人民币汇率变动对辽宁省进出口贸易影响的实证分析

郝 岩，崔艳娟

(1.东北财经大学 金融学院，辽宁 大连 116025;2.交通银行 大连分行，辽宁 大连 116000;3.大连工业大学 管理学院，辽宁 大连 116034)

一、引 言

汇率与贸易问题是国际经济学研究的重要内容，马歇尔－勒纳条件是分析汇率变动对国际收支影响作用的主要理论之一。马歇尔－勒纳条件认为，一国货币相对于它国货币贬值能否改善该国的贸易收支状况，主要取决于相关两国进出口商品的需求和供给弹性。自从该理论提出以来，理论界对其检验就从未停止过。概括起来讲，对于马歇尔－勒纳条件检验的结论主要有两种，其一，认为汇率变动对对外贸易没有显著影响，一国货币贬值或升值不会改善或恶化该国的国际收支，即马歇尔－勒纳条件不成立;其二，类观点则相反，即认为现实中马歇尔－勒纳条件成立，本币贬值(升值)可以增加(减少)出口、减少(增加)进口，从而改善(恶化)该国的国际收支。

第一类观点的代表研究主要有Houthakker和Magee［1］的弹性悲观主义论，他们认为，汇率变化会引起相对价格变化，从而导致贸易弹性变小。Rose 和Yellen［2］以 美 国 和G－7 国 家 的1960—1988年双向贸易的年度数据进行检验，认为实际汇率对于它们的双向贸易没有显著影响。Rahman 和Mustafa［3］以美国1973—1992年季度数据进行研究，认为美元实际有效汇率与美国的贸易收支之间没有长期显著的关系。Wilson［4］通过对美国、韩国和日本的多边贸易数据进行研究，认为实际汇率变动对韩美和韩日之间的贸易收支没有显著的影响。

第二类观点的代表研究主要见于Boyd 等［5］对美、英、加、德和日等发达国家的贸易数据的研究，认为汇率变动对进出口贸易影响显著。Brahmasrene 和Jiranyakul［6］研究了泰国与其主要贸易伙伴之间实际汇率和贸易收支之间关系，认为实际汇率对贸易收支影响显著。Singh［7］对印度1960—1995年35年的数据进行分析，认为实际有效汇率与名义汇率不同，只有实际有效汇率对国内收入和贸易收支影响是显著的。这一观点得到了Thorbecke 和Smith［8］的赞同。

我国对于马歇尔－勒纳条件的研究主要以实证研究为主，以我国的年度数据检验马歇尔－勒纳条件在中国是否适用，从而分析人民币汇率变化对贸易的影响。主要观点也分为两类:第一类观点认为人民币汇率变动对贸易影响不显著，厉以宁和秦宛顺［9］对我国1970—1983年的数据分析，计算出我国的进出口需求价格弹性仅为0.69 和0.05，认为进出口需求弹性严重不足，也即马歇尔－勒纳条件不适用。陈彪如［10］对1980—1989年的进出口价格指数和贸易指数回归分析，计算出我国进出口需求价格弹性分别为0.30 和0.72，认为人民币汇率变动对于改善我国贸易收支状况的效果很小。谢建国和陈漓高［11］根据我国与美国、日本和欧盟1978—2000年双边贸易数据，计算出我国贸易收支的汇率弹性仅为0.09，认为人民币汇率贬值对我国贸易收支的改善并没有明显影响。沈国兵和杨毅［12］利用1990—2004年的月度数据研究分析了人民币实际有效汇率与中国贸易收支之间的关系，认为人民币实际有效汇率与我国贸易收支之间没有长期的协整关系，短期内相互影响的程度很小。第二种观点则认为人民币汇率变动对贸易收支改善有显著影响。如戴祖祥［13］根据我国1981—1995年的数据计算出我国进出口需求价格弹性分别为－0.13 和－1.10，两者和的绝对值显著大于l，因此认为马歇尔－勒纳条件在我国适用。谢智勇和徐璋勇［14］等通过对实际汇率与我国贸易收支之间的关系研究认为汇率变动对我国进出口贸易有明显影响。卢向前和戴国强［15］运用VAR 的分析方法对1994—2003年的汇率与贸易数据进行验证，认为汇率波动对我国进出口存在显著影响，并且对进出口的影响存在J 曲线效应。

从国内外研究成果来看，采用的数据以及研究方法的不同，所得到的结论也不尽相同。早期国内外的研究所采用的方法主要是最小二乘法以及以年度数据进行分析，随着研究方法的改进，研究数据的充分，后续的研究在可信度上得到了更大的提高，更重要的是均为其后研究提供了重要的参考依据。从目前的研究看，绝大多数研究主要针对全国或跨国的数据，对局部地区的研究较少。因此本文主要借助已有的研究框架，采用经济计量方法，对辽宁省与其贸易伙伴国的贸易收支与人民币汇率升值进行实证分析。由于是对省份与其他国家的分析，因此可以采用国际经济学所谓小国的局部均衡分析框架进行研究，以期揭示人民币汇率升值对辽宁省对外贸易的影响。

我国自1994年进行汇率制度改革后，于2005年再次进行汇率调整，人民币的不断升值势必会影响我国对外贸易额。而辽宁省的开放程度不断提高，对外贸易额不断增长，且总体上出口额上升幅度大于进口额上升幅度，贸易顺差不断扩大。根据统计局数据，2010年辽宁省进出口贸易总额80.7 亿美元，同比增长28.2%。与辽宁省贸易量最大的前5 位国家和地区分别是日本、欧盟、韩国、美国、东盟国家与地区。2010年这五大贸易伙伴的出口额占总出口额的比重约为73%。本文以辽宁省1999—2010年数据为基础，对辽宁省进出口贸易与人民币有效汇率关系进行检验，根据科布道格拉斯函数构建相关模型，进行协整和因果关系检验。

二、模型建立与数据来源

为了实证分析人民币汇率升值对辽宁省进出口贸易的影响，本文以科布道格拉斯函数为基础，建立辽宁省进出口贸易需求函数，为消除时间序列数据的异方差，分别取对数，并不改变变量之间的协整关系，如式(1)和式(2)所示。

其中，EX 表示出口需求，IM 表示进口需求，A 和B 为常数项，e 表示人民币名义有效汇率(每100 单位外币兑换人民币金额)，α 表示出口汇率弹性，γ 表示进口汇率弹性，GDP*和GDP 分别表示辽宁省贸易伙伴国和辽宁省的国民收入水平，ε 和μ 表示误差项。

在考察辽宁省与其它国家进出口贸易的过程中，可以不考虑辽宁省贸易伙伴国国民收入水平的影响。因此将上述模型简化如下:

样本数据选取1999—2010年辽宁省进出口贸易额前6 位的国家和地区(即日本、欧盟、韩国、美国、新加坡和香港)的进出口贸易额以及辽宁省生产总值。然后运用单位根检验、协整检验和Granger 因果检验对所建立模型进行分析，从而检验人民币升值与辽宁省对外贸易的长期均衡关系以及因果关系。

三、实证结果与分析

1.单位根检验

由于大多数时间序列数据都是不平稳的，所以使用扩展的迪克－富勒检验来检验上述变量之间是否存在单位根，运用Eviews6.0 软件检验结果如表1所示。

表1 ADF 检 验 结 果

从ADF 单位根检验结果看，LN (e)、LN(EX)、LN (IM)和LN (GDP)序列本身都是不平稳序列，其一阶差分均为平稳序列，即一阶单整过程序列I (1)，但并无法说明具体关系，因此需用协整检验和Granger 因果检验来分析。

2.协整检验

运用极大似然法检验多变量的协整关系，检验结果如表2所示。

表2 协整检验结果

由检验结果可知，在出口方面，只有与韩国的出口贸易没有长期的协整关系，即汇率的变化不是影响出口额绝对值变化的基础。而在进口贸易方面，辽宁省与日本和新加坡之间的进口贸易不存在长期的协整关系，即汇率和GDP 的变化不是影响进口额绝对值变化的基础。其它的变量之间存在协整关系，说明辽宁与欧盟、美国和香港的进出口贸易额与人民币名义有效汇率、辽宁省GDP 之间存在长期稳定的均衡关系。

3.回归分析

对存在长期稳定、协整关系的变量之间分别就进出口方程进行回归分析。

(1)对出口方程的回归分析

对日本出口的协整方程:

R2= 0.76，调整后R2= 0.77，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度较好，回归结果中，解释变量对被解释变量的影响是显著的。人民币汇率每升值1 个单位，将导致辽宁对日本出口额下降0.92 个单位。

对欧盟出口的检验结果:

R2=0.89，调整后R2=0.87，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度很好，解释变量名义有效汇率对被解释变量出口额的解释能力较强。人民币汇率每贬值1 个单位，将导致辽宁对欧盟出口额上升1.19 个单位。

对美国出口的检验结果:

R2=0.79，调整后R2=0.77，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度很好，人民币汇率每升值1 个单位，将导致辽宁对美国出口额下降1.74 个单位。

对新加坡出口的检验结果:

R2=0.63，调整后R2=0.58，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度一般，人民币汇率每升值1 个单位，将导致辽宁对新加坡出口额下降2.28 个单位。

对香港出口的检验结果:

R2=0.77，调整后R2=0.74，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度较好，人民币汇率每升值1 个单位，将导致辽宁对香港出口额下降1.86 个单位。

(2)对进口方程的回归分析

对欧盟进口的检验结果:

R2=0.90，调整后R2=0.87，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度较好，回归结果中，常数项和LN (e)的t 值均小于5%的置信度水平下的临界值，影响不显著。LN (GDP)的t 值大于临界值，影响显著，辽宁省GDP 每增加1 个单位，将引起对欧盟进口增加1.28 个单位。

对韩国进口的检验结果:

R2=0.82，调整后R2=0.76，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度较好，回归结果中，常数项和LN (e)的t 值均小于5%的置信度水平下的临界值，影响不显著。LN (GDP)的t 值大于临界值，影响显著，辽宁省GDP 每增加1 个单位，将引起对韩国进口增加0.66 个单位。

对美国进口的检验结果:

R2=0.93，调整后R2=0.92，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度较好，回归结果中，LN (e)的t 的绝对值大于5%的置信度水平下的临界值，影响显著，人民币每变动1 单位，将引起对美国进口变化0.99 单位。LN(GDP)的t 值小于临界值，影响不显著。

对香港进口的检验结果:

R2=0.36，调整后R2=0.18，说明所建模型整体上对样本数据的拟合程度不好，解释变量区域生产总值以及名义有效汇率不能较好的解释进口额。回归结果中，LN (e)的t 值小于5%的置信度水平下的临界值，影响不显著。LN(GDP)的t 值大于临界值，影响显著，辽宁省GDP 每增加1 个单位，将引起对香港进口增加0.26 个单位。

4.Granger 因果检验

为考察人民币汇率变动是否是影响辽宁省进出口贸易的原因，本文对各变量进行Granger 因果检验。取滞后2 期进行考察，检验结果显示只有在对欧盟和新加坡出口以及从香港进口时汇率变动是变化的原因，两者存在因果关系，其它的都不存在因果关系，如表3所示。

表3 Granger 因果检验结果

四、研究结果讨论与结论

1.变量之间分国别(地区)不存在长期均衡关系

LN (e)、LN (EX)、LN (IM)和LN (GDP)序列本身都是不平稳序列，其一阶差分均为平稳序列。协整检验结果显示:在出口方程中，只有对韩国的出口没有长期的协整关系，即汇率的变化不是影响出口额绝对值变化的基础，而在进口方程中只有对日本和新加坡的进口没有长期的协整关系，即汇率和GDP 的变化不是影响进口额绝对值变化的基础。只有在对欧盟和新加坡出口，从香港进口时汇率变动是进出口变化的原因，两者存在因果关系，其它的汇率变动都不是进出口变化的原因，两者之间不存在因果关系。

2.回归方程结果分析

根据进出口模型的回归结果，汇率波动与进出口额变动之间的关系出现了有悖一般原理的现象:根据国际经济学原理，人民币汇率升值将增加进口，降低出口。但各国出口模型回归的结果却相反，原因可能在于数据的限制。在建立回归模型时，由于数据的可得性以及国际经济学的假设，本文忽略了外国GDP 对贸易额的影响，同时忽略了如经济政策变动等随机因素的影响。此外，所采用的汇率为名义有效汇率，并没有考虑辽宁省以及其他贸易国的物价因素的影响。

对各国(地区)进口模型的回归结果表明，对日本、欧盟、韩国和美国所建模型整体上对样本数据的拟合程度较强，解释变量区域生产总值以及名义有效汇率能较好地解释进口额，但新加坡和香港的拟合程度较弱。对日本、美国和新加坡贸易中，生产总值对辽宁省进口额的影响程度不大。而汇率的变动对美国影响显著，对其他5 个国家和地区的影响均不明显。原因在于以GDP 作为解释变量并不能代表购买力，因此GDP 的增长，不一定直接导致进口增加。此外，如果进口的汇率需求弹性较低，本币升值后，进口总额反而降低。

3.人民币升值对改善贸易顺差作用不显著

人民币升值并不能改变辽宁省一直以来贸易顺差状况，贸易顺差甚至在人民币升值时仍会不断扩大。从贸易方式上看，辽宁省的顺差一半以上源自加工贸易。2008年加工贸易顺差占顺差总额的56%。辽宁省低劳动力成本和以出口为导向的贸易政策，致使辽宁省的出口商品附加值低，利润率低。汇率对来料加工装配贸易、来料加工贸易的影响表现在使其进口原材料的本币价格降低，出口外币价格上升，进口收益可能抵消出口损失，因此，人民币升值难以改变辽宁省贸易顺差状况。

［1］Houthakker，H.S.，Magee，S.P.Income and Price Elasticities in World Trade［J］.Review of Economics and Statistics，1969，51(2):111 －125.

［2］Rose，A.K.，Yellen，J.L.Is there a J－Curve?［J］.Journal of Monetary Economics，1989，(24):53－68.

［3］Rahman，M.，Mustafa，M.The Dancing of the Real Exchange Rate of US Dollar and the US Real Trade Balance［J］.Applied Economics Letters，1996，3(12):807 －808.

［4］Wilson，P.Exchange Rates and the Trade Balance:Korean Experience 1970 to 1996［J］.Seoul Journal of Economic，2000，(13):135 －163.

［5］Boyd， D.， Caporale， G.M.， Smith， R.Real Exchange Rate Effects on the Balance of Trade:Cointegration and the Marshall －Lerner Condition［J］.International Journal of Finance and Economics，2001，6(3):187 －200.

［6］Brahmasrene，T.，Jiranyakul，K.Exploring Real Exchange Rate Effects on Trade Balances in Thailand［J］.Managerial Finance，2002，28(11):16 －27.

［7］Singh，T.India's Trade Balance:The Role of Income and Exchange Rates［J］.Journal of Policy Modeling，2002，24(5):437 －452.

［8］Thorbecke， W.， Smith， G.How would an Appreciation of the RMB and Other East Asian Currencies Affect China’s Exports?［J］.Review of International Economics，2010，18(1):95 －108.

［9］厉以宁，秦宛顺.中国对外经济与国际收支研究［M］.北京:国际文化出版社，1991.

［10］陈彪如.人民币汇率研究［M］.上海:华东师范大学出版社，1992.

［11］谢建国，陈漓高.人民币汇率与贸易收支:协整研究与冲击分解［J］.世界经济，2002，(9):27 －34.

［12］沈国兵，杨毅.人民币实际有效汇率与中国贸易收支关系——1990—2004年月度数据分析［J］.中共南京市委党校南京市行政学院学报，2005，(5):11－16.

［13］戴祖祥.我国贸易收支的弹性分析1981—1995［J］.经济研究，1997，(7):55 －62.

［14］谢智勇，徐璋勇，宋小虎，等.亚洲金融危机以来人民币汇率与进出口贸易增长关系的实证分析［J］.国际金融研究，1999，(7):64 －68.

［15］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):31 －39.