匯率波動(dòng)對(duì)東亞地區(qū)貿(mào)易流量的影響

摘要：文章應(yīng)用Gerardo Esquivel和Felipe Larrain B.(2002)等人的理論模型，對(duì)其進(jìn)行擴(kuò)展然后對(duì)東亞地區(qū)匯率波動(dòng)與貿(mào)易的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行了分析。選擇了1994年~2008年期間，中國、日本、韓國、印度尼西亞、菲律賓、馬來西亞、新加坡、泰國各國的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：匯率的波動(dòng)不利于東亞地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。因此，為了加大東亞地區(qū)的區(qū)域貿(mào)易合作，并從三個(gè)方面提出減少匯率波動(dòng)的措施：區(qū)域貨幣合作；固定匯率制度；加大人民幣在東亞地區(qū)的使用規(guī)模，并且從貿(mào)易和金融兩個(gè)方面推進(jìn)人民幣，使人民幣成為東亞地區(qū)的區(qū)域貨幣。未來進(jìn)一步的研究方向是研究的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法。

關(guān)鍵詞：匯率波動(dòng)；貿(mào)易流量；動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)

一、 引言

東亞地區(qū)在全球區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的進(jìn)程中貿(mào)易合作取得了大的進(jìn)展。貿(mào)易合作成為貨幣合作的一個(gè)基礎(chǔ)。因此，匯率對(duì)貿(mào)易的影響問題一直是研究東亞地區(qū)的熱點(diǎn)。匯率調(diào)整會(huì)引起匯率波動(dòng)，人民幣匯率將在趨勢(shì)性的升值運(yùn)動(dòng)中發(fā)生波動(dòng)。這種頻繁波動(dòng)對(duì)東亞地區(qū)內(nèi)部的貿(mào)易流量有什么影響?這些都有待于我們進(jìn)一步檢驗(yàn)。因此， 研究匯率波動(dòng)對(duì)東亞地區(qū)貿(mào)易流量的影響， 以確定匯率的調(diào)整方式與貿(mào)易發(fā)展戰(zhàn)略，具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

國外的文獻(xiàn)對(duì)于匯率波動(dòng)與國際貿(mào)易進(jìn)出口關(guān)系的研究，一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的經(jīng)典問題之一，然而研究的結(jié)果卻大相徑庭。而匯率波動(dòng)對(duì)東亞地區(qū)的貿(mào)易的影響的研究成果比較少。因此，本文從區(qū)域的角度研究了匯率的波動(dòng)對(duì)東亞地區(qū)貿(mào)易流量的影響做了一定的分析。并得出匯率的波動(dòng)是不利于貿(mào)易的發(fā)展。因此有必要采取固定的匯率制度，實(shí)行區(qū)域貨幣合作。

二、 國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

國外許多研究匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易發(fā)展影響的文獻(xiàn)并未取得經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果的一致性。Frankl Wei Shangjin （1993）采用橫截面數(shù)據(jù)證明了匯率波動(dòng)對(duì)亞洲國家出口顯著的負(fù)相關(guān)性（Rose，2000）。IMF（1984）以及Asseery Peel（1991）等人的經(jīng)驗(yàn)分析認(rèn)為，匯率波動(dòng)性與貿(mào)易之間存在正相關(guān)關(guān)系， 而支持正效應(yīng)理論的代表性學(xué)者是Ying Qian Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)， 匯率波動(dòng)對(duì)瑞典、英國、荷蘭的出口影響具有正面作用。 Gagnon（1993）也指出，工業(yè)國家的匯率波動(dòng)可能促進(jìn)了貿(mào)易的發(fā)展。McKenzie（1999）的研究結(jié)果顯示匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口影響的系數(shù)普遍顯著，但符號(hào)則正負(fù)都有，即匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易的作用方向并不明顯。當(dāng)然，也有學(xué)者的研究結(jié)果表明，貿(mào)易與匯率波動(dòng)之間沒有任何明顯的相關(guān)關(guān)系（Gotur，1985），Takaendesa 等人（2006）使用協(xié)整技術(shù)發(fā)現(xiàn)匯率的波動(dòng)性沒有影響到南非的出口。即使有， 也是微弱的或不確定的（Grier Smallwood，2007；Arize et al.，2000；Sauer Bohara，2001；Caglayan Di，2010）。

雖然經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果并未得到一致的結(jié)論，但多數(shù)實(shí)證分析表明，匯率波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。國內(nèi)實(shí)證研究結(jié)果表明，匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易會(huì)產(chǎn)生影響。鄒吉華（2000）實(shí)證研究結(jié)果表明， 這種影響有正有負(fù)，即對(duì)我國總出口、工業(yè)品出口及礦物燃料出口具有長期的負(fù)面影 但對(duì)食品、煙草及飲料的影響卻是正面的。陳華（2003）分析了人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國進(jìn)出口（1991-2001 年）的影響：匯率波動(dòng)對(duì)出口影響較大，進(jìn)口雖然也受到影響，但國 家進(jìn)口政策的影響作用更大。盧向前、戴國強(qiáng)（2005）對(duì)1994年~2003年人民幣對(duì)世界主要貨幣的加權(quán)實(shí)際匯率波動(dòng)與我國進(jìn)出口之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)我國進(jìn)出口之間存在著明顯的影響。上述這些研究主要局限于一國匯率對(duì)該國或者貿(mào)易伙伴的影響，而沒有從區(qū)域內(nèi)部的角度來研究匯率的波動(dòng)對(duì)區(qū)域內(nèi)部貿(mào)易的影響。

本文作者認(rèn)為國內(nèi)研究存在以下幾個(gè)問題：一、在已有的文獻(xiàn)中匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易的影響集中研究人民幣匯率對(duì)中國及主要貿(mào)易伙伴國貿(mào)易的影響（曹陽、李劍武，2006；谷宇、高鐵梅，2007等）上述這些研究主要局限于一國匯率對(duì)該國或者貿(mào)易伙伴國的影響，而沒有從區(qū)域角度來研究匯率波動(dòng)對(duì)成員國的影響。理論上，區(qū)域成員國匯率的波動(dòng)影響區(qū)域內(nèi)部貿(mào)易。近期，也有學(xué)者開始研究匯率對(duì)區(qū)域內(nèi)部貿(mào)易的影響。（宋志剛、丁一兵，2005；邱立成、王自鋒，2006）。

三、 模型的設(shè)定

根據(jù)前人長期對(duì)匯率波動(dòng)所做出的大量研究，本文設(shè)定影響貿(mào)易的因素為以FTA區(qū)域內(nèi)各成員國的國內(nèi)生產(chǎn)總值、匯率及匯率波動(dòng)程度。在此，參照Gerardo Esquivel Felipe Larrain B.（2002）等人的理論模型，本文將匯率波動(dòng)與貿(mào)易的數(shù)量關(guān)系模型設(shè)為：

expij，t=?琢ij，t+?茁ij，tgdp_ij，t+?茁ij，trerij，t+?茁ij，tVNERRij，t+?滋ij，t（1）

impij，t=?琢ij，t+?茁ij，tgdpij，t+?茁ij，trerij，t+?茁ij，tVNERRij，t+?滋ij，t（2）

EXPij，t表示t年i國出口到區(qū)域內(nèi)其它成員國的貿(mào)易額，IMPij，t表示t年i國從區(qū)域內(nèi)其它成員國進(jìn)口的貿(mào)易額；GDP_ij，t表示t年i國外的其它區(qū)域內(nèi)成員國的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值之和；GDPij，t表示t年i國的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值；RERij，t表示t年i國的實(shí)際匯率；VNERRij，t是t年i、j兩國雙邊名義匯率收益率序列的標(biāo)準(zhǔn)差，表示各國貨幣名義匯率波動(dòng)程度；?滋ij，t表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在方程（1）和（2）中一些小寫形式的解釋變量表明上述變量取自然對(duì)數(shù)。考慮到實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際有效匯率和名義匯率波動(dòng)程度滯后效應(yīng)的考慮，經(jīng)過滯后階數(shù)的確定，對(duì)實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際有效匯率、名義匯率波動(dòng)程度做了滯后一期的處理的考慮。

方程（1）和（2）的分布滯后模型可設(shè)為：

expij，t=?茁0，ij+?茁1gdp_ij，t+?茁2gdp_ij，-t+?茁3rerij，t+?茁4rerij，t-1+?茁5VNERRij，t+?茁6VNERRij，t-1+?滋ij，t（3）

impij，t=?茁0，t+?茁1gdpij，t+?茁2gdpij，t-1+?茁3rerij，t+?茁4rerij，t-1+?茁5VNERRij，t+?茁6VNERRij，t-1+?滋ij，t（4）

這里以gdpij，t、rerij，t、VNERRij，t作為解釋變量的工具變量，采用工具變量的方法估計(jì)方程（3）和（4）。

四、 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文研究的目的是測(cè)度東亞各國匯率波動(dòng)對(duì)雙邊貿(mào)易流量的影響。因此，鑒于數(shù)據(jù)的可得性和完整性問題，樣本選取了在1994年~2008年區(qū)域內(nèi)貿(mào)易份額較大的成員國相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的面板數(shù)據(jù)（Panel Data），包括中國、日本、韓國、印度尼西亞、菲律賓、馬來西亞、香港、新加坡、泰國各國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)整理而得。

EXP、IMP根據(jù)聯(lián)合國COMTRADE數(shù)據(jù)庫的進(jìn)出口國別分布表進(jìn)行匯總計(jì)算所得；GDP來源于聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫各成員國的實(shí)際GDP；實(shí)際有效匯率RER和各國名義匯率的波動(dòng)率來源于IMF的國際金融統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（IFS）的匯率數(shù)據(jù)計(jì)算得出的。

在許多文獻(xiàn)中，已經(jīng)出現(xiàn)關(guān)于匯率波動(dòng)的各種測(cè)量方法。匯率波動(dòng)可用許多方法測(cè)量，包括無條件或條件異方差、匯率的標(biāo)準(zhǔn)差或不可預(yù)測(cè)的匯率變動(dòng)等等方法。許多學(xué)者傾向于使用移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差和ARCH模型的度量方法。至于如何計(jì)算實(shí)際匯率以及各國貨幣實(shí)際匯率的波動(dòng)率通過IMF的國際金融統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（IFS）的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出，其計(jì)算方法如下：

五、 實(shí)證過程及分析結(jié)果

本文采用面板數(shù)據(jù)，包括成員截面和時(shí)間截面。面板數(shù)據(jù)因?yàn)閾碛懈嗟臄?shù)據(jù)集從而增加了自由度，它能提高估計(jì)的顯著性，并且減少變量之間的共線性。對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF和PP檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，模型中的變量的一階差分是帶截距的水平值平穩(wěn)。本文主要考察成員截面的解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，因而本文選取固定效應(yīng)檢驗(yàn)，那些不隨時(shí)間變化的常量將由成員截面常數(shù)項(xiàng)反映。

從表1的回歸結(jié)果顯示，方程（1）和（2）的系數(shù)值與方程（3）和（4）的系數(shù)值進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)方程（3）和（4）的系數(shù)值的顯著性高于方程（1）和（2）的系數(shù)值。說明各國在當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、實(shí)際匯率以及匯率波動(dòng)對(duì)下一期的進(jìn)出口貿(mào)易量有比較大的影響。

方程（3）的擬合效果和顯著性較好，調(diào)整后的擬合優(yōu)度系數(shù)R2為0.993 8，并且主要的解釋變量的回歸系數(shù)符號(hào)均與預(yù)期符號(hào)相同，t年i國外的其它區(qū)域內(nèi)成員國的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值之和GDP、實(shí)際匯率、匯率的波動(dòng)以及他們的滯后項(xiàng)均在1%的水平下顯著。

可以得出出口方程的估計(jì)模型的表達(dá)式:

expij，t=9.249+0.228gdp_ij，t+0.326 6gdp_ij，-t-0.059 8rerij，t-0.058 3rerij，t-1-0.616 5VNERRij，t-1.239 5VNERRij，t-1+?滋ij，t

上述的實(shí)證結(jié)果表明，東盟各國在t年i國出口到區(qū)域內(nèi)其它成員國的貿(mào)易額的影響因素包括t年i國外的其它區(qū)域內(nèi)成員國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、實(shí)際匯率以及匯率的波動(dòng)。通過對(duì)模型的反復(fù)擬合發(fā)現(xiàn)：加入各國經(jīng)濟(jì)規(guī)模、實(shí)際匯率以及匯率波動(dòng)的一階滯后，模型的擬合效果更好，滯后的解釋變量gdp_ij，t-1的回歸系數(shù)為正，值為0.326 6，對(duì)被解釋變量具有顯著的影響，這意味著在短期內(nèi)進(jìn)入和退出的壁壘是存在的。滯后的解釋變量rerij，t-1的回歸系數(shù)為負(fù)，值為0.058 3，對(duì)被解釋變量具有顯著的影響，表明貨幣的升值抑制出口。滯后的解釋變量VNERRij，t-1的回歸系數(shù)為負(fù)，值為1.239 5，對(duì)被解釋變量具有負(fù)面的影響，表明不利于出口。

各國的GDP對(duì)進(jìn)口量有正向的且非常顯著的影響。當(dāng)其他條件不變時(shí)，當(dāng)t年i國外的其它區(qū)域內(nèi)成員國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模GDP上升1%時(shí)，出口量增加0.228%，這表明經(jīng)濟(jì)規(guī)模是影響進(jìn)口的重要因素之一。在其他條件不變時(shí)，實(shí)際有效匯率上升1%，出口下降0.589%，這表明實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)口有負(fù)面的影響，匯率上升時(shí)，貨幣貶值，進(jìn)口減少。在其他條件不變的情況下，解釋變量的匯率的波動(dòng)的回歸系數(shù)是-0.616 5，表明匯率每變化1%，對(duì)進(jìn)口的影響0.616 5%。

從上表的回歸結(jié)果顯示，方程（4）的擬合效果和顯著性較好，調(diào)整后的擬合優(yōu)度系數(shù)R2為0.995，并且主要的解釋變量的回歸系數(shù)符號(hào)均與預(yù)期符號(hào)相同，進(jìn)口國的GDP、實(shí)際匯率、匯率的波動(dòng)以及他們的滯后項(xiàng)均在1%的水平下顯著。

可以得出進(jìn)口方程的估計(jì)模型的表達(dá)式：

impij，t=4.706+0.635gdpij，t+0.170gdpij，t-1-0.356rerij，t+0.195rerij，t-1+0.063 8VNERRij，t-1.744VNERRij，t-1+?滋ij，t

上述的實(shí)證結(jié)果表明，東盟各國進(jìn)口量的影響因素包括實(shí)際經(jīng)濟(jì)規(guī)模、實(shí)際匯率以及匯率的波動(dòng)。通過對(duì)模型的反復(fù)擬合筆者發(fā)現(xiàn)：加入經(jīng)濟(jì)規(guī)模、實(shí)際匯率以及匯率波動(dòng)的一階滯后，模型的擬合效果更好，滯后的解釋變量gdpij，t-1的回歸系數(shù)為正，值為0.170，對(duì)被解釋變量具有顯著的影響，這意味著在短期內(nèi)進(jìn)入和退出的壁壘是存在的。滯后的解釋變量rerij，t-1的回歸系數(shù)為正，值為0.195，對(duì)被解釋變量具有顯著的影響，表明貨幣的貶值促進(jìn)出口。滯后的解釋變量VNERRij，t-1的回歸系數(shù)為負(fù)，值為1.744，對(duì)被解釋變量具有負(fù)面的影響，表明不利于進(jìn)口。

各國的GDP對(duì)進(jìn)口量有正向的且非常顯著的影響。當(dāng)其他條件不變時(shí)，當(dāng)GDP上升1%時(shí)，進(jìn)口量增加0.17%，這表明經(jīng)濟(jì)規(guī)模是影響進(jìn)口的重要因素之一。在其他條件不變時(shí)，實(shí)際有效匯率上升1%，進(jìn)口下降0.356%，這表明實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)口有負(fù)面的影響，匯率上升時(shí)，貨幣貶值，進(jìn)口減少。在其他條件不變的情況下，解釋變量的匯率的波動(dòng)的回歸系數(shù)是0.063 8，表明匯率每變化1%，對(duì)進(jìn)口的影響0.063 8%。

從上面的實(shí)證分析得出以下的結(jié)果進(jìn)出口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易量有比較大的影響當(dāng)GDP上升1%，進(jìn)口量增加0.17%，出口量增加0.228%。而匯率的波動(dòng)不利于進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，和大多數(shù)學(xué)者的研究觀點(diǎn)一致。當(dāng)實(shí)際有效匯率上升1%，進(jìn)口下降0.356%，出口下降0.589%。

六、 結(jié)論

本文采用1994年~2008年東亞地區(qū)各個(gè)國家實(shí)際GDP、進(jìn)出口貿(mào)易量、實(shí)際有效匯率、名義匯率的數(shù)據(jù)，用進(jìn)出口貿(mào)易量作為被解釋變量，實(shí)際GDP、實(shí)際有效匯率、名義匯率的波動(dòng)以及解釋變量得之后項(xiàng)作為解釋變量測(cè)算了匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易存在抑制的作用。因此，保持匯率的穩(wěn)定對(duì)促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易有極其重要的作用。為了保持匯率的穩(wěn)定性，采取下面的措施。

1. 區(qū)域貨幣合作。東亞貨幣合作的目標(biāo)應(yīng)該是通過建立適合實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)程度的制度性安排，增強(qiáng)該地區(qū)共同抵御外部沖擊的能力，促進(jìn)東亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展和共同繁榮。東亞區(qū)域內(nèi)的貿(mào)易量在不斷的上升，東亞在貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)、投資方面相互依存的格局依然會(huì)深入，確保了東亞經(jīng)濟(jì)可以形成了一個(gè)良好的內(nèi)部循環(huán)，因此繼續(xù)開展貨幣合作保證區(qū)域內(nèi)部貨幣匯率穩(wěn)定有助于促進(jìn)各國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

2. 匯率制度的選擇。雖然浮動(dòng)的匯率制度有助于穩(wěn)定通貨膨脹率，但是東亞各經(jīng)濟(jì)體的開放程度差距較大， 面對(duì)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)所受到的沖擊不同， 必然影響到雙邊匯率的穩(wěn)定。 因此，完全浮動(dòng)的匯率制度不適合東亞地區(qū)。單一貨幣區(qū)匯率制度要各國讓渡一部分經(jīng)濟(jì)主權(quán)， 服從一種共同的貨幣政策。麥金農(nóng)認(rèn)為實(shí)行固定匯率制對(duì)于防范金融危機(jī)的發(fā)生仍有一定的好處，因而他提倡實(shí)行“東亞美元制”。他認(rèn)為，東亞地區(qū)是一個(gè)“自然的貨幣區(qū)”， 其中任何一國（地區(qū)）能否成功地將美元作為名義錨釘住美元，很大程度上取決于其他經(jīng)濟(jì)伙伴或競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手能否牢固地釘住美元。因此，東亞地區(qū)應(yīng)實(shí)行一種“集體的名義錨”，即東亞美元本位制。金融危機(jī)爆發(fā)后，許多學(xué)者認(rèn)為“美元體制”是難以持續(xù)的。這也是強(qiáng)烈主張改革國際貨幣體系的學(xué)者們的主要立足點(diǎn)。

3. 推進(jìn)人民幣區(qū)域化。人民幣區(qū)域化在東亞地區(qū)作為國際貿(mào)易的計(jì)價(jià)和結(jié)算貨幣、金融資產(chǎn)投資貨幣、國際儲(chǔ)備貨幣，以減少國際貿(mào)易的結(jié)算風(fēng)險(xiǎn)，抵御金融危機(jī)的沖擊，以及提高國家主體的金融安全系數(shù)。由此，必須從兩個(gè)方面穩(wěn)定推進(jìn)人民幣區(qū)域化：第一從貿(mào)易方面，推行人民幣作為貿(mào)易和投資中計(jì)價(jià)工具和區(qū)域內(nèi)的主要結(jié)算貨幣交易媒介工具規(guī)模的增加，最終在中國的對(duì)外貿(mào)易中獲得區(qū)域主導(dǎo)貨幣地位。第二從金融方面，在本國金融風(fēng)險(xiǎn)可控的條件下，推進(jìn)人民幣作為國際債券的計(jì)價(jià)貨幣。推進(jìn)人民幣作為國際投資和借貸工具的使用，提高人民幣在外匯交易中的使用頻率和規(guī)模。

參考文獻(xiàn)：

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基金項(xiàng)目：北京市優(yōu)秀博士學(xué)位論文指導(dǎo)教師人文社科項(xiàng)目“全球金融危機(jī)及其對(duì)我國經(jīng)濟(jì)和金融的影響”（項(xiàng)目號(hào)：YB20081003401）；中央財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院211工程3期項(xiàng)目資助。

作者簡介：葛飛秀，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士生，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)講師。

收稿日期：2011-09-27。