人民幣—盧布匯率變動對中俄貿(mào)易的影響

華默然 肖珊

[提要] 近幾年來，隨著人民幣及盧布實行有管理的浮動匯率制度，代表著人民幣-盧布匯率波動更具彈性，意味著匯率波動對兩國貿(mào)易的不確定性在增加。當(dāng)前，隨著盧布的大幅波動，中俄貿(mào)易能否繼續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，已成為我們關(guān)注的問題。

關(guān)鍵詞：匯率；變動；影響

中圖分類號：F7 文獻標(biāo)識碼：A

收錄日期：2016年1月19日

一、文獻綜述

自2014年以來，俄羅斯盧布跌幅已經(jīng)超過五成，成為近年來全球跌幅最大的貨幣。由于盧布的大幅波動，勢必會對俄羅斯的對外貿(mào)易產(chǎn)生不利影響，中國作為俄羅斯的第一大貿(mào)易伙伴國，盧布匯率的大幅波動必然會波及到中俄兩國之間的貿(mào)易往來。

目前，國內(nèi)外關(guān)于匯率波動對貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的研究，多數(shù)研究是采取整體貿(mào)易收支的方法，對進出口的匯率彈性進行研究，再對一國對外或是兩國之間不同的產(chǎn)品的貿(mào)易收支進行測算，從而得出匯率波動對某種產(chǎn)品進出口收支的影響及對貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的影響。

在匯率波動在雙邊貿(mào)易中對產(chǎn)品進出口影響的實證研究方面：張國兵、安燁（2013）選取了2002～2012年間的季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)包括中俄兩國的國民產(chǎn)出、人民幣實際有效匯率指數(shù)、木制品和礦產(chǎn)品進口額及機械器具和紡織制品的出口額。沈國兵（2015）在對美元匯率波動對中美貿(mào)易的影響中認(rèn)為，實際匯率貶值對美國對中國出口同質(zhì)品、異質(zhì)品及全體樣本產(chǎn)品產(chǎn)生的促進作用顯著。

在匯率波動對某類產(chǎn)品貿(mào)易收支的實證研究方面：劉鐘欽、李驚雷（2008）加入供給方面的變量，考慮實際有效匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)馬歇爾-勒納條件并不適用于中國農(nóng)產(chǎn)品進出口。鄧小華、李占風(fēng)（2014）選取了實際匯率、外商直接投資在國內(nèi)生產(chǎn)總值中占比、勞動成本與資本價格的相對價格作為變量。

在國內(nèi)文獻中，多數(shù)都是研究實際匯率波動對中國整體貿(mào)易收支的影響，也有部分學(xué)者將中國與其他一些國家和地區(qū)的雙邊貿(mào)易作為研究對象。而研究中俄貿(mào)易收支受匯率影響的文獻較少，可能一方面由于中俄兩國貿(mào)易規(guī)模較?。涣硪环矫嬗捎诙砹_斯經(jīng)濟地位不如美國、日本等發(fā)達(dá)國家，從而未引起足夠重視。而筆者認(rèn)為，正是由于中俄貿(mào)易額規(guī)模較小，有巨大的發(fā)展空間，才有必要深入研究匯率如何影響中俄貿(mào)易，為之后中俄貿(mào)易的快速發(fā)展奠定理論基礎(chǔ)。

二、理論模型與指標(biāo)選擇

（一）理論模型。引力模型中認(rèn)為雙邊貿(mào)易與兩國的國內(nèi)生產(chǎn)總值及匯率波動率有關(guān)，筆者認(rèn)為，影響兩國貿(mào)易的原因必然復(fù)雜，于是筆者選擇中俄兩國的國內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量，而本文主要研究匯率波動對貿(mào)易的影響，而不是波動率對貿(mào)易的影響，于是筆者并沒有采用波動率作為解釋變量；在魏偉賢的模型中，名義匯率及價格指數(shù)均被用作為解釋變量，而本文研究的一部分正是人民幣-盧布名義匯率波動對中俄貿(mào)易的影響，名義匯率一定為解釋變量之一。而筆者認(rèn)為，名義匯率會與兩國的居民消費價格指數(shù)共同影響貿(mào)易收支，所以筆者選擇了名義匯率與價格指數(shù)作為解釋變量，但魏偉賢的模型中的世界實際收入、世界對中國進口的供給能力指數(shù)等解釋變量多用于研究匯率對一國整體貿(mào)易的影響，而不適合用于匯率對兩國之間貿(mào)易的影響，所以筆者并未選擇魏偉賢模型中的其他解釋變量；在Goldstein和Kahn的不完全替代模型中選擇使用實際匯率作為解釋變量，而本文研究的一部分正是人民幣-盧布實際匯率對中俄貿(mào)易的影響，所以筆者選擇Goldstein和Kahn的不完全替代模型中的實際匯率作為本文的解釋變量，但是筆者并不贊同Goldstein和Kahn在不完全替代模型中認(rèn)為的進口僅與進口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值相關(guān)。

假設(shè)俄羅斯出口商品的價格與中國國內(nèi)商品的價格間保持較為穩(wěn)定的關(guān)系，即中俄兩國在貿(mào)易結(jié)構(gòu)上不具有較高的替代性。本文從人民幣-盧布名義匯率波動對中俄貿(mào)易規(guī)模的影響進行研究。

人民幣-盧布實際匯率波動對中俄貿(mào)易規(guī)模影響的實證模型的設(shè)定：

中國從俄羅斯進口函數(shù)：IM=f（CGDP，RGDP，REEP） （1）

中國向俄羅斯出口函數(shù)：EX=f（CGDP，RGDP，REEP） （2）

中國與俄羅斯貿(mào)易收支函數(shù)：TB=f（CGDP，RGDP，REEP） （3）

其中，TB代表中國與俄羅斯的貿(mào)易收支，以貿(mào)易總額的增長率來衡量；CGDP為中國的實際GDP增長率，反映中國國內(nèi)經(jīng)濟總需求的增長率；RGDP為俄羅斯的實際GDP增長率，反映俄羅斯國內(nèi)經(jīng)濟總需求的增長率；REER為直接標(biāo)價法下人民幣-盧布實際匯率，反映經(jīng)過匯率調(diào)整之后的兩國商品相對價格競爭力。

（二）指標(biāo)選擇。考慮到季度數(shù)據(jù)具有較強的季節(jié)性變動規(guī)律，本文所采用的數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)。在最初構(gòu)建人民幣-盧布匯率波動對中俄貿(mào)易規(guī)模影響的模型時，筆者選取的是1992～2014年的年度數(shù)據(jù)，但是ADF檢驗的結(jié)果表明，各序列不是同階平穩(wěn)序列，無法構(gòu)建協(xié)整模型。筆者認(rèn)為這主要是因為俄羅斯剛剛獨立時，采取了較為極端的經(jīng)濟改革方案，1992年俄羅斯采取了放開了90%的消費品價格、80%的生產(chǎn)資料價格等方案，結(jié)果之后的幾年中，通貨膨脹極其嚴(yán)重。因此，本文在研究人民幣-盧布匯率波動對中俄貿(mào)易規(guī)模的影響時所選取的樣本期為1994～2014年。

三、實證研究過程

（一）ADF檢驗。對每個變量的平穩(wěn)性進行檢驗，同時對變量的單整階數(shù)進行考察，單位根檢驗結(jié)果可以得出，各時間序列均為穩(wěn)定序列，可以通過協(xié)整檢驗分析各變量之間的關(guān)系。

（二）OLS模型建立。由ADF檢驗得知，方程（1）、方程（2）、方程（3）中各變量的時間序列均平穩(wěn)，所以可以對各個方程進行最小二乘法多元線性回歸分析，以分析出各解釋變量對被解釋變量的影響系數(shù)。寫出方程（1）及方程（2）的具體方程，方程如下：

IM=C■+C■×CGDP+C■×RGDP+C■×REEP （4）

在方程（4）中C■為中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率的系數(shù)；C■為中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率的系數(shù)；C■為人民幣-盧布實際匯率的系數(shù)；C■為方程的常數(shù)項。

EX=C■+C■×CGDP+C■×RGDP+C■×REEP （5）

在方程（5）中C■為中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率的系數(shù)；C■為中國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率的系數(shù)；C■為人民幣-盧布實際匯率的系數(shù)；C■為方程的常數(shù)項。

從回歸結(jié)果可以看出，擬合優(yōu)度R2=0.393553，說明該模型的整體擬合優(yōu)度較差，且方程的Prob（F-statistic）為0.033013，表明方程顯著。在5%的顯著性水平下，解釋變量中國經(jīng)濟增長率（CGDP）、人民幣-盧布實際匯率（REER）均未通過T檢驗，于是筆者將以上兩個因素分別剔除，再次進行分析。

剔除中國經(jīng)濟增長率（CGDP）后的回歸分析顯示，R2=0.378599，Prob（F-statistic）為0.013815，但是人民幣—盧布實際匯率（REER）并未通過T檢驗；在剔除人民幣—盧布實際匯率（REER）后的回歸方程也未通過F檢驗，且擬合優(yōu)度也較差，所以筆者將這兩個因素都剔除，以期達(dá)到較顯著的結(jié)果。

在剔除中國經(jīng)濟增長率（CGDP）與人民幣-盧布實際匯率（REER）的影響后，新模型的擬合優(yōu)度R2=0.564418，說明該模型的整體擬合優(yōu)度較好，同時方程的Prob（F-statistic）為0.003760，表明方程顯著。在5%的顯著性水平下，解釋變量俄羅斯經(jīng)濟增長率（RGDP）通過了T檢驗，說明在5%的顯著性水平下，用俄羅斯經(jīng)濟增長率（RGDP）這一個解釋變量來解釋中國從俄羅斯進口的增長率是可信的。

由此可以得出回歸方程（4）（即中國從俄羅斯進口的增長率方程）為：

IM=7.422229+2.139060×RGDP （6）

對回歸方程（6）進行異方差檢驗，nR2<卡方，不能拒絕原假設(shè)，所以證明不存在異方差。這表明解釋變量與被解釋變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，所以此回歸是有效的。

在分析完中國從俄羅斯進口增長率影響因素后，接下來進行中國向俄羅斯出口增長率影響因素的多元線性回歸分析。從回歸結(jié)果可以看出，擬合優(yōu)度R2=0.684285，說明該模型的整體擬合優(yōu)度較好，且方程的Prob（F-statistic）為0.000161，表明方程顯著。在5%的顯著性水平下，解釋變量中國經(jīng)濟增長率（CGDP）、人民幣-盧布實際匯率（REER）均未通過T檢驗，于是筆者將以上兩個因素分別剔除，再次進行分析。

剔除人民幣-盧布實際匯率（REER）后的回歸分析顯示，R2=0.677530，Prob（F-statistic）為0.000038，但是中國經(jīng)濟增長率（CGDP）并未通過T檢驗；在剔除中國經(jīng)濟增長率（CGDP）這個因素后，擬合優(yōu)度較好，方程的F值通過檢驗，且人民幣-盧布實際匯率（REER）通過T檢驗，回歸分析結(jié)果顯示，在剔除中國經(jīng)濟增長率（CGDP）的影響后，新模型的擬合優(yōu)度R2=0.643615，說明該模型的整體擬合優(yōu)度較好，同時方程的Prob（F-statistic）為0.000093，表明方程顯著。在5%的顯著性水平下，解釋變量俄羅斯經(jīng)濟增長率（RGDP）、人民幣-盧布實際匯率（REER）通過了T檢驗。說明在5%的顯著性水平下，用俄羅斯經(jīng)濟增長率（RGDP）以及人民幣-盧布實際匯率（REER）這兩個解釋變量來解釋中國向俄羅斯出口的增長率是可信的。

由此可以得出回歸方程（5）為：

EX=8.078380+4.617226×RGDP+0.735657×REEP （7）

對回歸方程（7）進行異方差檢驗，nR2<卡方，不能拒絕原假設(shè)，所以證明不存在異方差。這表明解釋變量與被解釋變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，所以此回歸是有效的。

四、結(jié)論

將中國經(jīng)濟增長率、俄羅斯經(jīng)濟增長率以及人民幣-盧布實際匯率作為解釋變量，分析這三個因素對中國向俄羅斯出口的增長率及對中國從俄羅斯進口的增長率的影響，在所有時間序列均通過ADF檢驗后，采用OLS回歸模型分析解釋變量對被解釋變量的影響。分別得出：中國從俄羅斯進口的增長率僅僅與俄羅斯經(jīng)濟增長率相關(guān)，且為正相關(guān)關(guān)系，即俄羅斯經(jīng)濟增長率上升1個單位，中國從俄羅斯進口的增長率會上升2.14個單位；有兩個因素一起影響著中國向俄羅斯出口的增長率，這兩個因素分別為俄羅斯的經(jīng)濟增長率與人民幣-盧布實際匯率，這兩個因素對中國向俄羅斯出口的增長率都會產(chǎn)生正向的影響，即俄羅斯經(jīng)濟增長率上升1個單位，中國向俄羅斯出口的增長率會上升4.62個單位、人民幣-盧布實際匯率每上升1個單位，中國向俄羅斯出口的增長率會上升0.74個單位。

根據(jù)實證結(jié)果可以得出：不論是人民幣-盧布名義匯率還是人民幣-盧布實際匯率均對中國從俄羅斯進口沒有顯著影響；中國向俄羅斯出口卻會受到人民幣-盧布實際匯率的影響，而人民幣-盧布名義匯率對中國向俄羅斯出口并沒有影響。由此可以推出，中國（俄羅斯）如果想通過對人民幣（盧布）的貶值而刺激對俄羅斯（中國）的出口或者抑制對俄羅斯（中國）的進口，都是不會達(dá)到預(yù)期目標(biāo)的。只有當(dāng)人民幣對盧布的實際匯率貶值時，才可以促進中國向俄羅斯的出口，但并不會影響中國向俄羅斯的進口。

主要參考文獻：

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