中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易與匯率波動(dòng)關(guān)系研究

林艷紅，寧 卓

（南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京 210037）

近年來(lái)，中國(guó)木質(zhì)家具制造行業(yè)迅速發(fā)展，已憑借其成本、質(zhì)量、價(jià)格等優(yōu)勢(shì)，使中國(guó)成為世界第一位的木質(zhì)家具出口國(guó)（張春寶、繆東玲，2010；耿利敏、沈文星，2018）[1-2]。原材料供應(yīng)是影響木質(zhì)家具制造行業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的重要因素，而該行業(yè)原材料，即未加工木料主要依賴國(guó)外進(jìn)口；與此同時(shí)，大多數(shù)的木質(zhì)家具用于在國(guó)外市場(chǎng)上進(jìn)行出口，因此，匯率因同時(shí)影響原材料的進(jìn)口價(jià)格和制成品的出口價(jià)格，對(duì)于這一行業(yè)的發(fā)展有重要的作用（陳紫菱、貝淑華，2019）[3]。

人民幣匯率的定價(jià)機(jī)制，從初期的固定匯率制調(diào)整為有管理的浮動(dòng)匯率制。2005年的匯率改革形成了以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，人民幣開始脫鉤美元，更具靈活性和自主性。2016年10月，人民幣正式加入特別提款權(quán)參考的貨幣籃子后，人民幣實(shí)際有效匯率雙向波動(dòng)已成為常態(tài)。匯改后人民幣的整體升值趨勢(shì)會(huì)促進(jìn)原材料進(jìn)口，又會(huì)抑制產(chǎn)品出口，而匯率波動(dòng)對(duì)木質(zhì)家具出口的綜合影響尚未可知。

目前已有的木質(zhì)家具國(guó)際貿(mào)易與匯率關(guān)系的研究數(shù)量較少。奉欽亮、覃凡丁（2012）通過(guò)對(duì)2002—2010年中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品國(guó)際貿(mào)易數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，隨著人民幣升值，在短期內(nèi)中國(guó)木質(zhì)林產(chǎn)品國(guó)際貿(mào)易順差存在反J曲線效應(yīng)；但在長(zhǎng)期內(nèi)，并不存在明顯的反J曲線效應(yīng)且具有延后性[4]。劉穎、羅信堅(jiān)（2013）深入分析了人民幣匯率雙向浮動(dòng)對(duì)我國(guó)林產(chǎn)品貿(mào)易可能帶來(lái)的影響，并提出了5點(diǎn)對(duì)策建議[5]。林偉明、劉燕娜和戴永務(wù)（2014）采用2000—2010年中國(guó)11種林產(chǎn)品出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，分析行業(yè)實(shí)際匯率對(duì)中國(guó)林產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)際影響[6]?，F(xiàn)有研究并沒(méi)有涉及匯率改革后，人民幣匯率波動(dòng)給木質(zhì)家具出口造成的綜合影響。因此，本文的研究目標(biāo)是從人民幣匯率波動(dòng)角度研究木質(zhì)家具出口貿(mào)易額的變動(dòng)情況，建立回歸模型，尋找其中的單向傳導(dǎo)關(guān)系，并根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果調(diào)整政策、提出改進(jìn)措施，力爭(zhēng)實(shí)現(xiàn)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展。

1 研究方法

1.1 變量選擇

為建立匯率波動(dòng)如何影響中國(guó)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，本文將中?guó)木質(zhì)家具出口額（Yt）作為因變量，人民幣實(shí)際匯率有效指數(shù)（Rt）作為主要自變量。我國(guó)生產(chǎn)木質(zhì)家具的原材料大多數(shù)源自進(jìn)口，所以本文亦選取中國(guó)未加工木料進(jìn)口額（It）為另一解釋變量（耿利敏、沈文星，2018）[7]。綜上所述，擬初步建立的變量間關(guān)系如下：

其中，Yt是中國(guó)木質(zhì)家具的出口額；Rt是指人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)；It是中國(guó)未加工木料進(jìn)口額；a為待估參數(shù)；ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。初步模型會(huì)根據(jù)下述檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行形式上的調(diào)整。

1.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列含有單位根，是一個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列，可能存在虛假回歸問(wèn)題。因此在進(jìn)行實(shí)證分析前，先對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，確保序列平穩(wěn)性。本文選用增廣的迪基—富勒（ADF檢驗(yàn)）來(lái)分別對(duì)各指標(biāo)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)方程為：

其中，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，△表明不同分期數(shù)據(jù)xt的差值，即△xt-i=xt-i-xt-i-1，c為截距，ρ為待估參數(shù)，則檢驗(yàn)假設(shè)為：

若對(duì)參數(shù)ρ估計(jì)值的顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，則拒絕H0，序列xt是平穩(wěn)的。

1.3 喬納森協(xié)整檢驗(yàn)

在研究一組非平穩(wěn)時(shí)間序列時(shí)，需要證明它們是否具有協(xié)整關(guān)系，如若不存在協(xié)整關(guān)系，回歸則為偽回歸。喬納森（Johansen）協(xié)整檢驗(yàn)是在已通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，驗(yàn)證各指標(biāo)序列是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文采用協(xié)整似然比檢驗(yàn)法中的跡檢驗(yàn)法。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

其中，λi是大小排第i的特征值，T是觀測(cè)期總數(shù)，r是假設(shè)存在的協(xié)整關(guān)系數(shù)，m是滿秩時(shí)的協(xié)整關(guān)系數(shù)。根據(jù)式（3），跡檢驗(yàn)法的假設(shè)為：H0：至多有r個(gè)協(xié)整關(guān)系H1：有m個(gè)協(xié)整關(guān)系

檢驗(yàn)從不存在任何協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，接著是最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系、依次進(jìn)行，共進(jìn)行m次試驗(yàn)，直到跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值小于臨界值，即不能拒絕原假設(shè)H0，表明存在最多（m-1）個(gè)協(xié)整關(guān)系。

1.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（Granger causality test）是一種用于考察一個(gè)變量是不是另一個(gè)變量產(chǎn)生原因的方法，這樣能更好地理解經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，可用受約束的F檢驗(yàn)來(lái)完成。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)式如下：

其中，x和z為待檢驗(yàn)變量，k為最大滯后階數(shù)，α和β為待估參數(shù)。檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列x(z)不是序列z(x)的格蘭杰成因，即：

若F統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率小于相應(yīng)的置信水平，則拒絕H0，序列x(z)是序列z(x)的格蘭杰成因。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性和研究目標(biāo)，本文選取的樣本期為2010年1月至2018年12月。匯率方面，選用了國(guó)際清算銀行（Bank for International Settlements）的月度實(shí)際有效匯率指數(shù)；這一指數(shù)以2010年為基期，即2010年實(shí)際有效匯率指數(shù)=100，數(shù)值增加表示人民幣升值，減少則表示貶值。木質(zhì)家具（商品編碼940360）出口額和未加工木料（商品編碼4403）進(jìn)口額為來(lái)源于美國(guó)International Trade Centre（ITC）進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)的月度數(shù)據(jù)。且由于木質(zhì)家具種類繁多，ITC數(shù)據(jù)庫(kù)上關(guān)于除辦公、廚房、臥室用途的木質(zhì)家具種類最全且出口額最多，故本文選取數(shù)據(jù)為不包括辦公室、廚房和臥室用途的木質(zhì)家具。為消除模型中異方差的影響、避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，先對(duì)各序列進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果

運(yùn)用上述方法和數(shù)據(jù)，首先利用Eviews對(duì)各自變量的對(duì)數(shù)值進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果如表1所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明：在1%置信水平下，只有l(wèi)nY的檢驗(yàn)結(jié)果小于臨界值，即lnY為平穩(wěn)時(shí)間序列，而lnR和lnI均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。進(jìn)行一階差分后，各變量ADF檢驗(yàn)值都小于臨界值，接受序列平穩(wěn)假設(shè)，即ΔlnR，ΔlnI同為一階單整I(1)。初步得出結(jié)論，所有的變量同時(shí)為同階單整，可進(jìn)行喬納森協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表1 變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)上述理論，對(duì)lnY，lnR，lnI序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以考察變量間是否存在協(xié)整性，其結(jié)果如表2所示。從結(jié)果可見(jiàn)，lnY、lnR和lnI的跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為55.375、16.935和3.687，其中前兩者都大于5%臨界值，表明lnY，lnR，lnI三者存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即三個(gè)自變量間存在共同變動(dòng)的趨勢(shì)。

表2 變量的喬納森協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)上述理論、結(jié)合單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，需對(duì)ΔlnY，ΔlnR，ΔlnI序列之間進(jìn)行滯后階數(shù)為2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平上ΔlnR是ΔlnY的格蘭杰原因，ΔlnY也是ΔlnR的格蘭杰原因，即匯率變動(dòng)會(huì)影響木質(zhì)家具出口額，但并不是唯一的影響因素；也可知ΔlnI是ΔlnY的格蘭杰原因，ΔlnY是ΔlnI的格蘭杰原因，故未加工木料進(jìn)口額也同樣影響著木質(zhì)家具出口額。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 回歸的實(shí)證結(jié)果

由于lnY，lnR，lnI皆為一階平穩(wěn)性序列，即序列ΔlnY，ΔlnR，ΔlnI同階平穩(wěn)，則模型需要重新構(gòu)建，新構(gòu)建模型為：

運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)上述模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。由結(jié)果可知：伴隨p值為0.036，說(shuō)明參數(shù)估計(jì)值有效；D.W.檢驗(yàn)值為2.500，說(shuō)明不存在一階自相關(guān)；lnR的p值為0.062，表明在10%的置信水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即人民幣匯率波動(dòng)與中國(guó)木質(zhì)家具出口額呈負(fù)向相關(guān)；lnI的p值為0.186，未能通過(guò)10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，即未加工木料進(jìn)口額對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口額有一定程度的影響，但不顯著。

表4 影響木質(zhì)家具出口額的變量的回歸結(jié)果

4 結(jié)論和建議

本研究的實(shí)證結(jié)果表明，中國(guó)木質(zhì)家具出口額與人民幣匯率波動(dòng)和未加工木料進(jìn)口額間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明人民幣匯率波動(dòng)與木質(zhì)家具出口額間存在著因果關(guān)系，而回歸結(jié)果又表明這一關(guān)系是負(fù)向的，即人民幣匯率升值對(duì)中國(guó)木質(zhì)家具出口額有一定的抑制作用。其主要表現(xiàn)為隨著人民幣的升值，中國(guó)木質(zhì)家具出口額會(huì)減少。這與經(jīng)濟(jì)學(xué)中貨幣升值，其對(duì)外比價(jià)提高、導(dǎo)致出口商品價(jià)格提高、削弱了商品的競(jìng)爭(zhēng)力、進(jìn)而不利于出口的經(jīng)濟(jì)理論相一致。

具體來(lái)看，一方面，人民幣升值提高了我國(guó)木質(zhì)家具在國(guó)外市場(chǎng)的銷售價(jià)格、使得價(jià)格優(yōu)勢(shì)下降，而價(jià)格優(yōu)勢(shì)是我國(guó)木質(zhì)家具行業(yè)一直以來(lái)的最重要國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力之一，必然會(huì)影響木質(zhì)家具的出口；另一方面，木質(zhì)家具出口企業(yè)會(huì)遭受出口收入轉(zhuǎn)化為人民幣的匯兌損失，使得相關(guān)企業(yè)放棄進(jìn)入該行業(yè)甚至退出了該行業(yè)。這些負(fù)面影響共同導(dǎo)致了人民幣匯率與木質(zhì)家具出口額間的負(fù)向傳導(dǎo)關(guān)系。

但格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)也表明，作為木質(zhì)家具原材料的未加工木料的進(jìn)口額同樣影響著木質(zhì)家具的出口額，回歸分析表明這一影響是正向的，

雖然統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著。這一正向結(jié)果的原因可能是人民幣的升值同樣使得進(jìn)口原材料價(jià)格相對(duì)較低，促進(jìn)國(guó)外未加工木料的進(jìn)口，而原材料的增多會(huì)在一定程度上有利于降低成本,并擴(kuò)大生產(chǎn)，進(jìn)而又促進(jìn)出口；但這一影響是間接的、可能削弱了實(shí)證結(jié)果的顯著性?？偟膩?lái)說(shuō)，匯率對(duì)于出口貿(mào)易的影響大于進(jìn)口原材料對(duì)于出口貿(mào)易的影響，故最終人民幣升值帶來(lái)的影響仍是減少木質(zhì)家具出口額。

人民幣匯率波動(dòng)與中國(guó)木質(zhì)家具出口額間的負(fù)向傳導(dǎo)關(guān)系，似乎提示可以通過(guò)貶值來(lái)促進(jìn)出口，但人民幣匯率波動(dòng)并不是影響中國(guó)木質(zhì)家具出口額的唯一決定性因素，僅靠匯率波動(dòng)來(lái)影響出口貿(mào)易是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。因此，在設(shè)計(jì)提高木質(zhì)家具國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的政策時(shí)，以人民幣主動(dòng)貶值為代價(jià)促進(jìn)木質(zhì)家具出口貿(mào)易的增加并非合理的解決方案。從國(guó)際收支角度考慮，適當(dāng)?shù)馁H值有利于關(guān)稅的抵消和貿(mào)易收支的增強(qiáng)，但主動(dòng)貶值的效果卻很難控制，持續(xù)貶值會(huì)不利于投資內(nèi)流，嚴(yán)重還會(huì)引起資金外流。在人民幣已“入籃”的形勢(shì)下，匯率的形成機(jī)制日益市場(chǎng)化，但較于美國(guó)的一些經(jīng)濟(jì)體而言，國(guó)內(nèi)大多數(shù)企業(yè)對(duì)于匯率波動(dòng)的應(yīng)對(duì)意識(shí)和行動(dòng)力不強(qiáng)，因此通過(guò)主動(dòng)貶值來(lái)增強(qiáng)國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力存在較大的風(fēng)險(xiǎn)[8]。只有增強(qiáng)木質(zhì)家具行業(yè)從設(shè)計(jì)到質(zhì)量的核心競(jìng)爭(zhēng)力，將“中國(guó)制造”變?yōu)椤爸袊?guó)品牌”，才是中國(guó)木質(zhì)家具行業(yè)在未來(lái)國(guó)際市場(chǎng)上保持現(xiàn)有優(yōu)勢(shì)，并增大行業(yè)利潤(rùn)率的明智策略[9-10]。