日本汽车零部件出口中的汇率影响因素研究

黎孔翔 杨政

摘 要：中国向日本出口汽车零部件受到多方面的影响，其中汇率变动是影响进出口贸易的重要因素之一。基于2006年1月至2016年12月期间中国向日本出口汽车零部件的贸易总额和占比最高的三类汽车零部件产品的贸易数据，本文利用边限协整检验方法，分析人民币对日元的名义汇率对零部件出口的影响。研究结果发现零部件出口受到人民币贬值的长期负向影响，汇率变化率的增加抑制了出口增长率。汇率波动率在长期和短期关系上对零部件出口都没有显著影响。

关键词：汇率变动;汽车零部件;出口;边限检验;波动率

中图分类号：F74 文献标识码：A doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2020.29.016

0 引言

近年汽车行业的快速发展，使得汽车贸易出口具有强劲的增长趋势。虽然中国整车出口的展示出良好表现，但是汽车零部件的出口增长与整车出口增长相比要稍逊一筹。一般来说，汽车零部件出口额的数量大小是检验一个国家（或地区）汽车行业发展水平强弱的重要标志之一。

由于当前经济下行压力大，汽车零部件产业出口贸易遇到前所未有的挑战。一方面，在国际市场上，我国企业市场的占有率较低。根据统计，我国汽车零部件企业总数在2016年一共有12757家，然而，中外合资企业和外商独资企业所占的市场份额达到了70%以上，相比之下国内品牌的汽车零部件企业所占的市场份额不到30%，而且大多数是中低端产品。另一方面，我国汽车产品技术水平仍然较低，汽车零部件企业的整体技术水平仍有不足，产品设计和研发能力尚待加强，目前还没有形成以电子化、系统化和模块化的管理供货体系，整体上依赖于跨国大企业的程度很高，产业地位比较被动。除此之外，汽车零部件的价格优势不再显著，因为人民币的贬值，使得企业生产成本上升，价格优势在国际竞争市场中被削弱，汽车零部件相关产业需要进行调整来面对各种考验。最后，虽然中国的汽车零部件企业经过多年努力，在国际市场中占有一席之地，但新兴市场的竞争对手也在不断出现和发展，因此要实行战略改革，调整产业结构模式，转变利润增长方式，促进产业的快速升级才能抵抗不利的竞争局面。

已有一些学者对汽车零部件的贸易进行了研究分析。小林哲也（2006）对东盟汽车零部件的互补体制和圈子范围内的供货现状进行研究。Nishitateno（2015）基于2002年到2008年期间的6个国家49个目的地和31种产品数据，研究了网络对汽车零部件出口的影响。黎孔翔（2018）对部分研究文献进行了梳理，总结了汽车零部件出口贸易研究已经存在一些重要结论。魏巍等（2019）分析贸易技术溢出可以有效促进中国对日本汽车零部件的出口。周玲玲等（2020）研究表明不同贸易摩擦政策情景下中美两国汽车及零部件行业均遭遇极大损失，而美国汽车及零部件的行业产出与贸易的损失均高于中国。杨亚军（2020）对汽车零部件产业现状进行分析，并对未来的发展战略进行探讨。随着汽车产业不断发展，汽车零部件产业也开始得到人们重视。汽车零部件质量将直接关系到汽车的功能和使用寿命，因此，发展汽车零部件产业的同时需要严格保证产品质量。

日本作为汽车强国之一，和中国在零部件贸易方面有大量的进出口贸易。在2016年中国对日本汽车零部件进出口逆差约为218.49亿元，进口和出口的不平衡状态十分严峻。造成这种现状的原因是多方面的。首先，汇率变动是影响汽车零部件进出口贸易的重要因素之一，因此零部件的商品贸易也会受到汇率变动的影响。其次，我国汽车零部件产业无论在出口规模还是产品结构方面，与日本相比都存在着相应的差距，当期的产业水平制约着中国汽车产业的长足发展。由于技术水平的差异是相当复杂的因素，因此本文着重分析汇率变动以及中日汇率波动率对我国汽车零部件出口日本的影响，从贸易的角度综合评价和分析汇率变动及其它因素对我国汽车零部件企业出口带来的一些影响，以促进我国汽车零部件企业在贸易中规避汇率因素的影响，降低汇率风险带来的贸易损失，增加我国汽车零部件企业在出口贸易获取的利润。

1 研究方法

利用协整分析方法分析汇率变动对汽车零部件出口的影响，采用自回归分布滞后模型建立出口方程。在出口方程中采用Pesaran等（2001）提出的协整检验方法，该方法的优点是模型中协整变量包含了平稳变量和非平稳变量。汽车零部件贸易的出口方程为：

其中yt表示对日本的汽车零部件出口额。xt表示日本的工业生产指数IPI，用来作为国民收入水平的代理变量。ert代表人民币对日元的名义汇率，vt表示汇率波动率，T表示时间序列，代表了时间趋势项，Δ是差分算子，Δxt当期值xt和滞后一期xt-1的差值。误差项εt服从正态分布。滞后项阶数p将会依据SC准则或者AIC准则最小的原理，确定各变量的最佳滞后阶数。

检验出口额、日本IPI、中日双边汇率和汇率波动率间是否具有长期协整关系，Pesaran检验方法的原假设H0∶δ1=δ2=δ3=δ4=0，備择假设H1：任意δi（i=1，2，3，4）≠0。相应的检验可以通过Wald检验实现，对应的统计量为F统计量。如果拒绝原假设H0，则判断方程中各变量间包含了长期协整关系。当不拒绝原假设时，则判断方程中各变量间不具有长期协整关系。

当Wald检验的F值大于临界值上界时，出口和汇率等变量之间存在协整关系。根据格兰杰定理，这些变量值之间存在短期误差修整模型。汽车零部件出口和汇率变化等变量之间的误差修正模型为：

其中Et是第t期的误差修正项，定义为

其中c∧，α∧1，φ∧1，φ∧2和φ∧3是利用普通最小二乘估计方法从长期均衡方程中得到的估计值。

2 样本数据

汽车零部件的出口数据从日本财务省贸易统计数据库中下载，时间区间为2005年1月至2016年12月。我国汽车零部件出口日本的产品中，占比前3位的是车轮及其附件（第S12类，占2016年出口额的44.47%）、循环轨道式和车轮式拖拉机及其零件以外的部分（第S20类，占2016年出口额的21.03%）和伺服制动器及其零件、安全气囊及其零件（第S5类，占2016年出口额的13.74%），出口产品中前3位占到出口日本汽车零部件产品的80%左右。出口额的时序图见图1。显然对日本汽车零部件产品的出口额在样本统计期内，一直保持着上升趋势。从图1注意到在2008年之前，中国对日本出口的汽车零部件增长并不快，但是在2008年全球金融危机之后，出口额得到快速上升。由于S12车轮及附件的时序图展示出明显的季节性，所以利用X12方法消除其中的季节周期性。