人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響

摘要：本文基于2008年第1季度至2022年第4季度的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用NARDL模型實(shí)證分析人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)原木、鋸材進(jìn)口量存在非對(duì)稱影響，對(duì)木漿不存在非對(duì)稱影響，匯率波動(dòng)增大會(huì)減少原木、鋸材、木漿的進(jìn)口量（不顯著、-0.286、-0.236），波動(dòng)減小會(huì)增加原木、鋸材、木漿的進(jìn)口量（-0.360、-0.603、-0.318）。②匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)原木進(jìn)口量的影響源于人民幣匯率波動(dòng)減少而非增加?；趯?shí)證研究結(jié)果，本文給出了健全和完善國(guó)內(nèi)林產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避市場(chǎng)、在木質(zhì)林產(chǎn)品出口國(guó)建立木材生產(chǎn)基地、使用人民幣作為計(jì)價(jià)貨幣來規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)的建議。

關(guān)鍵詞：匯率波動(dòng)；木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口；非對(duì)稱性；NARDL

中圖分類號(hào)：F746.2/.9 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1003-5559-（2024）07-0036-09

作者簡(jiǎn)介：朱巖松（1996—），男，南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)榱之a(chǎn)品貿(mào)易。

一、引言與研究綜述

中國(guó)是世界上最大的木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口國(guó)，根據(jù)世界糧農(nóng)組織（FAO）數(shù)據(jù)測(cè)算可知，2020年原木、鋸材、木漿這三種中國(guó)主要進(jìn)口的木質(zhì)林產(chǎn)品，其進(jìn)口額分別占世界原木、鋸材、木漿進(jìn)口總額的56.65%、42.03%、21.23%，其中原木和木漿位居世界第一，鋸材位居世界第二。同時(shí)，據(jù)國(guó)家林業(yè)和草原局發(fā)布的《2020中國(guó)林業(yè)和草原發(fā)展報(bào)告》可知，2020年中國(guó)進(jìn)口原木、木漿及其他各類木質(zhì)林產(chǎn)品折合木材3.09億立方米，占中國(guó)木材市場(chǎng)總供給（總消費(fèi)）的55.70%，對(duì)外依存度已經(jīng)超過五成，而且受到國(guó)內(nèi)林業(yè)資源匱乏、林業(yè)保護(hù)政策限制森林采伐的影響，中國(guó)在短時(shí)間內(nèi)無(wú)法有效地增加木質(zhì)林產(chǎn)品的國(guó)內(nèi)供給。所以，為了滿足我國(guó)對(duì)木質(zhì)林產(chǎn)品的剛性需求，依賴國(guó)際木質(zhì)林產(chǎn)品市場(chǎng)，持續(xù)進(jìn)口木質(zhì)林產(chǎn)品便成了極為重要的路徑。匯率作為國(guó)際貿(mào)易中重要的價(jià)格指標(biāo)，它的波動(dòng)對(duì)一個(gè)國(guó)家的進(jìn)出口貿(mào)易至關(guān)重要，所以在無(wú)法改變木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口格局的背景下，有必要研究匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的影響情況。

在人民幣匯率波動(dòng)日益復(fù)雜的背景下，學(xué)術(shù)界對(duì)匯率因素與中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。匯率波動(dòng)方面，一部分學(xué)者認(rèn)為匯率波動(dòng)會(huì)抑制進(jìn)出口貿(mào)易[1-4]，一部分學(xué)者認(rèn)為會(huì)促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易[5-6]。人民幣匯率對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品貿(mào)易影響方面，學(xué)者們借助多元線性回歸模型[7]、引力模型[8-10]、自回歸分布滯后模型[11]、向量誤差修正模型[12]進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)匯率變化對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品貿(mào)易存在顯著影響。

現(xiàn)有117a784348748d4443dd7a88cf72745a文獻(xiàn)雖然豐富，但大多基于匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易的對(duì)稱影響這一假設(shè)前提建立進(jìn)出口長(zhǎng)期均衡模型，沒有考慮到匯率不同的波動(dòng)幅度會(huì)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口產(chǎn)生不同的影響。在這種模型下，推論僅限于變量之間的平均靈敏度，正負(fù)變化平均化導(dǎo)致推理和預(yù)測(cè)能力受限。所以本文利用NARDL模型對(duì)人民幣匯率波動(dòng)率進(jìn)行正負(fù)分解，探究人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響，為匯率調(diào)整和木質(zhì)林產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展提供參考依據(jù)。

二、理論分析框架

波動(dòng)性表示變量隨時(shí)間變化的離散程度。在匯率風(fēng)險(xiǎn)測(cè)量中，波動(dòng)性表示未來匯率變動(dòng)的不可預(yù)測(cè)性和不確定性，即匯率波動(dòng)帶來匯率不可預(yù)測(cè)的變動(dòng)，產(chǎn)生匯率風(fēng)險(xiǎn)。從進(jìn)口商角度分析，匯率風(fēng)險(xiǎn)增大了進(jìn)口商收益的不確定性，不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口商會(huì)采取不同的貿(mào)易決策，影響著木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的變化[13]。當(dāng)進(jìn)口商具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避能力時(shí)，進(jìn)口商的商品儲(chǔ)備邊際價(jià)值升高，商品進(jìn)口量增加[14]，當(dāng)匯率波動(dòng)率越大，進(jìn)口商規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)能力越差時(shí)，商品進(jìn)口量越少[15]。從沉沒成本角度分析，匯率波動(dòng)會(huì)增加沉沒成本[16]354463842539bb3f73c18dddbf171163。投資的不可逆性和決策成本的不對(duì)稱性使匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向影響。本幣升值時(shí)，進(jìn)口商收益增加，因此可以用收益來開拓新市場(chǎng)。但投資后成本無(wú)法收回，本幣貶值時(shí)進(jìn)口商也無(wú)法撤回資金應(yīng)對(duì)不足，所以對(duì)于厭惡風(fēng)險(xiǎn)的進(jìn)口商來說，匯率波動(dòng)增加會(huì)減少其對(duì)商品的進(jìn)口[1]。

根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)偏好理論，可以把中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口廠商按不同的風(fēng)險(xiǎn)偏好劃分成三類：風(fēng)險(xiǎn)厭惡型進(jìn)口商、風(fēng)險(xiǎn)中立型進(jìn)口商、風(fēng)險(xiǎn)偏好型進(jìn)口商。如圖1所示，當(dāng)匯率波動(dòng)增加（即匯率風(fēng)險(xiǎn)增加）時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)偏好型木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口商基于投機(jī)心理會(huì)增加木質(zhì)林產(chǎn)品的進(jìn)口，風(fēng)險(xiǎn)越大，進(jìn)口欲望越強(qiáng)烈，進(jìn)口量越大；風(fēng)險(xiǎn)厭惡型木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口商基于穩(wěn)健心理會(huì)減少木質(zhì)林產(chǎn)品的進(jìn)口，風(fēng)險(xiǎn)越大，進(jìn)口欲望越弱，進(jìn)口量越??；風(fēng)險(xiǎn)中立型木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口商則不會(huì)改變木質(zhì)林產(chǎn)品的進(jìn)口決策，風(fēng)險(xiǎn)的大小對(duì)他們沒有影響。

三、模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)來源

（一）NARDL模型原理

為了考察人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響，本文采用NARDL模型，即非線性自回歸分布滯后模型。該模型是Shin等[17]對(duì)ARDL模型的非線性拓展，與其他方法相比，它具有以下幾大優(yōu)勢(shì)：①降低對(duì)自變量平穩(wěn)性的要求，變量可以不是同階單整，原序列在I（0）、I（1）或兩者混合的情況下都可以運(yùn)用；②有效避免了雙向因果和內(nèi)生性問題的干擾，同時(shí)在小樣本中有更好的統(tǒng)計(jì)特性；③可以對(duì)解釋變量進(jìn)行正負(fù)項(xiàng)分解，分別檢驗(yàn)其正向沖擊和負(fù)向沖擊對(duì)被解釋變量的長(zhǎng)期和短期影響，非常直觀地觀察其差異性；④計(jì)算正向和負(fù)向非對(duì)稱動(dòng)態(tài)乘數(shù)可以觀察變量間的非對(duì)稱調(diào)整路徑。

Shin等（2014）將被解釋變量與解釋變量長(zhǎng)期均衡關(guān)系的非對(duì)稱方程定義如下：

其中，yt為t時(shí)期的被解釋變量；β+和β?為對(duì)應(yīng)的非對(duì)稱長(zhǎng)期參數(shù)，表示yt隨著xt正向變動(dòng)（μt是隨機(jī)誤差項(xiàng)；xt為t時(shí)期的解釋變量，對(duì)xt進(jìn)行分解，過程如下：

xt=x0+x0是初始值，和x表示xt的正負(fù)向變化部分，具體可以表示為：

使用線性誤差修正模型對(duì)模型（1）進(jìn)行拓展，得到NARDL（p，q）模型，它同時(shí)包含了長(zhǎng)短期非對(duì)稱動(dòng)態(tài)參數(shù)：

其中，ρ是誤差修正系數(shù)，如果ρ<0，則說明模型是動(dòng)態(tài)平穩(wěn)的；非對(duì)稱長(zhǎng)期系數(shù)β+=-λ+/ρ和β?=-λ?/ρ描述自變量xt正向和負(fù)向變化與被解釋變量yt的長(zhǎng)期關(guān)系；π和π是非對(duì)稱短期滯后參數(shù)，可以描述自變量正向和負(fù)向的短期調(diào)整情況；εt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

對(duì)NARDL模型進(jìn)行檢驗(yàn)包括以下幾個(gè)步驟：

首先，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，確認(rèn)變量間是否存在長(zhǎng)期非對(duì)稱均衡關(guān)系。使用F聯(lián)合統(tǒng)計(jì)量FPSS與Pesaran等[18]提供的FPSS臨界值進(jìn)行比較，其原假設(shè)為：H0：ρ=λ+=λ?=0，也可以由TBDM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)H0：ρ=0，H1：ρ<0。

其次，進(jìn)行長(zhǎng)期非對(duì)稱檢驗(yàn)。使用Wald檢驗(yàn)，若長(zhǎng)期對(duì)稱約束H0：β+=β?，若拒絕原假設(shè)，則說明長(zhǎng)期影響不對(duì)稱。

再次，檢驗(yàn)是否存在短期非對(duì)稱性，短期對(duì)稱約束為H0：∑=-01π=∑=-01π，若拒絕原假設(shè)，則說明短期影響不對(duì)稱。

最后，計(jì)算正向和負(fù)向非對(duì)稱動(dòng)態(tài)乘數(shù)，得到被解釋變量的非對(duì)稱調(diào)整路徑。當(dāng)關(guān)鍵解釋變量正向和負(fù)向一單位沖擊時(shí)，被解釋變量的累積脈沖響應(yīng)函數(shù)（累積動(dòng)態(tài)乘數(shù)效應(yīng)）分別為：

（二）NARDL實(shí)證模型構(gòu)建

根據(jù)本文的研究目的，參考Bahmani-Oskooee[19]、Reinhart[20]的建模思路，對(duì)于中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品的進(jìn)口需求，其匯率影響模型為：

其中，IM為中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口需求，Y為國(guó)民收入，REER為人民幣實(shí)際有效匯率。

本文考察匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的影響，所以借鑒Baek[21]的做法引入?yún)R率的波動(dòng)率V，因此我國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品的進(jìn)口需求函數(shù)可以表示為：

使用線性誤差修正模型對(duì)模型（8）進(jìn)行拓展，以此來考察解釋變量與被解釋變量的長(zhǎng)期線性關(guān)系。拓展后的模型為：

公式（9）是在對(duì)稱形式下研究匯率對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的短期和長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。因此，無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，匯率升值或是貶值的傳導(dǎo)幅度都是相同的，沒有體現(xiàn)匯率變化對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響。為了檢驗(yàn)匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量是否存在非對(duì)稱影響，本文構(gòu)建了人民幣匯率對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響模型——NARDL模型。根據(jù)Shin等[17]的方法，將匯率波動(dòng)ln Vt分解成上漲ln Vt+和下降ln Vt?兩個(gè)部分，分解過程如下：

得到人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響模型：

（三）數(shù)據(jù)說明與處理

本文選取2008年第1季度至2022年第4季度的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，對(duì)數(shù)據(jù)來源和處理說明如下：

1.中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量

參照《FAO林產(chǎn)品年鑒》的分類標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口情況，選取原木（4403）、鋸材（4407）、木漿（4705）進(jìn)行分析，原木進(jìn)口量（Qlog）、鋸材進(jìn)口量（Qst）、木漿進(jìn)口量（Qwp）的數(shù)據(jù)來源于美國(guó)International Trade Centre（ITC）進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.國(guó)民收入

國(guó)民收入水平一般用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示，GDP數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。3.人民幣實(shí)際有效匯率人民幣有效匯率（REER）是剔除物價(jià)因素的雙邊匯率加權(quán)平均值，能綜合反映人民幣匯率水平的變動(dòng)。REER上升DhgjEL2YbNdAw/SsKa693w==（下降）表示人民幣升值（貶值），數(shù)據(jù)來源于國(guó)際清算銀行。

4.匯率波動(dòng)率

匯率波動(dòng)率（V）的測(cè)量方法有很多種，其中運(yùn)用較多的有兩種方法：移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差法和GARCH法，由于GARCH模型一般用于高頻數(shù)據(jù)，而本文使用的是季度數(shù)據(jù)，頻率較低，所以使用移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差法測(cè)量匯率波動(dòng)率，即：

（13）

其中，n表示選擇的移動(dòng)平均期數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先，在進(jìn)行實(shí)證分析之前，需要對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確保變量是滿足NARDL模型要求的I（0）或I（1）過程。由于ADF檢驗(yàn)在樣本容量小或模型接近單位根時(shí)功效低，因此使用Eviews10對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的同時(shí)增加PP檢驗(yàn)，增加檢驗(yàn)準(zhǔn)確度。從表1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，各變量數(shù)據(jù)要么為零階單整I（0），要么為一階單整I（0），所有變量滿足NARDL模型對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性要求。

（二）模型非對(duì)稱檢驗(yàn)

表2結(jié)果顯示模型的FPSS統(tǒng)計(jì)量和TBDM統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下均通過了檢驗(yàn)，說明人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)與中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量存在著長(zhǎng)期顯著的協(xié)整關(guān)系，即中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量會(huì)受到人民幣匯率波動(dòng)的影響。原木、鋸材的長(zhǎng)短期非對(duì)稱檢驗(yàn)（WLR和WSR）拒絕了原假設(shè)，木漿的長(zhǎng)短期非對(duì)稱檢驗(yàn)（WLR和WSR）沒有拒絕原假設(shè)，說明匯率波動(dòng)對(duì)原木、鋸材進(jìn)口量的影響存在長(zhǎng)期和短期非對(duì)稱性，對(duì)木漿進(jìn)口量的影響無(wú)論長(zhǎng)期還是短期均不存在非對(duì)稱性。

（三）模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表3可知，匯率波動(dòng)增加對(duì)中國(guó)原木、鋸材、木漿進(jìn)口量的長(zhǎng)期影響系數(shù)分別為-0.144、-0.286、-0.236，其中原木的長(zhǎng)期影響系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，鋸材和木漿的長(zhǎng)期影響系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著，說明匯率波動(dòng)的增加對(duì)原木進(jìn)口量沒有顯著影響，對(duì)鋸材和鋸槳的進(jìn)口量存在顯著影響，且匯率波動(dòng)幅度每增加1%，鋸材和木槳的進(jìn)口量會(huì)分別減少0.286%和0.236%。匯率波動(dòng)減少對(duì)中國(guó)原木、鋸材、木漿進(jìn)口量的長(zhǎng)期影響系數(shù)分別為-0.360、-0.603、-0.318，在1%的顯著性水平下均通過了顯著性檢驗(yàn)，即匯率波動(dòng)減少能顯著影響原木、鋸材、木漿的進(jìn)口量，且匯率波動(dòng)幅度每減少1%，原木、鋸材、木漿的進(jìn)口量會(huì)分別增加0.360%、0.603%、0.318%。

從方向角度看，波動(dòng)幅度增加會(huì)減少進(jìn)口，波動(dòng)幅度減少會(huì)增加進(jìn)口，一方面說明中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口商屬于風(fēng)險(xiǎn)厭惡型，匯率波動(dòng)幅度的加大會(huì)增加經(jīng)營(yíng)的不確定性，加之不完善的外匯市場(chǎng)制度使進(jìn)口商無(wú)法通過外匯市場(chǎng)操作規(guī)避外匯風(fēng)險(xiǎn)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡型進(jìn)口商為了減少損失、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)減少進(jìn)口量。另一方面，匯率波動(dòng)增加會(huì)加劇國(guó)際市場(chǎng)動(dòng)蕩，各國(guó)通過關(guān)稅、補(bǔ)貼等手段干預(yù)林產(chǎn)品貿(mào)易，轉(zhuǎn)嫁市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，增大了貿(mào)易隔離程度[22]，所以匯率波動(dòng)幅度增加，進(jìn)口商減少進(jìn)口。

從數(shù)值角度看，同種木質(zhì)林產(chǎn)品|β⁺_V|<|β^-_V|，即匯率波動(dòng)增加對(duì)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口的減少程度小于匯率波動(dòng)減少所帶來的木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口增加程度，匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的影響不對(duì)稱，這說明了我國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品對(duì)國(guó)際市場(chǎng)的高度依賴，需要大量進(jìn)口來緩解國(guó)內(nèi)供給不足。我國(guó)是木材消費(fèi)大國(guó)，木材的消費(fèi)需求也在隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而日益增大，然而我國(guó)的森林資源匱乏，國(guó)內(nèi)木材供給能力不足，尤其是國(guó)家實(shí)施天然林保護(hù)工程停止了天然林商業(yè)性采伐，導(dǎo)致供需失衡問題更加嚴(yán)重，需要高度依賴國(guó)際市場(chǎng)，通過大量進(jìn)口來緩解供給不足[23]。木漿也面臨國(guó)內(nèi)產(chǎn)品難以替代必須依靠大量進(jìn)口來滿足國(guó)內(nèi)需求的問題[22]，而且木漿作為資本技術(shù)密集型木質(zhì)林產(chǎn)品，其生產(chǎn)過程中能耗和污染都比較高，在工信部提出建立綠色制造體系的背景下，進(jìn)口木漿可以促進(jìn)林產(chǎn)工業(yè)污染物減排[24]。

相比之下，原木的β不顯著，即匯率波動(dòng)增加不能減少中國(guó)原木進(jìn)口量，說明原木的依賴程度最高；木漿沒有通過非對(duì)稱檢驗(yàn)，數(shù)值雖有差異，但不顯著，相對(duì)于原木和鋸材，匯率波動(dòng)增加和減小對(duì)木漿進(jìn)口量的影響程度相同，說明木漿的依賴程度最低。

再分析動(dòng)態(tài)乘數(shù)效應(yīng)，圖2、3和4是依據(jù)式（6）計(jì)算出的動(dòng)態(tài)乘數(shù)圖，它描述了人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)增加或減少一單位時(shí)，中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非線性動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。

可以發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)，V增加或減少所帶來的累積乘數(shù)效應(yīng)有正值也有負(fù)值，這是由于中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品交易的特殊性導(dǎo)致的，交易合同通常會(huì)在實(shí)際交付的前幾個(gè)季度簽訂[12]，匯率因素對(duì)貿(mào)易的影響存在時(shí)滯，所以匯率波動(dòng)可能對(duì)當(dāng)期的林產(chǎn)品進(jìn)口量沒有直接的影響[25]。在長(zhǎng)期內(nèi)，觀察圖2、3和4中原木、鋸材、木漿進(jìn)口量與匯率波動(dòng)幅度增加的動(dòng)態(tài)乘數(shù)和匯率波動(dòng)幅度減少的動(dòng)態(tài)乘數(shù)之差，也可以發(fā)現(xiàn)波動(dòng)幅度減少對(duì)木制林產(chǎn)品進(jìn)口量的影響大于增加所帶來的影響。雖然木漿沒有通過長(zhǎng)期非對(duì)稱檢驗(yàn)，但βV—（-0.318）大于β（-0.236），所以動(dòng)態(tài)乘數(shù)圖中長(zhǎng)期Asymmetry曲線位于正向區(qū)域，結(jié)論一致。

（四）對(duì)稱分析和非對(duì)稱分析的結(jié)果對(duì)比

目前，有關(guān)匯率與林產(chǎn)品貿(mào)易的研究大多假設(shè)匯率因素對(duì)林產(chǎn)品貿(mào)易的影響是對(duì)稱的，然而對(duì)稱性分析框架可能會(huì)掩蓋非對(duì)稱的事實(shí)，我們以匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)原木進(jìn)口量的影響為例，分析對(duì)稱模型和非對(duì)稱模型所得出的不同結(jié)果，證實(shí)該觀點(diǎn)。

根據(jù)表4可以發(fā)現(xiàn)，在ARDL模型中，匯率波動(dòng)對(duì)原木進(jìn)口量影響的長(zhǎng)期系數(shù)βV為-0.481，表明匯率波動(dòng)每增加1%，原木進(jìn)口量會(huì)減少0.481%。在NARDL模型中，匯率波動(dòng)增加和減少對(duì)原木進(jìn)口量影響的長(zhǎng)期系數(shù)β和βV—分別為-0.144和-0.360，其中β沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這表明匯率波動(dòng)增加對(duì)原木進(jìn)口量沒有顯著影響，匯率波動(dòng)每減少1%，原木進(jìn)口量會(huì)增加0.360%，這表明匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)原木進(jìn)口量的影響源于人民幣匯率波動(dòng)減少而非增加。

五、結(jié)論

在解釋人民幣匯率與中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品貿(mào)易的關(guān)系時(shí)，以往的研究大多基于匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易的對(duì)稱影響這一假設(shè)前提建立進(jìn)出口長(zhǎng)期均衡模型。然而，由于中國(guó)高度依賴國(guó)際林產(chǎn)品市場(chǎng)，匯率波動(dòng)的影響具有非對(duì)稱性，原有的對(duì)稱性分析無(wú)法充分表達(dá)匯率對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易的影響情況?；诖?，本文利用2008年第1季度至2022年第4季度的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建NARDL模型，實(shí)證分析了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量的非對(duì)稱影響，得到以下結(jié)論：第一，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量存在非對(duì)稱影響，原木、鋸材、木漿進(jìn)口量對(duì)匯率波動(dòng)減小的反應(yīng)程度比匯率波動(dòng)增加更大，其中原木的不對(duì)稱程度最大，木漿最小。第二，通過對(duì)稱分析和非對(duì)稱分析結(jié)果對(duì)比，匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)原木進(jìn)口量的影響源于匯率波動(dòng)減少而非增加。

本文的實(shí)證研究結(jié)果具有非常重要的啟示意義。首先，要健全和完善國(guó)內(nèi)木質(zhì)林產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避市場(chǎng)。鑒于木質(zhì)林產(chǎn)品貿(mào)易中協(xié)議簽訂與實(shí)際交付不同期的特殊性，通過完善國(guó)內(nèi)木質(zhì)林產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避市場(chǎng)，幫助國(guó)內(nèi)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口商利用期貨、期權(quán)等金融衍生工具市場(chǎng)，規(guī)避匯率變動(dòng)帶來的負(fù)面影響。其次，在木質(zhì)林產(chǎn)品產(chǎn)量豐富的國(guó)家建立木材生產(chǎn)基地，與該國(guó)相關(guān)企業(yè)建立長(zhǎng)期友好合作伙伴關(guān)系，減少因匯率變動(dòng)導(dǎo)致木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口量不足等問題發(fā)生的可能性。最后，在進(jìn)行國(guó)際貿(mào)易時(shí)，可以使用人民幣作為木質(zhì)林產(chǎn)品價(jià)格計(jì)量貨幣，以此來規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]譚小芬，王雅琦，盧冰.匯率波動(dòng)、金融市場(chǎng)化與出口[J].金融研究，2016（3）：15-30.

[2]Sharma P.Exchange rate volatility and India's cross-bor-der trade：A pooled mean group and nonlinear cointegra-tion approach[J].Economic Modelling，2018，74：230-246.

[3]張?zhí)祉敚瑓谓鹎?人民幣匯率變化與波動(dòng)對(duì)我國(guó)上市企業(yè)出口貿(mào)易的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論，2020，36（1）：113-123.

[4]Brada J，Méndez JA.Exchange Rate Risk，Exchange Rate Regime and the Volume of International Trade[J].Kyklos，1988，41（2）：263-280.

[5]李成.匯率波動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響：以東亞國(guó)家為例[J].金融評(píng)論，2016，8（6）：94-104.

[6]曹偉，林守武.人民幣匯率變動(dòng)、鄰國(guó)匯率效應(yīng)與雙邊貿(mào)易：基于中國(guó)與東南亞五國(guó)SVAR模型的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2017（11）：150-161.

[7]奉欽亮，覃凡丁.人民幣升值對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品國(guó)際貿(mào)易影響的實(shí)證研究[J].世界農(nóng)業(yè)，2012（9）：121-125.

[8]田剛，潘超.基于引力模型的中俄林木產(chǎn)品貿(mào)易研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題，2013（9）：37-44.

[9]鄭潔，時(shí)小琳，戴永務(wù).中國(guó)—?dú)W盟木質(zhì)林產(chǎn)品貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析[J].林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2014，34（3）：256-261.

[10]田明華，史瑩赫，高薇洋，王芳，魏僮.基于引力模型的中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)出口影響因素研究及貿(mào)易潛力測(cè)算[J].林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2018，38（5）：10-18.

[11]劉學(xué)，胡明形.中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口波動(dòng)特征及影響因素[J].北京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2022，21（1）：50-55.

[12]楊青，伍豐宇，張寒.人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)原木進(jìn)口的影響研究：基于匯率水平和匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的雙重視角[J].林業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020，42（3）：71-77.

[13]Ethier W.International trade and the forward exchange market[J].The American Economic Review，1973，63（3）：494-503.

[14]Hsu CM.Trade，inventories，and forward exchange un-der exchange rate and demand uncertainty[J].Journal of Economics，1989，50（2）：113-127.

[15]Wolf A.Import and hedging uncertainty in international trade[J].The Journal of Futures Markets（1986-1998），1995，15（2）：101.

[16]Greenaway D，_{GVSSxXZIbChXXDW1CqYxcVV8apDxujYXI8Fyh/lCL9A=}Guariglia A，Kneller R.Financial factors and exporting deciQY8Q4Hvg55BlbbVrff+EozD0Q4EwqeBLJIR+8LsbMLY=sions[J].Journal of international eco-nomics，2007，73（2）：377-395.

[17]Shin Y，Yu B，Greenwood-Nimmo M.Modelling asym-metric cointegration and dynamic multipliers in anonlin-ear ARDL framework[J].Festschrift in honor of Peter Schmidt：Econometric methods and applications，2014（2）：281-314.

[18]Pesaran MH，Shin Y，Smith RJ.Bounds testing ap-proaches to the analysis of level relationships[J].Journal of applied econometrics，2001，16（3）：289-326.

[19]Bahmani-Oskooee M，Niroomand F.Long-run price elas-ticities and the Marshall-Lerner condition revisited[J].Economics Letters，1998，61（1）：101-109.

[20]Reinhart CM.Devaluation，relative prices，and interna-tional trade：evidence from developing countries[J].Staff papers，1995，42（2）：290-312.

[21]Baek J.Does the exchange rate matter to bilateral trade between Korea and Japan？Evidence from commodity trade data[J].Economic Modelling，2013，30：856-862.

[22]田明華，王芳，豐慶榮.國(guó)際木質(zhì)林產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)、出口貿(mào)易量的影響研究[J].農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)報(bào)，2022，21（1）：67-77.

[23]魏僮，田明華，馬爽，王芳.中國(guó)木材進(jìn)口的可替代性和進(jìn)口來源安全性分析[J].林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2021，41（2）：172-179.

[24]毛玉鈴，萬(wàn)璐，張羽婷.木質(zhì)林產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)中國(guó)林產(chǎn)工業(yè)污染排放的影響[J].林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2021，41（6）：635-644.

[25]曹偉，羅建強(qiáng).人民幣匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響：基于中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家分行業(yè)貿(mào)易面板數(shù)據(jù)的研究[J].國(guó)際商務(wù)（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)），2020（4）：64-79.

The Asymmetric Impact of RMB Exchange Rate Volatility on China's Imports of Wood Forest Products：An Empirical Analysis Based on NARDL Model

ZHU Yansong

（Nanjing Forestry University，Nanjing，Jiangsu 210037，China）

Abstract：Based on the quarterly data from the first quarter of 2008 to the fourth quarter of 2022，this paper uses the NARDL model to empirically analyze the asymmetric effects of RMB exchange rate volatilities on China's wood forest product imports.We found that：（1）the fluctuation of RMB exchange rate has an asymmetric impact on the import volume of logs and sawn timber，but not on wood pulp.The increase of exchange rate volatility will reduce the import volume of logs，sawnwood and wood pulp（insignificant，-0.286，-0.236 respectively），while decreased volatility increases their import volumes（-0.360，-0.603，-0.318，respectively）.（2）The impact of exchange rate fluctuations on China's log imports is driven by adecrease in RMB exchange rate volatility rather than an increase.Based on the empirical research findings，this paper gives some suggestions for improving the domestic forest product risk avoidance market，establishing wood production bases in wood forest product exporting countries，and using RMB as the pricing currency to mitigate exchange rate risks.

Keywords：exchange rate volatility;imports of wood forest products;asymmetry;NARDL model

（責(zé)任編輯：劉睿智）