人民币实际有效汇率对广东省贸易结构的影响

摘要：利用1987—2010年的年度数据，运用OLS和误差修正模型对人民币实际有效汇率与广东贸易结构之间的关系进行实证研究。OLS回归结果表明，人民币实际汇率对广东省出口贸易中的产品结构有滞后效应，滞后一期的汇率对广东省出口中的工业制成品的占比有显著正效应，在控制其他因素的情况下，滞后一期的汇率每上升1%，出口贸易中工业制成品的比例显著上升0.081%；而对进口结构的影响则是负向的，汇率每上升1%，进口结构中工业制成品所占比重会下降0.092%。

关键词：人民币汇率；贸易结构；回归分析

中图分类号：F832.6 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2012）20-0118-03

引言

自2008年次贷危机以来，受国际市场需求变动和人民币升值的双重压力影响，广东省对外贸易发生了一定程度的恶化，而且由于广东省出口贸易中加工贸易占比一直较高，这些以廉价劳动力为主要竞争优势的劳动密集型产业受到的冲击较大，人民币升值使得这些产业的企业利润空间缩小，甚至出现了一部分企业停产破产的情况。这些情况都表明，广东省外贸经济已经来到了转型机遇期，人民币汇率升值和国际市场变动带来的压力实际上也是转型的动力。如何能够提高出口贸易产品的国际竞争力和利润水平是长久以来一直讨论的话题。汇率的走向一方面根据“巴拉萨-萨缪尔森效应”是由国内贸易部门和非贸易部门生产率差异决定的，而一国贸易结构的变化在一定程度上是能够反映出其可贸易品部门生产率的变化的。由此，影响实际有效汇率变动的因素之一就是一国贸易结构的变化，这一假设可以说是合理的推断。另一方面，实证研究也显示汇率反过来也会影响出口贸易结构的变化。

基于人民币不断升值和国际市场需求变化的大背景，在人民币汇率和贸易结构相互影响的推断下，本文拟采用广东省作为研究对象，研究人民币汇率对广东省贸易结构的影响。

一、文献综述

现有的人民币汇率对贸易影响的研究文献当中，国内外学者集中在马歇尔—勒纳（ML）条件是否成立以及J曲线效应是否存在两个方面，但由于样本区间存在差异、研究方法不同等原因，实证结果并不一致。谢建国（2002）指出，中国出口与汇率关系较弱，不存在协整关系；而李建伟（2003）的实证结果显示，中国出口弹性为-0.66，进口弹性为0.56；卢向前和戴国强（2005）运用协整向量自回归分析方法，对1994—2003年人民币对世界主要货币的加权实际汇率与我国进出口之间的长期关系进行了实证检验。结果表明，中国出口弹性为-1.88，进口弹性为1.96，人民币实际汇率波动对我国进出口存在着显著的影响，马歇尔-勒纳（ML）条件成立，且存在J曲线效应。马丹和许少强（2005）使用计量模型从贸易收支和贸易结构两个方面考察了中国对外贸易与人民币实际有效汇率之间的关系。通过理论与实证分析发现：人民币实际有效汇率的贬值能够改善中国贸易收支；人民币实际有效汇率与中国出口结构之间存在协整关系。刘艳辉、张静和汪寿阳（2005）利用VAR方法、协整技术以及误差修正模型研究了汇率波动对中国出口在短期和长期内的直接和间接影响。研究结果表明，短期内汇率变化对中国出口的直接和间接影响都比较显著，而长期内由于价格调节机制的作用，间接影响变得不显著，而直接影响仍然存在。

而具体到人民币汇率对广东省进出口的影响，易行健、周义（2007）利用2000年第一季度至2005年第二季度的数据进行实证分析，结论是实际有效汇率贬值促进出口的作用是有限的，而出口对进口的弹性0.95接近于单位弹性，表明进口量会带动出口的显著增加，认为这一点主要是由于广东省加工出口贸易的特点造成的。黄静波、孙晓艳（2009）使用月度数据进行的实证检验同样认为，人民币升值是导致广东省出口贸易减速的主要原因之一，解决这一问题的基本思路为转变外贸增长方式、分散出口风险、优化进口结构、增加内需及适度调整人民币升值。

二、模型设定与变量定义

本文以Bahmani-Oskooee and Brooks（1999）提出的理论模型为基础，并参考杨碧云、易行健（2009）计量模型的设定，建立如下实证模型：

（1）

（2）

其中，被解释变量XJGt表示t时期时广东省出口贸易结构，即出口贸易总额中工业制成品所占比重；MJGt表示t时期广东省进口贸易结构，即进口贸易总额中工业制成品所占比重。

REERt表示t时期人民币实际有效汇率，其前α1系数是广东省出口贸易结构XJG的汇率弹性，β1是广东省进口贸易结构XJGt的汇率弹性。汇率对进出口可能存在滞后效应，所以实证的时候把汇率的滞后值也纳入模型，REERt-1表示t-1期人民币实际有效汇率，α4和β4则表示汇率对进出口贸易结构是否有滞后效应。本文实证部分考察的重点就是汇率对广东省进出口结构的影响，因此，α1及β1，α4及β4为本文所关注的变量。本文所采用的实际有效汇率指数均来自国际货币基金组织定期发布的 IFS（Iniemational Financial statistics），并以2000年为基期，其有效汇率为100。实际有效汇率指数是以间接标价法表示的，该指数上升人民币升值，该指数下降，人民币贬值。

WGDP是与广东贸易伙伴国（地区）的生产总值，表明广东省的出口贸易环境，模型（1）即出口贸易结构模型中加入这一变量，以控制外部经济环境对广东出口贸易结构的影响。根据广东省对不同国家和地区的出口贸易额，本文选取中国香港、中国香港、美国、德国、日本、新加坡、马来西亚、韩国、英国等9个广东省最大出口贸易伙伴国家或地区的GDP之和作为WGDP变量，其中每个国家和地区的GDP均通过其居民消费价格指数处理为实际值，基期均为1987年。而GDP是广东省的生产总值，在模型（2）即进口贸易机构模型中加入这一变量，以控制广东经济环境对进口结构的影响，广东省GDP通过广东省居民消费价格指数处理为实际值，基期为1987年。

我们在两个模型中加入均加入了外商直接投资（FDI）。一般来说FDI对贸易结构存在直接和间接两种影响，直接影响即外商直接投资采取独资或合资的方式在当地建立具有先进技术或先进管理模式的企业，对当地产业结构产生直接影响，进而直接影响了出口或进口产品的结构。间接影响即外商直接投资具有技术溢出效应，先进的技术和管理经验提高了当地企业的技术水平，同时也为当地培养了大量的专业人才，使得当地的技术及人力资本得到了提升，生产效率提高，产业结构升级，进出口贸易结构间接得到改变。龚艳萍和周维（2005）也利用我国1984—2003年的数据进行了实证研究，证实了FDI对我国出口贸易结构有正的效应。因此，本文在这里对FDI进行了控制。模型中FDI是广东省实际吸引外商直接投资，并利用广东省居民消费价格指数进行平减得到实际值，基期是1987年。

另外，为减少异方差对模型估计的影响，模型中的变量均取其对数。数据的时间区间是1987—2010年，该模型中的数据来源于《中国统计年鉴》、《广东统计年鉴》以及国际货币基金组织公布的数据。

三、实证检验

（一）单位根检验

为避免使用非平稳变量进行回归时可能造成的伪回归，ADF（ Augmented Dickey-Fuller）方法对所有变量的平稳性进行单位根检验。各变量的检验结果如表1。

从表1中可以看出，各变量的原始序列的ADF值均不显著，那么，继续各变量的一阶差分序列进行ADF检验；而各变量在进行一阶差分后其ADF值均显著，那么，无须继续进行一阶以上差分的检验。其中，LnWGDP及LnFDI的 ADF值在%5水平下显著外，其余变量均在1%水平下显著。这表明，每个变量都是I（1）序列，均为一阶单整序列，存在协整的可能性。

（二）协整检验

由平稳性检验可知，所有变量都是I（1）的时间序列，符合协整检验的条件，本文用Johansen 极大似然法检验各个变量之间是否存在协整关系。首先对模型（1）中的LnXJG、LnREER、LnREER（-1）、LnWGDP及LnFDI进行协整检验，在考虑样本容量的情况下，基于AIC信息准则和SC准则基础上，我们选择的滞后期为1，检验结果如表2所示。结果表明变量间存在4个协整关系，即表明上述变量存在长期均衡关系，可以进行回归分析及误差修正模型分析。

同样，我们对模型（2）中的LnMJG、LnREER、LnREER（-1）、LnWGDP及LnFDI进行Johansen 协整分析，结果如表3所示，表明结果间存在两个协整关系，即表明上述变量存在长期均衡关系，可以进行回归分析。

（三）回归结果

首先，我们运用EVIEWS6软件对模型（1）、（2）分别进行估计，然后，运用EG两步法对残差进行ADF检验，以考察模型中的变量是否协整，避免出现伪回归。

根据模型（1），我们得到如下回归结果：

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

R2=0.838F=18.121DW=1.917

从上述回归结果可知，样本可决系数为0.838，说明模型拟合较好；F统计量为18.121，说明模型线性关系较强；DW=1.916表明了模型不存在自相关问题。另外，括号中为标准误差，且下文中回归模型括号内的也为标准误差；***表示1%显著，**表示5%显著，*表示10%显著，这一标准也适用于本文其余回归结果。

本文所关注变量汇率对广东省出口贸易的结构的弹性是0.013，这表明，人民币实际有效汇率上升，人民币升值对广东省出口中的工业制成品的占比有正效应，但并不显著。但汇率的滞后项，在10%水平下显著为正，这说明，汇率对广东省出口贸易中的产品结构有滞后效应，滞后一期的汇率对广东省出口中的工业制成品的占比有显著正效应，控制其他因素的情况下，滞后一期的汇率每上升1%，出口贸易中工业制成品的比例显著上升0.081%。

另外，广东省贸易伙伴国或地区的经济总量越高，出口贸易中工业制成品比重上升，其GDP重量每上升1%，贸易结构变化0.054%。外商直接投资越多，出口贸易中工业制成品比重上升，每上升1%，贸易结构变化0.007%。

根据模型（2），我们得到关于广东进口贸易结构的回归如下：

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

R2=0.867F=22.960DW=2.054

同样，上述的样本可决系数，F统计量及DW值均符合要求。从回归结果可以看出，汇率对广东省进口贸易结构的弹性为-0.092，表明在控制其他因素的情况下，汇率每上升1%，进口结构中工业制成品所占比重会下降0.092%，即汇率上升，人民币升值，将会使得进口贸易产品结构中工业制成品的比重降低。滞后一期的实际有效汇率对进口贸易中工业制成品的比重影响也为负，但不显著。

另外，广东省GDP上升，会显著减少进口贸易中工业制成品的比重，每上升1%，下降0.029%。FDI对进口贸易中工业制成品的比重影响为正，但并不显著。

四、结论

通过以上实证分析我们可以看出，人民币实际有效汇率变动的当期值与广东出口贸易结构是正相关关系，即人民币汇率上升当期将带来一定程度上广东出口结构改善，但是不显著；而人民币实际有效汇率变动的滞后项与广东出口贸易结构也是正相关关系，而且是显著的。这说明，人民币实际有效汇率的上升经过一段时间后将优化广东的出口结构，这与广东的实际情况是相符的。因为人民币升值有利于资源在可贸易品部门和不可贸易品部门之间的均衡配置，还有利于企业“走出去”及增加先进设备、工艺和技术进口，提高产品技术含量和附加值，长期来看能促进广东省产业结构调整升级，并改善其在国际分工中的地位。同时，当前我省具有传统出口优势的劳动密集型产品，包括纺织、服装、和鞋类等，对汇率变动非常敏感，人民币持续升值已经严重挤压了上述行业的利润空间，迫使企业转向开发新产品、提高技术水平、培育自己的品牌等，以寻求新的利润来源。而对于技术产品，我省已经形成较大的竞争优势，汇率升值所带来的出口价格相对上涨，而相对容易被进口成本下降、新产品开发和技术进步所抵消，因此，仍将有较大的发展空间，所以，从长期来看，人民币升值有利于促进我省出口贸易结构升级。

参考文献：

[1]卢向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响:1994—2003[J].经济研究，2005，（5）.

[2]马丹，许少强.中国贸易收支、贸易结构与人民币实际有效汇率 [J].数量经济技术经济研究，2005，（6）.

[3]易行健，周义.人民币实际有效汇率变动对广东省进出口的影响 [J].广东财经职业学院学报，2007，（8）.

[4]杨碧云，易行健.我国经常项目收支的演变趋势、结构分解及原因与对策分析[J].世界经济研究，2009，（6）.

[责任编辑高惠琦]