人民币汇率波动对我国出口贸易规模的影响——基于“一带一路”沿线国家的面板数据

李娟娟，吴 航

(1.华北水利水电大学 管理与经济学院，郑州 450018；2.西北大学 经济管理学院，西安 710127)

提要：随着我国人民币汇率形成机制改革的不断深入，人民币波动日益频繁，波动区间不断加大，人民币汇率与国际贸易的关系更为密切；与此同时，自2003年“一带一路”倡议提出至今，“一带一路”沿线国家在我国对外贸易关系中的支撑作用不断增强。基于2001—2018年我国与59个“一带一路”沿线国家的贸易面板数据，研究了人民币汇率波动对我国与沿线国家贸易规模的影响，结论认为在直接标价法下，人民币汇率水平变化与出口贸易规模之间呈显著的正相关，汇率波动与出口贸易规模负相关，沿线各国GDP的增加及贸易开放度的增加有助于双方贸易的发展，但贸易成本是制约双方贸易往来的重要因素。

汇率与国际贸易的关系问题一直是学术界研究的热点，作为一个贸易大国，国际贸易长期以来是我国经济增长的重要动力，2019年我国对外贸易进出口总额31.54万亿，占当年GDP的35%。历经2005年与2015年两次汇率形成机制的改革，人民币汇率形成机制更加市场化，汇率波动区间与频率都不断加大，对我国的国际贸易与投资产生重要影响。与此同时，自2013年“一带一路”倡议提出至今，“一带一路”沿线国家在我国开放格局中的重要性不断提升，2020年我国对“一带一路”国家进出口总额为9.27万亿，同比增长10.8%，高出同期我国对外贸易整体增速7.4个百分点。在此背景下，以“一带一路”沿线国家为对象，研究人民币汇率变动对我国出口贸易的影响具有现实意义。

一、文献综述

汇率变动主要从汇率水平变动和汇率波动两个方面影响国际贸易。汇率水平变动影响国际贸易的研究主要围绕马歇尔-勒纳条件展开，绝大多数学者均认为，在马歇尔-勒纳条件成立的情况下，在直接标价法下，一国汇率上升(即本币贬值)有利于本国出口贸易；汇率下降则不利于本国出口贸易。但关于汇率波动对国际贸易的影响，国内外学者们尚未形成统一共识。在理论研究层面，Hopper[1]的研究表明汇率波动会降低出口企业尤其是风险厌恶型企业的预期收益，从而不利于出口；Cushman[2]考虑除了汇率风险之外的其他一些影响贸易的冲击，认为即使考虑通胀的影响，汇率波动还是降低了贸易量；Bahmani-Oskooee[3]的研究表明汇率波动的提高确实对贸易有抑制作用；但Franke[4]认为许多研究之所以认为汇率波动抑制了国际贸易，是因为忽略了汇率也会影响厂商面临的机遇，汇率波动不仅仅代表风险，也代表创造利润的机会，所以汇率波动时一国的贸易也可能增加；Broll and Eckwert[5]将出口看作期权，认为当汇率波动增大时出口期权的价值也随之上涨，所以汇率波动会增加国际贸易量；Coric and Pugh[6]实证研究了多个国家和地区汇率波动与贸易的关系，其中6个研究认为，汇率波动可以增加贸易，26个经验研究发现汇率波动对贸易无显著影响，33个研究发现汇率波动会减少贸易。不少国内学者也对此进行了经验研究。陈平、熊欣[7]研究认为，名义汇率波动对出口产生负向影响；谷宇[8]通过协整分析认为，无论是长期还是短期，人民币汇率波动对我国出口产生负面冲击；潘红宇[9]研究了汇率波动对中国向美国、欧盟和日本出口贸易的影响，结果表明中国向美国和欧盟的出口与汇率波动存在长期的负相关关系，而中国向日本的出口与汇率波动几乎无关；有观点认为汇率变化会显著影响出口，但也有观点否定了汇率变化显著影响出口[10]。

由文献综述可知，一是现有研究对于汇率波动对贸易的影响并没有得出一致结论，因为在理论机制上汇率波动对于国际贸易的影响较为复杂。二是现有文献较少同时研究人民币汇率水平变化以及汇率波动对我国出口贸易的影响。在此背景下，本文以我国与“一带一路”沿线国家的出口贸易为研究对象，采用59个国家2001—2018年的跨国面板数据，从汇率水平变化与汇率波动两个层面分析人民币汇率变动对我国出口贸易规模的影响，重点考察人民币汇率不同波动幅度对出口贸易规模的影响，以期为进一步扩大我国对“一带一路”国家的国际贸易与投资提供参考。

二、模型设定、变量选择与描述性分析

(一)模型设定

笔者在Fabiosa、Dekle经典模型的基础上，试图构建包括汇率变动因素在内的出口供给模型，从汇率水平变化和汇率波动两个层面考察汇率变动对出口贸易规模的影响。

首先构造本文的基准计量模型：

ln exportijt=α0+α1ln erijt+α2evijt+α3ln Zijt+εijt。

(1)

其中，exportijt表示t期出口国i对进口国j的出口贸易额，erijt表示出口国与进口国之间的双边汇率水平，evijt表示出口国与进口国之间双边汇率的波动性，Zijt表示影响两国出口的一系列控制变量。

同时，考虑到进口国经济、制度、社会等复杂因素对其进口需求及我国出口供给的影响，为避免遗漏关键变量导致估计偏误，借鉴经典的贸易理论及相关的研究案例，将一些重要的影响双边贸易流量并能够反映双边社会、制度等内容的变量引入基准计量模型，最终构建了如下计量模型：

ln exprortijt=α0+α1ln erijt+α2evijt+α3ln gdpjt+α4ln popjt+α5openjt+α6costijt+α7reformit+ηj+εijt。

(2)

其中，exprortijt表示我国对“一带一路”沿线各国的出口贸易额，erijt和evijt分别表示我国与“一带一路”各国的双边汇率水平与汇率波动，gdpjt表示“一带一路”各国t期的国内生产总值，popjt表示沿线各国的人口规模，costijt表示双边贸易成本，openjt表示沿线各国的贸易依存度，reformit是虚拟变量，用来对观察期内的全样本进行分组，以判断我国汇率制度改革对我国向“一带一路”沿线国家出口贸易的影响。

(二)变量选择及数据来源

1.被解释变量ln exprortijt

模型以我国在t期对“一带一路”沿线j国的出口总额为因变量，数据来源于Trade Map数据库，时间跨度为2001—2018年。

2.解释变量ln erijt和evijt

(1)本文采用名义汇率进行计算，采取如下换算公式：

erijt=erit/erjt。

(3)

式(3)中，erjt表示观察期内在直接标价法下美元兑“一带一路”国家货币的名义汇率，erit表示t期美元兑人民币的汇率，erijt表示沿线各国货币与人民币的双边名义汇率。为消除数据的不平稳性，以汇率水平的对数形式引入模型。

(2)evijt。关于汇率波动的测度方法，国内外学术界开展了大量探索，现有的可行方法主要有4种：一是采用GARCH或ARCH法估算汇率波动[11]；二是使用汇率波动率表示[12]；三是使用汇率值标准差表示[13]和移动平均值的标准差表示[14]；四是用汇率实际值与预测值的方差表示。笔者在实证检验中采用汇率值一阶差分标准差进行分析。同时，为了考察计量结果的稳健性，在最后用汇率变动率和三期移动标准差和五期移动标准差进行稳健性检验。首先用美元兑沿线各国的月度汇率和美元兑人民币的月度汇率换算得到双边月度汇率，然后取对数并进行一阶差分，计算每年月度双边汇率的标准差作为年度汇率波动，公式如下：

ev=std[ln(erjti+1)-ln(erjti)]，i=1，2，…，11。

(4)

式(4)中，i表示月份，erjti表示第t期“一带一路”沿线j国第i个月的月度汇率，我国与沿线各国的年度汇率和月度汇率数据均来源于EIU统计数据库和国际货币基金组织IFS数据库，月度汇率时间跨度从2001年1月至2018年12月共216个月。

3.控制变量

考虑到计量结果的可靠性，除了核心解释变量外，笔者还选取了其他5个影响出口贸易的控制变量：(1)gdpjt表示“一带一路”沿线各国国内生产总值。本文将各国名义GDP折算成按购买力平价衡量的实际GDP，数据来源于World Bank数据库。(2)popjt表示“一带一路”沿线各国的人口规模，数据来源于World Bank数据库中的WDI数据集。(3)openjt表示“一带一路”沿线各国的贸易开放度。借鉴现有研究中常用的经典测算方法，即一国进出口总额占本国国内生产总值的比重表示，其中，各国年度进口总额和出口总额数据来源于Trade Map数据库。(4)costijt表示我国与“一带一路”沿线各国的双边贸易成本。笔者借鉴Novy对传统贸易成本测算的改进方法，度量我国与“一带一路”沿线各国的双边贸易成本，各国贸易数据均来源于Trade Map数据库。(5)reform表示汇改虚拟变量，用来考察我国汇率制度改革对出口贸易规模的影响，2005年之前虚拟变量取值为0，2005年及之后的年度取值为1。得到如表1所示的各指标变量的描述性统计结果。

三、实证分析

(一)面板单位根检验

在对面板模型进行拟合回归前，先对“一带一路”沿线各国兑人民币的双边月度汇率数据进行面板单位根检验，以检验是否存在非平稳数据导致伪回归问题。笔者分别采用LLC、HT、Breitung和IPS 四种方法进行检验，发现t统计量、z统计量、λ统计量和E统计量均显著为负，强烈拒绝双边月度汇率面板数据包含单位根的原假设，认为面板数据为平稳过程，具体结果如下表2所示。

表2 面板单位根检验

(二)面板模型估计

首先进行混合回归，接着考察是否存在个体效应，使用“国家”聚类变量通过LSDV法检验发现，大多数国家个体变量均在1%水平上显著，存在个体效应，模型不适合用混合回归。其次，对模型适用随机效应或固定效应进行检验，Hausman检验结果p值显著为零，模型适用固定效应，检验结果列于表3中模型(3)，随机效应作为参照系其检验结果列于模型(2)。从表3中固定效应模型的估计结果可知以下几点。

表3 总样本回归估计结果

首先，就核心解释变量而言，第一，从汇率水平看，人民币双边汇率水平与出口贸易额之间呈微弱的正相关关系，说明双边汇率上升引起的人民币贬值总体上可以促进我国对“一带一路”沿线各国出口贸易的增加，汇率下降则相反，这与我国近年来的实际情况相符。人民币出口汇率弹性系数为0.039，说明人民币汇率升值1%，我国对“一带一路”沿线各国出口贸易额下降0.039%。从其影响程度看，人民币升值对出口的抑制作用较小。第二，从汇率波动看，人民币双边汇率波动的回归系数在10%的置信水平上显著为负，说明人民币汇率波动不利于我国对“一带一路”沿线国家出口贸易的发展，这与国内大多数学者的研究结论一致。汇率波动的弹性系数为-0.209，说明人民币与沿线国家双边汇率波动幅度增加1%将造成我国对其出口贸易额减少0.209%。从影响系数来看，汇率变动并不是影响我国对“一带一路”沿线国家出口贸易的最关键因素。

其次，就控制变量的回归结果看，第一，“一带一路”沿线各国国内生产总值的回归系数为正，且在1%的水平上显著，无论是采用静态面板OLS还是采用动态面板GMM回归，其回归结果均表现出强烈的稳健性，说明沿线各国GDP的增加能够显著带动我国对其出口贸易的发展。第二，从模型(1)至模型(5)，“一带一路”沿线国家对外贸易开放度的回归系数均为正，且至少在5%的水平上显著。第三，贸易成本变量在1%的水平上为负，其估计系数为-7.355，表明贸易成本每下降1%将促进我国对“一带一路”沿线国家出口贸易增加7.355%，说明我国与沿线各国的双边贸易成本是制约双方进出口贸易发展的重要因素，与曲如晓[15]的研究结论一致且与贸易理论完全相符。而且，我们发现在所有控制变量中，贸易成本的系数最大，说明贸易成本对我国向“一带一路”沿线国家出口贸易的影响大，未来继续扩大双边贸易须着力改善贸易便利化程度，不断降低双边贸易成本。第四，汇改虚拟变量的回归结果与预期相符，在1%的水平上显著为正，说明2005年汇率制度改革有利于我国对“一带一路”沿线国家的出口贸易。

再次，由于出口贸易发展受国际国内复杂因素的影响往往表现为一个持续性的动态变化过程，即当期出口贸易会受到上一期的惯性影响，因此，出口贸易的滞后项作为因变量的影响因素理应纳入计量模型。由此，笔者在OLS估计模型的基础上，将因变量的一阶滞后项考虑进来，建立动态面板模型重新估计。表3中的模型(4)给出了差分GMM的估计结果，由扰动项自相关检验可知，在引入出口贸易额一阶滞后项后，扰动项存在一阶自相关，二阶不相关，说明模型适用差分GMM；然后进行系统GMM估计，结果列于表3中模型(5)，Sargan检验结果显示所有工具变量均在1%的水平上有效，说明模型不存在过渡识别检验，模型设定合理且系统GMM估计有效。

由动态面板GMM估计结果得出的结论是：第一，无论是采用差分GMM还是系统GMM进行回归，因变量的一阶滞后项作为影响当期出口贸易的解释变量，其回归系数均在1%的水平上显著为正，说明我国对“一带一路”沿线国家前一期的出口贸易确实会对当期出口规模产生显著的促进作用，一定程度上反映了出口贸易活动的确存在惯性特征。第二，核心解释变量之一的人民币双边汇率水平回归系数的显著性和正负性均与固定效应估计保持了较好的一致性，不同的是系统GMM中ln er的系数较大，说明汇率水平变化对我国向沿线各国出口的影响增强。第三，另一个核心解释变量汇率波动的系数仍然为负，且通过了1%水平下的显著性检验。与固定效应相比，汇率波动的显著性增强，说明在系统GMM模型中人民币汇率波动对出口贸易的影响更为明显，但其作用强度稍弱。第四，作为解释变量的进口国国民生产总值、进口国贸易依存度、双边贸易成本及我国汇率制度改革虚拟变量对出口贸易的影响依然显著，除影响程度有所变化外，回归系数的显著性和正负性均较为稳健。第五，作为解释变量的进口国人口规模对我国出口贸易并未产生显著的正效应，这与基准回归模型(3)的估计结果不一致。

(四)稳健性检验

本文主要使用替换关键度量指标和剔除异常值两种方法进行稳健性分析。首先，本文使用双边月度汇率一阶差分的标准差度量了汇率波动，这里分别用另外两种方法重新测度汇率波动并进行稳健性回归：一种是使用变动率测算汇率波动，借鉴李丽玲[16]的方法，令ev2为该方法下测算的汇率波动，则有ev2=[(ert-ert-1)/ert-1]×100%，其中，ert表示第t期年度人民币双边汇率，ert-1表示第t～1期年度人民币双边汇率，回归结果见表4中第一列模型(1)；另一种方法是借鉴曹伟[17]的方法，采用移动标准差法测算汇率波动，使用人民币汇率3年移动标准差重新度量汇率波动并进行分析，结果见表4中模型(2)；其次，考虑到异常值对模型估计结果的影响，这里分别采用剔除小于5%和大于95%分位数异常值的ln er和ev进行稳健性检验，以考察基准回归结果的稳健性，结果见表4中模型(3)和模型(4)。

表4 稳健性检验结果

与基准回归结果相比，不难发现，无论是采用替换关键解释变量的方法，重新测算汇率波动进行回归，还是采用剔除汇率水平和汇率波动异常值的方法，各模型的回归结果均较为稳健，说明前述回归结果具有较强的稳健性。

四、进一步分样本的研究

(一)基于不同自贸区的分组样本回归结果

区域经济一体化组织会对我国向“一带一路”沿线国家的出口贸易产生显著影响，在“一带一路”沿线国家中，东盟和欧盟是区域经济一体化的典型，东盟通过建立自由贸易区，取消了贸易伙伴间关税壁垒和非关税壁垒，实现了商品自由流动，而欧盟通过取消成员间的各种贸易壁垒，实现了区域内商品贸易和服务贸易的自由流动。因此，笔者将选取的“一带一路”沿线59个国家按照所属区域贸易组织的不同划分为3组样本，以分别考察汇率变动对我国向其出口产生的不同影响，这3组样本分别为东盟国家、欧盟国家、非东盟及欧盟国家。分组样本回归结果如表5所示。

由表5的回归结果可知，第一，从汇率水平ln er的系数看，人民币汇率水平变化对我国向东盟自贸区出口的影响不显著，说明汇率水平对我国与东盟国家的双边贸易活动影响较小。第二，汇率水平回归系数在欧盟样本中显著为正，说明人民币兑欧元升值不利于我国对欧盟各国的出口贸易，但汇率水平在非东盟及欧盟样本组中的估计系数在1%的水平上显著为正，说明人民币升值会阻碍我国对这些国家的出口。第三，从汇率波动ev的系数看，在东盟和欧盟样本中不显著，说明汇率波动对我国向这些国家的出口不产生显著影响，而在非东盟及欧盟样本组中则呈微弱的负相关，说明汇率波动不利于我国向这些国家出口，但与汇率水平变化相比，汇率波动对出口的影响相对较小。

表5 基于自贸区分组样本回归估计结果

对比上述3组回归结果得出，一定程度上人民币汇率变动对非东盟及欧盟国家的影响最大，说明成立自由贸易区对缓冲人民币汇率变动的冲击具有重要作用，若其他国家成立自贸区而我国不是其成员国，汇率下降(人民币升值)将不利于我国对其出口，比如，对欧盟国家样本出口的回归结果；相反，若我国与其他国家成立了自贸区，将有利于缓冲人民币升值对出口产生的不利冲击，我国对东盟的回归结果就佐证了这一点。

在控制变量中，由3组分样本回归结果可知，双边贸易成本依然是制约我国向“一带一路”沿线国家出口的最大障碍，其中，对我国同欧盟国家的出口影响最大。此外，进口国人口规模是拉动我国与东盟各国出口的最大有利因素，欧盟各国经济规模的扩大对我国同其成员国出口的带动作用最大，汇率制度改革对非东盟及欧盟样本组的影响最大。

(二)基于汇改不同时期的分组样本回归

由基准回归的结果可知，汇率制度改革虚拟变量对我国向“一带一路”沿线各国的出口具有显著的正向影响，考虑到这一因素，本文将按照汇改时间点将整体观察期划分为汇改前(2001—2004年)和汇改后(2005—2017年)两个样本分别回归，以进一步考察不同样本期人民币汇率水平变化和汇率波动对我国出口贸易的影响差异，结果如表6所示。

表6 基于汇改前后分组样本回归估计结果

模型(1)和模型(3)是汇改前后随机效应估计结果，模型(2)和模型(4)是汇改前后固定效应估计结果。由于固定效应回归的判决系数大于随机效应，故解释时采用固定效应的回归结果。第一，从汇率水平看，无论是汇改前还是汇改后，汇率水平变化的系数均显著为正，说明人民币汇率下降造成的人民币升值(直接标价法)将不利于我国对“一带一路”沿线各国出口，但这种影响存在显著差异；从系数大小看，汇改前回归系数大于汇改后回归系数，这可能是因为2001—2004年我国出口产品多以劳动密集型产品为主，与资本密集型产品和技术密集型产品相比，其出口汇率弹性较大。第二，从显著性看，汇改前ln er回归系数通过10%水平的显著性检验，而汇改后回归系数则在1%的水平上显著，说明汇率制度改革后，汇率水平变化对我国向“一带一路”沿线国家出口的影响更为显著。第三，从汇率波动看，汇改前汇率波动的回归系数不显著，说明汇率波动幅度对我国向“一带一路”沿线国家的出口影响较小；汇改后，人民币汇率波动的回归系数则在10%水平上显著为负，说明汇率波动幅度越大越不利于对“一带一路”沿线国家的出口贸易。控制变量的影响在此不再赘述。

五、主要结论及对策建议

(一)主要结论

本文通过构建理论模型从汇率水平和汇率波动两个角度分析汇率变动对我国出口贸易规模的影响，选取“一带一路”沿线59个国家和地区进行实证分析，探讨人民币汇率对我国向“一带一路”沿线各国出口贸易规模的影响效应，主要结论如下。

第一，人民币汇率水平变化与出口贸易规模之间呈显著的正相关，直接标价法下，汇率上升导致的人民币贬值将促进我国对“一带一路”沿线国家出口规模的扩大，汇率下降导致的人民币升值将不利于我国对“一带一路”沿线国家的出口；人民币汇率波动与出口贸易规模之间存在微弱的负相关，人民币汇率波动幅度越大，越不利于我国与“一带一路”沿线国家的贸易。

第二，人民币双边汇率波动的回归系数在10%的置信区间水平上显著为负，说明人民币汇率波动加大，不利于我国对“一带一路”沿线国家出口贸易的发展。

第三，在其他影响我国与“一带一路”沿线国家贸易的因素中，沿线国家GDP的增加能够显著带动我国对其出口贸易的发展，沿线国家贸易开放度的上升有利于我国与之贸易规模的扩大，但双边贸易成本的上升则相反，其中，贸易成本的影响最为显著，我国与沿线各国的双边贸易成本是制约双方贸易发展的重要因素。

(二)对策建议

第一，不断优化我国的出口商品结构，提高我国商品在国际市场上的竞争力，削弱汇率波动因素对我国向“一带一路”沿线国家出口的影响。实证研究表明，汇率波动显然影响了我国向沿线国家的出口，但我国经济的持续发展导致人民币在长期内有升值的预期和态势又是必然的，汇率形成机制的不断改革又使得人民币的波动区间和波动频率都在加大，在此背景下，从出口供给的角度规避汇率波动风险更为有效。政府应通过市场手段激励企业不断加大对高科技产品的研发和生产，优化商品出口结构，鼓励企业运用非价格竞争手段，尤其要提升我国出口商品的品质、突出特色、打造品牌，从而使得我国的出口贸易更多来自技术优势，而非受汇率影响的价格优势，减轻因汇率波动导致的价格波动对出口贸易的影响。

第二，继续全面推动“一带一路”倡议战略向纵深发展。实证研究表明“一带一路”沿线国家GDP 的增加能显著带动我国对其出口额的增加，使得我国与沿线国家社会福利增加，从而形成正向的反馈机制。特别在目前全球经济形势面临多重复杂挑战的背景下，“一带一路”建设给沿线国家带来了更多的发展机遇，带动沿线国家的经济增长，尤其是在基础设施建设领域，为众多发展中国家谋求自身发展创造了必备条件，为这些国家长期可持续发展提供了多种解决方案。

第三，不断降低与“一带一路”沿线国家的贸易成本以促进彼此间贸易的增长，最终实现双赢，这是促进我国与沿线国家贸易的关键。总体而言，贸易国间的制度、政策和法律法规等差异是影响贸易成本的主要因素，差异越小，贸易成本越小。因此，为降低差异所带来的贸易成本，应充分发挥“一带一路”沿线相关国家的政府协调作用，以此减少不同国家和地区之间因这些差异造成的各种障碍。此外，应提升沿线国家的贸易开放度，贸易开放度是反映一个国家“贸易畅通”的重要指标之一。贸易开放程度越高，贸易投资便利程度就越高，投资和贸易壁垒越少，对于构建区域内良好的营商环境，激发区域各国的合作有积极意义。

第四，鼓励企业使用各种汇率风险规避工具，在技术层面规避汇率波动对我国出口贸易的冲击。长期以来，我国企业尤其是中小企业对外汇风险认识不足。企业应转变思维，增强风险意识，加强对外汇风险的认知，逐渐形成完善的风险管理体系；在具体的操作层面，广泛运用各种金融避险工具，比如，对业务中发生的外汇敞口头寸进行套期保值，以避免汇率波动可能带来的风险和损失。