人民幣匯率和FDI對貿易結構的影響研究

林 超

(華僑大學經濟與金融學院，福建 泉州 362021)

一、引言

改革開放以來，中國與世界的聯系越來越緊密，中國的外貿出口額也從1978年的206.4億美元一路攀升到2012年的20489.3億美元，增長了近100倍，這主要得益于國民經濟持續快速發展。2012年，我國貨物貿易進出口額居世界第二位，僅次于美國。然而隨著中國經濟實力的增強，貿易增長方式的轉變已提到日程，不僅要關注貿易量，更要關注貿易結構的優化和質量的提升。

貿易結構是指某一時期貿易的構成情況，分為廣義和狹義貿易結構，本文主要指狹義貿易結構，即一定時期內貨物貿易中各種商品的構成情況。根據國際產業標準分類(SITC)，可將進出口商品分為0到9類共10個大類。分別為:0類，食品及活動物;1類，飲料及煙類;2類，非食用原料(燃料除外);3類，礦物燃料、潤滑油及有關原料;4類，動植物油、脂及動植物蠟;5類，化學成品及有關產品;6類，按原料分類的制成品;7類，機械及運輸設備;8類，雜項制品;9類，未分類的商品。本文將0—4類視為初級產品(SITC0－4)，5－9類為工業制成品(SITX5－9)，其中 5、7類視為技術密集型產品(SITC57)，6、8類為勞動密集型產品(SITC68)。

由圖1可知，工業制成品占總出口的比重呈逐漸上升趨勢，從1981年的53.4%上升到2011年的94.7%，中國已逐漸從以出口資源能源類初級產品為主，轉向更多地出口工業制成品，對外貿易結構有了很大的改善。理想的貿易出口結構應該是工業制成品占總出口比重較高，其中技術密集型產品占工業制成品的比重也較高，而我國的實際情況是工業制成品占比較高而技術密集型產品占比偏低。

圖1 中國出口貿易結構變化

匯率問題一直是理論界和實務界爭論的焦點，匯率的變動會通過進出口商品的價格來影響貿易量和貿易結構，從而對經濟產生重大的影響。1994年以前，中國的匯率體制經歷了由單一匯率制轉為雙重匯率制。1994年1月1日，人民幣官方匯率與外匯調劑匯率正式并軌，我國開始實行以市場供求為基礎的、單一的、有管理的浮動匯率制。2005年7月人民幣不再盯住單一美元，而是實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。2010年6月19日，中國人民銀行宣布進一步推進人民幣匯率形成機制改革，增強人民幣匯率彈性。在人民幣匯率改革的進程中，中國的國際收支和貿易結構也發生了深刻變化。

外商直接投資(FDI)對中國經濟的發展也起到了重要的拉動作用。改革開放三十多年來，FDI從無到有，已經成為我國重要的資金來源，1979—1990年12年間，中國實際利用FDI累計金額為206.92億美元，進入21世紀以來，中國年均外商直接投資額達566億美元，中國已經成為吸引外資最多的發展中國家。

二、國內研究現狀

關于匯率和貿易結構關系，目前理論界尚未形成一致的意見。Obstfeld和Rogoff(1996)認為本幣升值能使資本密集型產品的價格相對于勞動密集型產品降低，使其在國際市場上競爭力增強，從而促進貿易結構升級。馮正強(2007)，鄧水蘭(2008)等人也得出了類似的結論。

也有一些學者持不同意見。沈國兵、楊毅(2005)認為長期內人民幣實際有效匯率與中國貿易收支不存在穩定的協整關系。馬丹(2005)認為人民幣實際有效匯率和貿易結構存在協整關系，但人民幣實際有效匯率不是貿易結構的格蘭杰原因。

目前關于FDI和貿易結構之間關系的研究不多，江小娟(2001)認為FDI能夠改變原有的要素結構，增加出口商品的技術含量，從而優化了中國的貿易結構。而周靖祥、曹勤(2007)認為出口貿易存在巨大的利潤空間和政策空間，隨著外資流入規模的擴大，出口貿易結構并未得到優化，需要通過政策來調整FDI的流入規模和方向，從而實現貿易結構升級。

目前學術界對這方面的研究主要集中在匯率和貿易結構關系上，考慮到FDI對貿易結構同樣存在影響，本文將匯率、FDI、貿易結構這三個變量放在一起進行研究。

三、實證分析

(一)數據說明

出口額數據是基于SITC Rev.3分類，來源于中經網、中國海關數據庫及各年的統計年鑒。匯率為實際有效匯率(REER)，來源于IMF的IFS數據庫，FDI數據來源于中經網數據庫。以上數據均為年度數據，樣本區間為1981—2011年。本文所有計量結果都是通過Eviews6.0軟件計算完成。

(二)平穩性檢驗

首先對時間序列進行平穩性檢驗，因為如果對不平穩的時間序列建模可能會導致“偽回歸”。本文采用ADF檢驗法，先對原序列進行單位根檢驗，結果如表1。

表1 原序列平穩性檢驗結果

lnX2 －2.092004 －3.670170 －2.963972 －2.621007 0.2490不平穩

由檢驗結果可知，各序列的ADF值均大于1%水平下的臨界值，所以不能拒絕存在單位根的原假設，即原序列是不平穩的。

對原序列的一階差分進行單位根檢驗，結果如表2。

表2 一階差分序列平穩性檢驗結果

由檢驗結果可知，各序列的ADF值均小于1%水平下的臨界值，所以拒絕存在單位根的原假設，即經過一階差分后的序列是平穩的，所以原序列均為一階單整序列I(1)。

(三)協整檢驗

協整是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述。雖然一些時間序列是非平穩的，但它們之間卻存在穩定的長期關系，即協整關系。上述經濟序列都是非平穩的，但它們都是I(1)序列，所以可以進行協整檢驗。令lnREER和lnFDI分別對X1和X2進行協整，利用Johansen協整檢驗方法，選擇帶有截距項和無趨勢項，根據AIC和SC最小準則，取滯后階數為3，結果表明都在5%的顯著水平上存在協整關系，檢驗結果如表3。

表3 協整檢驗結果

其協整方程如下:

由式(1)、(2)可知，隨著人民幣的升值，工業制成品占總出口的比重降低，而技術密集型產品占工業制成品的比重上升。說明匯率對工業制成品的影響比對初級產品的影響更大，人民幣升值使工業制成品出口的減少幅度大于初級產品。并且人民幣升值使勞動密集型產品占工業制成品的比重上升的幅度大于工業制成品占總出口的減少幅度，所以人民幣升值能改善貿易結構。FDI對貿易結構的影響和匯率正好相反，FDI的增長能提高工業制成口的比重，因為FDI大部分流入工業制成品領域，現實和研究結論一致。而FDI的增長引起技術密集型產品比重的下降，原因是FDI流入主要集中在勞動密集型產業上，總的來講，FDI對貿易結構的作用更依賴于政策的引導。

(四)誤差修正模型

由于變量間存在長期穩定的協整關系，可以建立向量誤差修正模型(VEC)，以考查變量間的短期影響，估計結果如表4。

表4 VEC模型估計結果

從表4可以看出，短期內匯率和FDI都會引起X1和X2的反方向變動。但長期內X1和X2會以每期35.2%和43.4%的速度回歸均衡。

四、結論

由上文分析可知:工業制成品占總出口的比重和技術密集型產品占工業制成品的比重與人民幣實際有效匯率和FDI存在長期均衡關系。長期內人民幣實際有效匯率與工業制成品占總出口的比值成反比，與技術密集型產品占工業制成品的比重成正比。FDI對貿易結構的影響和匯率正好相反，與工業制成品占總出口的比值成正比，與技術密集型產品占工業制成品的比重成反比。而在短期內，人民幣實際有效匯率和FDI都對貿易結構產生負面影響，但在長期內會回到均衡水平。

人民幣升值使勞動密集型產品占工業制成品的比值上升的幅度大于工業制成品占總出口的減少幅度，所以人民幣升值能改善貿易結構，但同時也要平衡由此引起的總出口額的下降。隨著我國越來越重視國內消費對經濟的拉動作用，出口對經濟的貢獻必然會趨于下降，在這個大背景下，人民幣實現穩定的升值不僅有助于貿易結構的優化，而且還對人民幣的國際化有一定的益處。

FDI的增長能提高工業制成品的比重，同時會減少技術密集型產品的比重。對貿易結構是否起到優化作用，要依據國情而定。三十多年來，FDI的流入使工業制成品的比重越來越高，推動中國完成了從傳統農業國向工業國的轉型。然而隨著經濟實力的強大，中國要謀求更好的發展，想要在世界工業體系中占據更好的位置，就必須提高技術密集型產品的比重，擺脫對低附加值的勞動和資源密集型產品的出口依賴。FDI的流入可能會起到阻礙作用，雖然截至目前，FDI大部分流入到勞動和資源密集型產業中，對貿易結構起到優化作用，但有必要制定相應政策，對FDI流入的規模和方向作出總體規劃。

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