人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的影響分析*

饒春燕

(廣東石油化工學(xué)院 人事處，廣東 茂名525000)

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人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的影響分析*

饒春燕

(廣東石油化工學(xué)院 人事處，廣東 茂名525000)

從人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)趨勢(shì)和我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀出發(fā)，建立時(shí)間序列模型分析人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)存在的影響。實(shí)證結(jié)果表明，人民幣實(shí)際匯率升值有助于我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的改善。并結(jié)合當(dāng)前我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)存在的問(wèn)題，提出了改善我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的建議。

實(shí)際有效匯率；人民幣；出口商品結(jié)構(gòu)

近年來(lái)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易快速發(fā)展, 2015年中國(guó)的貨物貿(mào)易進(jìn)出口穩(wěn)居世界第一，自2013年以來(lái)已連續(xù)三年保持這第一貿(mào)易大國(guó)的位置。雖然改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口持續(xù)快速增長(zhǎng)，已成為名副其實(shí)的貿(mào)易大國(guó)。但中國(guó)商品出口仍以勞動(dòng)密集型為主導(dǎo)，出口產(chǎn)品價(jià)值鏈低端、國(guó)際分工價(jià)值低下。從貿(mào)易方式看，我國(guó)出口貿(mào)易仍以加工貿(mào)易和一般貿(mào)易為主，作為“世界工廠”的地位并沒(méi)有改變。

相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論表明[1]，出口貿(mào)易的總量、結(jié)構(gòu)與匯率存在一定的關(guān)聯(lián)性。當(dāng)前人民幣匯率受國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和國(guó)際壓力的雙重驅(qū)動(dòng)，波動(dòng)幅度不斷增大，但升值的趨勢(shì)仍是長(zhǎng)期趨勢(shì)。在此背景下，研究人民幣匯率波動(dòng)對(duì)與我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)變化的影響是必要的，它對(duì)改善出口商品結(jié)構(gòu)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1　人民幣實(shí)際有效匯率變化

圖11994—2015年人民幣實(shí)際有效匯率

根據(jù)國(guó)際清算銀行(BIS)公布的人民幣實(shí)際有效匯率數(shù)據(jù)顯示(見(jiàn)圖1)[2]，自2005年實(shí)施匯率改革以來(lái)，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)明顯，且處于長(zhǎng)期增長(zhǎng)的趨勢(shì)。BIS計(jì)算的實(shí)際有效匯率是以1990年為基期的月度數(shù)據(jù)，本文采用了各年年末期值作為年度實(shí)際有效匯率。

2　中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

按照國(guó)際產(chǎn)業(yè)分類法(SITC)的劃分,進(jìn)出口商品被劃分為SITC0～SITC9九大類。其中可將SITC6(按原料分類的制成品)、SITC8(雜項(xiàng)制品)兩大類歸入勞動(dòng)密集型商品(LIP)；將四大類初級(jí)產(chǎn)品(SITC0～SITC4)定義為資源密集型商品(NIP)；將SIT5(化學(xué)產(chǎn)品及有關(guān)產(chǎn)品)和第SIT7(機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備)歸入于資本和技術(shù)密集型商品(CTIP)[3]。根據(jù)歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，圖2反映了我國(guó)自1994年以來(lái)出口商品結(jié)構(gòu)變化的狀況。我國(guó)出口商品是以資本和技術(shù)密集型、勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，其中資本和技術(shù)密集型商品占總出口比重最大，在2008年之前，一直保持在快速增長(zhǎng)，但2008年金融危機(jī)之后有所回落。自1994年以來(lái)，勞動(dòng)密集型商品出口占總出口的占比總體呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，但其仍然是我國(guó)出口的主要類型商品，在歷史最低位時(shí)也占到40%左右的比重。資源密集型產(chǎn)品的出口額占比較小，且整體處于下降的趨勢(shì)。

圖21994—2014年NIP、LIP、CTIP占總出口比重

3　人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析

3.1數(shù)據(jù)的選取和模型的建立

人民幣實(shí)際有效匯率除影響貿(mào)易額流量以外，還與其他實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)變量,包括國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、技術(shù)進(jìn)步、外商直接投資等共同影響我國(guó)出口商品的結(jié)構(gòu)。但從長(zhǎng)期關(guān)系出發(fā),在資本和技術(shù)要素不存在嚴(yán)重制約的條件下,人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的影響,故只考慮其實(shí)際有效匯率、我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量以及外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易額的影響。因此，所選取的被解釋變量為反映出口商品層次構(gòu)成的資源密集型產(chǎn)品出口額(NIP)、勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口額(LIP)以及資本密集型和技術(shù)產(chǎn)品出口額(CTIP)。選取的解釋變量為人民幣實(shí)際有效匯率REER、外商直接投資總額FDI 以及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,數(shù)據(jù)來(lái)自IMF公布的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除時(shí)間序列可能存在的多重共線性和異方差，避免虛假回歸，使其趨勢(shì)線性化以及便于得到變量間的彈性系數(shù)，本文將六個(gè)序列的數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)，用ln表示取自然對(duì)數(shù)。樣本數(shù)據(jù)選取1994—2015年的年度數(shù)據(jù)，樣本容量為21。

因此本文的模型設(shè)為: ln NIP=F(ln REER，ln GDP，ln FDIt-1)；ln LIP=F(ln REER，ln GDP，ln FDIt-1)，ln CTIP =F(ln REER，ln GDP，ln FDIt-1)。

下文將依次采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、OLS最小二乘法估計(jì)進(jìn)行計(jì)量分析，檢驗(yàn)使用Eviews6.0軟件進(jìn)行。

3.2實(shí)證檢驗(yàn)與分析

3.2.1單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用了六組時(shí)間序列數(shù)據(jù)，時(shí)間序列的平穩(wěn)是計(jì)量實(shí)證有效的重要前提。為避免虛假回歸，使用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)各序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果如表1所示。表1中D(A，1)表示A的一階差分。

表1　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果表可以看出，六個(gè)變量的自然對(duì)數(shù)序列均在5%的顯著水平下是I(1)，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前期條件。在5%的顯著水平下，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下見(jiàn)表2。

表2　跡檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；**表示MacKinnon-Haug-Michelis 1999年提出的P值。

最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果給出相同的結(jié)論，在此不再累述。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，三個(gè)模型各自的變量間分別存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即這些變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此可以建立經(jīng)典回歸模型。

3.2.2OLS估計(jì)

通過(guò)Eviews做OLS回歸，消除自相關(guān)后，根據(jù)輸出結(jié)果得出如下估計(jì)的回歸模型：

ln NIP=-0.879-0.129ln FDIt-1-0.740ln REER+ 0.941ln GDP+0.033AR(1)

t=(-0.497)(-2.349)(-2.365)(6.191)(1.119)

R2=0.985F=227.599D.W.=2.111

(1)

ln LIP=-1.849-0.073ln FDIt-1-1.560ln REER+ 1.291ln GDP+0.305AR(1)

t=(-0.978)(-2.205)(-2.961)(8.884)(1.158)

R2=0.992F=411.638D.W.=1.855

(2)

ln CTIP=-1.130-0.130ln FDIt-1-1.147ln REER+1.298ln GDP+0.884AR(1)

t=(-0.140)(-2.975)(-2.320)(2.243)(5.872)

R2=0.995F=633.242D.W.=2.135

(3)

以上三個(gè)回歸模型各回歸系數(shù)符合經(jīng)濟(jì)意義且在5%水平上顯著，回歸方程結(jié)果良好。但為了保證回歸結(jié)果的有效性，需要對(duì)線性回歸模型的基本假定進(jìn)行檢驗(yàn)。

1)異方差檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)上述三個(gè)OLS模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)序列是否存在異方差，本文采用布倫斯-帕甘檢驗(yàn)法檢驗(yàn)。通過(guò)Eviews軟件進(jìn)行布倫斯-帕甘檢驗(yàn)，得出下列結(jié)果，見(jiàn)表3。

表3　布倫斯-帕甘檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果中，卡方檢驗(yàn)的P值均大于0.05，即接受原假設(shè)，三個(gè)最小二乘回歸模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)序列均不存在異方差。

2)自相關(guān)檢驗(yàn)。由于上述模型的解釋變量中有滯后內(nèi)生變量，D.W.檢驗(yàn)失效，因此對(duì)其使用LM檢驗(yàn)法進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，見(jiàn)表4。從滯后期為1的LM檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，三個(gè)模型卡方檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)大于0.05，所以輔助回歸模型不顯著，即回三個(gè)歸模型不存在一階自相關(guān)。

表4　LM檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述，三個(gè)模型滿足基本假定，回歸結(jié)果有效。

4　結(jié)論與政策含義

通過(guò)上述實(shí)證分析結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期均衡關(guān)系中，人民幣實(shí)際有效匯率REER與資源密集型產(chǎn)品出口額(NIP)、勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口額(LIP)以及資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品出口額(CTIP)均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。人民幣每升值1%，我國(guó)資源密集型產(chǎn)品出口額、勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口額、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品出口額分別下降0.740%、1.560%、1.147%。通過(guò)對(duì)比發(fā)現(xiàn)人民幣升值對(duì)商品出口影響程度的大小依次為勞動(dòng)密集型產(chǎn)品、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品、資源密集型產(chǎn)品。這是由于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的可替代性強(qiáng)、出口需求價(jià)格彈性高于其他兩者，而且匯率上升會(huì)提高勞動(dòng)力成本，因此其受匯率上升影響最大；資源密集型產(chǎn)品的出口主要依靠國(guó)外的生產(chǎn)和需求決定，因此受匯率變動(dòng)影響最??；而資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品由于匯率上升抵消掉部分成本且替代性小，因此受匯率上升影響適中。所以人民幣升值對(duì)中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化有著推動(dòng)作用。

從政府層面來(lái)說(shuō)，要保持人民幣匯率的穩(wěn)定，使得人民幣匯率形成良性預(yù)期[4]。有效地調(diào)整匯率市場(chǎng)政策，以促進(jìn)其市場(chǎng)化改革，使得匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制順暢化。從出口企業(yè)來(lái)講，要不斷提升自身的“競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)”，提高其產(chǎn)品的附加值和科技含量，改變單純依賴價(jià)格和資源優(yōu)勢(shì)的越來(lái)越缺乏競(jìng)爭(zhēng)力的路徑，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈躍升和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)。另外，要充分有效利用跨境電商平臺(tái)，實(shí)現(xiàn)藍(lán)海發(fā)展戰(zhàn)略[5]。

[1] 強(qiáng)永昌. 匯率變動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易的作用機(jī)制[J].世界經(jīng)濟(jì),1999(4):40-43.

[2] Bank for International Settlement. Effective exchange rate indices [EB/OL].(2015-08-01)[2016-07-18].http://www.bis.org/statistics/eer.htm.

[3] 張慶君.人民幣升值能否促進(jìn)我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的改善[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2010 (6):112-120.

[4] 周建,趙琳.人民幣匯率波動(dòng)與貨幣政策調(diào)控難度[J].財(cái)經(jīng)研究,2016,42(2):85-96.

[5] 朱炎亮,呂妍.跨境電子商務(wù)對(duì)廣州進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析[J].廣東石油化工學(xué)院學(xué)報(bào),2016(1):73-75.

(責(zé)任編輯：冼春梅)

Analysis on the Influence of RMB Exchange Rate Fluctuation on China’s Export Commodity Structure

RAO Chunyan

(Human Resources Department, Guangdong University of Petrochemical Technology, Maoming 525000, China)

Starting with the fluctuant trend of the RMB real effective exchange rate and the current conditions of the export commodity structure, this paper constructs a time series model which aims at analyzing the influence of fluctuation of RMB real effective exchange rate on the export commodity structure. The empirical analysis results show that the appreciation of the RMB real exchange rate is favorable to the improvement of Chinese export commodity structure. Finally, this paper puts forward some suggestions to improve China's export commodity structure based on the results and the problems existing in the present export commodity structure.

Real effective exchange rate; RMB; Export commodity structure

2016-06-27；

2016-07-19

國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(71503055)；廣東省自然科學(xué)基金博士啟動(dòng)項(xiàng)目(2015A030310493)；廣東省教育廳高校青年創(chuàng)新人才類項(xiàng)目(人文社科類)(2014WQNCX146)；茂名科技計(jì)劃項(xiàng)目(2014058)

饒春燕(1985—)，女，重慶大足人，本科，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)、人力資源開(kāi)發(fā)等研究。

F74

A

2095-2562(2016)04-0061-04