人民幣實(shí)際有效匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證研究——基于1995～2011年數(shù)據(jù)

何建奎，馬 紅

(西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

一、引 言

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國在逐步融入全球化的進(jìn)程中。進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比例由1990年的30%一度增長到2006年的65%，隨后稍有下降，2010年約為49%;同時年度貿(mào)易順差額也迅速增長，2008年達(dá)到最高點(diǎn)2981.3億美元，自2005年以來，年平均增長率50%左右;金融危機(jī)后，我國的進(jìn)出口貿(mào)易額雙雙下滑，順差收窄，2009年為1956億美元，2010年1815億美元①數(shù)據(jù)來源:我國統(tǒng)計年鑒2010和Wind資訊數(shù)據(jù)庫。但是，這與一些發(fā)達(dá)國家巨額的貿(mào)易赤字仍舊形成了鮮明的對比。全球貿(mào)易的不平衡成為金融危機(jī)后亟待解決的問題之一。我國作為典型的貿(mào)易順差國，人民幣面臨巨大的升值壓力，有關(guān)其匯率和貿(mào)易問題的爭論與研究再次成為政界和學(xué)術(shù)界的焦點(diǎn)之一。

二、文獻(xiàn)回顧

在貿(mào)易收支與匯率關(guān)系的研究中，Robinson［1］最早應(yīng)用彈性分析法研究進(jìn)出口的供求彈性。彈性分析法在Lerner［2］等研究下得出了以數(shù)學(xué)表達(dá)的馬歇爾—勒納條件，即進(jìn)出口彈性之和大于1，本幣貶值將改善貿(mào)易收支，彈性之和小于1，本幣貶值會惡化貿(mào)易收支。考慮到匯率變動對貿(mào)易影響的時滯性，Maggee［3］發(fā)現(xiàn)了短期內(nèi)本幣貶值可能惡化貿(mào)易收支，于是J曲線效應(yīng)由此而誕生。隨后，大量的研究主要圍繞馬歇爾—勒納條件和J曲線的驗(yàn)證。在比較近期的文獻(xiàn)中，Wilson［4］采用不完全替代模型實(shí)證分析了新加坡、韓國、馬來西亞與美日之間的貿(mào)易余額和真實(shí)匯率之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有韓國的貿(mào)易與匯率關(guān)系存在J曲線效應(yīng)。Marquez and Schindler［5］以中國進(jìn)出口貿(mào)易占世界貿(mào)易的比例為因變量，研究其與人民幣有效匯率之間的關(guān)系，同時考慮外商直接投資和中間品進(jìn)口的影響，結(jié)果顯示，人民幣升值10%，中國出口占世界的比例降低0.5%，進(jìn)口降低0.1%。Kandil［6］分別對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的進(jìn)出口貿(mào)易受匯率波動的影響進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)，對于工業(yè)化國家而言，進(jìn)出口的匯率彈性均高于發(fā)展中國家，出口需求的彈性相對較低，所以進(jìn)口需求的彈性是決定經(jīng)常賬戶余額變化方向的主要因素;對于發(fā)展中國家，進(jìn)口的匯率彈性較低，升值并沒有引起進(jìn)口需求的增加，出口對匯率無彈性。Kharroubi［7］認(rèn)為匯率彈性同時受到產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和垂直專業(yè)化貿(mào)易的共同影響，由于各國貿(mào)易的結(jié)構(gòu)不同，因此匯率變動對貿(mào)易不平衡的調(diào)整也不同。

較早開始研究人民幣匯率與我國貿(mào)易余額之間關(guān)系的學(xué)者中，如Zhang［8］研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口的變動是匯率變動的格蘭杰原因，卻沒有發(fā)現(xiàn)匯率變動是引起貿(mào)易余額變動的格蘭杰原因，而且我國的貿(mào)易余額不存在J曲線效應(yīng)。盧向前、戴國強(qiáng)［9］采用協(xié)整向量自回歸模型驗(yàn)證馬歇爾—勒納條件在我國是否存在，結(jié)果表明，人民幣實(shí)際匯率波動對我國進(jìn)出口存在顯著影響，馬歇爾—勒納條件成立，且存在J曲線效應(yīng)。葉永剛 等［10］研究表明人民幣有效匯率與中美貿(mào)易收支之間不存在短期或長期因果關(guān)系，而與中日貿(mào)易收支互為因果關(guān)系，但J曲線效應(yīng)不明顯。金洪飛、周繼忠［11］采用自回歸分布滯后(ARDL)模型分析中美貿(mào)易，發(fā)現(xiàn)我國對美國進(jìn)出口的實(shí)際匯率彈性均不顯著。劉堯成 等［12］將人民幣匯率對貿(mào)易的影響分解為純粹的匯率變動影響和匯率變動引起產(chǎn)出、收入等變動間接對貿(mào)易產(chǎn)生影響，采用對結(jié)構(gòu)性沖擊影響進(jìn)行長期約束的方法，分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動對我國貿(mào)易余額的動態(tài)影響。認(rèn)為我國存在修正的J曲線效應(yīng)，而且人民幣升值有產(chǎn)生貿(mào)易逆差的壓力。Li and Xu［13］采用比較靜態(tài)一般均衡模型模擬了人民幣升值10%后，對中美貿(mào)易順差和美國就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣升值對于我國的一般貿(mào)易產(chǎn)出的負(fù)面影響較大，中美貿(mào)易不平衡狀態(tài)會進(jìn)一步加劇，一般貿(mào)易的順差會下降，加工貿(mào)易順差增加，因此綜合效應(yīng)不明顯。

以上研究中有的支持馬歇爾—勒納條件、J曲線效應(yīng)在我國存在，有的卻得出我國貿(mào)易缺乏匯率彈性的結(jié)論。這可能因?yàn)檠芯康臄?shù)據(jù)期間不同，方法也有所差異。此外，有的是分析雙邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系，有的分析多邊匯率與貿(mào)易的關(guān)系。雙邊的貿(mào)易與匯率關(guān)系雖具有針對性，但由于貿(mào)易比重占我國貿(mào)易總額較低，不能綜合反映我國整體貿(mào)易與匯率的情況。而且有的以美元兌人民幣匯率作為多邊匯率的替代，也缺乏科學(xué)性。隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境、一國經(jīng)濟(jì)的開放程度、匯率政策與貿(mào)易結(jié)構(gòu)也處在不斷變化之中。我國貿(mào)易與匯率是否存在一定的長期的均衡關(guān)系，短期匯率波動又是如何影響進(jìn)出口貿(mào)易的，這正是本文研究的重點(diǎn)。

三、實(shí)證分析

(一)模型建立說明

在實(shí)證研究中，通常假定進(jìn)出口由國內(nèi)外收入和進(jìn)出口商品的價格(即實(shí)際匯率)決定，同時假設(shè)出口的供給彈性無窮大，因而沒有考慮供給的影響。本文在研究進(jìn)出口匯率彈性時，同時考慮進(jìn)出口的需求、供給和價格因素的影響，以國內(nèi)收入分別代替進(jìn)口需求和出口供給，國外收入分別代替出口需求和進(jìn)口供給，以人民幣實(shí)際有效匯率作為價格因素。因此設(shè)定進(jìn)出口貿(mào)易的方程如下:

其中EX、IM分別表示出口、進(jìn)口貿(mào)易額;TB=EX/IM，以出口比進(jìn)口的相對額表示貿(mào)易余額;REER代表人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)，指數(shù)的上升代表人民幣升值，下降表示人民幣貶值;WY、CY分別表示國外收入和國內(nèi)收入，代表進(jìn)出口的供給和需求因素;εi表示隨機(jī)擾動項。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，人民幣匯率升值會引起出口下降，進(jìn)口增加，貿(mào)易順差減少，因此系數(shù) a1、b1、c1的理論符號分別為負(fù)、正、負(fù)。而供給和需求的增加都會促進(jìn)出口、進(jìn)口的增加，因此 a2、a3、b2、b3的理論符號均為正;c2、c3為前者的綜合影響因素，因此符號不確定。

由于進(jìn)出口貿(mào)易、國內(nèi)外收入和人民幣實(shí)際有效匯率都具有內(nèi)生性，因此，本文采用VAR模型進(jìn)行分析。根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，在時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)的前提下，VAR模型才是穩(wěn)定的;如果時間序列不平穩(wěn)，但是滿足同階單整，且存在協(xié)整關(guān)系時，可以采用有限制條件的VAR模型，即向量誤差修正(VEC)模型。因此，本文通過檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整性，分析進(jìn)出口貿(mào)易與匯率之間的長期均衡關(guān)系，通過建立VCE模型，分析進(jìn)出口貿(mào)易與匯率的短期動態(tài)關(guān)系。

(二)數(shù)據(jù)來源與說明

而且本文選取的樣本期間為1995年1月-2011年9月，一方面始于匯率改革后，匯率市場化程度提高;另一方面，在整個樣本期間，包括了97年的亞洲金融危機(jī)、2001年美國互聯(lián)網(wǎng)泡沫，以及最近的一次經(jīng)濟(jì)危機(jī)，樣本期間包含了經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張與衰退，更適合研究長期均衡關(guān)系。

在本文選取的研究樣本中，進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫;人民幣實(shí)際有效匯率來源于國際清算銀行(BIS)網(wǎng)站;由于缺乏GDP月度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此以工業(yè)增加值指數(shù)替代，國內(nèi)外數(shù)據(jù)均來源于OECD網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)庫，其中，國外收入以美國、英國、日本、韓國、歐盟等的工業(yè)增加值指數(shù)按照BIS的貿(mào)易權(quán)數(shù)加權(quán)平均來代替;同時以月度CPI指數(shù)(1995年1月為基期，根據(jù)環(huán)比數(shù)據(jù)計算得出，來源于Wind資訊數(shù)據(jù)庫)對進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)額進(jìn)行調(diào)整，相關(guān)數(shù)據(jù)均采用X12加法模型進(jìn)行季節(jié)調(diào)整并取自然對數(shù)。

(三)單位根檢驗(yàn)

在求解協(xié)整方程和建立VEC模型之前需要對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法，結(jié)果如表1，所有變量除TB(進(jìn)出口相對額)外均屬于非平穩(wěn)時間序列，一階差分后所有變量均平穩(wěn)，滿足同階單整的條件。

表1 各變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(四)協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johansen檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其是在VAR系統(tǒng)下檢驗(yàn)多變量之間協(xié)整關(guān)系的一種方法。協(xié)整檢驗(yàn)滯后期的選擇是基于VAR系統(tǒng)根據(jù)AIC和HQ準(zhǔn)則選取的。

表2 進(jìn)出口方程各變量的JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，在5% 的顯著性水平下，存在0個協(xié)整方程的假設(shè)被拒絕，存在一個協(xié)整方程的假設(shè)沒有被拒絕，因此，lnEX、lnIM、lnTB均與lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，可以得到三個標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程:

從協(xié)整方程的結(jié)果看，出口的匯率彈性為正，但數(shù)值非常低(僅為0.006794)，而且不顯著，所以我國的出口幾乎沒有匯率彈性;出口對于國外需求的收入彈性約為1.4，是出口增長的重要因素。進(jìn)口的匯率彈性也為正，約為0.37，但是也不顯著;進(jìn)口的收入彈性約為1，國內(nèi)需求是進(jìn)口增長的重要因素。貿(mào)易差額的匯率彈性雖然為負(fù)，但是也不顯著，國外需求是貿(mào)易順差持續(xù)增長的主要動因。這與Kandil［6］對于發(fā)展中國家的研究的結(jié)果類似，即發(fā)展中國家，進(jìn)口的匯率彈性較低，升值并沒有引起進(jìn)口需求的顯著增加，出口對匯率無彈性。綜合來看，雖然市場化程度，國際化程度不斷加深，我國進(jìn)出口貿(mào)易卻沒有顯著的匯率彈性。原因可能在于:1、我國的進(jìn)出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占很大一部分，屬于“大進(jìn)大出”型貿(mào)易，匯率升值一方面降低加工出口產(chǎn)品的市場競爭力，另一方面又降低了中間產(chǎn)品進(jìn)口的成本，二者相互抵消。2、從進(jìn)口方面來看，一般貿(mào)易進(jìn)口中資源及能源類國有企業(yè)占主導(dǎo)地位，根據(jù)畢玉江的研究，國有企業(yè)對與進(jìn)口產(chǎn)品價格敏感性較低［14］。3、經(jīng)濟(jì)全球化對與貿(mào)易的匯率彈性存在兩方面的影響，一方面產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的增加會增大貿(mào)易的匯率彈性，因?yàn)橐粐M(jìn)口產(chǎn)品的國內(nèi)可替代品增加，需求的價格彈性增大;另一方面，跨國公司及全球產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展，使得一國貿(mào)易的垂直專業(yè)化程度加深，一國的進(jìn)口產(chǎn)品和出口產(chǎn)品具有很強(qiáng)互補(bǔ)性，進(jìn)口與出口的價格彈性均降低;最終貿(mào)易的匯率彈性決定于二者的綜合影響。就我國的狀況而言，進(jìn)口產(chǎn)品的國內(nèi)可替代性較低，垂直化程度較高，因此貿(mào)易的匯率彈性不明顯。

(五)VEC模型分析

因?yàn)楦飨嚓P(guān)變量之間均存在協(xié)整關(guān)系，因此可以進(jìn)行VEC模型的估計，分析短期貿(mào)易與匯率的動態(tài)關(guān)系。滯后期的選擇也是基于VAR系統(tǒng)的AIC和HQ準(zhǔn)則選取的，因此各個回歸模型的滯后階數(shù)不一定相同，如下表，從左到右的滯后階數(shù)分別為2、2、1。

向量誤差修正模型的結(jié)果如下表所示:

表3 向量誤差修正模型回歸結(jié)果

各個差分項反映各變量的波動，被解釋變量的波動可以分為兩部分:一是對于偏離長期均衡的調(diào)整，二是短期影響因素波動引起的。從上表可以看出，三個方程的ECMt－1項的系數(shù)均為負(fù)，說明當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易大于其長期均衡時，會向負(fù)的方向調(diào)整，小于其長期均衡時，會向正的方向調(diào)整，系數(shù)的大小反映了調(diào)整的力度。三者相比而言，出口的調(diào)整力度較大，進(jìn)口的調(diào)整力度最小，貿(mào)易差額居中;但整體來看，調(diào)整力度不大，說明我國目前的貿(mào)易不平衡狀態(tài)短期內(nèi)難以改善。匯率短期升值對出口有負(fù)的影響，且滯后兩期，影響系數(shù)約為0.45;匯率升值對于進(jìn)口也有負(fù)的影響，同樣滯后兩期比較明顯，影響系數(shù)約為0.66;說明匯率升值，短期內(nèi)進(jìn)出口都會減少，導(dǎo)致貿(mào)易差額的變化對匯率不敏感。

四、結(jié) 論

本文采用協(xié)整分析和向量誤差修正模型對1995年1月-2011年9月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的長期靜態(tài)和短期動態(tài)影響。對于實(shí)證結(jié)果總結(jié)如下:

(一)長期來看，我國出口的匯率彈性較小(0.006794)，進(jìn)口的匯率彈性為正且相對較大(0.367532)，但是兩者都不明顯，貿(mào)易差額對于匯率波動的長期彈性也不明顯，長期促進(jìn)進(jìn)出口及貿(mào)易差額增長的因素是國內(nèi)外收入。也就是說，我國貿(mào)易順差的不斷增長主要是由于國外需求的增長，全球貿(mào)易不平衡不是單純的匯率的問題，而主要在于全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)的問題。一國經(jīng)濟(jì)過度依賴消費(fèi)，一國過度依賴出口，造成了經(jīng)濟(jì)的不平衡發(fā)展。

(二)短期來看，匯率波動短期對于進(jìn)出口的影響具有明顯的同向性，且同為負(fù)向調(diào)整，即匯率貶值進(jìn)出口均會增加，而匯率升值會同時減少進(jìn)口和出口。而貿(mào)易差額對于匯率的短期波動不敏感，說明人民幣升值并不能有效解決目前的貿(mào)易失衡問題。

(三)短期內(nèi)，貿(mào)易向均衡狀態(tài)調(diào)整速度較慢，且進(jìn)口調(diào)整不顯著，出口調(diào)整大于進(jìn)口的調(diào)整力度。

(四)我國進(jìn)出口貿(mào)易的收入彈性大于匯率彈性，即國內(nèi)外收入變動對于我國進(jìn)口、出口及貿(mào)易差額的影響大于人民幣實(shí)際有效匯率變動的影響。

由此可見，人民幣匯率升值對于貿(mào)易不平衡的調(diào)整效果甚微，改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式才是根本所在。

［1］Robinson J.The foreign exchanges:Essays in the theory of employment［M］.Oxford:Blackwell，1937.141-142.

［2］Lerner A P.The economics of control［M］.London:Macmillan，1944.377-379.

［3］Maggee S P.Currency contracts，pass-through，and devaluation［J］.Brookings Papers on Economic Activity，1973，22(6):303-323.

［4］Wilson P.Exchange rate and the trade balance for dynamic Asian economies—Does the J-Curve exist for Singapore，Malaysia，and Korea?［J］.Open Economies Review，2001(12):389-413.

［5］Marquez J，Schindler J W.Exchange rate effects on China's trade:An interim report［R］.Board of Governors of the Federal Resever System International Finance Discussion Paper，2006，No.861.

［6］Kandil M.Exchange rate fluctuations and the balance of payments:Channels of interaction in developing and developed countries［J］.Journal of Economic Integration，2009，24(3):151-174.

［7］Kharroubi E.The trade balance and the real exchange rate［J］.BIS Quarterly Review，2011(9):33-39.

［8］Zhang Zhaoyong.The exchange value of the Renminbi and China's balance of trade:An empirical study［R］.NBER Working Paper，1996，No.5771.

［9］盧向前，戴國強(qiáng).人民幣實(shí)際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響:1994-2003［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005(5):55-60.

［10］葉永剛，胡利琴，黃斌.人民幣實(shí)際有效匯率和對外貿(mào)易收支的關(guān)系——中美和中日雙邊貿(mào)易收支的實(shí)證研究［J］.金融研究，2006(4):32-38.

［11］金洪飛，周繼忠.人民幣升值能解決美國對華貿(mào)易赤字嗎?——基于1994～2005年間月度數(shù)據(jù)的貿(mào)易彈性分析［J］.財經(jīng)研究，2007，133(40):62-66.

［12］劉堯成，周繼忠，徐曉萍.人民幣匯率變動對我國貿(mào)易差額動態(tài)影響［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010(5):66-71.

［13］Li Xin，Xu Dianqing.Impact of RMB appreciation on trade and labor market of China and the USA:A multi-country comparative general equilibrium model［J］.China＆ World Economy，2011，19(2):19-39.

［14］畢玉江.人民幣匯率變動與我國貿(mào)易順差構(gòu)成——基于不同貿(mào)易主體的實(shí)證研究［J］.上海立信會計學(xué)院學(xué)報，2010(6):32-38.