人民币汇率调整对中国宏观经济的影响，本文主要内容关键词为：人民币汇率论文,中国宏观经济论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
随着中国对外贸易的不断发展和外商直接投资的大量涌入，为保持人民币汇率的稳定，中国的外汇储备不断攀升，现已超过3000亿美元。与此同时，自2002年2月起美元对欧元和其他主要工业国家货币持续贬值，由于中国事实上采取了与美元挂钩的固定汇率制度，人民币相对其他货币也在贬值。国内外有关人民币低估幅度的看法较多，其中以美国高盛公司经济学家胡祖六的估计值最大，约为15％（注：http：//www.ehongyuan.com/，转引自英国《金融时报》。）。近来，国外不少经济学者及政策制定者纷纷提出中国应对人民币重新估值，某些日本学者和政府官员甚至指责人民币弱势向世界尤其是向日本输出通货紧缩。可见无论是从经济角度还是从政治角度来看，人民币均面临前所未有的升值压力。
目前，中国的进出口贸易总额占GDP的比例已达50％，人民币升值无疑将对中国短期内的宏观经济产生负面影响。但人民币升值对宏观经济的影响会有多大？影响持续的时间会有多长？从目前的文献中尚找不到答案。
利用宏观经济模型对宏观经济政策进行模拟，在国内外均已有很多年的历史。然而由于缺乏相关的数据资料，目前国内采用的宏观经济模型均为以传统经济计量技术所开发的年度模型。由于多数经济变量变动迅速，一项经济政策推出后，其对各经济变量的影响多在很短的时间内即可显现，各经济变量的相应调整多在年内完成，因而年度模型不宜用作政策分析。
由中国社会科学院世界经济与政治研究所统计分析研究室研制开发的中国宏观经济季度模型（China_QEM），采用中国宏观经济季度数据，以经济学理论和经济计量学中的最新进展——协整分析技术为指导，遵循从一般到特殊的建模原则（韩德瑞、秦朵，1998），以政策分析为出发点而建成，该模型可较好地用于宏观经济政策的分析与模拟。本文通过运用该模型就人民币汇率升值对中国宏观经济的影响进行模拟，得出了有一定参考价值的数量结论。
二 中国宏观经济季度模型简介
China_QEM（第一版）模型由18个行为方程、3个技术方程和52个恒等式组成。模型共包括73个内生变量和17个外生变量，涉及消费、投资、进出口、价格及财政、金融等宏观经济的各个方面。
China_QEM模型在以下几方面有别于国内现已投入运行且公开发表的宏观经济模型：（1）模型是以需求为导向的结构型宏观经济模型，而国内现已投入运行的宏观经济模型均为供给导向型模型。由于自1998年起中国宏观经济已告别供给短缺的历史，经济增长开始主要受到需求不足的约束，因而需求导向型模型能更好地描述中国现实经济运行状况。（2）China_QEM为季度模型，而国内现已投入运行的宏观经济模型均为年度模型。在对宏观经济政策进行模拟分析时，季度模型显然优于年度模型。（3）采用了动态建模理论，在以现代经济学理论为指导并且最大限度地考虑到中国经济转轨特点的同时，通过交替运用理论与数据信息，使模型能够较好地反映中国宏观经济的运行规律。（4）在建模过程中，遵循了“从一般到特殊”的建模原则，约化过程循序渐进，杜绝了变量选择上的随意性。（5）为使模型能较好地用于政策分析，在建模过程中特别强调了各估计参数的时不变性。
China_QEM模型系采用经济计量学中主流分析方法之一的协整分析方法研制而成。由于经济时间序列数据通常表现出较强的惯性，多属含有单位根的非平稳时间序列，而传统经济计量建模中误将其作为平稳时间序列，因而易出现“伪回归”并进而得出错误的结论（注：Hendrysh（2001）指出，当对两个并不存在因果关系的非平稳时间序——I（1）类序列，进行回归时，推翻两者不相关的零假设的概率为60％—80％，远非通常所认为的5％。但当对平稳时间序列进行回归时却不存在此类情况。）。有关单位根过程与协整理论研究上的进展，使人们重新认识了经济时间序列数据的特性，通过差分和寻找时间序列间存在的协整关系，将非平稳时间序列数据变为平稳时间序列，并以误差修正的形式予以表述，不仅在较大程度上减少了出现伪回归的可能性，同时也使拟合方程的经济意义更加明确。
传统经济计量建模过程中，对外生变量的认定较为随意，无任何规则可循。针对以往外生概念含糊不清、自相矛盾的状况，Engle等人（1983）根据随机变量联合分布的结构提出了新的外生性概念，即弱外生性、强外生性和超外生性，并指出应依模型的不同用途采用具有不同外生性的外生变量：当模型仅用于统计学推断时，外生变量只需满足弱外生性；当模型用于预测时，外生变量需满足强外生性；当模型用于政策分析时则必须具有超外生性。鉴于China_QEM模型设计的初衷即用于政策分析，因此在建模型过程中我们特别强调了外生变量的超外生性（注：变量的超外生性可通过各估计参数的时不变性检验来判定。在China_QEM模型建模中采用的经济计量分析软件PcGive 10.0中，通过递归分析图（recursive graph）即可对变量的外生性进行有效判定。）。由于该模型的各估计参数具有较好的时不变性，因而可较好的用于政策分析。
汇率的变动将首先影响到中国的国际收支，然后通过对经济总量及价格的影响波及宏观经济的其他变量。在事实上采用固定汇率制、对资本项目实施严格管制并且利息率市场化程度还很低的情况下，汇率变动将不会对短期资本流动产生大的影响（注：在国际收支表中，金融账户进一步分为直接投资、证券投资和其他投资。短期资本流动主要指证券投资和其他投资项下的短期借贷。由于中国没有完全开放资本项目，所以从中国国际收支表中看无论证券形式的外资流入量还是流出量，数额均非常小，同时其他投资项下的短期借贷数额也很小，资本与金融项目可基本由外商来华直接投资所决定。当然，近年来在中国国际收支表中误差与遗漏项一直呈上升趋势，表现出有相当一部分资金的进出未能正常统计，这将成为人民币汇率调整时的一个隐患。）。另外，由于中国对外直接投资尚在起步阶段，数额还非常有限，因而国际收支表中的金融项目基本上可假定由外商来华直接投资所决定。同时，由于数据来源的限制，在经常项目项下，China_QEM模型也只考虑了商品进出口，未包括其他项目。因而，在引用本文所列China_QEM模型拟合结果时须加以注意。
由于本文主要讨论人民币汇率变动对中国宏观经济的影响，下面仅把该模型中与之密切相关的三个行为方程（注：为节约篇幅，有关China_QEM模型各行为方程设定中所依据的经济学理论及对中国现实经济运行状况的考虑在此从略，详见何新华等（2003）的文章。关于在小样本情况下选用单方程建模的讨论见He和Qin（2003）。）简述如下：
为方便记忆，China_QEM模型中变量的命名基本采用了其英文缩写。下划线后字母的含意如下：D表示美元值，C表示不变价，P表示人均值，U表示城镇，R表示农村。当变量名为Y时，LY表示对Y取自然对数，即LY=ln（Y）；Y_1表示取Y的一阶滞后值，即Y_1=lag（y，1）；DY表示对Y取差分，即DY=Y-Y_1；DLY表示先对Y取自然对数，再对LY取一阶差分，即DLY＝LY-LY_1；YECM表示以Y为解释变量的方程中的长期均衡项。Seasonal、Seasonal_1、Seasonal_2分别表示一、二、三季度的季节因子。除特别指明外，数据来源于国家统计局相关部门。在所给出的行为方程中，SE为标准差，即各估计系数下括号中的数字为相应估计系数的标准差。
（一）进出口行为方程
由于缺乏有关中国服务贸易的季度数据，同时服务贸易净出口在GDP中所占比重较小，China_QEM模型仅对商品贸易设定了行为式，而将服务贸易净出口列入存货增加一项，视作GDP余项的一部分。
根据经济理论和数据的可得性，China_QEM模型选择了商品出口（Ex_CD）、商品进口（Im_CD）、汇率（ER）、国内生产总值（GDP_CD）、10国GDP（COP10_CD）、商品出口价格指数（ExPI）、商品进口价格指数（ImPI_D）、世界出口价格指数（WExPI_D）和工业品出厂价格指数（IndPI）作为商品进出口模型的基本变量，进口和出口方程均以不变价进行估计。其中，GDP_CD作为国内需求，10国GDP取自国际货币基金组织（IMF）《贸易方向统计（Direction of Trade）》公布的2000年中国出口贸易排名前10位的国家（注：它们占中国2000年出口总额的56.77％，加上中国通过香港转口到这10国的出口占中国总出口的14.21％，从而中国对该10国的出口量共占当年出口总量的70.99％。）（美国、日本、德国、韩国、英国、荷兰、法国、意大利、加拿大和澳大利亚）以市场汇率计算的不变价GDP美元值，近似地代表国外对中国出口商品的需求。世界出口价格指数和10国GDP来自IMF的《国际金融统计（International Finance Statistics）》。进出口方程的数据样本为1992年第一季度至2001年第二季度。
进口方程中的进口相对价格为商品进口价格指数与国内工业品出厂价格指数之比。由于最近几年工业制成品已占中国商品进口的80％以上，因此这里选取了工业品出厂价格指数代表国内市场商品价格。而出口方程中的出口相对价格为商品出口价格指数与世界出口价格指数之比。
从表1（注：为节省篇幅，文中删减了所有的图表，感兴趣的读者可查阅中国社会科学院世界经济与政治研究所网站，http：//www.iwep.org.cn。）可以看出，数据样本期内加工贸易在中国商品进口和出口中占据了很大的比例，进口和出口通过加工贸易密切相连。大量的商品进口后通过国内加工进而成为出口商品，加工贸易出口的增加进一步促进了相关商品的进口。因此，进口和出口互为解释变量。在进口和出口单方程估计的基础上，模型采用了完全信息极大似然法对进口和出口方程进行了联立估计。方程拟合结果如下。
商品出口行为式：
商品出口方程表明，长期内，商品出口和商品进口紧密相连，商品出口对商品进口的弹性系数为0.9，而商品出口对国外需求（10国GDP）的弹性系数较小，仅为0.1；商品出口对出口相对价格的长期弹性系数为-1，表明出口价格的相对增长将同比例的引起商品出口的下降。ECM项系数为-0.2399，表现出系统对均衡状态偏离的调整需要一年以上的时间才能完成。短期内，商品进口的增长将促进商品出口的增长（加工贸易出口占商品出口比重较大），出口相对价格指数的下降有利于出口的增长。另外，商品出口呈现出明显的季节特征。
商品进口方程表明，长期内，商品进口对出口的长期弹性系数为0.6，同样显示了商品进口和出口因加工贸易而表现出的密切联系。商品进口对GDP的长期弹性系数为0.4，表明国内GDP的增长将引起商品进口需求的增加，但对进口品的需求已逐渐减弱。ECM项系数为-0.4043，表现出系统对均衡状态偏离的调整只需两个多季度。短期内，商品出口的增长将强劲地引起商品进口的增长，同样反映了加工贸易在中国商品进出口中的重要地位。同时，进口相对价格的下降将有利于进口的增长。
通过分析可以看出，约在1999年二季度之前，无论出口还是进口拟合情况都很好，但此后拟合值与实际值相距较大。考虑到中国自1999年以来退税幅度平均在15％左右，同时自中国加入WTO之前一段时间关税就已开始逐步下调，这两项因素分别对出口相对价格和进口相对价格、进而对进出口产生了一定的影响，而这种影响在以时序数据建模时无法加以考虑。为此，在上述方程拟合完成后，我们根据其对样本期后的2002年之预测情况对进出口相对价格做了适当修正。在进行政策模拟时，我们采用了修正后的进出口相对价格，但因递归分析图显示进出口方程中的各估计参数具有较好的时不变性（只有一步法CHOW检验在2000年一季度出现异常），在进行人民币汇率升值的政策模拟时，对进出口方程中的各结构参数未做任何调整。
（二）外商直接投资（FDI）
根据有关跨国公司投资的经济学理论，追求利润最大化的投资者选择在一国进行直接投资，一是为了在减少交易成本的基础上开发本地市场（市场导向型），二是为了利用该国低廉的要素资源进行产品加工后返销投资来源国或其他国家（出口导向型）。市场导向型外商直接投资注重的是投资所在地未来的市场，因而影响其投资决策伪主要是当地的市场前景。在其他影响因素保持不变的前提下，为减少交易成本，投资所在国货币的升值将引致外商直接投资的增加。相比之下，出口导向型外商直接投资追求的是在这一生产环节上的成本最小化，因而投资所在国货币的贬值，至少是汇率的稳定将引致外商直接投资的增加。（Benassg-Quere et al.，1999；Athukorala and Rajapatirana 2003；Nakamura and Oyama，1998）
尽管从理论上讲，在设立外商来华直接投资的行为方程时，应考虑GDP、GDP增长率、人力资源状况、工资率水平、生产率以及汇率等因素。由于实践中很难区分工资率与生产率对外商来华直接投资的影响（Chen，1997），同时对生产率的准确测度也存在很多困难（王玲，2003）。另外，由于缺乏反映人力资源状况的季度数据，因此在China_QEM模型的设计中对这些变量均未予以考虑。由于采用ECM方法建模，经济增长已包括在其动态项中。
综上所述，在China_QEM模型的FDI方程中仅考虑了GDP和实际汇率两项因素。FDI方程的拟合结果如下：
标准差=0.0729851
无自相关：F（3，24）＝0.12544[0.9441]
无条件异方差：F（3，21）=0.11840[0.9483]
正态分布：Chi2（2）=2.6854[0.2611]
样本期：1993年一季度至2001年二季度
其中，FDI_DECM＝LFDI_D+LEER；EER=ER[*]WExPI_D/IPI；FDI_D为以美元计的外商来华直接投资；GDP_D为以美元计的GDP；ER为季度内日平均人民币汇率；WExPI_D为以美元计的世界出口价格指数；IPI固定资产投资价格指数。有关方程中各变量的单位根检验见表2，FDI方程拟合情况见图3，递归分析见图4（注：有关图表见中国社会科学院世界经济与政治研究所网站，http：//www.iwep.org.cn。）。
式（5）表明，外商来华直接投资主要受两项因素的影响：一是GDP增长率，二是实际汇率（拟合方程的误差标准差只有0.07，表明本方程已可解释FDI变动的近93％）。实际汇率的升值不论在短期还是长期均是促使外商来华投资的影响因素，而GDP增长率仅在短期内影响外商来华投资。ECM项的系数为-0.2734，这表明，若人民币升值，在一年内外商来华直接投资将迅速上升到新的水平。另外，外商来华直接投资具有明显的季节特征。从所得拟合方程来看，外商来华直接投资已主要表现为市场导向型，这与实际观测结果是基本一致的（牛南洁，1999）。
三 政策模拟
（一）基准方案
由于China_QEM模型中共有17个外生变量，在选取基准方案时，我们首先需要确定各外生变量的取值。在此过程中，我们主要参考了各变量过去的变化趋势。由于该模型主要采用1992年一季度至2001年四季度的数据建成，需给出自2002年一季度起的各外生变量值。具体如下：
自2002年起，总人口每季度增长1.5‰，即年增长约6‰左右；城镇人口在总人口中所占比重每季增长0.4个百分点，即每年增长1.6个百分点；经济活动人口以两阶自回归生成，从业人员占经济活动人口的比例保持在97％的水平；第二、三产业从业人员占从业人员总数的比例每季增加0.2个百分点，即每年增加0.8个百分点；第一产业和第三产业占GDP的比重均以四阶自回归生成；投资价格指数保持上年同期水平；折旧率保持不变；以美元计算的进口价格指数和世界出口价格指数保持一定的下降趋势；税率保持不变；汇率保持不变；10国GDP保持前一年的水平；利率保持不变。在上述假定下，基准方案中GDP年均增长率将保持在8.6％左右。
（二）方案一：自2004年一季度起人民币升值5％
人民币升值，将首先影响到进出口价格、进出口额以及人民币实际汇率和外商直接投资。与基准方案相比，人民币升值后人民币进口价格将下降5％。
工业品出厂价格指数受人民币进口价格指数下滑的影响，自2004年第二季度开始明显低于基准方案，在持续低于基准方案约五年之后方趋于平稳。届时，与基准方案相比，工业品出厂价格指数约下降1.5％。
消费者价格指数因受人民币进口价格指数的影响较小，而受工业品出厂价格指数影响较大，其与基准方案的偏离略晚于工业品出厂价格指数，自2004年第三季度才开始低于基准方案，但偏离时间长于工业品出厂价格指数，下降幅度也大于工业品出厂价格指数。八年之后与基准方案相比，消费者价格指数间的差距仍在扩大，与基准方案相比降幅接近2％。以消费者价格指数计算的通货膨胀率在最初两个季度几乎与基准方案相同，但从第三季度起开始低于基准方案约0.25个百分点，之后降幅渐渐回落，两年后虽仍低于基准方案，但已基本可以忽略不计。
受工业品出厂价格和进口价格下跌的双重影响，人民币出口价格指数与基准方案相比，2004年第一季度将下降2.83％，自第二季度起下降幅度将有所减缓，至第三季度下降幅度达到最小，之后下降幅度将渐渐回升，在约八个季度后下降幅度稳定至3.3％左右。
尽管人民币出口价格指数呈下降态势，但由于人民币升值，美元出口价格指数仍呈上升态势，因而导致出口相对价格大幅上扬。2004年第一季度出口相对价格比基准方案上升2.29％，2004年第二季度上升2.47％，2004年第三季度上升幅度最高，达到2.56％，之后上升幅度逐渐下降，在人民币升值约8个季度后趋于稳定。届时，与基准方案相比，升幅约在1.8％左右。
尽管人民币进口价格和工业品出厂价格均呈下降态势，但进口相对价格仍大幅下跌。2004年一季度由于工业品出厂价格指数尚无变化，进口相对价格下跌幅度与人民币进口价格指数的下跌幅度相同，为5％。之后，随着工业品出厂价格指数的下降，进口相对价格下降的幅度有所减缓，至五年后降幅约稳定在3.6％左右。
人民币升值后，受进出口相对价格以及国内产出水平下降的影响，人民币进出口额均呈现下降态势，但由于J曲线效应，以人民币计价的出口额下降幅度在最初的五个季度内要小于以人民币计价的进口的下降幅度。之后出口下降幅度超过进口下降幅度，约在五年后两者下降幅度之差稳定至0.35个百分点左右。与此相对应，以美元计价的进出口额自人民币升值后却一直呈上升趋势。与基准方案相比，除第一季度出口增幅略小于进口增幅外，出口增幅在第2-6季度均高于进口增幅，之后进口增幅开始高于出口增幅，约在四年后进出口增幅之差稳定至0.35个百分点左右。
相对于价格指数的下跌幅度而言，人民币升值对现价总消费的影响很小，仅使现价总消费下降不到0.7％；同时受消费者价格指数下滑的影响，不变价总消费却在短暂下降后一直呈上升趋势，八年之后与基准方案相比约上升1.2％。
名义固定资产投资在人民币升值后虽有所下降，但下降幅度极为有限。在汇率调整的四年后下降幅度稳定在0.4％左右。
人民币升值，在最初的约六个季度内基本对名义政府消费无影响。此后政府消费与基准方案相比开始有所下降，至六年后降幅稳定在0.5％左右。
综合上述各因素的作用，与基准方案相比，名义GDP在人民币升值后下降较快，但在连续下降约10个季度之后降幅趋于平稳，约为0.6％左右。各价格指数虽均呈下降趋势，但各自下降开始的时间与速度有较大差别，因而GDP减缩指数在人民币升值最初的约八个季度内与基准方案相比却出现一定幅度的上升。其升幅在第二季度达到最大，为基准方案的1.15％，之后升幅开始减小，约在三年左右之后较基准方案有所下降。在人民币升值八年之后较基准方案约下降0.7％左右。在上述两项因素的作用下，实际GDP同比增长率仅在人民币升值的前四个季度内低于基准方案，其中第一季度低1.29个百分点，第二季度低1.41个百分点，第三季度低1.32个百分点，第四季度低0.96个百分点。但在第二年的前三个季度实际GDP同比增长率却出现一定程度的反弹，同比增长率较基准方案反而高出0.4至0.6个百分点。之后同比增长率虽仍高于基准方案，但超出的幅度却只在0.2％上下波动。
由于中国利率市场化程度较低，证券市场规模还很有限，企业固定资产投资的资金来源还基本限于商业银行贷款，居民储蓄的主要形式也还是把钱放入银行（与存款利息率的高低基本无关）。鉴于企业固定资产投资已基本属于追求利润最大化的行为（He and Qin，2003），资本使用者成本（由通货膨胀率、折旧率、利息率以及税率共同决定）已成为决定企业投资的主要因素，货币供应量的多少主要取决于货币需求，而在利息率不变的情况下，货币需求基本取决于经济增长和相应的物价水平。因此从模拟结果看，货币供应量M1受人民币升值的影响很小，八年后相对于准方案也只下降了不足0.5％，但由于人民币升值对消费的影响，准货币的供应量（M2-M1）相对于基准方案却在八年后下降了1.5％。不过总的来看，正如以消费者价格指数计算的通货膨胀率所显示的那样，通货收缩的压力仅表现在最初两年，之后基本对货币供应量不再有大的影响。
（三）方案二：2004年一季度起人民币升值10％
人民币升值后人民币进口价格较基准方案下降10％。工业品出厂价格指数在前两个季度几乎与基准方案相同，但自第三季度开始出现明显下滑，到八年后与基准方案相比降幅达3％以上。消费者价格指数基本与工业品出厂价格指数同时下降，但与基准方案相比其降幅高于工业品出厂价格指数，八年后与基准方案相比降幅已接近4％。以消费者价格指数计算的通货膨胀率在最初两个季度几乎与基准方案相同，但第三季度起开始低于基准方案约0.5个百分点，之后降幅渐渐回落，与方案一相似，两年后虽仍低于基准方案，但已基本可以忽略不计。与此同时，人民币出口价格指数在人民币升值后即开始低于基准方案，虽第二、三季度下降幅度有所减缓，但之后降幅逐渐加大，约在八个季度后降幅稳定至6.7％左右。
与方案一相似，进口相对价格最初较基准方案下降达10％，之后随着工业品出厂价格的下降，进口相对价格降幅缓慢回升，八年后降幅回落至7％左右。出口相对价格最初上升较快，前五个季度均在5％以上。但自第三季度起出口相对价格的升幅开始下降，约在八个季度后，降幅稳定至3.7％左右。由于J曲线效应，人民币升值后，在以人民币计价的进出口额与基准方案相比均呈下降趋势的同时，出口额的降幅在最初五个季度内小于进口额的降幅。之后出口额降幅将大于进口额的降幅，约在五年之后两者下降幅度之差稳定至0.7个百分点左右。以美元计价的进出口额在人民币升值后均呈现大幅上升的趋势，同时，与基准方案相比，只有第二到第五季度出口额的升幅高于进口额的升幅，自第六季度起进口额升幅开始超过出口额升幅，并在约四年后升幅之差稳定在0.7个百分点左右。
与基准方案相比，人民币升值10％，对现价总消费的影响从最初的些许影响到两年后稳定至低于基准方案1.3％左右。而与基准方案相比，不变价总消费只在第二、三季度出现短暂下降，之后则一直呈上升趋势，八年后与基准方案相比约上升2.5％左右。
名义固定资产投资与基准方案相比下降幅度很小。在汇率调整的四年后下降幅度稳定在0.8％左右。
人民币升值的最初五个季度，名义政府消费基本与基准方案一致。此后政府消费开始下降，但至六年后降幅也只有1％左右。
与方案一类似，名义GDP在人民币升值后呈下降的态势，但在10个季度之后降幅将稳定至略高于1％。GDP缩减指数在最初约八个季度内较基准方案出现一定幅度的上升。其升幅在第二季度最大，一度达到2.27％。随后升幅开始缩小，并于三年左右之后开始低于基准方案。人民币升值八年后，GDP缩减指数较基准方案将下降1.2％左右。实际GDP同比增长率仅在幅度上与方案一有所差别，其趋势基本相同，也是先降后升，最后稳定至高于基准方案0.4％左右。
与方案一类似，货币供应量M1受人民币升值的影响不大，八年后相对基准方案也只下降0.9％左右。准货币的供应量（M2-M1）在八年后相对基准方案下降了约3％。通货紧缩的压力只体现在最初两年。
（四）方案三：2004年一季度起人民币升值15％
各变量的基本走势与方案一和方案二类似，只不过变量波动的幅度更大，调整至稳态需要的时间更长。
（五）方案四：人民币自2004年第一季度起每季度升值1％，连续升值五个季度
相对于一次性大幅调整，持续进行小幅调整但最终调整的幅度相同，则由于误差修正机制的存在，系统调整的过程将大大缩短，对宏观经济的冲击要小一些。以价格的变化为例，无论消费者价格指数、工业品出厂价格指数，还是人民币进出口价格指数，与方案一相比，其相对于基准方案的下跌幅度均会有所减少。相对于一次性大幅升值，人民币小幅渐进式调高币值的做法，对进出口的影响在前两年明显减弱，但对更长期的影响基本与一次性大幅调整接近。同样的情形可见于其他名义类变量。然而值得注意的是，不变价总消费在第一年较方案一有所上升，而在第二年和第三年明显低于方案一，同时在长期也要略低于方案一。相比之下，实际GDP同比增长率第一年要高于方案一，而第二年低于方案一，但随后却基本与方案一相同。
尽管从长期看，方案四与方案一中以消费者价格指数计算的通货膨胀率基本相同，但在前六个季度，方案四却高于方案一或与方案一持平，表明人民币的渐进式升值所产生的通货收缩压力要明显小于瞬间调高人民币币值的做法。同时从长期看，无论以M1或M2-M1所表示的货币供应量均高于方案一。
四 结论及政策建议
综合上述，采用China_QEM模型对人民币升值进行政策模拟的结果与经济学理论是基本相符的。如汇率调整之后所出现的J曲线效应，人民币升值所引致的通货收缩压力等，均与经济学理论相一致。
上述分析表明，当汇率调整为一次性冲击时，因人民币升值而引致的J曲线效应对经常项目的改善只在前五个季度，其后经常项目顺差将呈减少趋势。当对汇率进行渐进式调整时，J曲线效应却几乎不存在（只在第一季度出现，且幅度很小）。
渐进式调整虽然在长期与瞬间调整的影响类似，但在短期对价格的冲击要小得多，考虑到中国目前仍未摆脱通货紧缩的现实，渐进式调整较为可取。当然采取这一政策的前提是保持目前对资本项目的严格管制，严禁外汇黑市交易。否则；在人民币升值预期的影响下，渐进式调整的努力可能失效，而演变为事实上的瞬间调整甚至高于所需调整幅度的调整。
尽管人民币升值将不可避免地对中国经济产生负面影响，但从模型运行结果看，这种冲击的影响是极为有限的，即使人民币升值15％也不致使中国经济陷入日本式的通货收缩。