我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的匯率敏感度分析

楊文靜

摘要：本文利用ARDL模型研究實際有效匯率變化對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響。研究表明：一、馬歇爾-勒納條件只對于部分國家成立；二、無論從范圍還是程度上講，實際有效匯率變化對我國初級農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響大于加工農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響。三、在分別使用國家間的加總數(shù)據(jù)時，都出現(xiàn)了“總和偏倚”現(xiàn)象。

關鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品；實際有效匯率；自回歸分布滯后；總和偏倚

中圖分類號：F304.3 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）013-000-01

2005年7月21日，我國匯率制度開始實行浮動匯率制度，匯率的波動幅度放寬，人民幣兌美元匯率表現(xiàn)出持續(xù)升值的狀態(tài)，人民幣的持續(xù)升值加劇我國農(nóng)產(chǎn)品的內(nèi)外價差，對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品市場造成嚴重的沖擊。因此，研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響變得尤為重要。

一、實證模型

1.實證模型的構建及變量說明

由于農(nóng)產(chǎn)品量綱不同并且雙邊進出口價格很難獲得，無法計算出口或進口的需求價格彈性，因此，本研究用進、出口金額替代進、出口需求量，得到以下方程：

計量研究表明，要更好地估計變量間的長期關系，需將短期動態(tài)過程也納入估計，并通過誤差修正模型（ECM）體現(xiàn)，本文利用Peseran etc. （2001）的自回歸分布滯后（ARDL）模型進行協(xié)整檢驗，將（1）和（2）式寫成誤差修正模型的形式得到方程（3）和（4）：

如果測出的F值很高（高于Pesaran提供的F值的上界，F(xiàn)統(tǒng)計量的上限為3.77，下限為2.72），說明變量間存在長期的均衡關系。

其次，利用對b、c和d的估計量形成誤差修正項ECMt-1（ECMt-1=LnVX+c/b*LnYj+d/b*LnRE+C），代替方程（3）、（4）中的一階滯后變量，再次估計模型以檢驗短期動態(tài)過程是否以合適的速度向長期均衡收斂。誤差修正項ECMt-1的系數(shù)顯著為負，這是變量之間存在協(xié)整關系的另一條件。只有當雙邊進口或出口的F 統(tǒng)計量的值大于臨界值的上限并且誤差修正項ECMt-1的系數(shù)顯著為負的時，才能說明變量之間存在協(xié)整關系。

2.數(shù)據(jù)來源

考慮到2005年7月人民幣匯率改革之后，我國開始實行浮動匯率制，本文以2005年第二季度至2015年第一季度的月度數(shù)據(jù)作為研究樣本。

二、實證結果及分析

1.初級農(nóng)產(chǎn)品進出口的匯率敏感性分析

本文將使用AIC準則以選取最合適的滯后結構，對3式和4式的ARDL模型進行檢驗。本文進行檢驗時，使用以美元計價的進出口貿(mào)易金額。由于本文是對貿(mào)易額、國民收入及人民幣實際有效匯率的長期關系進行研究，因此，本文將不對J曲線效應進行說明。

實證結果①表明，就初級農(nóng)產(chǎn)品的出口需求而言，考慮ecm（-1）顯著為負，且F檢驗的統(tǒng)計值大于臨界值3.77，僅我國對美國和泰國出口需求的系數(shù)間存在協(xié)整關系，即長期均衡關系，這表明對美國和泰國而言，收入及人民幣實際有效匯率變動是影響他們對中國初級農(nóng)產(chǎn)品進口需求的原因。我國對其余八國初級農(nóng)產(chǎn)品出口需求對人民幣實際有效匯率變動不敏感。

就初級農(nóng)產(chǎn)品的進口需求而言，我國對美國、巴西、加拿大、阿根廷、泰國、印尼、澳大利亞和法國八國初級農(nóng)產(chǎn)品進口金額與我國國民收入和人民幣實際有效匯率之間存在長期均衡關系，考慮LNRE系數(shù)顯著為正，我國對澳大利亞和法國初級農(nóng)產(chǎn)品的需求對人民幣實際有效匯率的變化反應敏感，對其他國的初級農(nóng)產(chǎn)品需求對人民幣實際有效匯率變化皆不敏感。

對比初級農(nóng)產(chǎn)品出口需求方程和初級農(nóng)產(chǎn)品進口需求方程的長期系數(shù)關系，可以發(fā)現(xiàn)初級農(nóng)產(chǎn)品進口需求方程系數(shù)間大多存在協(xié)整關系；而出口需求方程系數(shù)間只有兩個國家存在協(xié)整關系。這表明對于我國而言ARDL模型對于我國初級農(nóng)產(chǎn)品進口需求的擬合度更好。

2.加工農(nóng)產(chǎn)品進出口的匯率敏感度分析

本文同樣使用AIC準則以選取最合適的滯后結構，對3式和4式的ARDL模型再次進行檢驗。

實證結果表明，加工農(nóng)產(chǎn)品出口需求方程系數(shù)間存在協(xié)整關系的國家中，滿足理論性預期，即LNYj系數(shù)大于0，且LNRE系數(shù)小于0的國家有三個，分別為香港、韓國和印尼。

就加工農(nóng)產(chǎn)品進口需求而言，存在協(xié)整關系的國家中，LNRE系數(shù)都為負值且在10%的顯著性水平下顯著為負，與理論性預期不符。其原因之一，可能是各國為保持在中國這一大市場的市場份額，當人民幣實際有效匯率升值時，會選擇降價，以保持份額，從而以美元表示的進口金額反而下降。

通過對比通過對比加工農(nóng)產(chǎn)品進出口需求方程，可以發(fā)現(xiàn)，初級農(nóng)產(chǎn)品進出口需求方程比加工農(nóng)產(chǎn)品進出口需求方程的結果更加符合理論預期。

3.總和數(shù)據(jù)農(nóng)產(chǎn)品進出口的匯率敏感性分析——并對“總和偏倚”進行檢驗

實證結果表明，當使用總和數(shù)據(jù)時，四個需求方程中，進出口金額、實際國民收入和人民幣實際有效匯率均不存在協(xié)整關系，因此，總和偏倚現(xiàn)象在這三個方程中是存在的。

三、結論及政策建議

以往研究匯率變化對貿(mào)易收支的影響多對貿(mào)易總量進行研究，本文對比研究了初級農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易及加工農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對匯率變化的敏感度，并且使用多個雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進行研究。一方面，避免此現(xiàn)象在本文中出現(xiàn)，另一方面，通過與總量數(shù)據(jù)檢驗結果的對比，檢驗這種“總和偏倚”現(xiàn)象針對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口是否存在。

本文研究最主要的幾大結論如下：

1.初級農(nóng)產(chǎn)品與加工農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的匯率敏感度不同，就出口而言，加工農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對匯率變化更加不敏感；而就進口而言，初級農(nóng)產(chǎn)品受匯率變化的影響更小。

2.我國加工農(nóng)產(chǎn)品進口金額與人民幣實際有效匯率同向變動，與馬歇爾-勒納條件不符。

3.就我國農(nóng)產(chǎn)品進出口而言，使用總量數(shù)據(jù)，會出現(xiàn)“總和偏倚”現(xiàn)象。

4.總體而言，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對匯率變化不是很敏感，因此，人民幣市場化對我國農(nóng)產(chǎn)品的影響不用過于擔憂，只需針對部分農(nóng)產(chǎn)品做出適當?shù)霓r(nóng)業(yè)扶持政策即可。

注釋：

①由于篇幅有限，文中不再對實證結果進行展示，讀者如有需求可聯(lián)系本人獲取。

參考文獻：

[1]戴祖祥.我國貿(mào)易收支的彈性分析：1981～1995[J].經(jīng)濟研究，1997（7）：55-62.

[2]楊慶容.人民幣匯率變動對進出口貿(mào)易的影響研究[D].復旦大學，2008.