實(shí)際有效匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口影響的分析

沈陽(yáng)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 馬洪濤

1 建立模型

2005年，我國(guó)開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供需為基礎(chǔ)的有管理的浮動(dòng)匯率制度。研究實(shí)際有效匯率對(duì)于我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響有著重要的現(xiàn)實(shí)意義

為了能夠更精確的反應(yīng)匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的影響程度，就方程的建立提出以下兩個(gè)假設(shè)前提：(1)短期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格只受到匯率的影響。(2)貿(mào)易額與貿(mào)易量同步運(yùn)行。即當(dāng)人民幣貶值后，如果貿(mào)易量增加則貿(mào)易額也同步增加。關(guān)于函數(shù)的具體形式，本文采用C-D形式的函數(shù)建立實(shí)際有效匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口商品的需求函數(shù)，即：EXi=A·rxiα·GDPWiχ，IMi=B·rmiβ·GDPiδ。其中，EX2和IM2分別代表我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品各年的名義出口額和進(jìn)口額，rxi代表各年農(nóng)產(chǎn)品出口的實(shí)際有效率，rmi則表示各年農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口實(shí)際有效匯率，GDPwi是各年世界GDP，GDPi為各省年度GDP，t均表示時(shí)間。因此，α為出口匯率彈性，因?yàn)榧僭O(shè)國(guó)內(nèi)外價(jià)格水平不變，α為出口價(jià)格彈性，x為出口收入彈性，β為進(jìn)口匯率彈性(進(jìn)口價(jià)格彈性)，δ為進(jìn)口收入彈性。

為了更加準(zhǔn)確、真實(shí)地反映消費(fèi)者實(shí)際收入水平的變化和農(nóng)產(chǎn)品實(shí)際進(jìn)出口額的變化，以及匯率變動(dòng)的影響，本文采用消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)(CPI)，來(lái)剔除通貨膨脹的影響因素，以實(shí)際收入水平和實(shí)際進(jìn)出口來(lái)代替名義，即：

其中CPII為我國(guó)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，CPIwi為世界消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，其中ux、um為誤差項(xiàng)。

根據(jù)J曲線理論，函數(shù)考慮匯率作用的時(shí)滯效應(yīng)，當(dāng)年的貶值可能會(huì)影響到今后幾年的進(jìn)出口量。因此，模型的調(diào)整得到一年滯后期的影響方程為：

其中y和η分別表示滯后一年的出口匯率彈性系數(shù)和進(jìn)口匯率彈性系數(shù)。

2 面板數(shù)據(jù)模型的選取

面板數(shù)據(jù)模型既能反映某一時(shí)期各個(gè)個(gè)體數(shù)據(jù)的規(guī)律，也能描述每個(gè)個(gè)體隨時(shí)間變化的規(guī)律，集合了時(shí)間序列和截面數(shù)據(jù)的共同優(yōu)點(diǎn)。按照對(duì)系數(shù)設(shè)定的不同，可將面板數(shù)據(jù)模型分為三種情況。

變系數(shù)模型(截距和回歸系數(shù)都不同)

變截距模型(截距不同，回歸系數(shù)相同)

混合模型(截距和回歸系數(shù)都相同)

本文旨在通過(guò)對(duì)面板數(shù)據(jù)的回歸分析，得到進(jìn)口和出口的匯率彈性，從而計(jì)算馬歇爾勒納條件，以此說(shuō)明我國(guó)實(shí)際有效匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響，而在變系數(shù)模型中無(wú)法做到這一點(diǎn)，并且本文的時(shí)間跨度為12年，使用變系數(shù)模型并不能體現(xiàn)面板數(shù)據(jù)相對(duì)于時(shí)間序列的優(yōu)點(diǎn)，并可能因樣本數(shù)量的限制而造成偽回歸結(jié)果。在混合模型的變截距模型之間，本文更符合哪一種模型，則通常使用協(xié)方差分析檢驗(yàn)，原假設(shè)如下：H0:α1=α2=…=αN,β1=β2=…=βN，如果接受H0，則本文采用混合模型。反之，則采用變截距模型。

進(jìn)一步，我們討論模型的選取。首先計(jì)算殘差，混合模型的殘差平方和記做S1，變截距模型的殘差平方和記為S2。則在式(12)假設(shè)H0下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F服從相應(yīng)自由度下的F分布為: F=(S1-S2)/(T-1)/S2/(NT-T-k)～F(T-1,NT-T-k)

按照上述規(guī)則，用Eviews6.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，分別計(jì)算殘差平方和，并依據(jù)(13)計(jì)算對(duì)應(yīng)的F的數(shù)值，從而對(duì)照F分布表達(dá)方式5%顯著性水平下的對(duì)應(yīng)臨界值，做出模型選取。結(jié)果如表1，由于F值均大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，模型采用變截距模型。

表1 F檢驗(yàn)結(jié)果及模型選擇

表2 Hasman檢驗(yàn)結(jié)果及模型選擇

在變截距模型中，通常采用兩種模型，即固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。本文利用Eviews6.0提供的Hausman檢驗(yàn)，來(lái)判斷模型的設(shè)定形式，如表2所示，進(jìn)口需求模型中Hausman檢驗(yàn)在5%顯著水平下使用個(gè)體固定模型。對(duì)于出口需求模型，Hausman檢驗(yàn)在5%顯著水平下選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

3 面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果及分析

(1)進(jìn)口需求模型的估計(jì)結(jié)果和分析

由回歸結(jié)果可見(jiàn)，rmit和rmit-1在5%的顯著性水平下通過(guò)t檢驗(yàn)，說(shuō)明實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口在當(dāng)年和滯后一年都有較為顯著地影響，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，R2為0.826155說(shuō)明模型擬合較好。值得注意的是，本期的進(jìn)口價(jià)格彈性為1.365516，為正，也就是說(shuō)實(shí)際有效匯率增加1%，即貶值1%，同年的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額并沒(méi)有下降，而是增長(zhǎng)了1.365516%，而滯后一年的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額才開(kāi)始下降，滯后一年的進(jìn)口匯率彈性為期不遠(yuǎn)0.765788。這說(shuō)明實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的影響存在時(shí)滯效應(yīng)，這符合J曲線理論，即貨幣貶值后，在出口商品價(jià)格變得便宜同時(shí)進(jìn)口商品價(jià)格變得昂貴的情況下，外貿(mào)差額在一個(gè)時(shí)期內(nèi)不僅得不到改善反而會(huì)進(jìn)一步惡化。雖然出口的本幣價(jià)格提高但由于以前的商業(yè)承諾，進(jìn)口數(shù)量并不馬上發(fā)生變化，隨著時(shí)間的不斷推移，數(shù)量調(diào)整效應(yīng)才開(kāi)始不斷發(fā)揮作用。

(2)出口需求模型的估計(jì)結(jié)果和分析

由回歸結(jié)果看到，模型整體顯著性通過(guò)了F檢驗(yàn)，但是我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口受實(shí)際有效匯率影響極其微小，當(dāng)期和滯后一期的實(shí)際有效匯率t值很小，匯率彈性也很小。這是符合我國(guó)目前農(nóng)產(chǎn)品出口的實(shí)際情況的，造成這種情況的主要原因包括：(1)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)對(duì)外開(kāi)放較晚，發(fā)展不完善，各種制度和體制都在不斷變革之中，因此，由匯率自發(fā)調(diào)節(jié)的空間較??；(2)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口遭遇外國(guó)綠色壁壘的阻礙。綠色壁壘貿(mào)易壁壘不僅增加了出口成本，削弱了我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，也最終限制了農(nóng)產(chǎn)品出口的增長(zhǎng)。

4 似不相關(guān)回歸模型回歸結(jié)果及分析

本文進(jìn)一步通過(guò)SUR模型對(duì)系數(shù)進(jìn)行更有效的估計(jì)。

(1)進(jìn)口需求模型SUR的估計(jì)結(jié)果和分析

從回歸結(jié)果可以看到，F(xiàn)檢驗(yàn)由原來(lái)的38.41392增加到2013.314，R2從原來(lái)的0.826155增加到0.996001，三個(gè)變量的t檢驗(yàn)值也明顯增大，而DW檢驗(yàn)則從0.717593提高到2.177871，消除了自相關(guān)，模型顯著性以及解釋變量的解釋性都得到顯著地提升，由此可見(jiàn)SUR模型極大的消除了截面異方差和自相關(guān)對(duì)OLS帶來(lái)的影響?；貧w得到的系數(shù)與個(gè)體固定效應(yīng)模型基本一致，結(jié)論也一致。

(2)出口需求模型的估計(jì)結(jié)果和分析

通過(guò)回歸結(jié)果可以看出，出口需求模型利用SUR模型回歸后顯著性大幅提高，解釋變量的顯著性由極其不顯著到顯著，DW檢驗(yàn)也提高到?jīng)]有自相關(guān)的水平，F(xiàn)和R2的提高也說(shuō)明了模型擬合度的提高。由回歸得到的出口匯率彈性可以看出，匯率變動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口的影響很小，當(dāng)期彈性只有0.012117，滯后期為0.010743。

因此，通過(guò)廣義最小二乘法估計(jì)消除了自相關(guān)和異方差后，進(jìn)口和出口需求模型的顯著性和解釋變量的顯著性都有了很大的提高，因此，消除了自相關(guān)和截面異方差給回歸帶來(lái)了影響。

通過(guò)SUR模型修正后的系數(shù)計(jì)算馬歇爾勒納條件，由于存在時(shí)滯，從長(zhǎng)期來(lái)看，|Ex|+|Ex|=|-0.780989|+|0.010743|=0.791732。因此，實(shí)際有效匯率對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響不符合馬歇爾勒納條件，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易受到匯率影響不大，人民幣實(shí)際有效匯率的升值并不能顯著地影響農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的增長(zhǎng)。反過(guò)來(lái)說(shuō)，人民幣貶值也并不能有效的改善我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)外的貿(mào)易條件。

5 結(jié)語(yǔ)

農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際貿(mào)易是農(nóng)業(yè)問(wèn)題中最突出的課題。近年來(lái)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易不斷發(fā)展。然而，隨著我國(guó)出口貿(mào)易的快速增長(zhǎng)和進(jìn)口貿(mào)易的平緩變動(dòng)，人民幣不斷增值。因此，深入研究實(shí)際有效匯率變化對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的影響具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文在總結(jié)國(guó)內(nèi)外學(xué)者的理論研究和實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，利用面板數(shù)據(jù)回歸模型對(duì)我國(guó)實(shí)際有效匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響進(jìn)行了分析。結(jié)果表明，匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響并不顯著。

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