东道国技术水平和劳动生产率，从而有利于产业结构调整。Camilla、Jaehwa从产品结构和市场结构角度出发，研究发现FDI有利于优化东道国市场结构和促进制造业生产力集聚。我国学者李彰、苏竣[24]以及魏后凯、余甫功、高远东、王海军、邱艳莉等，都认为FDI对东道国产业结构有正向影响，但是，对不同的产业影响是不同的。但是也有学者对此提出不同观点。张艳华[25]、Aitken和Harrison、Barry、郭克莎、徐晓虹等研究发现FDI虽然短期内提高了东道国的技术水平、产品竞争能力，提升了产业水平，但从长远来看阻碍了国内支柱产业的成长，尤其是发达国家对发展中国家投资主要以劳动、资源密集型为主，技术溢出有限，妨碍了产业结构的深层次调整。

通过对国内外文献的梳理发现，以往的研究主要集中在，汇率波动变化何以通过国际贸易和外国直接投资两种方式影响本国产业结构的变化。本文是在国际制造业转移的大背景下，将我国大量承接制造业转移的因素考虑其中，研究人民币持续的升值，对我国制造业产业结构的影响。本文在借鉴前人研究基础之上，按照制造业的生产技术含量，将我国制造业产业结构划分为，低技术制造业和中高技术制造业，通过建立相关计量模型，实证分析人民币升值对我国制造业产业结构升级的影响。

三、实证检验与分析

(一)方法阐述

传统计量经济方法大部分是以经济理论为基础来描述经济变量之间关系的结构性方法，比如，联立方程等。但是，现有经济理论还不够完善，不能够充分说明经济变量之间的动态关系，因此结构性经济计量方法往往会出现模型设定和实际经济现象不一致的情况。1980年西姆斯(C.A.Sims)将向量自回归模型(VAR模型)引入到经济学的研究当中，并在经济动态分析方面得到广泛应用。VAR模型是一种研究变量间关系的非结构性经济计量方法，它基于数据统计性质，把系统中每一个内生变量作为所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，可以用来分析随机扰动对变量系统的动态冲击并解释其经济影响，除此之外，还可以进行Granger因果检验、方差分解分析、脉冲响应分析等。建立在VAR模型基础之上的脉冲响应分析、方差分解分析可以有效避免传统计量经济学方法中的忽略内生变量和异方差等问题。滞后P阶的VAR模型一般数学表达式为：

Yt=A1Yt-1+…+ApYt-p+HXt+μt,

t=1,2,3,…,T

其中，Yt是k维内生变量列向量Yt=(y1t,y2t,y3t,…,ykt)′，Xt是d维外生变量列向量，它可以是常数量、线性趋势项或其他非随机变量，p是滞后阶数，A1…Ap是k×k维的待估矩阵，H是k×d维待估矩阵，T是样本个数。是k维扰动列向量，它们相互之间可以同期相关，但，不与自己的滞后值相关，且不与等式右边的变量相关。

(二)变量选取

1.中国制造业产业结构

制造业产业结构与制造业的发展密切相关，制造业的发展促进制造业产业结构的转换，制造业产业结构的转换又促进了制造业发展水平的提高。本文在OECD和Sanjaya Lall对制造业分类的基础上，以生产技术含量为分类标准，将国民经济行业分类标准(GBT4754-2002)中按行业分组的，规模以上工业企业主要经济指标，分为低技术制造业和中高技术制造业两类。为了保证考察期内每年数据的完整性和数据的比较度，虽然行业划分比较粗，但基于各细分行业特点，基本能反映出制造业内部结构的发展情况，保证所得结论具有普遍性。在此基础上，本文定义，中高技术制造业的工业总产值之和与低技术制造业的工业总产值之和的比值，为中国制造业总产值结构，其公式Y=∑Yh/∑YL，即同一时期中高技术制造业工业总产值(Yh)与低技术制造业工业总产值(YL)的比值。中国制造业总产值结构的变化情况能够显著衡量中国制造业产业结构的升级状况。

2.人民币实际有效汇率

人民币实际有效汇率(REER)是指报告期内一国货币对主要贸易伙伴国货币的汇率，以选定的变量为权数计算出的与基期汇率之比的加权平均汇率之和, REER较全面综合反映了一个汇率的真实水平，要了解一种货币相对于多种货币的价值变化就必须使用REER。本文的REER数据来源于世界银行数据库，该数据库以2005 年为基期进行计算。世界银行数据库中公布的人民币实际有效汇率采用间接标价法，人民币实际有效汇率上升，代表人民币升值，意味着外国商品和劳务以人民币表示的价格相对下降，人民币在外国的购买力相对上升，即，人民币实际升值，外币实际贬值；人民币实际有效汇率下降，代表人民币贬值，意味着外国商品和劳务，以人民币表示的价格相对上升，人民币在外国的购买力相对下降，即人民币实际贬值，外币实际升值。

3.数据来源及处理

本文使用的制造业分行业数据主要来源于历年《中国工业经济统计年鉴》《中国统计年鉴》和《中国经济普查年鉴》，因为部分年份、行业的数据缺失，在研究过程中实际使用的样本根据不同的研究设计可能有所减少；人民币实际有效汇率数据来源于世界银行网站，以2010年为基期对其进行价格指数平减，以消除价格变化对模型估计效果的影响。根据我国外汇改革和经济发展实际情况，本文选取1990年到2013年的年度数据，同时为了消除时间序列中可能存在的异方差性和减小数据的波动性，需要对原数据进行对数化处理。定义对数化处理后数据为：LNREER、LNY，实证分析基于Eviews 6.0软件。

(三)实证分析过程

1.变量的平稳性检验

当经济变量是时间序列时，必须首先进行平稳性检验。时间序列平稳性，是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化，即，变量的随机过程特征是稳定的。单位根检验是时间序列平稳性检验中最常见的方法。单位根检验中，通常采用ADF(Augmented Dickey Fuller)和PP(Phillips-Perron)检验。这两种方法检验原理基本相同，但ADF检验在异方差性和自相关性方面更为敏感。因此，本文采用ADF方法对变量的平稳性进行检验，滞后期的选择根据AIC、SC准则来确定，检验结果见表1。

表1 变量的平稳性检验

注：检验中的C、T、K分别表示单位根检验时估计方程的常数项、时间趋势项和滞后阶。

从表1可以看出LNREER和LNY经过ADF检验后，t统计量值均大于5%置信水平下单位根检验的临界值，由此可得出LNREER和LNY是非平稳时间序列；LNW和LNY的一阶差分经过ADF检验后，t统计量均小于1%置信水平下的临界值，从而拒绝原假设，这说明LNREER和LNY的一阶差分项是平稳序列。

2.VAR模型滞后阶数的选取和稳定性检验

VAR模型最优滞后期阶数的选择对该模型的建立至关重要，若滞后期阶数太小，误差项的自相关性会很严重，影响模型参数估计的一致性；若滞后期阶数足够大，虽然有利于完整反应所构造模型的动态特征，适当消除误差项中存在的自相关，但是会导致自由度的减少，影响参数估计的有效性；此外，滞后期选择不当还会导致“伪回归”。在分析之前，应根据AIC准则、SC准则、LR准则和HQ准则等确定VAR模型的最优滞后阶数。在上述准则中，应首先观察AIC、SC准则，若二者确定最优滞后阶数相同，则可以直接确定为最优滞后阶数，否则，需要综合考虑LR准则、HQ准则、模型经济意义等来确定最优滞后阶数。对变量LNREER和LNY的VAR模型确定最优滞后阶数，各信息准则的具体数据如表2所示。

表2 LNREER、LNY变量

注：*表示根据相应准则确定的滞后阶数。

根据表2，AIC信息准则、SC信息准则、LR信息准则和HQ信息准则确定的最优滞后阶数为1阶，所以确定LNREER、LNY的VAR模型的最优滞后阶数为1阶。在确定VAR模型的最优滞后期后，运用Eviews 6.0软件进行模型估计，LNREER与LNY相互之间动态影响的VAR模型估计结果为(括号中数字为标准差，方括号中数字为t值)：

LNNEER=0.6644+0.7066*LNNEERt-1+0.1631*LNYt-1+μt

(1)

(0.237) (0.123) (0.123)

[3.228] [5.742] [1.334]

Adj.R2=0.623 F统计量=16.574

LNY=0.6687-0.0559*LNNEERt-1+0.9107*LNYt-1+μt

(2)

(0.351) (0.048) (0.048)

[1.904] [-1.157] [18.960]

Adj.R2=0.949 F统计量=205.843

从上述两个方程可以看出，在自然对数水平下制造业产业结构对人民币实际有效汇率的影响在滞后1期为正影响；人民币实际有效汇率对制造业产业结构的影响在滞后1期为负影响，但是影响力度较小；制造业产业结构和人民币实际有效汇率都受到自身滞后1期的强烈影响。从参数估计值的t统计量来看，在1%的显著水平下，方程(2)LNNEER滞后一阶估计值是不显著的，其他都显著。但VAR模型关注的是整个系统的平稳性和显著性，单个参数估计值不显著对其影响很小。模型稳定性检验一般以VAR模型中的AR特征多项式根为依据，如果所有AR根模的倒数均小于1，即都在单位圆内，该模型是稳定的；反之，则模型不稳定。本文所建VAR(1)模型特征方程的两个根分别为0.845和0.773都在单位圆内，因此VAR(1)模型是稳定的。

3.协整检验

协整理论是由Engle和Granger提出的，为非平稳吋间序列的建模提供了一种新的途径。该理论指出，如果两个时间序列{Xt}、{Yt}都是同阶单整的，但是两个序列的某种线性组合却是零阶单整，且具有零均值，那么就说序列序列{Xt}、{Yt}具有协整(cointegration)关系，它反映的是变量间的长期稳定的均衡关系。协整检验从检验对象上可以分为两种：一种是基于回归系数的Johansen协整检验；另一种是基于回归残差的协整检验，如CRDW检验、EG检验和AEG检验。由于本文仅仅涉及两个变量，所以使用常用的EG两步法进行检验，以LNNEER为被解释变量，LNY为解释变量，用OLS估计回归方程模型，其结果如表3所示。

表3 LNNEER对LNY的回归结果

R序列为上述OLS回归得到的残差，对R序列进行单位根检验，检验结果如表4所示。

表4 R的单位根检验

ADF统计量为-1.969673，小于5%显著水平下Mackinnon临界值，从而拒绝原假设，残差序列不存在单位根，是平稳序列，这说明LNY和LNNEER之间存在协整关系，也就是两者之间存在稳定的长期均衡关系。

4.脉冲响应函数分析

脉冲响应函数分析的是随机扰动项遭受冲击后内生变量的反应，用来描述随机扰动项施加一个冲击后对内生变量的当期值和未来值造成的影响。在实际应用中，由于VAR模型是非理论和非结构化的模型，可以利用脉冲响应函数(IRF)来分析模型中某个内生变量的随机扰动的一个标准差冲击，对模型所有内生变量的当前值和未来值的影响程度，也就是当一个随机误差项变化时(对随机误差项施加冲击)，对系统产生的动态影响。本文在VAR(1)模型基础上，利用Cholesky分解技术，分析LNNEER和LNY分别产生一个标准差大小的信息冲击时，对其当期值和未来值所产生的影响，分析结果如下：在图1和图2 中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：年)，实线表示脉冲响应函数，虚线表示在相应脉冲响应图像两侧加或减两倍标准差的置信带。

在图1中，实线表示在对数水平下制造业产业结构对来自人民币实际有效汇率的一个标准差信息的脉冲响应值，虚线表示在相应脉冲响应图像两侧加或减两倍标准差的置信带。从图1中可看出制造业产业结构对来自人民币实际有效汇率的扰动立即做出了的正响应，从第1期开始正响应逐渐减弱，到第3期为0，此后一直为负响应并趋于稳定在-0.005。整体来看，人民币实际有效汇率的上升，对制造业产业结构的提升前期会有正向推动作用，但后期转为较弱的负面影响。

图2表示在对数水平下人民币实际有效汇率受到制造业产业结构一个标准差单位冲击后的脉冲响应函数。从图2中可以看出人民币实际有效汇率对来自制造业产业结构的扰动并未立即做出响应，但此后对其响应程度逐渐变大，在第6期时达到最大值之后趋于稳定于0.0089。这表明制造业产业结构升级对人民币实际有效汇率的上升，具有一定正向推动作用并表现出一定时间滞后性。

图1 LNNEER对LNY一个标准差冲击的脉冲响应

图2 LNY对LNNEER一个标准差冲击的脉冲响应

5.方差分解分析

脉冲响应函数可以用来分析随机扰动对变量系统的动态冲击并解释其经济影响，而方差分解是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为各方程信息(随机误差项)相关联的组成部分,从而了解各信息对内生变量的重要性。也就是说方差分解能产生预测方差，某变量的预测方差由自身和系统内其他变量共同引起，通过对该预测方差进行分解，可以发现该变量变化的原因。我们基于上面建立的VAR模型分别对LNY和LNNEER进行方差分解并解释。

从表5可以看出，在制造业产业结构波动的第1期人民币实际有效汇率对其预测误差的贡献度达到最大值7%之后逐渐缩小至3%，但是从第5期开始对其影响缓慢变大。这表明制造业产业结构的波动受到了人民币实际有效汇率的影响，影响程度大小类似于U型。

从表6可以看出，人民币实际有效汇率的波动在第1期只受自身波动的影响，制造业产业结构对其波动性冲击的影响在第二期逐渐显现出来并且逐渐增大。这说明制造业产业结构的变化并不会立即对人民币实际有效汇率波动产生影响，但是对其影响是逐渐增强的。

表5 LNY的方差分解

表6 LNNEER的方差分解

6.实证结论

通过以上对人民币实际有效汇率和制造业产业结构的实证分析，得出以下结论。

(1)我国制造业产业结构升级对人民币实际有效汇率的上升具有持续性推动作用。通过VAR模型输出结果可以看出，在自然对数水平下，制造业产业结构优化升级1%大约会带动人民币实际有效汇率0.16%的上升；从脉冲响应函数分析中得知，制造业产业结构升级对人民币实际有效汇率的上升具有一定正向推动作用并表现出一定时间滞后性，这与制造业产业结构本质属性有很大关系，产业结构在一定时期内具有较强的稳定性，这在方差分解中同样得到验证，制造业产业结构的变化并不会立即对人民币实际有效汇率波动产生影响，但是对其影响是逐渐增强的。

(2)人民币实际有效汇率的上升对制造业产业结构升级具有一定负向影响，整体影响较小。首先，从模型输出结果来看，人民币实际有效汇率上升1%，制造业产业结构则会下降0.05%，通过脉冲响应函数分析，发现人民币实际有效汇率的上升对制造业产业结构的提升前期会有正向推动作用，但后期转为较弱的负面影响，这与模型输出结果基本吻合。通过方差分解发现，人民币实际有效汇率的波动对制造业产业结构变化的贡献度大概在3%—7%之间，影响并不大，这说明制造业产业结构的波动主要来源于自身。

五、政策建议

鉴于人民币汇率升值对中国制造业影响的实证结果，本文认为我国应该放开人民币汇率的管制，让人民币按照国际资本市场的需求自由涨跌，即,人民币应该更多地让市场定价，而不是由中国人民币银行定价。我国自改革开放以来长期实行有管理的浮动汇率政策，2005年汇率改革后主要是采取盯住美元的汇率政策，2008年汇率改革也是实行货币篮子，其实质仍然是爬行盯住美元，这不仅引起美国国会对我国政府的诟病，让美国人认为中国一直是操纵人民币汇率，而且也为美国制造贸易障碍找到了借口。

我国放开人民币后要及时引导制造业进行海外投资。人民币具有一定的升值预期是我国长期经济发展积累的成果，也证明我国制造业具有走向国外投资的实力，对此，要及时出台鼓励制造业对外直接投资的政策措施，鼓励企业到发达国家建立自己的研发基地，以此可以充分利用发达国家的科技人员的创新能力。同时，放开人民币激励国内企业积极投入技术创新，要建立国内淘汰落后企业的消化和吸收机制，真正实现通过人民币汇率改革倒逼企业开展结构调整而不是逼迫走向死亡之路。

由于人民币汇率变化对产业结构影响存在一定的滞后效应，人民币升值初期可能对企业进口更为有利，但在后期要做好制造业产品出口的国别布局，要积极开拓新兴市场国家的消费市场，特别是做好“一带一路”沿线国家的出口和消费拓展，为人民币升值后所产生的负效应提供缓冲地带。同时，我国还要做好国内消费市场的培育和开拓工作，充分依靠国内市场拉动经济增长。

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(本文责编：辛 城)

An Empirical Study on RMB Appreciation and China’s Manufacturing Upgrading

LI Xin-gong

(ResearchInstituteofBusinessadministrationofHenanUniversity,Kaifeng475001,China)

Since 1994, the yuan has been in the appreciation trend against the dollar. With the further development of China’s economy, the trend of RMB appreciation against the US dollar is more obvious. This is not a small pressure on China’s manufacturing exports, but also to challenge the upgrading of manufacturing. This paper selected the annual data from 1990 to 2013 to verify the appreciation of the renminbi on the manufacturing industry to upgrade the structure found: the initial appreciation of the renminbi on the manufacturing upgrade there is a positive effect, and then have a negative effect; with the gradual upgrading of the manufacturing sector is natural trend. The article puts forward the countermeasures and suggestions for the upgrading of manufacturing industry under the trend of RMB appreciation.

RMB appreciation;manufacturing industry upgrading ;industrial structure; exchange rate reform

2016-12-05

2017-04-20

国家哲学与社会科学基金资助项目(12BJL066)。

李新功(1965-)，男，汉族，河南扶沟人，河南大学教授，博士生导师，获复旦大学经济学博士学位。

F831

A

1002-9753(2017)05-0038-09