日本汽車零部件出口中的匯率影響因素研究

黎孔翔 楊政

摘 要：中國向日本出口汽車零部件受到多方面的影響，其中匯率變動是影響進出口貿易的重要因素之一。基于2006年1月至2016年12月期間中國向日本出口汽車零部件的貿易總額和占比最高的三類汽車零部件產品的貿易數據，本文利用邊限協整檢驗方法，分析人民幣對日元的名義匯率對零部件出口的影響。研究結果發現零部件出口受到人民幣貶值的長期負向影響，匯率變化率的增加抑制了出口增長率。匯率波動率在長期和短期關系上對零部件出口都沒有顯著影響。

關鍵詞：匯率變動;汽車零部件;出口;邊限檢驗;波動率

中圖分類號：F74 文獻標識碼：A doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2020.29.016

0 引言

近年汽車行業的快速發展，使得汽車貿易出口具有強勁的增長趨勢。雖然中國整車出口的展示出良好表現，但是汽車零部件的出口增長與整車出口增長相比要稍遜一籌。一般來說，汽車零部件出口額的數量大小是檢驗一個國家（或地區）汽車行業發展水平強弱的重要標志之一。

由于當前經濟下行壓力大，汽車零部件產業出口貿易遇到前所未有的挑戰。一方面，在國際市場上，我國企業市場的占有率較低。根據統計，我國汽車零部件企業總數在2016年一共有12757家，然而，中外合資企業和外商獨資企業所占的市場份額達到了70%以上，相比之下國內品牌的汽車零部件企業所占的市場份額不到30%，而且大多數是中低端產品。另一方面，我國汽車產品技術水平仍然較低，汽車零部件企業的整體技術水平仍有不足，產品設計和研發能力尚待加強，目前還沒有形成以電子化、系統化和模塊化的管理供貨體系，整體上依賴于跨國大企業的程度很高，產業地位比較被動。除此之外，汽車零部件的價格優勢不再顯著，因為人民幣的貶值，使得企業生產成本上升，價格優勢在國際競爭市場中被削弱，汽車零部件相關產業需要進行調整來面對各種考驗。最后，雖然中國的汽車零部件企業經過多年努力，在國際市場中占有一席之地，但新興市場的競爭對手也在不斷出現和發展，因此要實行戰略改革，調整產業結構模式，轉變利潤增長方式，促進產業的快速升級才能抵抗不利的競爭局面。

已有一些學者對汽車零部件的貿易進行了研究分析。小林哲也（2006）對東盟汽車零部件的互補體制和圈子范圍內的供貨現狀進行研究。Nishitateno（2015）基于2002年到2008年期間的6個國家49個目的地和31種產品數據，研究了網絡對汽車零部件出口的影響。黎孔翔（2018）對部分研究文獻進行了梳理，總結了汽車零部件出口貿易研究已經存在一些重要結論。魏巍等（2019）分析貿易技術溢出可以有效促進中國對日本汽車零部件的出口。周玲玲等（2020）研究表明不同貿易摩擦政策情景下中美兩國汽車及零部件行業均遭遇極大損失，而美國汽車及零部件的行業產出與貿易的損失均高于中國。楊亞軍（2020）對汽車零部件產業現狀進行分析，并對未來的發展戰略進行探討。隨著汽車產業不斷發展，汽車零部件產業也開始得到人們重視。汽車零部件質量將直接關系到汽車的功能和使用壽命，因此，發展汽車零部件產業的同時需要嚴格保證產品質量。

日本作為汽車強國之一，和中國在零部件貿易方面有大量的進出口貿易。在2016年中國對日本汽車零部件進出口逆差約為218.49億元，進口和出口的不平衡狀態十分嚴峻。造成這種現狀的原因是多方面的。首先，匯率變動是影響汽車零部件進出口貿易的重要因素之一，因此零部件的商品貿易也會受到匯率變動的影響。其次，我國汽車零部件產業無論在出口規模還是產品結構方面，與日本相比都存在著相應的差距，當期的產業水平制約著中國汽車產業的長足發展。由于技術水平的差異是相當復雜的因素，因此本文著重分析匯率變動以及中日匯率波動率對我國汽車零部件出口日本的影響，從貿易的角度綜合評價和分析匯率變動及其它因素對我國汽車零部件企業出口帶來的一些影響，以促進我國汽車零部件企業在貿易中規避匯率因素的影響，降低匯率風險帶來的貿易損失，增加我國汽車零部件企業在出口貿易獲取的利潤。

1 研究方法

利用協整分析方法分析匯率變動對汽車零部件出口的影響，采用自回歸分布滯后模型建立出口方程。在出口方程中采用Pesaran等（2001）提出的協整檢驗方法，該方法的優點是模型中協整變量包含了平穩變量和非平穩變量。汽車零部件貿易的出口方程為：

其中yt表示對日本的汽車零部件出口額。xt表示日本的工業生產指數IPI，用來作為國民收入水平的代理變量。ert代表人民幣對日元的名義匯率，vt表示匯率波動率，T表示時間序列，代表了時間趨勢項，Δ是差分算子，Δxt當期值xt和滯后一期xt-1的差值。誤差項εt服從正態分布。滯后項階數p將會依據SC準則或者AIC準則最小的原理，確定各變量的最佳滯后階數。

檢驗出口額、日本IPI、中日雙邊匯率和匯率波動率間是否具有長期協整關系，Pesaran檢驗方法的原假設H0∶δ1=δ2=δ3=δ4=0，備擇假設H1：任意δi（i=1，2，3，4）≠0。相應的檢驗可以通過Wald檢驗實現，對應的統計量為F統計量。如果拒絕原假設H0，則判斷方程中各變量間包含了長期協整關系。當不拒絕原假設時，則判斷方程中各變量間不具有長期協整關系。

當Wald檢驗的F值大于臨界值上界時，出口和匯率等變量之間存在協整關系。根據格蘭杰定理，這些變量值之間存在短期誤差修整模型。汽車零部件出口和匯率變化等變量之間的誤差修正模型為：

其中Et是第t期的誤差修正項，定義為

其中c∧，α∧1，φ∧1，φ∧2和φ∧3是利用普通最小二乘估計方法從長期均衡方程中得到的估計值。

2 樣本數據

汽車零部件的出口數據從日本財務省貿易統計數據庫中下載，時間區間為2005年1月至2016年12月。我國汽車零部件出口日本的產品中，占比前3位的是車輪及其附件（第S12類，占2016年出口額的44.47%）、循環軌道式和車輪式拖拉機及其零件以外的部分（第S20類，占2016年出口額的21.03%）和伺服制動器及其零件、安全氣囊及其零件（第S5類，占2016年出口額的13.74%），出口產品中前3位占到出口日本汽車零部件產品的80%左右。出口額的時序圖見圖1。顯然對日本汽車零部件產品的出口額在樣本統計期內，一直保持著上升趨勢。從圖1注意到在2008年之前，中國對日本出口的汽車零部件增長并不快，但是在2008年全球金融危機之后，出口額得到快速上升。由于S12車輪及附件的時序圖展示出明顯的季節性，所以利用X12方法消除其中的季節周期性。