人民幣實際有效匯率對廣東省貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響

摘要：利用1987—2010年的年度數(shù)據(jù)，運用OLS和誤差修正模型對人民幣實際有效匯率與廣東貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究。OLS回歸結(jié)果表明，人民幣實際匯率對廣東省出口貿(mào)易中的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)有滯后效應(yīng)，滯后一期的匯率對廣東省出口中的工業(yè)制成品的占比有顯著正效應(yīng)，在控制其他因素的情況下，滯后一期的匯率每上升1%，出口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比例顯著上升0.081%；而對進(jìn)口結(jié)構(gòu)的影響則是負(fù)向的，匯率每上升1%，進(jìn)口結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品所占比重會下降0.092%。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；貿(mào)易結(jié)構(gòu)；回歸分析

中圖分類號：F832.6 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2012）20-0118-03

引言

自2008年次貸危機(jī)以來，受國際市場需求變動和人民幣升值的雙重壓力影響，廣東省對外貿(mào)易發(fā)生了一定程度的惡化，而且由于廣東省出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占比一直較高，這些以廉價勞動力為主要競爭優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)受到的沖擊較大，人民幣升值使得這些產(chǎn)業(yè)的企業(yè)利潤空間縮小，甚至出現(xiàn)了一部分企業(yè)停產(chǎn)破產(chǎn)的情況。這些情況都表明，廣東省外貿(mào)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)來到了轉(zhuǎn)型機(jī)遇期，人民幣匯率升值和國際市場變動帶來的壓力實際上也是轉(zhuǎn)型的動力。如何能夠提高出口貿(mào)易產(chǎn)品的國際競爭力和利潤水平是長久以來一直討論的話題。匯率的走向一方面根據(jù)“巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)”是由國內(nèi)貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門生產(chǎn)率差異決定的，而一國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化在一定程度上是能夠反映出其可貿(mào)易品部門生產(chǎn)率的變化的。由此，影響實際有效匯率變動的因素之一就是一國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化，這一假設(shè)可以說是合理的推斷。另一方面，實證研究也顯示匯率反過來也會影響出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化。

基于人民幣不斷升值和國際市場需求變化的大背景，在人民幣匯率和貿(mào)易結(jié)構(gòu)相互影響的推斷下，本文擬采用廣東省作為研究對象，研究人民幣匯率對廣東省貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有的人民幣匯率對貿(mào)易影響的研究文獻(xiàn)當(dāng)中，國內(nèi)外學(xué)者集中在馬歇爾—勒納（ML）條件是否成立以及J曲線效應(yīng)是否存在兩個方面，但由于樣本區(qū)間存在差異、研究方法不同等原因，實證結(jié)果并不一致。謝建國（2002）指出，中國出口與匯率關(guān)系較弱，不存在協(xié)整關(guān)系；而李建偉（2003）的實證結(jié)果顯示，中國出口彈性為-0.66，進(jìn)口彈性為0.56；盧向前和戴國強(qiáng)（2005）運用協(xié)整向量自回歸分析方法，對1994—2003年人民幣對世界主要貨幣的加權(quán)實際匯率與我國進(jìn)出口之間的長期關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗。結(jié)果表明，中國出口彈性為-1.88，進(jìn)口彈性為1.96，人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口存在著顯著的影響，馬歇爾-勒納（ML）條件成立，且存在J曲線效應(yīng)。馬丹和許少強(qiáng)（2005）使用計量模型從貿(mào)易收支和貿(mào)易結(jié)構(gòu)兩個方面考察了中國對外貿(mào)易與人民幣實際有效匯率之間的關(guān)系。通過理論與實證分析發(fā)現(xiàn)：人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿(mào)易收支；人民幣實際有效匯率與中國出口結(jié)構(gòu)之間存在協(xié)整關(guān)系。劉艷輝、張靜和汪壽陽（2005）利用VAR方法、協(xié)整技術(shù)以及誤差修正模型研究了匯率波動對中國出口在短期和長期內(nèi)的直接和間接影響。研究結(jié)果表明，短期內(nèi)匯率變化對中國出口的直接和間接影響都比較顯著，而長期內(nèi)由于價格調(diào)節(jié)機(jī)制的作用，間接影響變得不顯著，而直接影響仍然存在。

而具體到人民幣匯率對廣東省進(jìn)出口的影響，易行健、周義（2007）利用2000年第一季度至2005年第二季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)論是實際有效匯率貶值促進(jìn)出口的作用是有限的，而出口對進(jìn)口的彈性0.95接近于單位彈性，表明進(jìn)口量會帶動出口的顯著增加，認(rèn)為這一點主要是由于廣東省加工出口貿(mào)易的特點造成的。黃靜波、孫曉艷（2009）使用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行的實證檢驗同樣認(rèn)為，人民幣升值是導(dǎo)致廣東省出口貿(mào)易減速的主要原因之一，解決這一問題的基本思路為轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式、分散出口風(fēng)險、優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)、增加內(nèi)需及適度調(diào)整人民幣升值。

二、模型設(shè)定與變量定義

本文以Bahmani-Oskooee and Brooks（1999）提出的理論模型為基礎(chǔ)，并參考楊碧云、易行健（2009）計量模型的設(shè)定，建立如下實證模型：

（1）

（2）

其中，被解釋變量XJGt表示t時期時廣東省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，即出口貿(mào)易總額中工業(yè)制成品所占比重；MJGt表示t時期廣東省進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，即進(jìn)口貿(mào)易總額中工業(yè)制成品所占比重。

REERt表示t時期人民幣實際有效匯率，其前α1系數(shù)是廣東省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)XJG的匯率彈性，β1是廣東省進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)XJGt的匯率彈性。匯率對進(jìn)出口可能存在滯后效應(yīng)，所以實證的時候把匯率的滯后值也納入模型，REERt-1表示t-1期人民幣實際有效匯率，α4和β4則表示匯率對進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是否有滯后效應(yīng)。本文實證部分考察的重點就是匯率對廣東省進(jìn)出口結(jié)構(gòu)的影響，因此，α1及β1，α4及β4為本文所關(guān)注的變量。本文所采用的實際有效匯率指數(shù)均來自國際貨幣基金組織定期發(fā)布的 IFS（Iniemational Financial statistics），并以2000年為基期，其有效匯率為100。實際有效匯率指數(shù)是以間接標(biāo)價法表示的，該指數(shù)上升人民幣升值，該指數(shù)下降，人民幣貶值。

WGDP是與廣東貿(mào)易伙伴國（地區(qū)）的生產(chǎn)總值，表明廣東省的出口貿(mào)易環(huán)境，模型（1）即出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)模型中加入這一變量，以控制外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境對廣東出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。根據(jù)廣東省對不同國家和地區(qū)的出口貿(mào)易額，本文選取中國香港、中國香港、美國、德國、日本、新加坡、馬來西亞、韓國、英國等9個廣東省最大出口貿(mào)易伙伴國家或地區(qū)的GDP之和作為WGDP變量，其中每個國家和地區(qū)的GDP均通過其居民消費價格指數(shù)處理為實際值，基期均為1987年。而GDP是廣東省的生產(chǎn)總值，在模型（2）即進(jìn)口貿(mào)易機(jī)構(gòu)模型中加入這一變量，以控制廣東經(jīng)濟(jì)環(huán)境對進(jìn)口結(jié)構(gòu)的影響，廣東省GDP通過廣東省居民消費價格指數(shù)處理為實際值，基期為1987年。

我們在兩個模型中加入均加入了外商直接投資（FDI）。一般來說FDI對貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在直接和間接兩種影響，直接影響即外商直接投資采取獨資或合資的方式在當(dāng)?shù)亟⒕哂邢冗M(jìn)技術(shù)或先進(jìn)管理模式的企業(yè)，對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生直接影響，進(jìn)而直接影響了出口或進(jìn)口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)。間接影響即外商直接投資具有技術(shù)溢出效應(yīng)，先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗提高了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)水平，同時也為當(dāng)?shù)嘏囵B(yǎng)了大量的專業(yè)人才，使得當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)及人力資本得到了提升，生產(chǎn)效率提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)間接得到改變。龔艷萍和周維（2005）也利用我國1984—2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證研究，證實了FDI對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)有正的效應(yīng)。因此，本文在這里對FDI進(jìn)行了控制。模型中FDI是廣東省實際吸引外商直接投資，并利用廣東省居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減得到實際值，基期是1987年。

另外，為減少異方差對模型估計的影響，模型中的變量均取其對數(shù)。數(shù)據(jù)的時間區(qū)間是1987—2010年，該模型中的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《廣東統(tǒng)計年鑒》以及國際貨幣基金組織公布的數(shù)據(jù)。

三、實證檢驗

（一）單位根檢驗

為避免使用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸時可能造成的偽回歸，ADF（ Augmented Dickey-Fuller）方法對所有變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗。各變量的檢驗結(jié)果如表1。

從表1中可以看出，各變量的原始序列的ADF值均不顯著，那么，繼續(xù)各變量的一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗；而各變量在進(jìn)行一階差分后其ADF值均顯著，那么，無須繼續(xù)進(jìn)行一階以上差分的檢驗。其中，LnWGDP及LnFDI的 ADF值在%5水平下顯著外，其余變量均在1%水平下顯著。這表明，每個變量都是I（1）序列，均為一階單整序列，存在協(xié)整的可能性。

（二）協(xié)整檢驗

由平穩(wěn)性檢驗可知，所有變量都是I（1）的時間序列，符合協(xié)整檢驗的條件，本文用Johansen 極大似然法檢驗各個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先對模型（1）中的LnXJG、LnREER、LnREER（-1）、LnWGDP及LnFDI進(jìn)行協(xié)整檢驗，在考慮樣本容量的情況下，基于AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則基礎(chǔ)上，我們選擇的滯后期為1，檢驗結(jié)果如表2所示。結(jié)果表明變量間存在4個協(xié)整關(guān)系，即表明上述變量存在長期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析及誤差修正模型分析。

同樣，我們對模型（2）中的LnMJG、LnREER、LnREER（-1）、LnWGDP及LnFDI進(jìn)行Johansen 協(xié)整分析，結(jié)果如表3所示，表明結(jié)果間存在兩個協(xié)整關(guān)系，即表明上述變量存在長期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

（三）回歸結(jié)果

首先，我們運用EVIEWS6軟件對模型（1）、（2）分別進(jìn)行估計，然后，運用EG兩步法對殘差進(jìn)行ADF檢驗，以考察模型中的變量是否協(xié)整，避免出現(xiàn)偽回歸。

根據(jù)模型（1），我們得到如下回歸結(jié)果：

（0.083）*** （0.034） （0.010） ***0.018） ** （0.037）*

R2=0.838F=18.121DW=1.917

從上述回歸結(jié)果可知，樣本可決系數(shù)為0.838，說明模型擬合較好；F統(tǒng)計量為18.121，說明模型線性關(guān)系較強(qiáng)；DW=1.916表明了模型不存在自相關(guān)問題。另外，括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤差，且下文中回歸模型括號內(nèi)的也為標(biāo)準(zhǔn)誤差；***表示1%顯著，**表示5%顯著，*表示10%顯著，這一標(biāo)準(zhǔn)也適用于本文其余回歸結(jié)果。

本文所關(guān)注變量匯率對廣東省出口貿(mào)易的結(jié)構(gòu)的彈性是0.013，這表明，人民幣實際有效匯率上升，人民幣升值對廣東省出口中的工業(yè)制成品的占比有正效應(yīng)，但并不顯著。但匯率的滯后項，在10%水平下顯著為正，這說明，匯率對廣東省出口貿(mào)易中的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)有滯后效應(yīng)，滯后一期的匯率對廣東省出口中的工業(yè)制成品的占比有顯著正效應(yīng)，控制其他因素的情況下，滯后一期的匯率每上升1%，出口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比例顯著上升0.081%。

另外，廣東省貿(mào)易伙伴國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量越高，出口貿(mào)易中工業(yè)制成品比重上升，其GDP重量每上升1%，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化0.054%。外商直接投資越多，出口貿(mào)易中工業(yè)制成品比重上升，每上升1%，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化0.007%。

根據(jù)模型（2），我們得到關(guān)于廣東進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的回歸如下：

（0.121）***（0.039） ** （0.006） *** （0.014） （0.038）

R2=0.867F=22.960DW=2.054

同樣，上述的樣本可決系數(shù)，F(xiàn)統(tǒng)計量及DW值均符合要求。從回歸結(jié)果可以看出，匯率對廣東省進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的彈性為-0.092，表明在控制其他因素的情況下，匯率每上升1%，進(jìn)口結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品所占比重會下降0.092%，即匯率上升，人民幣升值，將會使得進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品的比重降低。滯后一期的實際有效匯率對進(jìn)口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重影響也為負(fù)，但不顯著。

另外，廣東省GDP上升，會顯著減少進(jìn)口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重，每上升1%，下降0.029%。FDI對進(jìn)口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重影響為正，但并不顯著。

四、結(jié)論

通過以上實證分析我們可以看出，人民幣實際有效匯率變動的當(dāng)期值與廣東出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是正相關(guān)關(guān)系，即人民幣匯率上升當(dāng)期將帶來一定程度上廣東出口結(jié)構(gòu)改善，但是不顯著；而人民幣實際有效匯率變動的滯后項與廣東出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)也是正相關(guān)關(guān)系，而且是顯著的。這說明，人民幣實際有效匯率的上升經(jīng)過一段時間后將優(yōu)化廣東的出口結(jié)構(gòu)，這與廣東的實際情況是相符的。因為人民幣升值有利于資源在可貿(mào)易品部門和不可貿(mào)易品部門之間的均衡配置，還有利于企業(yè)“走出去”及增加先進(jìn)設(shè)備、工藝和技術(shù)進(jìn)口，提高產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值，長期來看能促進(jìn)廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級，并改善其在國際分工中的地位。同時，當(dāng)前我省具有傳統(tǒng)出口優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)品，包括紡織、服裝、和鞋類等，對匯率變動非常敏感，人民幣持續(xù)升值已經(jīng)嚴(yán)重擠壓了上述行業(yè)的利潤空間，迫使企業(yè)轉(zhuǎn)向開發(fā)新產(chǎn)品、提高技術(shù)水平、培育自己的品牌等，以尋求新的利潤來源。而對于技術(shù)產(chǎn)品，我省已經(jīng)形成較大的競爭優(yōu)勢，匯率升值所帶來的出口價格相對上漲，而相對容易被進(jìn)口成本下降、新產(chǎn)品開發(fā)和技術(shù)進(jìn)步所抵消，因此，仍將有較大的發(fā)展空間，所以，從長期來看，人民幣升值有利于促進(jìn)我省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。

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[責(zé)任編輯高惠琦]