人民幣實際有效匯率對廣東省貿易結構的影響

摘要：利用1987—2010年的年度數據，運用OLS和誤差修正模型對人民幣實際有效匯率與廣東貿易結構之間的關系進行實證研究。OLS回歸結果表明，人民幣實際匯率對廣東省出口貿易中的產品結構有滯后效應，滯后一期的匯率對廣東省出口中的工業制成品的占比有顯著正效應，在控制其他因素的情況下，滯后一期的匯率每上升1%，出口貿易中工業制成品的比例顯著上升0.081%；而對進口結構的影響則是負向的，匯率每上升1%，進口結構中工業制成品所占比重會下降0.092%。

關鍵詞：人民幣匯率；貿易結構；回歸分析

中圖分類號：F832.6 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2012）20-0118-03

引言

自2008年次貸危機以來，受國際市場需求變動和人民幣升值的雙重壓力影響，廣東省對外貿易發生了一定程度的惡化，而且由于廣東省出口貿易中加工貿易占比一直較高，這些以廉價勞動力為主要競爭優勢的勞動密集型產業受到的沖擊較大，人民幣升值使得這些產業的企業利潤空間縮小，甚至出現了一部分企業停產破產的情況。這些情況都表明，廣東省外貿經濟已經來到了轉型機遇期，人民幣匯率升值和國際市場變動帶來的壓力實際上也是轉型的動力。如何能夠提高出口貿易產品的國際競爭力和利潤水平是長久以來一直討論的話題。匯率的走向一方面根據“巴拉薩-薩繆爾森效應”是由國內貿易部門和非貿易部門生產率差異決定的，而一國貿易結構的變化在一定程度上是能夠反映出其可貿易品部門生產率的變化的。由此，影響實際有效匯率變動的因素之一就是一國貿易結構的變化，這一假設可以說是合理的推斷。另一方面，實證研究也顯示匯率反過來也會影響出口貿易結構的變化。

基于人民幣不斷升值和國際市場需求變化的大背景，在人民幣匯率和貿易結構相互影響的推斷下，本文擬采用廣東省作為研究對象，研究人民幣匯率對廣東省貿易結構的影響。

一、文獻綜述

現有的人民幣匯率對貿易影響的研究文獻當中，國內外學者集中在馬歇爾—勒納（ML）條件是否成立以及J曲線效應是否存在兩個方面，但由于樣本區間存在差異、研究方法不同等原因，實證結果并不一致。謝建國（2002）指出，中國出口與匯率關系較弱，不存在協整關系；而李建偉（2003）的實證結果顯示，中國出口彈性為-0.66，進口彈性為0.56；盧向前和戴國強（2005）運用協整向量自回歸分析方法，對1994—2003年人民幣對世界主要貨幣的加權實際匯率與我國進出口之間的長期關系進行了實證檢驗。結果表明，中國出口彈性為-1.88，進口彈性為1.96，人民幣實際匯率波動對我國進出口存在著顯著的影響，馬歇爾-勒納（ML）條件成立，且存在J曲線效應。馬丹和許少強（2005）使用計量模型從貿易收支和貿易結構兩個方面考察了中國對外貿易與人民幣實際有效匯率之間的關系。通過理論與實證分析發現：人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿易收支；人民幣實際有效匯率與中國出口結構之間存在協整關系。劉艷輝、張靜和汪壽陽（2005）利用VAR方法、協整技術以及誤差修正模型研究了匯率波動對中國出口在短期和長期內的直接和間接影響。研究結果表明，短期內匯率變化對中國出口的直接和間接影響都比較顯著，而長期內由于價格調節機制的作用，間接影響變得不顯著，而直接影響仍然存在。

而具體到人民幣匯率對廣東省進出口的影響，易行健、周義（2007）利用2000年第一季度至2005年第二季度的數據進行實證分析，結論是實際有效匯率貶值促進出口的作用是有限的，而出口對進口的彈性0.95接近于單位彈性，表明進口量會帶動出口的顯著增加，認為這一點主要是由于廣東省加工出口貿易的特點造成的。黃靜波、孫曉艷（2009）使用月度數據進行的實證檢驗同樣認為，人民幣升值是導致廣東省出口貿易減速的主要原因之一，解決這一問題的基本思路為轉變外貿增長方式、分散出口風險、優化進口結構、增加內需及適度調整人民幣升值。

二、模型設定與變量定義

本文以Bahmani-Oskooee and Brooks（1999）提出的理論模型為基礎，并參考楊碧云、易行健（2009）計量模型的設定，建立如下實證模型：

（1）

（2）

其中，被解釋變量XJGt表示t時期時廣東省出口貿易結構，即出口貿易總額中工業制成品所占比重；MJGt表示t時期廣東省進口貿易結構，即進口貿易總額中工業制成品所占比重。

REERt表示t時期人民幣實際有效匯率，其前α1系數是廣東省出口貿易結構XJG的匯率彈性，β1是廣東省進口貿易結構XJGt的匯率彈性。匯率對進出口可能存在滯后效應，所以實證的時候把匯率的滯后值也納入模型，REERt-1表示t-1期人民幣實際有效匯率，α4和β4則表示匯率對進出口貿易結構是否有滯后效應。本文實證部分考察的重點就是匯率對廣東省進出口結構的影響，因此，α1及β1，α4及β4為本文所關注的變量。本文所采用的實際有效匯率指數均來自國際貨幣基金組織定期發布的 IFS（Iniemational Financial statistics），并以2000年為基期，其有效匯率為100。實際有效匯率指數是以間接標價法表示的，該指數上升人民幣升值，該指數下降，人民幣貶值。

WGDP是與廣東貿易伙伴國（地區）的生產總值，表明廣東省的出口貿易環境，模型（1）即出口貿易結構模型中加入這一變量，以控制外部經濟環境對廣東出口貿易結構的影響。根據廣東省對不同國家和地區的出口貿易額，本文選取中國香港、中國香港、美國、德國、日本、新加坡、馬來西亞、韓國、英國等9個廣東省最大出口貿易伙伴國家或地區的GDP之和作為WGDP變量，其中每個國家和地區的GDP均通過其居民消費價格指數處理為實際值，基期均為1987年。而GDP是廣東省的生產總值，在模型（2）即進口貿易機構模型中加入這一變量，以控制廣東經濟環境對進口結構的影響，廣東省GDP通過廣東省居民消費價格指數處理為實際值，基期為1987年。

我們在兩個模型中加入均加入了外商直接投資（FDI）。一般來說FDI對貿易結構存在直接和間接兩種影響，直接影響即外商直接投資采取獨資或合資的方式在當地建立具有先進技術或先進管理模式的企業，對當地產業結構產生直接影響，進而直接影響了出口或進口產品的結構。間接影響即外商直接投資具有技術溢出效應，先進的技術和管理經驗提高了當地企業的技術水平，同時也為當地培養了大量的專業人才，使得當地的技術及人力資本得到了提升，生產效率提高，產業結構升級，進出口貿易結構間接得到改變。龔艷萍和周維（2005）也利用我國1984—2003年的數據進行了實證研究，證實了FDI對我國出口貿易結構有正的效應。因此，本文在這里對FDI進行了控制。模型中FDI是廣東省實際吸引外商直接投資，并利用廣東省居民消費價格指數進行平減得到實際值，基期是1987年。

另外，為減少異方差對模型估計的影響，模型中的變量均取其對數。數據的時間區間是1987—2010年，該模型中的數據來源于《中國統計年鑒》、《廣東統計年鑒》以及國際貨幣基金組織公布的數據。

三、實證檢驗

（一）單位根檢驗

為避免使用非平穩變量進行回歸時可能造成的偽回歸，ADF（ Augmented Dickey-Fuller）方法對所有變量的平穩性進行單位根檢驗。各變量的檢驗結果如表1。

從表1中可以看出，各變量的原始序列的ADF值均不顯著，那么，繼續各變量的一階差分序列進行ADF檢驗；而各變量在進行一階差分后其ADF值均顯著，那么，無須繼續進行一階以上差分的檢驗。其中，LnWGDP及LnFDI的 ADF值在%5水平下顯著外，其余變量均在1%水平下顯著。這表明，每個變量都是I（1）序列，均為一階單整序列，存在協整的可能性。

（二）協整檢驗

由平穩性檢驗可知，所有變量都是I（1）的時間序列，符合協整檢驗的條件，本文用Johansen 極大似然法檢驗各個變量之間是否存在協整關系。首先對模型（1）中的LnXJG、LnREER、LnREER（-1）、LnWGDP及LnFDI進行協整檢驗，在考慮樣本容量的情況下，基于AIC信息準則和SC準則基礎上，我們選擇的滯后期為1，檢驗結果如表2所示。結果表明變量間存在4個協整關系，即表明上述變量存在長期均衡關系，可以進行回歸分析及誤差修正模型分析。

同樣，我們對模型（2）中的LnMJG、LnREER、LnREER（-1）、LnWGDP及LnFDI進行Johansen 協整分析，結果如表3所示，表明結果間存在兩個協整關系，即表明上述變量存在長期均衡關系，可以進行回歸分析。

（三）回歸結果

首先，我們運用EVIEWS6軟件對模型（1）、（2）分別進行估計，然后，運用EG兩步法對殘差進行ADF檢驗，以考察模型中的變量是否協整，避免出現偽回歸。

根據模型（1），我們得到如下回歸結果：

（0.083）*** （0.034） （0.010） ***0.018） ** （0.037）*

R2=0.838F=18.121DW=1.917

從上述回歸結果可知，樣本可決系數為0.838，說明模型擬合較好；F統計量為18.121，說明模型線性關系較強；DW=1.916表明了模型不存在自相關問題。另外，括號中為標準誤差，且下文中回歸模型括號內的也為標準誤差；***表示1%顯著，**表示5%顯著，*表示10%顯著，這一標準也適用于本文其余回歸結果。

本文所關注變量匯率對廣東省出口貿易的結構的彈性是0.013，這表明，人民幣實際有效匯率上升，人民幣升值對廣東省出口中的工業制成品的占比有正效應，但并不顯著。但匯率的滯后項，在10%水平下顯著為正，這說明，匯率對廣東省出口貿易中的產品結構有滯后效應，滯后一期的匯率對廣東省出口中的工業制成品的占比有顯著正效應，控制其他因素的情況下，滯后一期的匯率每上升1%，出口貿易中工業制成品的比例顯著上升0.081%。

另外，廣東省貿易伙伴國或地區的經濟總量越高，出口貿易中工業制成品比重上升，其GDP重量每上升1%，貿易結構變化0.054%。外商直接投資越多，出口貿易中工業制成品比重上升，每上升1%，貿易結構變化0.007%。

根據模型（2），我們得到關于廣東進口貿易結構的回歸如下：

（0.121）***（0.039） ** （0.006） *** （0.014） （0.038）

R2=0.867F=22.960DW=2.054

同樣，上述的樣本可決系數，F統計量及DW值均符合要求。從回歸結果可以看出，匯率對廣東省進口貿易結構的彈性為-0.092，表明在控制其他因素的情況下，匯率每上升1%，進口結構中工業制成品所占比重會下降0.092%，即匯率上升，人民幣升值，將會使得進口貿易產品結構中工業制成品的比重降低。滯后一期的實際有效匯率對進口貿易中工業制成品的比重影響也為負，但不顯著。

另外，廣東省GDP上升，會顯著減少進口貿易中工業制成品的比重，每上升1%，下降0.029%。FDI對進口貿易中工業制成品的比重影響為正，但并不顯著。

四、結論

通過以上實證分析我們可以看出，人民幣實際有效匯率變動的當期值與廣東出口貿易結構是正相關關系，即人民幣匯率上升當期將帶來一定程度上廣東出口結構改善，但是不顯著；而人民幣實際有效匯率變動的滯后項與廣東出口貿易結構也是正相關關系，而且是顯著的。這說明，人民幣實際有效匯率的上升經過一段時間后將優化廣東的出口結構，這與廣東的實際情況是相符的。因為人民幣升值有利于資源在可貿易品部門和不可貿易品部門之間的均衡配置，還有利于企業“走出去”及增加先進設備、工藝和技術進口，提高產品技術含量和附加值，長期來看能促進廣東省產業結構調整升級，并改善其在國際分工中的地位。同時，當前我省具有傳統出口優勢的勞動密集型產品，包括紡織、服裝、和鞋類等，對匯率變動非常敏感，人民幣持續升值已經嚴重擠壓了上述行業的利潤空間，迫使企業轉向開發新產品、提高技術水平、培育自己的品牌等，以尋求新的利潤來源。而對于技術產品，我省已經形成較大的競爭優勢，匯率升值所帶來的出口價格相對上漲，而相對容易被進口成本下降、新產品開發和技術進步所抵消，因此，仍將有較大的發展空間，所以，從長期來看，人民幣升值有利于促進我省出口貿易結構升級。

參考文獻：

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

[2]馬丹，許少強.中國貿易收支、貿易結構與人民幣實際有效匯率 [J].數量經濟技術經濟研究，2005，（6）.

[3]易行健，周義.人民幣實際有效匯率變動對廣東省進出口的影響 [J].廣東財經職業學院學報，2007，（8）.

[4]楊碧云，易行健.我國經常項目收支的演變趨勢、結構分解及原因與對策分析[J].世界經濟研究，2009，（6）.

[責任編輯高惠琦]