我國出口匯率彈性與收入彈性估算:1995-2009

摘要：利用1995-2009年我國向前18大貿易伙伴出口的月度數據，采用協整技術計算我國出口的長期匯率彈性和收入彈性，并進一步利用脈沖響應計算出口的中短期匯率彈性，結果顯示人民幣名義匯率對雙邊貿易出口影響較為顯著，但對總出口影響可能不顯著。從影響力比較來看，進口方GDP對我國出口的影響明顯超過匯率。

關鍵詞：匯率彈性；收入彈性；協整；脈沖響應

中圖分類號： F830.9 文獻標識碼：A

The Estimation of the Elasticity of Export Exchange Rate and the Elasticity of Income of China:1995-2009

ZHANG Ming-yu，LI Zhi-jun

(Financial School， Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai 200433，China)

Abstract: Through using monthly bilateral export data from China to its 18 most important trade partners， we employ co-integration techniques to estimate the elasticity of long-term export exchange rate and the elasticity of income， and then apply impulsive response to further calculate the exchange rate elasticity of mid- and short term. The results display that the fluctuation of RMB nominal exchange rate has obvious effect on bilateral export trade， but little impact on Chinese total export. Finally， through the comparison of impact power， the importers′ GDP are more obvious than exchange rate.

Key words: exchange elasticity; income elasticity; co-integration; impulsive response

一、引言和文獻回顧

2003年以來人民幣匯率面臨要求升值的國際壓力不斷增強，其主要原因在于，人民幣在1995年以來實際盯住美元的匯率制度下，從2002年開始隨美元不斷對其他貨幣貶值；而同期我國出口和貿易差額較快增長，2005年更是出現暴發式增長，歐美國家據此認為人民幣低估是我國持續貿易順差和歐美逆差的主要原因。那么人民幣匯率對我國外貿收支是否有顯著影響呢？如果有明顯影響，這種影響力是否如歐美國家所強調的“是造成我國持續貿易順差的主要因素”呢？本文利用雙邊貿易數據，從出口角度進行討論，分析人民幣匯率對出口的絕對影響和相對影響力（相比收入因素①）。

國內研究人民幣匯率對我國貿易收支影響的文獻很多，單獨研究人民幣匯率對我國出口影響的文獻較少。不過前者中也有一些文獻涉及到匯率對出口的影響。如戴祖祥(1997)［1］對我國l981年到1995年的年度數據分析后，認為我國進出口需求價格彈性分別為0.3和-1.033。殷德生（2004）［2］采用1980-2001的年度數據，利用協整技術分析實際有效匯率對出口、進口以及貿易差額的長期影響，其中進出口的長期匯率彈性分別為0.0112和-0.5689。盧向前、戴國強(2005)［3］利用1994-2003年的月度數據分析人民幣實際有效匯率對我國進出口的長期影響，研究表明進出口匯率彈性分別為1.959384和-1.880952。后者如李潔(2005)［4］利用1980-2000年的年度數據，采用協整技術分析人民幣實際有效匯率對我國出口的長期影響，結果顯示長期匯率彈性為-1.2803。

眾多文獻中，大部分所采用的人民幣匯率要么是美元匯率，要么是美元權重極高的人民幣有效匯率指數，這種分析受到人民幣兌美元匯率和中美貿易的影響太大，這在我國外貿日益多元化的今天，已經不合適了。Bahmani-Oskooee和Brooks(1999)［5］等也認為總量分析不足以估計匯率和貿易平衡的關系，因為一國與某一貿易伙伴為順差的同時可能與另一貿易伙伴為逆差，所以應該采用雙邊數據進行實證分析。而目前國內分析人民幣雙邊匯率對外貿影響的很少。余珊萍（2005）［6］借鑒貿易引力模型，對2000-2003年中國和十個主要貿易伙伴國的面板數據進行計量分析，考察人民幣雙邊匯率的波動程度對我國雙邊貿易的影響，發現名義匯率的波動性總體上對我國出口影響并不明。但是該文采用的面板分析方式是混合估計模型，即認為我國向主要貿易對象出口的模型中，截距、匯率彈性、收入彈性都相同，因而實際上仍是總量分析。海聞、沈琪（2006）［7］利用我國與10個貿易對象1999-2003年的面板數據，分析結果顯示，我國進出口的實際匯率彈性分別為-0.1983和0.2371。但是這里采用的也是混合估計模型，沒有考慮不同雙邊貿易中，人民幣雙邊匯率對貿易收支影響的差異性。陳學彬等（2007）［8］利用2000第1季度到2007年第1季度的數據，采用協整技術分析了雙邊實際匯率對中美、中日、中歐進出口的影響，結果顯示我國對美國進出口的匯率彈性分別為0.899和2.481，對日本進出口的匯率彈性分別為0.271和-1.433，對歐洲進出口的匯率彈性分別為0.26和-0.173②。不過文中對中日、中歐進出口數據（美元計價）利用美國CPI進行調整得到實際值的做法值得商榷。

本文采用雙邊貿易數據，分析人民幣匯率對我國出口的影響。在實證方法上有一些改進。基本計量方法也是協整技術，但是對每一對雙邊貿易進行協整檢驗，有些可能存在協整關系，有些則不存在，如何在同一框架下進行分析和比較呢？本文的處理是，對存在協整關系的構建VEC模型，對不存在協整關系的則對差分序列建立VAR模型。對VEC和差分VAR，利用分塊顯著性檢驗分析匯率對出口的短期影響；利用（累積）脈沖響應計算出口的匯率和收入彈性，具體度量我國向不同貿易對象出口受匯率影響的程度。最后考慮到年度數據和季度數據頻率下，時間序列比較短，協整檢驗的可靠性和穩健性不夠，本文采集的是1995-2009年的月度數據。

二、基本模型和計量方法

（一）出口對象的選取

為了使這里的分析具有代表性，選取按進出口總金額排序的前18個貿易伙伴。從1995年1月到2009年12月，我國（指中國大陸，下同）與這18個國家（地區）的月平均進出口額都超過10億美元。這18個國家（地區）是我國主要的出口對象：美國、香港、日本、韓國、德國、荷蘭、英國、新加坡、臺灣、俄羅斯、意大利、法國、印度、澳大利亞、加拿大、印尼、泰國、巴西；其中除泰國和巴西外，另外16個國家（地區）是我國前16大出口對象。另外這18個國家（地區）也是我國貿易順差（逆差）的主要來源。

（二）模型和變量選擇

按照一般理論，如果供給能力沒有問題（或者說供給彈性充分，就我國而言，由于存在明顯的產能過剩，并且大量的產能是為出口服務的，因此可以認為我國出口的供給彈性是充分的），則出口取決于境外需求，而境外需求取決于價格和收入，一般用雙邊匯率表示相對價格，收入用進口國（地區）的GDP代替。我們分析名義匯率對出口的影響，因此模型中的出口和進口國GDP都采用名義值。

1.人民幣兌進口國（地區）貨幣匯率（模型中代碼exch_）。采用間接標價，即1單位人民幣可兌換的外幣數，這是考慮到后面出口和進口國（地區）GDP都是采用的進口國（地區）貨幣。數據來源：人民幣兌美元匯率取國家外匯管理局公布的人民幣兌美元匯率中間價（月度平均），其他匯率由該匯率和美元兌相應貨幣匯率換算，后者來自：英國哥倫比亞大學尚德商學院環太平洋匯率服務網③。對于1995年1月到1998年12月的人民幣兌歐元區國家貨幣匯率，則還要使用歐元與成員國貨幣轉換比率進一步轉換為歐元。

2.中國對主要國家（地區）的出口金額（模型中代碼ex_）。數據來自中經網，該數據貨幣單位是美元，利用進口國（地區）貨幣兌美元月度平均匯率換算成進口國（地區）貨幣（億元）。

3.進口國（地區）GDP（模型中代碼gdp_）。數據來源：除臺灣、香港、泰國和新加坡外，來自中經網，均是支出法現價；新加坡和泰國GDP根據IMF的國際金融統計數據計算；臺灣GDP來自臺灣統計局；香港GDP來自香港統計處。另外俄羅斯GDP是根據中經網提供的不變價GDP和IFS提供的GDP平減指數計算。單位：億元進口國（地區）貨幣。

出口和匯率數據頻率為月度，數據區間：1995年1月到2009年12月。GDP數據是從1995年1季度到2009年4季度，通過插值法將季度數據轉換成月度數據，插值方法是“二次函數插值——與和相匹配”。

（三）計量方法介紹

對時間序列的分析，為了避免偽回歸，首先要檢查變量的平穩性，常用的是單位根檢驗。對非平穩序列進行協整檢驗，協整反映的是非平穩變量之間的長期均衡關系。如果存在協整關系則可以構建向量誤差修正模型（VEC），通過檢驗誤差修正項調整系數顯著性來分變量之間的長期格蘭杰因果關系，利用分塊顯著性檢驗分析變量之間的短期格蘭杰因果關系。如果不存在協整關系，則對差分序列構建向量自回歸模型（VAR），通過分塊顯著性檢驗分析變量之間的短期格蘭杰因果關系。

對于差分VAR模型，可利用脈沖響應計算彈性，具體度量變量之間的中短期影響。VAR（也適用于VEC）中i變量對j變量的脈沖響應刻畫的是i變量面對j的脈沖（指在第j個方程擾動項上加上的一個一次性沖擊）的動態變化。由于直接對脈沖響應進行經濟解釋比較麻煩，本文利用脈沖響應計算出口對匯率、GDP單位變動的反應系數。這種應用的較早的文獻是Leigh Rossi(2002)［9］，Gueorguiev Nikolay(2003)［10］。在差分VAR中，需要使用累積的脈沖響應。由于所有變量都已取了對數，因此該反應系數就是出口的匯率彈性和收入彈性（GDP代表收入）。

本文所采用的計量軟件是EVIEWS 6.0。

三、實證結果分析

（一）單位根檢驗

對所有序列進行季節性調整（采用X11加法模型，調整后序列名加“sa”后綴），然后取自然對數，再做單位根檢驗。結果顯示：人民幣兌日元匯率對數、日本GDP對數是平穩序列（日本GDP是平穩序列主要是由于其長期經濟停滯）；對澳大利亞、巴西、法國、印度、意大利、俄羅斯、泰國、英國出口對數，加拿大和法國GDP對數是趨勢平穩；其它序列都是1階單整。

（二）VEC模型和長期格蘭杰因果分析

對除日本外的17個貿易伙伴這三個變量進行JJ協整檢驗（對于向日本出口，由于有兩個變量是平穩的，這里不進行協整檢驗，三變量差分后構建VAR模型）得到：12個國家（地區）這三個變量存在協整關系。據此分別構建VEC模型，結合協整關系和VEC中每個方程誤差修正項系數的顯著性來分析變量之間的長期格蘭杰因果關系。結果顯示，第一個方程（出口方程）調整系數都顯著，這意味著人民幣兌這12個貿易伙伴貨幣的匯率、這12個貿易伙伴的GDP，是我國向這些國家（地區）出口的長期格蘭杰原因④，其協整系數分別表示出口的長期匯率彈性和收入彈性（見表1）。

從影響方向來看，向香港、臺灣、印度、加拿大、英國、意大利、法國7個貿易伙伴出口的長期匯率彈性為負（即人民幣升值（貶值）導致出口減少（增加），下同），而向另外5個國家出口的長期匯率彈性為正。從匯率彈性大小⑤來看，相差比較大，向意大利、法國、俄羅斯、巴西4國出口的匯率彈性較小，不足0.5；而向另外8個貿易伙伴出口的匯率彈性較大（其中5個彈性為負，3個為正），其中向香港、臺灣、印度、印尼、泰國5個貿易伙伴出口的匯率彈性超過⑥。

從12個貿易伙伴GDP對我國出口的影響來看，除了印尼和英國外，影響都為正；并且除香港外，出口的收入彈性都明顯大于匯率彈性。就大陸對香港出口而言，其中大部分是轉口而并非香港當地消費，比如2003-2007年，香港進口中有約90%是用于轉口，而來自中國的轉口又占總轉口量的約60%⑦，所以受香港GDP影響相對較小。

（三）差分序列VAR和中短期彈性

對日本和不存在協整關系的5個貿易伙伴，我們對變量對數差分構建VAR模型。并利用累積脈沖響應計算中短期彈性。利用脈沖響應計算彈性時，脈沖響應本身的標準誤越大，則計算的彈性的標準誤也越大，從而可信度下降；所以通常要求方程中解釋變量是聯合顯著的，同時不適于計算太長時間的彈性。這里利用累積脈沖響應計算出口的匯率和收入彈性（結果見表2），對于出口方程中GDP影響不顯著的韓國不計算收入彈性，出口方程中匯率影響不顯著的美國不計算匯率彈性⑧。向新加坡出口雖受匯率直接影響不顯著，但是匯率對新加坡GDP影響顯著，新加坡GDP對我國向新加坡出口影響較為顯著——p值略超10%，因而匯率對我國向新加坡出口的間接影響顯著。

從表2可以看到，向日本、韓國、新加坡出口的中期匯率彈性較大，而對德國出口的匯率彈性很小。從影響方向來看，匯率對我國向韓國、荷蘭、新加坡出口的中期影響為負，但初期為正，即也存在“J曲線效應”，時滯1-3個月。

中期收入彈性則普遍較大。從匯率、進口國GDP對我國出口的相對影響來看，對美國出口只計算了收入彈性，匯率對出口影響輕微；對韓國出口只計算收入彈性，韓國GDP對出口影響輕微；對另外4個國家出口的收入彈性都大于匯率彈性。

四、結論

1.從雙邊貿易角度，人民幣雙邊匯率對我國向主要貿易伙伴出口較為顯著，但影響方向不同。從長期來看，我國與12個貿易伙伴的這三個變量存在協整關系，其中向香港、臺灣、印度、加拿大、英國、澳大利亞、泰國、印尼8個貿易伙伴出口的長期匯率彈性較大；與另外6個貿易伙伴貿易中，向日本、韓國、新加坡出口的中期匯率彈性也較大。從匯率對出口的影響方向來看，我國向香港、臺灣、印度、加拿大、意大利、英國，韓國、荷蘭、新加坡等9個貿易伙伴出口的中期匯率彈性為負，除香港外，都存在“J曲線效應”。我國向巴西、法國、日本、澳大利亞、印尼、俄羅斯、泰國等7國出口的中期匯率彈性為正（沒有考慮匯率影響輕微的對美出口和對德出口），即人民幣升值會促進對這些國家的出口。

從未來的發展趨勢來看，人民幣匯率對我國出口的影響還會逐漸增強。我國外貿以加工貿易為主，加工貿易兩頭在外，人民幣匯率能影響的只是國外客戶支付給國內工廠加工費的外匯成本，由于我國要素價格低廉，承擔的又是比較低端或標準化的制造業，只能獲得出口產品總價值中很少比例的加工費，因而當前人民幣匯率對出口影響不會很大。但是未來隨著國內勞動力價格的不斷提升和能源價格的市場化程度的提高，以及我國出口產業的升級換代，我國在國際分工中獲得的價值比例提高，人民幣匯率對出口的影響還會不斷增強。另外，加工貿易出口在我國出口中的比例也在不斷下降，對匯率更為敏感的普通貿易出口占比提高，也使得匯率對出口的影響增強。

因此我國應重視匯率對出口的調節作用。單純從貿易角度來看，一個更具彈性更具主動性的人民幣匯率制度有利于利用匯率波動應對外部經濟沖擊。所以參考一籃子貨幣的匯率制度要優于盯住某一種貨幣的匯率制度。在參考一籃子貨幣時，不同貨幣權重的確定不但要考慮雙邊貿易規模，還應該考慮人民幣雙邊匯率對雙邊貿易的影響方向和程度。而人民幣盯住美元的匯率政策則更為被動。根據前面的實證分析，人民幣兌美元匯率對我國向美國出口影響輕微。也就是說即使人民幣兌美元匯率出現較大波動，對我國向美國出口影響較小。相反人民幣隨美元一起，被動的對其它貨幣升值或貶值，可能對我國向其他國家（地區）的出口形成較大沖擊。具體來說，由于美元在國際貨幣市場的主導地位，一旦出現全球性或區域性的金融或經濟危機——即使危機源于美國，只要危機向美國境外傳染，美元都會因國際避險資金的流入而升值。人民幣盯住美元此時就會對非美元貨幣升值，可能對我國向非美國家（地區）出口造成不利影響；而此時我國出口已經因為貿易伙伴經濟衰退受到傷害。也就是說盯住美元不但不能對我國應對外部不利沖擊有所助益，反而可能惡化外部沖擊。

2.從人民幣匯率對我國出口的總量影響來看，影響不顯著。一方面人民幣匯率對我國向美國、德國出口的中期影響輕微，向荷蘭、英國、俄羅斯、意大利、法國、巴西出口的中期匯率彈性也不大；而這8個國家（地區）除巴西外，是我國按出口計的第1、5、6、7、10、11、12大貿易伙伴，我國大陸對這7個國家的出口占到總出口的34.14%⑨。另一方面，匯率對出口中期影響較顯著的10個國家（地區）中，有4個匯率彈性為正，6個匯率彈性為負。所以如果人民幣對主要貿易伙伴貨幣都貶值，則對一些貿易伙伴出口影響不明顯，影響明顯的有些是促進有些是抑制作用，對總出口的促進作用可能非常有限。因此一些文獻得出人民幣有效匯率對出口總額影響“不顯著”的結果也就不奇怪了。最后，中短期來看，匯率往往會出現上下波動而非單向升值或貶值，其對出口的影響也會部分相互抵消。但是如果人民幣對一些貨幣升值，而對另一些貨幣貶值，假定我國向前者出口的匯率彈性為正，而向后者出口的匯率彈性為負，則即使人民幣有效匯率相對穩定，也會對我國出口造成顯著的促進作用。

對本文引言部分提出的第一個基本問題：人民幣匯率對出口是否有顯著影響。從雙邊貿易角度，考慮到人民幣對我國向不同貿易伙伴影響的差異性，人民幣貶值不一定能促進出口——有的對出口影響輕微，有的促進出口，有的反而傾向于減少出口；而從我國出口總量角度，如果人民幣對所有貿易伙伴貨幣貶值，考慮到有1/3的出口受匯率影響很有限，其它出口部分雖受匯率影響，但相當部分正負沖擊抵消，因而并不能明顯的增加總出口。

3.相對于匯率，進口國的GDP是影響我國出口更主要的因素。從雙邊貿易角度，首先存在協整關系的12個貿易伙伴中除香港外，長期收入彈性均大于長期匯率彈性；其次另外6個國家中，除韓國外，中期收入彈性均大于中期匯率彈性。另一方面，從影響我國總出口角度，進口方GDP對出口影響顯著的17個貿易伙伴中（排除韓國），收入彈性都較大（多數超過2），并且影響方向基本一致——只有英國和印尼GDP對出口是負向沖擊（而且對印尼出口的中期收入彈性也為正），其它都是正向沖擊，考慮到各國（地區）GDP一般都是持續增長的⑩，改變的只是增長速度，因而進口方GDP對總出口影響顯著。而前面已經分析過，人民幣匯率對總出口的影響不太顯著。回到引言部分提出的第二個問題，我們可以說，無論是從雙邊貿易角度還是從出口總量角度，進口方GDP對出口的影響力都明顯超過匯率。

注釋：

① 國內外多數文獻采用的模型都會包含匯率和收入兩類變量；并且都將討論重點放在匯率的作用上，這可能是因為匯率具有一定的可控性，而適于充當政策工具。

② 本文中出口的匯率彈性為負的含義是：人民幣升值會抑制出口。這篇文獻中人民幣匯率采用的是直接標價法，出口方程中匯率系數為正表示匯率彈性為負，這里已作了調整。

③ 網站地址：http://fx.sauder.ubc.ca/data.html.

④ 格蘭杰因果檢驗是完全基于數據的檢驗，變量x是變量y的格蘭杰原因是說x先于y變動，并不一定意味著經濟意義上的因果關系，但是結合經濟理論分析和格蘭杰因果檢驗則可以比較可靠的確認經濟意義上的因果關系。

⑤ 本文在比較彈性大小時均是取其絕對值。

⑥ 出口的匯率彈性為1的經濟含義是：匯率升值1%，出口增加1%。

⑦ 數據來源：國家統計局網站http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/，香港特別行政區主要社會經濟指標，2008。

⑧ 而在VEC模型中，雖然向香港、印度和泰國出口受匯率和進口國GDP短期影響不顯著，但由于誤差調整項顯著，匯率和進口國GDP可經由誤差調整項影響出口。

⑨ 數據區間：1995年1月到2009年12月。

⑩ 發生嚴重經濟或金融危機的極端情況除外。

參考文獻：

［1］ 戴祖祥.我國匯率收支的彈性分析［J］．經濟研究，1997(7).

［2］ 殷德生.中國貿易收支的匯率彈性與收入彈性［J］．世界經濟研究，2004(11).

［3］ 盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對中國進出口的影響：1994-2003［J］．經濟研究，2005(5).

［4］ 李潔.人民幣實際有效匯率對中國出口貿易的影響［J］．上海市經濟管理干部學院學報，2005，3(2).

［5］ Mohsen Bahmani-Oskooee and Taggert J. Brooks. Bilateral J-curve between US and her trading partners［J］．Review of World Economics， 1999，135(1).

［6］ 余珊萍.匯率波動對我國出口影響的實證研究［J］．東南大學學報(哲學社會科學版)，2005，7(2).

［7］ 海聞，沈琪.中國進出口彈性實證分析：1999～2003年［J］．經濟與管理研究，2006(1).

［8］ 陳學彬，劉明學，董益盈.人民幣實際匯率變動對我國貿易收支的影響——主要市場雙邊貿易收支的實證研究［J］．復旦學報（社會科學版），2007（6）.

［9］ Leigh and Rossi.Exchange Rate Pass-Through in Turkey［Z］．IMF Working Paper 02/204 (Washington: International Monetary Fund)，2002.

［10］ Gueorguiev， Nikolay. Exchange Rate Pass-Through in Romania［Z］．IMF Working Paper 03/130 (Washington: International Monetary Fund)，2003.

（責任編輯：嚴元）