人民幣匯率對中國對韓國出口的影響
——基于HS分類商品的實證分析(1995—2009)

黃萬陽

(東北財經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟學(xué)院，遼寧 大連 116025)

人民幣匯率對中國對韓國出口的影響
——基于HS分類商品的實證分析(1995—2009)

黃萬陽

(東北財經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟學(xué)院，遼寧 大連 116025)

基于HS分類商品，采用一個修正的出口模型，實證研究人民幣匯率對中國對韓國出口的影響。結(jié)果表明：中國對韓國出口收入效應(yīng)較弱，價格效應(yīng)較弱，2005年人民幣匯率制度改革效應(yīng)較強，出口商品結(jié)構(gòu)變動效應(yīng)存在。其政策含義是：避免人民幣對美元大幅度升值，積極穩(wěn)妥地推進人民幣匯率形成機制改革，策略性地要求韓國政府放松或取消對中國產(chǎn)品出口韓國的貿(mào)易限制。

人民幣匯率；HS分類商品；中國；韓國；出口

一、引 言

2010年來自美國要求人民幣升值的呼聲高漲。人民幣升值會不會導(dǎo)致中國與美國之外其他國家貿(mào)易收支嚴(yán)重惡化？本文擬對人民幣匯率對中國對韓出口的影響進行研究，從人民幣匯率第三國出口效應(yīng)的角度對此問題作出初步回答。之所以選擇韓國，是因為2009年韓國已成為我國第三大貿(mào)易伙伴國、第三大出口對象國和第二大進口來源國、第一大貿(mào)易逆差來源國、第三大外商直接投資來源國，中國已成為韓國第一大貿(mào)易伙伴國、第一大出口對象國和第二大進口來源國、第一大貿(mào)易順差來源國、第一大對外直接投資對象國。

關(guān)于中韓雙邊貿(mào)易的研究文獻較為豐富。李盾[1]研究了1986—2005年中韓工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響因素。孫霄罛和宋逢明[2]利用1995年1月至2006年9月的月度數(shù)據(jù)，在模型中引入時間趨勢項，研究發(fā)現(xiàn)中國對韓出口收入效應(yīng)不顯著，出口價格彈性系數(shù)為1.36，出口匯率波動彈性系數(shù)為0.02。陳睿和黃冠鑰[3]利用1995年1月至2006年8月的月度數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國對韓出口收入彈性系數(shù)、價格彈性系數(shù)、匯率波動彈性系數(shù)分別為3.59、9.54、178.66。葉靜怡和王沛[4]利用1992—2003年度數(shù)據(jù)，運用比重法、RCA指數(shù)法、IIT指數(shù)法從貿(mào)易結(jié)構(gòu)和比較優(yōu)勢角度研究中國對韓貿(mào)易逆差產(chǎn)生的原因。李輝和侯鐵珊[5]利用1992—2006年度數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)韓國對華直接投資促進中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易、產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易、公司內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。李恒[6]研究表明中國對韓貿(mào)易逆差產(chǎn)生的原因是韓國對華直接投資所引致的非一體化貿(mào)易轉(zhuǎn)向。

以上研究存在一定的局限：(1)對中國對韓出口總量進行的研究沒有基于HS分類商品，不能研究人民幣匯率與中國對韓出口商品結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系；(2)沒有考慮2005年人民幣匯率制度改革的影響；(3)樣本數(shù)據(jù)截至2006年，不能研究2005年人民幣匯率制度改革和2007年美國次貸危機的影響。

本文基于HS分類商品，利用1995年第一季度至2009年第二季度的季度數(shù)據(jù)，在出口模型中通過引入虛擬變量進行修正，研究中國對韓總量和HS分類商品出口的收入效應(yīng)、價格效應(yīng)、2005年人民幣匯率制度改革效應(yīng)、出口商品結(jié)構(gòu)變動效應(yīng)，以期對上述研究的局限有所突破。

二、基本統(tǒng)計分析

表1為出口的商品構(gòu)成(HS分類)。

表1 出口的商品構(gòu)成(HS分類)

1995年中國對韓出口前十類商品(占總量的比重)依次是：十一類(23.92%)、十五類(21.14%)、五類(12.65%)、十六類(9.05%)、六類(8.53%)、二類(3.79%)、四類(3.78%)、八類(3.02%)、十二類(2.65%)、一類(2.42%)，占比合計為90.95%。2009年中國對韓出口前十類商品(占總量的比重)依次是：十六類(45.26%)、十五類(14.04%)、十一類(7.61%)、六類(6.48%)、五類(4.58%)、十七類(3.72%)、十八類(3.62%)、十三類(2.75%)、二十類(2.20%)、四類(1.85%)，占比合計為92.11%。中國對韓出口集中度很高，且有提高趨勢。中國對韓出口前十類商品類別有較大變化，二類、八類、十二類、一類退出前十，十七類、十八類、十三類、二十類進入前十。中國對韓出口前十類商品位次有較大變化，十六類從1995年第四位上升為2009年第一位，十一類從1995年第一位下降為2009年第三位。中國對韓出口前十類商品占比有較大變化，十六類占比大幅度上升，從1995年9.05%上升為2009年45.26%，十一類、十五類、五類占比大幅度下降，從1995年23.92%、21.14%、12.65%分別下降為2009年7.61%、14.04%、4.58%。中國對韓出口商品結(jié)構(gòu)有所提升。

由于HS分類商品類別多達(dá)22種，在以下的研究中，不考慮沒有出現(xiàn)在1995年和2009年中國對韓出口前十類商品中的商品類：三類、七類、九類、十類、十四類、十九類、二十一類、二十二類。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

國內(nèi)外學(xué)者對出口決定的實證研究模型主要分為4種：引力模型(gravity model)、局部均衡模型、一般均衡模型、二元選擇模型。引力模型將國外GDP和距離作為出口最重要的決定因素，在模型中加入虛擬變量考察雙邊協(xié)議、共同邊界、共同語言等因素對出口的影響。局部均衡模型分兩種思路。一種思路假設(shè)出口供給具有無限彈性，均衡出口由出口需求決定，出口需求建立在國外消費者效用最大化的微觀基礎(chǔ)上，出口的決定因素是國外GDP和相對價格，在模型中加入?yún)R率波動研究出口的匯率波動效應(yīng)。另一種思路假設(shè)出口需求具有無限彈性，均衡出口由出口供給決定，出口供給建立在國內(nèi)生產(chǎn)者利潤最大化的微觀基礎(chǔ)上，出口的決定因素是國內(nèi)GDP和相對成本，在模型中加入出口退稅、出口補貼等研究戰(zhàn)略性貿(mào)易政策的出口效應(yīng)。一般均衡模型有凱恩斯宏觀聯(lián)立方程模型、可計算一般均衡(CGE)模型、新開放經(jīng)濟的宏觀經(jīng)濟學(xué)模型3種模型框架，出口的決定方程包括在模型中。二元選擇模型通過企業(yè)樣本研究影響企業(yè)參與出口的決定因素。鑒于本文基于HS分類商品研究人民幣匯率對中國對韓出口的影響，故采用局部均衡模型的第一種思路*盧向前和戴國強[7]、封思賢[8-9]對這種模型的推導(dǎo)作了簡要介紹。。由于沒有中韓HS分類商品雙邊貿(mào)易價格指數(shù)，模型被解釋變量是出口額而不是出口量，模型中不加入?yún)R率波動研究出口的匯率波動效應(yīng)。為了考察2005年人民幣匯率制度改革對中國對韓出口的影響，引入虛擬變量。采用的模型如下：

XIt=b0I+b1IGDPt+b2IRERt+b3ID052t+εIt

(1)

式中：XI、X分別表示第I類商品中國對韓出口額美元值、中國對韓總量出口額美元值；GDP表示韓國實際GDP；RER表示人民幣對韓元實際匯率，RER=NER×CPI*/CPI，NER表示直接標(biāo)價法下人民幣對韓元名義匯率，CPI*、CPI分別表示韓國、中國消費物價指數(shù)；D052表示反映2005年人民幣匯率制度改革的虛擬變量，2005年第二季度至2009年第二季度取值為1，其余為0；εI表示出口模型I的隨機誤差項。理論上b1I的符號不確定，如果經(jīng)濟增長由進口替代部門增長主導(dǎo)，符號為負(fù)，反之為正。由于被解釋變量是出口額美元值，b2I并不是通常意義上以出口量為被解釋變量的出口價格彈性，b2I的符號是不確定的，出口富有價格彈性時符號為正，出口缺乏價格彈性時符號為負(fù)，出口單位價格彈性時接近0。b3I的符號有待檢驗。

由于1994年人民幣匯率制度出現(xiàn)重大變化，選取樣本為1995年第一季度至2009年第二季度的季度數(shù)據(jù)。XI、X數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，GDP、NER、CPI*、CPI數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫。XI、X、GDP數(shù)據(jù)采用乘法模型的移動平均法進行了季節(jié)調(diào)整，XI、X、GDP、RER值取了自然對數(shù)。

四、實證分析

1．單位根檢驗與協(xié)整檢驗

用ADF和PP兩種檢驗方法對模型(1)包含的所有變量進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果表明所有變量都是單整序列，可以對這些變量進行協(xié)整檢驗。

對包含多個解釋變量模型的協(xié)整檢驗，由于能檢驗協(xié)整關(guān)系個數(shù)，因此較多的研究選擇Johansen方法。但對Johansen方法的VAR估計，小樣本是個嚴(yán)重的問題。Monte Carlo模擬研究表明：Johansen方法在小樣本下生成肥尾(fat tail)估計，有實質(zhì)性的均值偏差，與E-G兩步法相比，對滯后階數(shù)的不恰當(dāng)設(shè)定和模型中的序列相關(guān)更不穩(wěn)健。[10]而E-G兩步法關(guān)于系數(shù)的估計是超一致的，以樣本容量而不是樣本容量的平方根的速度逼近真實參數(shù)，即使在模型解釋變量不滿足弱外生性的情況下，系數(shù)的估計仍然是一致的。[11]由于估計的系數(shù)值對本文研究結(jié)論非常重要，本研究采用E-G兩步法。

用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗。表2的最后一列給出了中國對韓出口模型回歸殘差的單位根檢驗的ADF和PP統(tǒng)計量值，表明殘差都是平穩(wěn)序列，模型(1)包含的所有模型協(xié)整關(guān)系成立。

2．中國對韓出口模型分析

表2給出了中國對韓總量和HS分類商品出口模型回歸結(jié)果，從中可以看出：ADJ-R2值都大于0.61，模型解釋力較強，用修正的出口模型說明我國對韓總量和HS分類商品出口是恰當(dāng)?shù)?。所有出口模型中GDP的系數(shù)顯著為正，說明韓國的經(jīng)濟增長不是由進口替代部門增長主導(dǎo)。我國對韓總量出口對GDP的彈性系數(shù)為3.74，我國對韓HS分類商品出口對GDP的彈性系數(shù)在2.07～6.67之間。出口商品類型差異不影響收入效應(yīng)存在性和方向的判斷，而影響強弱的判斷。出口商品結(jié)構(gòu)的變化通過收入效應(yīng)的差異可以影響中國對韓總量出口，以及我國對韓總量出口應(yīng)對韓國需求變化沖擊的能力。出口商品結(jié)構(gòu)升級能夠擴大中國對韓總量出口，但卻降低了中國對韓總量出口應(yīng)對韓國需求變化沖擊的能力。

二類出口模型中RER的系數(shù)不顯著，說明我國對韓二類出口接近單位價格彈性。而我國對韓總量出口和其他HS分類商品出口模型中RER的系數(shù)韓總量和第I類HS分類商品出口。③b0I，b1I，b2I，b3I分別表示與被解釋變量模型對應(yīng)的回歸系數(shù)的估計值。t表示顯著。我國對韓總量出口、一類、四類～六類、八類、十一類～十三類、十五類、十八類、二十類出口模型中RER的系數(shù)符號為正，說明我國對韓總量出口、一類、四類～六類、八類、十一類～十三類、十五類、十八類、二十類出口富有價格彈性。十六類、十七類出口模型中RER的系數(shù)符號為負(fù)，說明我國對韓十六類、十七類出口缺乏價格彈性。對RER的彈性系數(shù)正值在0.27～1.23之間，八類、十五類的彈性系數(shù)最高，為1.23，二十類的彈性系數(shù)最低，為0.27，最高的是最低的大約4倍，不考慮商品類型差異影響價格效應(yīng)存在性、方向、強弱的判斷，人民幣對韓元實際匯率變動對我國對韓出口總量影響顯著，對我國對韓HS分類商品出口存在顯著差異，對我國對韓出口商品結(jié)構(gòu)影響顯著，但影響的方向不確定。

表2 中國對韓總量和HS分類商品出口模型回歸結(jié)果

注：①*，**，***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下是顯著的。②X，XI分別表示模型(1)中被解釋變量是中國對與回歸系數(shù)對應(yīng)的t統(tǒng)計量值。④ADF和PP分別表示與被解釋變量模型對應(yīng)的殘差的單位根檢驗的ADF和PP統(tǒng)計量的檢驗值。

我國對韓二類、八類、十二類出口模型中D052的系數(shù)不顯著，而我國對韓總量出口和其他HS分類商品出口模型中D052的系數(shù)顯著。一類、十一類、十三類出口模型中D052的系數(shù)符號為負(fù)，其余顯著的系數(shù)符號為正。2005年我國的匯率制度改革促進了我國對韓總量出口和這些對韓HS分類商品出口，數(shù)值存在較大差異，總量出口系數(shù)為0.31，HS分類商品出口系數(shù)在0.16～0.89之間。十五類的系數(shù)最高，為0.89，十六類的系數(shù)最低，為0.16，最高的是最低的大約5倍。不考慮商品類型差異影響匯率制度變化效應(yīng)存在性、方向、強弱的判斷，出口商品結(jié)構(gòu)的變化通過匯率制度變化效應(yīng)的差異可以影響中國對韓出口。我國任何一項重大的制度改革舉措一般都會有相應(yīng)的一系列配套政策措施，這些政策措施的效果對我國對韓HS分類商品出口存在差異，但總的來說效果是積極的。2005年我國的匯率制度改革影響了中國對韓出口商品結(jié)構(gòu)，但影響的方向不確定。

五、結(jié)論與政策建議

基于HS分類商品，利用1995年第一季度至2009年第二季度的季度數(shù)據(jù)，在出口模型中通過引入虛擬變量進行修正，研究中國對韓總量和HS分類商品出口的收入效應(yīng)、價格效應(yīng)、2005年人民幣匯率制度改革效應(yīng)，得到以下結(jié)論。第一，從總量角度來看，中國對韓出口收入彈性為3.74，出口收入效應(yīng)較弱。從HS分類商品角度來看，中國對韓出口收入效應(yīng)存在顯著差異，出口收入彈性在2.07～6.67之間，出口商品結(jié)構(gòu)的變化可以通過收入效應(yīng)的差異影響中國對韓出口，出口商品結(jié)構(gòu)升級能夠擴大中國對韓總量出口，但降低了中國對韓總量出口應(yīng)對韓國需求沖擊的能力。第二，從總量角度來看，中國對韓出口價格效應(yīng)存在，出口價格彈性為0.27。從HS分類商品角度來看，中國對韓出口價格效應(yīng)存在顯著差異，人民幣匯率的變化可以通過價格效應(yīng)的差異影響中國對韓出口商品結(jié)構(gòu)，但影響的方向不確定。第三，從總量角度來看，中國對韓出口人民幣匯率制度改革效應(yīng)存在，2005年人民幣匯率制度改革促進中國對韓出口增長31%。從HS分類商品角度來看，中國對韓出口人民幣匯率制度改革效應(yīng)存在顯著差異，人民幣匯率的變化可以通過價格效應(yīng)和匯率制度改革效應(yīng)的差異影響中國對韓出口商品結(jié)構(gòu)，但影響的方向不確定。

根據(jù)研究結(jié)論，提出以下政策建議。第一，避免人民幣對美元大幅度升值。人民幣對美元大幅度升值會對中國對韓總量出口造成較大的負(fù)面影響，對中國對韓HS分類商品四類、八類、十三類、十五類商品出口造成很大的負(fù)面影響。人民幣對美元大幅度升值并不能促成中國對韓出口商品結(jié)構(gòu)升級。第二，積極穩(wěn)妥地推進人民幣匯率形成機制改革。人民幣匯率制度改革有利于促進中國對韓總量出口，縮小中國對韓貿(mào)易逆差。人民幣匯率制度改革使人民幣匯率經(jīng)常性雙向變化，避免貿(mào)易不平衡問題的持續(xù)惡化，形成人民幣匯率“超調(diào)”的壓力和風(fēng)險。人民幣匯率制度改革使人民幣匯率形成市場化，能夠避免對中國政府操縱匯率的指控。第三，策略性地要求韓國政府放松或取消對中國產(chǎn)品出口韓國的貿(mào)易限制。1995—2009年中國對韓貿(mào)易逆差額分別為36、50、57、88、94、119、109、131、231、344、418、453、479、383、489億美元，占中國對韓出口總量的比重分別為54%、66%、63%、140%、120%、106%、87%、84%、115%、124%、119%、102%、85%、52%、91%，占中國對韓進口總量的比重分別為35%、40%、39%、58%、55%、51%、46%、46%、53%、55%、54%、50%、46%、34%、48%。中韓雙邊貿(mào)易不平衡問題比較突出，中國政府應(yīng)該利用自身所處的逆差國的地位，策略性地要求韓國政府放松或取消對中國產(chǎn)品出口韓國的貿(mào)易限制，提高中國對韓總量出口的收入彈性，擴大中國對韓出口總量，將中韓雙邊貿(mào)易不平衡問題控制在一定的范圍內(nèi)，使中韓雙邊貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展。

[1]李 盾.中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的實證分析——以工業(yè)制成品貿(mào)易為例[J].國際貿(mào)易問題，2007(4)：49-54.

[2]孫霄罛，宋逢明.人民幣匯率升值對我國貿(mào)易影響的評估[J].國際貿(mào)易問題，2008(1)：87-97.

[3]陳 睿，黃冠鑰.影響中國對韓國出口的若干宏觀因素的實證檢驗[J].國際貿(mào)易問題，2007(4)：55-59.

[4]葉靜怡，王 沛.中韓貿(mào)易逆差探析[J].經(jīng)濟科學(xué)，2005(1)：115-126.

[5]李 輝，侯鐵珊.韓國對華直接投資與中國對韓進出口關(guān)系的分析[J].國際貿(mào)易問題，2008(10)：44-52.

[6]李 恒.中韓貿(mào)易中的非一體化貿(mào)易轉(zhuǎn)向：機制、過程與結(jié)果[J].國際貿(mào)易問題，2007(6)：68-73.

[7]盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響：1994—2003[J].經(jīng)濟研究，2005(5)：31-39.

[8]封思賢.人民幣實際有效匯率的變化對我國進出口的影響[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007(4)：3-13.

[9]封思賢，吳 瑋.匯率變化對不同類商品進出口的影響[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008(7)：106-117.

[10]HARGREAVES C. A review of methods of estimating cointegrating relationships[M]//HARGREAVES C. Nonstationary time series analysis and cointergration. Oxford: Oxford University Press, 1994.

[11]BANERJEE A， DOLADO J J, GALBRAITH J W, et al. Co-integration, error-correction, and the econometric analysis of non-stationary data[M]. Oxford: Oxford University Press,1993.

InfluenceofRMB’srealexchangerateonChina’sexporttoKorea—empirical study based on HS classified exports (1995-2009)

HUANG Wan-yang

(College of Mathematics and Quantitative Economics, Dongbei Univ.of Finance and Economics, Dalian 116025,China)

Based on HS classified exports, the paper built a rectified export model to empirically study the influence of RMB’s real exchange rate on China’s export to Korea. The results show: the income effect on China’s export to Korea is weaker，the price effect on China’s export to Korea is weaker as well, but the effect of 2005 reform of RMB’s exchange rate regime on China’s export to Korea is stronger. Variation of export structure influences China’s export to Korea. The conclusion implies in policy: RMB/US exchange rate cannot appreciate strongly. Chinese government should promote the reform of marketing organism of RMB’s exchange rate actively and steadily, and tactfully ask for Korea government to relax or take off trade barrier on China’s export to Korea.

RMB’s exchange rate; HS classified exports; China; Korea; export

1671-7041(2010)04-0001-05

F830.7

A*

2010-05-10

遼寧省教育廳項目(WJ2010028)；大連市社科院項目(10DLSK249)

黃萬陽(1965-)，男，湖北孝昌人，博士，教授；E-mailhuangwanyang@yahoo.com.cn