人民幣匯率變動對天津市出口貿(mào)易物流的影響分析

李金龍 王穎純

摘要：人民幣匯率變動對出口貿(mào)易物流具有重要的影響，本文重點研究了人民幣匯率變動對天津出口貿(mào)易物流的影響，基于回歸分析理論方法構(gòu)建了匯率變動對出口貿(mào)易影響的分析模型及分析步驟和流程，并對天津市出口貿(mào)易物流變動情況進行了實證分析，并運用單位根檢驗以及協(xié)整檢驗等方法分析了匯率變化對天津出口貿(mào)易物流的影響。

Abstract： RMB exchange rate has a significant impact on export logistics trade. This paper focuses on the effect of changes in exchange rate on exports of Tianjin. Based on regression analysis and least squares methods， analysis model of exchange rate changes on export trade is constructed， and analysis procedures and process of which are also proposed， and case study is made on export trade of Tianjin and the unit root test and cointegration test methods are used to analyze the impact of exchange rate changes on export trade in Tianjin.

關鍵詞：人民幣匯率變動;貿(mào)易物流;回歸分析

Key words： RMB appreciation;logistics trade;regression analysis

中圖分類號：F832.6;F752.6? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?文獻標識碼：A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文章編號：1006-4311（2019）29-0132-03

0? 引言

國外學者針對人民幣匯率變動對貿(mào)易物流影響的研究較多，Slavov（2007）和Marazzi & Sheets（2007）研究發(fā)現(xiàn)，中國資源密集型商品進口比重正在逐年下降，但是國際競爭力正在逐漸提升[1][2]。Blanchard & Quah（1989）通過對中國進出口貿(mào)易差額的動態(tài)分析，證明了曲線效應是適應中國的[3]。Yan Dong和John Whalley（2009）研究發(fā)現(xiàn)，中國的匯率的變動比關稅對貿(mào)易物流產(chǎn)生的作用大[4]。

國內(nèi)學者針對人民幣匯率變動對出口貿(mào)易物流的影響也進行了大量的研究。周廣遠（1986）對中國國際貿(mào)易收支平衡問題進行了估計和探索，但是由于當時的數(shù)據(jù)與資料的限制只進行了簡單的研究[5]。劉亮成、周繼忠和徐曉萍（2010）從宏觀上對人民幣匯率彈性對貿(mào)易物流進行了分析[6]。劉鳳娟（2007）從行業(yè)角度對人民幣匯率變動的產(chǎn)出效應進行了分析，認為人民幣匯率變動會促進貿(mào)易物流行業(yè)的發(fā)展[7]。吳玉蘭（2008）研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易物流優(yōu)惠政策比匯率變動對貿(mào)易物流具有更大的影響[8]。王珊珊，邱嘉鋒（2013）研究發(fā)現(xiàn)，從貿(mào)易方式來看，人民幣匯率變動會對出口貿(mào)易物流的發(fā)展具有抑制作用[9]。朱敏（2013）研究表明，中國的加工貿(mào)易大部分是勞動密集型產(chǎn)業(yè)，一旦匯率變動對中國貿(mào)易物流的影響就會放大[10]。

從眾多學者研究的成果可以看出，人民幣匯率變動對貿(mào)易物流的影響研究由于時代的不同，對數(shù)據(jù)的處理方法也不盡相同，所以得出的研究結(jié)論也存在差異。國內(nèi)外學者對于人民幣匯率變動對進出口貿(mào)易物流的影響研究主要集中在宏觀層面，雖然近幾年，有學者開始進行微觀層面的分析，但相對來說研究的較少。所以，本文從實證的角度研究人民幣匯率變動對天津市出口貿(mào)易物流的影響。

1? 模型構(gòu)建與實證分析

1.1 模型構(gòu)建

本文通過構(gòu)建回歸模型來分析人民幣匯率變動對天津市出口貿(mào)易物流的影響，其方法步驟如下：

①確定回歸模型：由于本文研究的是一元線性回歸，因此其回歸模型可表為：

其中，y是因變量;x是自變量;ε是誤差項;β0和β1稱為模型參數(shù)（回歸系數(shù)）。

②求出回歸系數(shù)：最小二乘法作為一種較為常用的方法其原理是通過對數(shù)據(jù)進行分析進而得到的自變量和因變量之間的關系。然后找到一個函數(shù)關系式，這個函數(shù)關系式的取值數(shù)據(jù)實際值相吻合，然后求出回歸系數(shù)。

③相關性檢驗：對于每組實驗數(shù)據(jù)（xi，yi）理論上都可算出回歸系數(shù)0，1，但是由于y與x之間并沒有說明用所得的回歸模型去擬合實際數(shù)據(jù)是否足夠好，因此，必須對回歸模型進行數(shù)據(jù)近似檢驗，這就稱為相關性檢驗。相關系數(shù)的定義公式為：

r=，或者r=r值在0<|r|≤1中。|r|越接近于1，說明x，y之間線性關系回歸越好;當r為正時，稱為正相關;當r為負時，稱為負相關。當|r|趨近于0時，稱之為非線性。當|r|

在進行一元線性回歸之前應先求出r值，再與r0比較，若|r|>r0，則x和y具有線性關系，可求回歸直線，否則反之。

1.2 模型分析

回歸模型主要是對數(shù)據(jù)資料進行深入分析，確定因變量和自變量之間的函數(shù)關系式。通過對數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，出口產(chǎn)品的相對價格和消費者的實際收入水平是影響出口貿(mào)易物流的主要變量，即：

其中，X為出口商品需求，P為出口商品價格，Y為實際收入，t為不同的時期。

本文把這里的出口貿(mào)易物流需求用以美元表示的天津出口額來替代;用天津生產(chǎn)者價格指數(shù)PPI替代出口商品價格P。根據(jù)上面的描述，在調(diào)整后的函數(shù)中，就只有價格因素影響貿(mào)易物流需求的變量，即（PPI/e）：

前文所述，理論上影響出口貿(mào)易物流的就只有價格因素，但是實際上，影響因素還有很多個，在一個計量模型很難把所有因素都考慮進來。由于本文主要研究匯率變動對天津出口貿(mào)易物流的影響，所以，本文構(gòu)建模型只關注價格因素。在詳細分析了天津出口貿(mào)易物流的需求彈性后，下面的模型較為合適：

其中，X為出口額;θ0為常數(shù)項;θ1為變量參數(shù);PPI為生產(chǎn)者價格指數(shù);e為人民幣表示的美元價格;？鄣表示其他影響因素。模型采用最小二乘法（OLS法）進行分析。

1.3 實證分析

1.3.1 數(shù)據(jù)分析? 選用2017年1月-2019年6月間天津的月度出口額X、天津生產(chǎn)月價格指數(shù)PPI和人民幣對美元的月平均匯率e來計算天津出口物流的需求彈性，見表2。

本文采用EViews軟件對先對lnX，（PPI/e）進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果表明，X變量與（PPI/e）變量的水平值存在單位根假設，所以對一階差分序列進行進一步的檢驗，ΔlnX與Δ（PPI/e）在1%、5%、10%的顯著性水平下都為平穩(wěn)序列。由回歸方程估計結(jié)果可得：

通過分析得到R-squared=0.386827，AdjustedR-squared=0.157539，回歸標準誤差為0.157832，說明方程的擬合度很好，F(xiàn)-statistic為5.170053，方程通過顯著性檢驗。θ1為0.38小于1，說明通過t檢驗，進而說明需求量變動的百分比小于價格變動的百分比，也就是說出口貿(mào)易物流是相對無彈性的，因此人民幣匯率變動對天津出口貿(mào)易物流的影響比較小。

1.3.2 數(shù)據(jù)檢驗? 為驗證上述分析結(jié)果是否正確，本文采用SPSS進行數(shù)據(jù)相關性檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

由表3可以看出，人民幣匯率與天津市出口額相關性分別為0.068、0.064說明兩組數(shù)據(jù)之間相關性不高，與上述分析結(jié)果一致。

綜上所述，天津貿(mào)易收支的匯率彈性比較小，即人民幣匯率變動對天津出口貿(mào)易物流并沒有出現(xiàn)顯著的不利影響。這與傳統(tǒng)的貿(mào)易理論即人民幣匯率變動會明顯抑制貿(mào)易額的觀點是相悖的。

2? 結(jié)論

基于回歸分析理論方法和最小二乘法，構(gòu)建了匯率變動對出口貿(mào)易物流影響的分析模型及分析步驟和流程，并對天津市出口貿(mào)易物流變動情況進行了實證分析，結(jié)合天津貿(mào)易物流的實際情況，對分析結(jié)果作了進一步的分析。結(jié)果表明，天津貿(mào)易收支的匯率彈性比較小，即人民幣匯率變動對天津出口貿(mào)易物流并沒有出現(xiàn)顯著的不利影響。

參考文獻：

[1]Slavi T. Slavov. Innocent or Not-so-innocent Bystanders; Evidence from the Gravity Model of International Trade About the Effects of UN Sanctions on Neighbour Countries [J]. The World Economy， 2007（11）：1701-1725.

[2]Mario Marazzi and NathanSheets. Exchange rate pass-through to U. S. import prices： some new evidence[R]. International Finance Discussion Papers， 2007.

[3]Blanchard&Quah. The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbance[J]. The American Economic Review， 1989（10）：655-673.

[4]Yan Dong and John Whalley. A Third Benefit of Joint Non-OPEC Carbon Taxes：Transferring OPEC Monopoly Rent[R]. CESifo Working Paper Series， 2009.

[5]周廣遠.1870年-1894年中國對外貿(mào)易平衡和金銀進出口的估計[J].中國經(jīng)濟史研究，1986（4）：107-130.

[6]劉堯成，周繼忠，徐曉萍.人民幣匯率變動對我國貿(mào)易的動態(tài)影響[J].經(jīng)濟研究，2010（5）：32-40.

[7]劉鳳娟.人民幣匯率變動與中美貿(mào)易關系探討[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2008（8）：171-172.

[8]吳玉蘭.人民幣實際有效匯率對中國加工貿(mào)易影響的實證研究[J].黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2008（2）：49-51.

[9]王珊珊，邱嘉鋒.人民幣匯率對中國不同出口貿(mào)易方式影響分[J].經(jīng)濟問題探索，2013（7）：106-111.

[10]朱敏.加工貿(mào)易框架下進出口對匯率變動的響應特征——基于古諾模型的探討[J].金融論壇，2013（7）：28-37.