基子大米進口的人民幣實際有效匯率研究

馬松林

摘要：借鑒IMF的計算方法，根據我國與泰國、巴基斯坦和越南的雙邊名義匯率等數據，計算出1995-2013年基于我國大米進口的人民幣實際有效匯率指數。運用對數線性模型、誤差修正模型和各種檢驗方法，分析得出，基于大米進口的人民幣實際有效匯率升值對我國大米進口有重要影響。降低國內稻米生產成本是減緩人民幣升值帶動大米進口的主要途徑。

關鍵詞：人民幣升值；實際有效匯率；大米進口

文章編號：1003-4625（2015）02-0049-05

中圖分類號：F832.6

文獻標志碼：A

一、文獻述評

2005年人民幣匯率改革以來，關于人民幣升值對農產品進口影響的研究引起極大關注。林俏俏、吳東立（2014）總結了與人民幣升值的農產品進口效應相關的研究成果。從影響機理看，人民幣升值影響農產品進口是通過價格的不完全傳遞實現的。從總體效應看，人民幣升值無法改善貿易條件，加劇了農產品貿易逆差。從國別效應看，人民幣對日元、美元升值，對我國農產品進口影響較為顯著。從產品視角看，人民幣升值在一定程度上影響了大豆、小麥、稻米等農產品的進口。

分產品來看，小麥、玉米、大豆等農產品進口受人民幣升值影響的研究文獻日益增多?？追擦帷⒗顝┟瘢?013）運用C-D函數和協整關系檢驗等計量方法研究了人民幣匯率變動對中國小麥進口貿易的影響。研究結論表明，人民幣名義有效匯率變動對中國小麥進口貿易的影響存在時滯效應，加入滯后一期（1個月）的匯率，人民幣升值對中國小麥進口存在著促進作用。紀龍（2012）分析2005年1月至2011年6月我國進口東盟農產品的月度數據表明，國內居民消費水平提高會顯著地促進農產品的進口，人民幣實際有效匯率的影響次之。人民幣實際有效匯率上升在長期內對農產品的進口具有促進作用，短期內卻有抑制作用。安軍啟、朱丹（2010）分析了1996-2009年我國稻米進出口數據。研究表明，人民幣升值1%，我國稻米進口量將會增加8.72%。張家勝、趙玉（2009）研究發現，2005年7月至2008年6月人民幣升值和國民收入的增長對我國大豆進口的影響不明顯。李驚雷（2008）運用進口需求函數分析了1991-2007年人民幣匯率的變動對我國糧食進口的影響。研究表明，我國糧食進口與人民幣匯率的變化無直接的相應關系，人民幣的升值不會改變我國糧食進口的基本格局和現狀。

人民幣升值對進口影響的實證模型主要有以下幾類：（1）以年均匯率為自變量估算匯率對進口量的影響。如蔡昉（1994）等。（2）以人民幣有效匯率為自變量估算匯率對進口量的影響。如張家勝、趙玉（2009）等。（3）以人民幣有效匯率和匯率波動為自變量估算其對進口量的影響。如闕樹玉和王升（2010）等。

姜子葉、范從來（2013）借鑒坎帕和戈德伯格的匯率傳遞模型分析得出，2005年以來，中國進口價格的匯率傳遞率較高，長期接近于完全傳遞，存在時滯效應，行業差異較為顯著。孫夢瑤等（2014）運用2005年8月至2013年8月的月度數據，基于AR-DL-ECM模型和GARCH模型研究得出人民幣實際有效匯率對中國玉米進口有顯著的正向影響，而人民幣匯率波動風險對其有負向影響。封思賢、王曉明（2014）從成本加成視角構建匯率變動的進口價格傳遞效應模型，并運用門限回歸方法，就人民幣名義有效匯率變動如何影響進口價格問題進行了實證檢驗。曹偉、左楊（2014）通過加權方法編制了省際實際有效匯率指數，研究了2005年以來人民幣省際實際有效匯率變動對各省進口貿易的影響。結論表明省際實際有效匯率對當期進口貿易存在負向影響，而滯后一期的匯率升值對進口貿易具有一定的促進效應。Carone（1996）指出，馬歇爾需求函數，即一國的進口需求是其真實收入與進口相對價格的函數，使用較為廣泛。而Abbott和Seddighi（1996）認為，如果收入的各種宏觀經濟部分對進口的影響不一致，馬歇爾需求函數可能導致加總偏誤和預測失敗。

綜上所述，目前關于人民幣升值對農產品和糧食進口影響的研究成果較為豐富，但關于人民幣升值對我國大米進口影響的專門研究尚比較少見。本文以我國大米進口量為研究對象，分析人民幣升值對我國大米進口的影響。本文的主要貢獻在于，測算出了基于我國大米進口的人民幣實際匯率；引入國內外大米價格比，作為分析的參照，避免單獨分析人民匯率變量易夸大其影響作用的局限。

二、模型設置及數據

（一）模型設置

進口需求國內消費、價格、匯率等受多種因素的影響，傳統的馬歇爾進口需求函數是：

上式中，IM是進口需求量或進口金額，Y是真實收入，用真實GDP表不，RP為進口的相對價格。就我國大米進口而言，國內外價格差異是影響我國大米進口的重要因素。由于糧食是生活必需品，收入彈性較小，故收入Y對進口需求影響較小。這里，去掉收入變量Y，引入人民幣實際匯率變量RM和國內外大米價格比NW。我國大米進口的需求函數可以寫成：

（二）變量選擇及數據來源

1.基于大米進口的人民實際有效匯率

目前，國內多數學者采用IMF測算的人民幣名義有效匯率指數（NBCN）和人民幣實際有效匯率指數（RBCN）作為我國實際匯率數據。在研究人民幣對農產品進口影響時，有部分學者（如Goldberg（2004）、Baek（2013）等）借鑒IMF測算匯率的方法，通過雙邊匯率和貿易加權計算實際有效匯率指數。為了提高研究的針對性和準確性，本文亦借鑒IMF測算匯率的方法，計算基于我國大米進口的人民幣實際有效匯率指數。

我國大米進口主要來自泰國、越南、巴基斯坦等國家。首先采用間接標價法計算人民幣與泰國、越南和巴基斯坦的雙邊名義匯率，然后以各國的CPI指數進行調整消除價格波動影響。以歷年我國從泰國、越南和巴基斯坦進口的大米量占我國大米進口總量的比重作為權重，對雙邊匯率進行加權求和。然后進行歸一化處理，最終得到我國大米進口的人民幣實際有效匯率指數RM。

泰國、越南、巴基斯坦的名義匯率和CPI指數根據國際貨幣基金組織IFS數據庫和聯合國世界統計手冊（2014）整理而成。中國大米進口數據根據商務部網站和聯合國COMTRADE數據庫整理而成。將基于大米進口的人民實際有效匯率（間接標價法，用RM表示）和人民幣名義匯率（間接標價法，用URMB表示）繪制成圖1。

從圖1可以看到，2005年匯率改革后，我國人民幣名義匯率和基于大米進口的人民幣實際匯率均呈現上升趨勢。

2.實際匯率波動率的計算

國內多數學者研究人民幣升值對進口的影響時，采用GARCH（1，1）模型獲得變量條件方差作為人民幣匯率波動率數據，測度人民幣匯率波動對進口的影響。

本文通過標準的GARCH（1，1）模型獲得人民幣實際匯率的方差變量，作為人民幣匯率波動率的測度數據。模型預測結果取自然對數后的變量作為解釋變量引入到大米進口需求模型，測度匯率波動對大米進口的影響。但實證分析發現，該變量在大米進口需求模型中不顯著，故暫未進入大米進口需求的對數線性模型。

3.國內外大米價格比

國內外大米價格差異是影響我國大米進口需求和規模的重要因素。國內大米價格采用農業部160個物價信息網點縣平均報價，單位為元/噸。國外價格采用泰國曼谷FOB價格（100%B級），這是國際大米基準價格，單位為美元/噸。相關數據根據歷年《中國農業發展報告》和商務部公布的數據整理計算。美元兌人民幣匯率根據我國年度人民幣匯率折算，相關資料來自《中國統計年鑒》（2013）和中國人民銀行公布的匯率數據。

本文使用國內大米價格占國外大米價格的比重（NW）來表示國內外大米價格比。該比值越大，說明我國國內大米價格與國際大米價格的差異越小。具體結果繪制成圖2。

從圖2可以看到，1995-2008年，我國大米進口規模受國內外大米價格差異影響比較??；2008年以后，隨著國內外大米價格比的上升，我國大米進口規模增加較快。

三、實證分析

（一）變量檢驗

運用ADF檢驗對變量的平穩性進行檢驗，檢驗結果見表1。以AIC和SC值最小為準則，確定滯后階數。

由表1可見，變量IM、RM、NW本身不平穩，但其一階差分序列在1%的水平下平穩，即這三個變量屬于一階單整序列。

由于變量IM、RM、NW屬于一階單整序列，進一步進行協整檢驗，以便確定變量間是否存在長期穩定的關系。滯后階數根據AIC和SC準則確定為2運用Johansen協整檢驗檢驗變量間的協整關系，選擇的檢驗統計量為跡統計量和最大特征值統計量具體結果見表2、表3。

由表2、表3，在95%的置信水平下變量間存在一個協整關系。這表明，我國大米進口、人民幣實際匯率和國內外大米價格比之間存在長期穩定的協整關系。

（二）模型實證

1.對數線性模型

根據前文的分析，以我國大米進口量（IM）為因變量，以國內外大米價格比（NM）、基于大米進口的人民幣實際有效匯率（RM）為自變量，建立對數線性回歸方程?？紤]到我國當年大米進口對下一年的影響，將我國大米進口量滯后一期的影響In（IM（-1））也引入模型中。

運用Eviews8軟件得到的結果，見表4。由表4，Ln（IM（-1）系數為正，反映了當年大米進口對下一年的影響。人民幣實際匯率的進口彈性為1.1684，即基于大米進口的人民幣實際有效匯率升值1%，大米進口量增加1.1684%。這說明基于大米進口的人民幣匯率升值對我國大米進口有明顯的促進作用。國內外大米價格比（NW）系數顯著為正，表明國內外價格差異也促進了我國大米的進口。

運用方差擴大因子法（Variance Inflation Fac-tors，VIFs）進行多重共線性檢驗。檢驗結果表明，變量Ln（IM（-1））、Ln（RM）、Ln（NW）帶常數項的VIFs值分別為1.00、1.25、1.26，顯著小于10，故方程不存在多重共線性。

異方差檢驗。運用懷特檢驗（White Test）得到的檢驗值為4.2873，P值為0.2321，大于0.1的顯著性水平，故接受原假設，不存在異方差。

自相關檢驗。解釋變量中包含因變量滯后項，DW檢驗失效。運用LM檢驗得到的LM檢驗值為5.2901，P值為0.1517，接受原假設，不存在序列自相關。

模型殘差檢驗。對模型殘差進行檢驗，得到的ADF檢驗值為-5.6874，小于1010的臨界值-3.8868，故殘差序列為平穩序列。變量之間存在協整關系。

2.誤差修正模型

具有協整關系的非平穩時間序列變量，可以構建誤差修正模型。差分形式的我國大米進口誤差修正模型為：

具體估計結果見表5。

由表5，ecm項的系數反映了基于大米進口的人民幣實際匯率（RM）和國內外大米價格比（NW）在短期波動中偏離長期均衡關系的程度。

3.脈沖響應分析

前文分析表明，適宜對Ln（IM）、Ln（RM）和Ln（NM）進行脈沖響應分析。脈沖響應分析設置的期數為20期。

由圖3，大米進口（Ln（IM））對其自身和人民幣實際有效匯率（Ln（RM））的沖擊響應在長期內呈現穩定上升趨勢，對國內外價格比（Ln（NM）的沖擊響應在長期內呈現較弱的變動趨勢。從長期看，人民幣升值對大米進口的影響會持續增強。

四、結論和討論

本文基于1995-2013年我國大米進口量數據，運用基于我國大米進口的人民幣實際匯率分析了人民幣升值對我國大米進口的影響，主要結論如下：

第一，人民幣升值對我國大米進口有重要影響。前文的對數線性回歸模型和誤差修正模型表明，基于我國大米進口的人民幣實際匯率對我國大米進口起到了刺激作用。由圖1，2005年人民幣匯率改革后，基于我國大米進口的人民幣實際匯率開始快速升值。

2012年和2013年是我國大米進口激增的重要年份。結合圖1和圖2可以看出，2012年、2013年是我國人民幣實際匯率大幅攀升的年份，同時也是我國大米進口激增的年份。人民幣升值構成我國大米進口增加的重要誘導因素。由圖1可知，2013年與2012年相比，基于我國大米進口的人民幣實際匯率也出現了回落現象。這說明基于我國大米進口的人民幣實際匯率對我國大米進口影響較大，同步波動特征顯著。

從宏觀環境看，人民幣名義匯率和實際匯率的升值趨勢，也影響到了基于大米進口的人民幣實際匯率的升值。從圖1可以看到，大多數年份，人民幣名義匯率和基于大米進口的人民幣實際匯率之間變動趨勢一致。

第二，國內外大米價格差異是我國大米進口的重要因素。2008年全球糧價較高，我國大米進口規模波動較小，增幅不大。圖2顯示出，2008年以后我國大米價格相對于國際大米價格，成本上升較快。

與相對較高的泰國米價相比，我國大米生產成本偏高的劣勢不太明顯。但與越南、巴基斯坦等國大米相比，我國大米價格偏高。2012年，從越南、巴基斯坦進口大米占我國大米進口的比重分別為14%和18%。2013年，從越南、巴基斯坦進口大米占我國大米進口的比重分別為65%和24%。根據中國糧油信息中心的統計，2013年12月4日，越南、巴基斯坦5%破碎率大米FOB報價分別為400美元每噸和380美元每噸，按當時折合成人民幣報價為2429元每噸和2307元每噸。當時湖南長沙中等早秈稻收購價為2640元每噸，出庫價為2700元每噸；湖南長沙標一晚秈米出廠價為3780元每噸。昆明、廣州、福州等地區米價還要稍高于該報價。因此，國內偏高的大米價格是我國大米進口增加的重要原因。

第三，降低國內稻米生產成本是減緩人民幣升值帶動大米進口的主要途徑。我國大米產量和消費量較高，國內大米供需基本平衡，但國內大米與國際大米相比價格偏高。

國內較高的大米價格使得我國大米出口規模日益萎縮。根據歷年《中國農業發展報告》和海關的統計，從1990-2013年，我國多數年份為大米凈出口，僅在1995年、1996年、201 1年、2012年、2013年為大米凈進口。

人民幣即使不升值，若國內大米價格長期高于國際市場，國內仍有進口國外大米的需求。

通過支持種糧大戶、農民糧食專業合作社、家庭農場等農村微觀經濟組織，通過鼓勵土地流轉等，適度提高我國稻谷生產的規模化水平，是降低我國稻米生產成本的重要措施。單純依靠糧食生產補貼，無法從根本上解決國內稻米價格偏高的問題，也就無法從根本上保證降低對進口大米的依賴。由于目前國際大米出口量僅占全球大米產量的9%左右，我國從國際市場進口大米的空間是有限的。立足國內，把飯碗端在自己手里是我國稻米生產的根本出發點。

第四，在變量選擇、模型設置、數據選擇等方面，本文仍有改進之處。在本文變量選擇過程中，人民幣匯率波動因素由于不顯著，沒能進入回歸模型。從時問跨度看，本文分析了1995-2013年人民幣升值對我國大米進口的長期影響。2012年、2013年是我國大米進口激增和人民幣快速升值的時期。以這兩年月度數據為基礎，研究人民幣升值對我國進口大米的影響，是下一步的研究方向。