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    人民幣實際有效匯率對廣東省貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響

    2012-04-29 15:18:02蔡文喆
    經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊 2012年20期
    關(guān)鍵詞:貿(mào)易結(jié)構(gòu)人民幣匯率回歸分析

    摘要:利用1987—2010年的年度數(shù)據(jù),運用OLS和誤差修正模型對人民幣實際有效匯率與廣東貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究。OLS回歸結(jié)果表明,人民幣實際匯率對廣東省出口貿(mào)易中的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)有滯后效應(yīng),滯后一期的匯率對廣東省出口中的工業(yè)制成品的占比有顯著正效應(yīng),在控制其他因素的情況下,滯后一期的匯率每上升1%,出口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比例顯著上升0.081%;而對進(jìn)口結(jié)構(gòu)的影響則是負(fù)向的,匯率每上升1%,進(jìn)口結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品所占比重會下降0.092%。

    關(guān)鍵詞:人民幣匯率;貿(mào)易結(jié)構(gòu);回歸分析

    中圖分類號:F832.6 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號:1673-291X(2012)20-0118-03

    引言

    自2008年次貸危機(jī)以來,受國際市場需求變動和人民幣升值的雙重壓力影響,廣東省對外貿(mào)易發(fā)生了一定程度的惡化,而且由于廣東省出口貿(mào)易中加工貿(mào)易占比一直較高,這些以廉價勞動力為主要競爭優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)受到的沖擊較大,人民幣升值使得這些產(chǎn)業(yè)的企業(yè)利潤空間縮小,甚至出現(xiàn)了一部分企業(yè)停產(chǎn)破產(chǎn)的情況。這些情況都表明,廣東省外貿(mào)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)來到了轉(zhuǎn)型機(jī)遇期,人民幣匯率升值和國際市場變動帶來的壓力實際上也是轉(zhuǎn)型的動力。如何能夠提高出口貿(mào)易產(chǎn)品的國際競爭力和利潤水平是長久以來一直討論的話題。匯率的走向一方面根據(jù)“巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)”是由國內(nèi)貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門生產(chǎn)率差異決定的,而一國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化在一定程度上是能夠反映出其可貿(mào)易品部門生產(chǎn)率的變化的。由此,影響實際有效匯率變動的因素之一就是一國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化,這一假設(shè)可以說是合理的推斷。另一方面,實證研究也顯示匯率反過來也會影響出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化。

    基于人民幣不斷升值和國際市場需求變化的大背景,在人民幣匯率和貿(mào)易結(jié)構(gòu)相互影響的推斷下,本文擬采用廣東省作為研究對象,研究人民幣匯率對廣東省貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。

    一、文獻(xiàn)綜述

    現(xiàn)有的人民幣匯率對貿(mào)易影響的研究文獻(xiàn)當(dāng)中,國內(nèi)外學(xué)者集中在馬歇爾—勒納(ML)條件是否成立以及J曲線效應(yīng)是否存在兩個方面,但由于樣本區(qū)間存在差異、研究方法不同等原因,實證結(jié)果并不一致。謝建國(2002)指出,中國出口與匯率關(guān)系較弱,不存在協(xié)整關(guān)系;而李建偉(2003)的實證結(jié)果顯示,中國出口彈性為-0.66,進(jìn)口彈性為0.56;盧向前和戴國強(qiáng)(2005)運用協(xié)整向量自回歸分析方法,對1994—2003年人民幣對世界主要貨幣的加權(quán)實際匯率與我國進(jìn)出口之間的長期關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗。結(jié)果表明,中國出口彈性為-1.88,進(jìn)口彈性為1.96,人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口存在著顯著的影響,馬歇爾-勒納(ML)條件成立,且存在J曲線效應(yīng)。馬丹和許少強(qiáng)(2005)使用計量模型從貿(mào)易收支和貿(mào)易結(jié)構(gòu)兩個方面考察了中國對外貿(mào)易與人民幣實際有效匯率之間的關(guān)系。通過理論與實證分析發(fā)現(xiàn):人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿(mào)易收支;人民幣實際有效匯率與中國出口結(jié)構(gòu)之間存在協(xié)整關(guān)系。劉艷輝、張靜和汪壽陽(2005)利用VAR方法、協(xié)整技術(shù)以及誤差修正模型研究了匯率波動對中國出口在短期和長期內(nèi)的直接和間接影響。研究結(jié)果表明,短期內(nèi)匯率變化對中國出口的直接和間接影響都比較顯著,而長期內(nèi)由于價格調(diào)節(jié)機(jī)制的作用,間接影響變得不顯著,而直接影響仍然存在。

    而具體到人民幣匯率對廣東省進(jìn)出口的影響,易行健、周義(2007)利用2000年第一季度至2005年第二季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析,結(jié)論是實際有效匯率貶值促進(jìn)出口的作用是有限的,而出口對進(jìn)口的彈性0.95接近于單位彈性,表明進(jìn)口量會帶動出口的顯著增加,認(rèn)為這一點主要是由于廣東省加工出口貿(mào)易的特點造成的。黃靜波、孫曉艷(2009)使用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行的實證檢驗同樣認(rèn)為,人民幣升值是導(dǎo)致廣東省出口貿(mào)易減速的主要原因之一,解決這一問題的基本思路為轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式、分散出口風(fēng)險、優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)、增加內(nèi)需及適度調(diào)整人民幣升值。

    二、模型設(shè)定與變量定義

    本文以Bahmani-Oskooee and Brooks(1999)提出的理論模型為基礎(chǔ),并參考楊碧云、易行健(2009)計量模型的設(shè)定,建立如下實證模型:

    (1)

    (2)

    其中,被解釋變量XJGt表示t時期時廣東省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu),即出口貿(mào)易總額中工業(yè)制成品所占比重;MJGt表示t時期廣東省進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu),即進(jìn)口貿(mào)易總額中工業(yè)制成品所占比重。

    REERt表示t時期人民幣實際有效匯率,其前α1系數(shù)是廣東省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)XJG的匯率彈性,β1是廣東省進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)XJGt的匯率彈性。匯率對進(jìn)出口可能存在滯后效應(yīng),所以實證的時候把匯率的滯后值也納入模型,REERt-1表示t-1期人民幣實際有效匯率,α4和β4則表示匯率對進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是否有滯后效應(yīng)。本文實證部分考察的重點就是匯率對廣東省進(jìn)出口結(jié)構(gòu)的影響,因此,α1及β1,α4及β4為本文所關(guān)注的變量。本文所采用的實際有效匯率指數(shù)均來自國際貨幣基金組織定期發(fā)布的 IFS(Iniemational Financial statistics),并以2000年為基期,其有效匯率為100。實際有效匯率指數(shù)是以間接標(biāo)價法表示的,該指數(shù)上升人民幣升值,該指數(shù)下降,人民幣貶值。

    WGDP是與廣東貿(mào)易伙伴國(地區(qū))的生產(chǎn)總值,表明廣東省的出口貿(mào)易環(huán)境,模型(1)即出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)模型中加入這一變量,以控制外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境對廣東出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。根據(jù)廣東省對不同國家和地區(qū)的出口貿(mào)易額,本文選取中國香港、中國香港、美國、德國、日本、新加坡、馬來西亞、韓國、英國等9個廣東省最大出口貿(mào)易伙伴國家或地區(qū)的GDP之和作為WGDP變量,其中每個國家和地區(qū)的GDP均通過其居民消費價格指數(shù)處理為實際值,基期均為1987年。而GDP是廣東省的生產(chǎn)總值,在模型(2)即進(jìn)口貿(mào)易機(jī)構(gòu)模型中加入這一變量,以控制廣東經(jīng)濟(jì)環(huán)境對進(jìn)口結(jié)構(gòu)的影響,廣東省GDP通過廣東省居民消費價格指數(shù)處理為實際值,基期為1987年。

    我們在兩個模型中加入均加入了外商直接投資(FDI)。一般來說FDI對貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在直接和間接兩種影響,直接影響即外商直接投資采取獨資或合資的方式在當(dāng)?shù)亟⒕哂邢冗M(jìn)技術(shù)或先進(jìn)管理模式的企業(yè),對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生直接影響,進(jìn)而直接影響了出口或進(jìn)口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)。間接影響即外商直接投資具有技術(shù)溢出效應(yīng),先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗提高了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)水平,同時也為當(dāng)?shù)嘏囵B(yǎng)了大量的專業(yè)人才,使得當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)及人力資本得到了提升,生產(chǎn)效率提高,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)間接得到改變。龔艷萍和周維(2005)也利用我國1984—2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證研究,證實了FDI對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)有正的效應(yīng)。因此,本文在這里對FDI進(jìn)行了控制。模型中FDI是廣東省實際吸引外商直接投資,并利用廣東省居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減得到實際值,基期是1987年。

    另外,為減少異方差對模型估計的影響,模型中的變量均取其對數(shù)。數(shù)據(jù)的時間區(qū)間是1987—2010年,該模型中的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《廣東統(tǒng)計年鑒》以及國際貨幣基金組織公布的數(shù)據(jù)。

    三、實證檢驗

    (一)單位根檢驗

    為避免使用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸時可能造成的偽回歸,ADF( Augmented Dickey-Fuller)方法對所有變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗。各變量的檢驗結(jié)果如表1。

    從表1中可以看出,各變量的原始序列的ADF值均不顯著,那么,繼續(xù)各變量的一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗;而各變量在進(jìn)行一階差分后其ADF值均顯著,那么,無須繼續(xù)進(jìn)行一階以上差分的檢驗。其中,LnWGDP及LnFDI的 ADF值在%5水平下顯著外,其余變量均在1%水平下顯著。這表明,每個變量都是I(1)序列,均為一階單整序列,存在協(xié)整的可能性。

    (二)協(xié)整檢驗

    由平穩(wěn)性檢驗可知,所有變量都是I(1)的時間序列,符合協(xié)整檢驗的條件,本文用Johansen 極大似然法檢驗各個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先對模型(1)中的LnXJG、LnREER、LnREER(-1)、LnWGDP及LnFDI進(jìn)行協(xié)整檢驗,在考慮樣本容量的情況下,基于AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則基礎(chǔ)上,我們選擇的滯后期為1,檢驗結(jié)果如表2所示。結(jié)果表明變量間存在4個協(xié)整關(guān)系,即表明上述變量存在長期均衡關(guān)系,可以進(jìn)行回歸分析及誤差修正模型分析。

    同樣,我們對模型(2)中的LnMJG、LnREER、LnREER(-1)、LnWGDP及LnFDI進(jìn)行Johansen 協(xié)整分析,結(jié)果如表3所示,表明結(jié)果間存在兩個協(xié)整關(guān)系,即表明上述變量存在長期均衡關(guān)系,可以進(jìn)行回歸分析。

    (三)回歸結(jié)果

    首先,我們運用EVIEWS6軟件對模型(1)、(2)分別進(jìn)行估計,然后,運用EG兩步法對殘差進(jìn)行ADF檢驗,以考察模型中的變量是否協(xié)整,避免出現(xiàn)偽回歸。

    根據(jù)模型(1),我們得到如下回歸結(jié)果:

    (0.083)*** (0.034) (0.010) ***0.018) ** (0.037)*

    R2=0.838F=18.121DW=1.917

    從上述回歸結(jié)果可知,樣本可決系數(shù)為0.838,說明模型擬合較好;F統(tǒng)計量為18.121,說明模型線性關(guān)系較強(qiáng);DW=1.916表明了模型不存在自相關(guān)問題。另外,括號中為標(biāo)準(zhǔn)誤差,且下文中回歸模型括號內(nèi)的也為標(biāo)準(zhǔn)誤差;***表示1%顯著,**表示5%顯著,*表示10%顯著,這一標(biāo)準(zhǔn)也適用于本文其余回歸結(jié)果。

    本文所關(guān)注變量匯率對廣東省出口貿(mào)易的結(jié)構(gòu)的彈性是0.013,這表明,人民幣實際有效匯率上升,人民幣升值對廣東省出口中的工業(yè)制成品的占比有正效應(yīng),但并不顯著。但匯率的滯后項,在10%水平下顯著為正,這說明,匯率對廣東省出口貿(mào)易中的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)有滯后效應(yīng),滯后一期的匯率對廣東省出口中的工業(yè)制成品的占比有顯著正效應(yīng),控制其他因素的情況下,滯后一期的匯率每上升1%,出口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比例顯著上升0.081%。

    另外,廣東省貿(mào)易伙伴國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量越高,出口貿(mào)易中工業(yè)制成品比重上升,其GDP重量每上升1%,貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化0.054%。外商直接投資越多,出口貿(mào)易中工業(yè)制成品比重上升,每上升1%,貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化0.007%。

    根據(jù)模型(2),我們得到關(guān)于廣東進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的回歸如下:

    (0.121)***(0.039) ** (0.006) *** (0.014) (0.038)

    R2=0.867F=22.960DW=2.054

    同樣,上述的樣本可決系數(shù),F(xiàn)統(tǒng)計量及DW值均符合要求。從回歸結(jié)果可以看出,匯率對廣東省進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的彈性為-0.092,表明在控制其他因素的情況下,匯率每上升1%,進(jìn)口結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品所占比重會下降0.092%,即匯率上升,人民幣升值,將會使得進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)中工業(yè)制成品的比重降低。滯后一期的實際有效匯率對進(jìn)口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重影響也為負(fù),但不顯著。

    另外,廣東省GDP上升,會顯著減少進(jìn)口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重,每上升1%,下降0.029%。FDI對進(jìn)口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重影響為正,但并不顯著。

    四、結(jié)論

    通過以上實證分析我們可以看出,人民幣實際有效匯率變動的當(dāng)期值與廣東出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是正相關(guān)關(guān)系,即人民幣匯率上升當(dāng)期將帶來一定程度上廣東出口結(jié)構(gòu)改善,但是不顯著;而人民幣實際有效匯率變動的滯后項與廣東出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)也是正相關(guān)關(guān)系,而且是顯著的。這說明,人民幣實際有效匯率的上升經(jīng)過一段時間后將優(yōu)化廣東的出口結(jié)構(gòu),這與廣東的實際情況是相符的。因為人民幣升值有利于資源在可貿(mào)易品部門和不可貿(mào)易品部門之間的均衡配置,還有利于企業(yè)“走出去”及增加先進(jìn)設(shè)備、工藝和技術(shù)進(jìn)口,提高產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值,長期來看能促進(jìn)廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級,并改善其在國際分工中的地位。同時,當(dāng)前我省具有傳統(tǒng)出口優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)品,包括紡織、服裝、和鞋類等,對匯率變動非常敏感,人民幣持續(xù)升值已經(jīng)嚴(yán)重擠壓了上述行業(yè)的利潤空間,迫使企業(yè)轉(zhuǎn)向開發(fā)新產(chǎn)品、提高技術(shù)水平、培育自己的品牌等,以尋求新的利潤來源。而對于技術(shù)產(chǎn)品,我省已經(jīng)形成較大的競爭優(yōu)勢,匯率升值所帶來的出口價格相對上漲,而相對容易被進(jìn)口成本下降、新產(chǎn)品開發(fā)和技術(shù)進(jìn)步所抵消,因此,仍將有較大的發(fā)展空間,所以,從長期來看,人民幣升值有利于促進(jìn)我省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。

    參考文獻(xiàn):

    [1]盧向前,戴國強(qiáng).人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響:1994—2003[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,(5).

    [2]馬丹,許少強(qiáng).中國貿(mào)易收支、貿(mào)易結(jié)構(gòu)與人民幣實際有效匯率 [J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005,(6).

    [3]易行健,周義.人民幣實際有效匯率變動對廣東省進(jìn)出口的影響 [J].廣東財經(jīng)職業(yè)學(xué)院學(xué)報,2007,(8).

    [4]楊碧云,易行健.我國經(jīng)常項目收支的演變趨勢、結(jié)構(gòu)分解及原因與對策分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2009,(6).

    [責(zé)任編輯高惠琦]

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