中美实际汇率变动对两国进出口贸易影响的实证研究

2009年第1期税务与经济N o11Jan.15,2009 (总第162期)T axation and Economy(Serial N o1162)
经济纵横
中美实际汇率变动对两国
进出口贸易影响的实证研究
邹重恩,李宝仁
(北京工商大学经济学院,北京100048)
[摘　要]人民币实际汇率变动对中美进出口贸易短期影响并不明显,但长期影响显著。

因此,在当前的国际国内形势下,我国应该尽快转变对外依存度太高的出口增长模式,加速产业结构调整和升级,加快具有现代企业制度的新型企业的建立和培育,通过构建坚实的微观经济基础以应对日益复杂的外部冲击;尽快完善人民币汇率形成机制,规避外汇国家持有带来的巨大系统风险。

[关键词]实际汇率;进出口贸易;人民币;中美
[中图分类号]F752;F83017　[文献标识码]A　[文章编号]1004-9339(2009)01-0035-06
一、引 言
汇率是一国货币兑换他国货币的比率,是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标。

汇率在国际经济活动中起着价格转换的职能,它把国际价格与国内价格联系起来,并且决定了一国从事国际贸易的货物和劳务之间的相对价格。

各种货币间的汇率变动通过影响各国贸易收支、国际资本流动从而对各国乃至世界经济产生重要影响。

因此,研究汇率变动对国际贸易和国际资本流动的影响一直是学术界和各国政府十分关心的问题。

特别是自2002年以来,日本由于国内经济不景气,一直指责我国向世界“输出通货紧缩”并要求人民币升值。

与此同时,美国也因其对我国的贸易逆差不断扩大,而指责我国“操纵人民币汇率”并威胁对从我国进口的商品征收27.5%的关税要求人民币升值。

这就使得人民币汇率要不要升值、以怎样的路径和步调升值,以及人民币汇率的升值对我国贸易收支乃至整个经济的影响等问题的研究更加成为学术界关注的焦点。

本文将以现代经济理论和已有经验研究为基础,建立理论模型,分析人民币实际汇率对中美进出口贸易的长、短期影响。

二、相关理论与实证分析简述
传统的经济学理论认为:长期来看,在满足马歇尔-勒纳(M L)条件(即当一国进口商品的需求弹性和出口商品的需求弹性绝对值之和大于1)且商品供给弹性无穷大的情况下,一国汇率的变动将会引起该国与其贸易伙伴国间贸易商品的相对价格发生变化,进而影响该国进出口商品数量的变化,最终影响该国对外贸易收支。

一般认为,一国货币相对于其贸易伙伴国货币贬值,该国商品相对于其贸易伙伴国商品来说变得相对便宜,于是该国出口增加、进口减少,从而该国贸易收支状况改善。

以上分析在理论上是很让人信服的。

然而,在现实经济中,我们能否据此分析来制定经济政策或作出其他经济管理决策则取决于该理论的假设条件是否成立,即M L条件是否成立。

另外,在短期内,实际经济活动中由于货币合同、汇率传递效应以及进出口商品的数量调整的相对滞后性,汇率贬值初期可能并不能改善该国贸易收支,一般得经过一段时间的调整,该国贸易收支才得以改善,也即存在“J曲线效应”。

多年来,国内外众多学者就汇率变动对贸易收支的影响进行了大量实证研究。

然而,由于所采用的数据频度、理论模型、分析方法等的不一致,学者们并没有就汇率变动与贸易收支之间的关系形成一致意见。

[收稿日期]2008-10-29
[作者简介]邹重恩(1979-),男,湖南娄底人,北京工商大学经济学院06级硕士研究生;李宝仁(1958-),男,天津人,北京工商大学经济学院统计与数量经济系教授,系主任。

戴祖祥[1]
对我国20世纪80～90年代以来的数据进行分析后得出我国进、出口需求弹性的绝对值之和大
于1的结论,即M L 条件成立。

Bahmani [2]采用EG 研究了中东国家实际汇率和贸易收支之间的关系,得出
实际汇率贬值可以改善贸易收支的结论。

Bond [3]对1975～1996年数据进行了分析,运用结构协整向量自
回归分布滞后模型检验了实际汇率波动与进出口之间的关系,发现有五个国家满足M L 条件,而且存在J
曲线效应。

卢向前、戴国强[4]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国家货
币的加权实际汇率波动与我国贸易收支之间的长期关系进行了实证分析,得出人民币实际汇率波动对我国贸易收支存在显著影响,人民币实际汇率波动对贸易收支的影响存在J 曲线效应。

但是也有学者研究
认为M L 条件不成立。

例如:厉以宁等[5]对我国1970～1983年的数据分析得出,我国进、出口需求价格弹
性只有01681和010506,因此,M L 条件不成立。

Wils on [6]对新加坡等国的双边贸易弹性进行检验,发现除
了韩、美符合M L 条件以外,其他国家汇率波动对进出口都没有显著的影响。

谢建国、陈漓高[7]利用协整
分析和冲击分解方法研究了中国贸易收支与人民币汇率之间的关系,认为人民币汇率贬值对中国贸易收
支的改善并没有明显影响。

任兆璋等[8]对中美和日美实际汇率与贸易收支之间关系进行了实证研究,发
现日元升值并未起到改善日本和美国的之间的巨大贸易逆差的效果,人民币汇率的调整也不是改善美国
对我国贸易逆差的有效政策。

沈国兵[9]通过对1994～2002年的年度数据进行协整检验,认为中美贸易收
支与人民币汇率之间没有长期稳定的协整关系,因此,他认为汇率变动对贸易收支的影响是值得怀疑的,仅仅依靠人民币汇率升值是无法解决美国对我国的贸易逆差的。

以上研究文献中存在的不足有:(1)分析中采用的是人民币名义汇率,而实际上,人民币对美元名义汇率很长时间都不是由市场力量决定的,而是人为钉住美元,如果不剔除相关影响将会影响分析结果的可信度。

(2)未考虑所用数据的平稳性,存在“伪回归”的可能,其结论可信度不高。

(3)使用的数据频度太低,样本数据较少,且不能反映经济变量间短期动态关系。

为了解决以上问题,本文将运用协整理论、误差修正模型等计量方法对中美1999年第一季度至2007年第四季度中美相关经济变量时间序列数据进行实证分析。

同时,考虑到人民币兑美元名义汇率很长一段时间是钉住美元的,且名义汇率不反映两国价格的相对变化,如果采用名义汇率来研究汇率变动对进出口贸易的影响,其误差中势必包括人为控制汇率因素和两国价格变动因素。

因此,本文实证分析中采用中美实际汇率数据来消除这些因素的影响。

三、模型设定和数据选择
11模型设定
在传统经济学理论中,在研究汇率变动对贸易收支影响方面,“弹性分析方法”得以最为广泛地运用。

这类研究的重点在于分析国际贸易收支在多大程度对相对价格变动做出反应,即一国货币贬值是否改善该国贸易收支。

在实证研究中,较为普遍的做法是:假定商品供给价格弹性无穷大,认为本国的出口需求EX 是其贸易伙伴国实际国民收入Y f 、
本国出口商品价格P ex 、贸易伙伴国的商品价格P f 和名义汇率E 等变量的函数;本国的进口需求I M 是国内实际国民收入Y d 、进口商品价格P im 、本国商品价格P d 和名义汇率
E 等变量的函数(如:Wils on and T akacs ,1979[10])。

用数学函数表达式对进、出口需求函数表达如下:
I M t =I M t (Y d ,P im ,P d ,E )
(1)EX t =EX t (Y f ,P ex ,P f ,E )(2)在上述表达式中,I M 表示进口需求,EX 表示出口需求。

为简化计算,我们假设P d =P ex =P ,P f =P im 。

另外,由双边实际汇率公式:RE =E ・P f P d
(其中RE 为实际汇率,E 为直接标价法表示的两国货币名义汇率),我们可以将(1)、
(2)方程进一步简化为:I M t =I M t (Y d ,RE )
(3)EX t =EX t (Y f ,RE )
(4)进一步假定上述变量采取乘积函数形式,并对以上等式两边取对数,则有:
LnI M t =β0+β1LnY dt +β2LnRE t +εt
(5)LnEX t =α0+α1LnY ft +α2LnRE t +εt (6)
其中:LnI M 表示我国从贸易伙伴国进口额的对数值;LnEX 表示我国对贸易伙伴国的出口额的对数值;LnY f 表示贸易伙伴国国民收入水平的对数值;LnY d 表示我国国民收入水平的对数值;LnRE 表示人民币兑贸易伙伴国货币实际汇率的对数值。

在方程(5)、(6)中,当α
2
>0时,认为本币贬值能增加出口额;当β2<0时,认为本币贬值能降低进口
额。

此外,一般认为α
1
>0,即外国收入的增加倾向于增加对本国出口产品的需求;但如果外国收入的增长
是由进口替代品的增加而引起的,则可能有α
1
<0的情况发生。

同样,一般认为β1>0,但也不排除出现β1 <0的可能[11]。

21数据的选取和换算
(1)数据选取。

各变量的样本数据选取的是1999年第1季度～2007年第4季度的季度数据。

原始数据来源如下:我国G DP来源于国家统计局国民经济核算司编写的《中国季度国内生产总值核算历史资料》(2008年2月出版);我国CPI数据来源于中国宏观经济信息网;美国G DP V olume(2000=100)以及美国CPI (2000=100)来源于国际货币基金组织International Financial Statistics数据库;我国对美国进出口数据来源于国际货币基金组织DOTS数据库;人民币与美元的名义汇率来源于国家外汇管理局网站。

(2)数据换算。

人民币兑美元汇率的季度数据是根据国家外汇管理局网站1999年1月1日～2007年12月28日所有交易日的数据按季度简单平均得到;我国CPI指数取自中国宏观经济信息网,美国G DP (2000=100)的不变价指数、美国CPI(2000=100)指数直接取自IFS数据库,这些数据无需换算;通过E-mail联系I MF统计部数据传播和客户服务组和我国国家统计局得知IFS上的进出口贸易季度数据和我国的G DP季度数据均为未经季节调整的数据,同时考虑到G DP和进出口贸易受季节因素影响较大,因此首先利用Eviews5.0对我国G DP、我国对美国的出口额和我国从美国进口额进行季度调整。

最后,求出它们以2000年为基期的定基指数。

四、实证分析
传统的时间序列分析方法一般都假定所用的时间序列数据是平稳的。

然而,实际上绝大多数宏观经济和金融时间序列数据都有非平稳的特性。

对这些不平稳的经济变量序列进行回归分析,将产生“伪回归”结果。

此时,传统的统计量如R2、t检验、F检验等不能再用来作为判别非平稳时间序列之间是否存在回归关系的依据。

也就是说,“伪回归”使计量经济分析看起来很理想,却存在很大的欺骗性。

1978年En2 gle和G ranger在《计量经济学》上发表题为“协整和误差修正:表示、估计和检验”的论文,该论文对非平稳序列回归所产生的“伪回归”现象提出了较为有效的、开拓性的解决思路。

Engle和G ranger共同提出了协整向量估计和检验的EG两步法,但是该方法的局限在于:当我们研究的序列个数不止两个时,这些序列间可能存在不止一种协整关系,进而误差修正模型也会发生变化。

而EG两步法只能处理有一种协整关系的情况。

S.Johansen和Juselius建立了JJ协整检验方法,克服了EG两步法的上述局限性[12,13]。

本文的实证分析思路是:先对各经济变量时间序列进行单位根检验,再对相关序列进行JJ协整检验,并得出各方程变量间具有长期稳定的协整关系。

最后,用VEC M模型来考察各方程变量间短期动态调整过程。

11各变量时间序列的平稳性检验
由于现实经济中的许多变量时间序列数据都是非平稳的,为了防止伪回归的产生,在进行实证分析前,我们先利用ADF检验对各变量时间序列进行平稳性检验。

本文采用增广的迪基-福勒(ADF)平稳性检验方法。

用Eviews5.0检验的具体结果如下表:
变量名称检验形式
(C,T,L)
ADF检验统计量1%水平临界值5%水平临界值10%水平临界值检验结果
lnY d(C,T,3)-1.077281644-4.262734896-3.552972849-3.209642375不平稳dlnY d(C,0,2)-11.05099355-3.646342448-2.954021498-2.615817272平稳lnY f(C,T,1)-1.386933898-4.252878693-3.548490483-3.207093726不平稳dlnY f(C,0,1)-5.163943791-3.646342448-2.954021498-2.615817272平稳lnEX(C,T,0)-1.523393-4.252879-3.54849-3.207094不平稳dlnEX(C,0,0)-5.221462-3.646342-2.954021-2.615817平稳lnI M(C,T,0)-3.207094-4.252879-3.54849-3.274437不平稳dlnI M(C,0,1)-6.349119-3.646342-2.954021-2.615817平稳lnRe(C,O,2)-1.947141-3.639407-2.951125-2.6143不平稳dlnRe(C,0,0)-4.34957-2.636901-1.951332-1.610747平稳
注:(1)检验形式(C,T,L)中的C、T、L分别表示ADF检验中的常数项、时间趋势项和滞后阶数;(2)“3”表示在1%的显著性水平下拒绝原假设;(3)滞后阶数根据AIC值和SC值最小原则来确定。

上表中的ADF检验结果表明,中美各变量在差分前其ADF统计量都大于1%、5%和10%水平临界值,因此认为它们都是非平稳序列。

而以上各变量的一阶差分的ADF检验统计量都小于所给出的1%水平临界值,这表明这些变量的一阶差分都为平稳时间序列。

从而知各变量序列都为一阶单整I(1)序列。

21各方程协整关系检验
从上面各变量时间序列的平稳性检验结果可知,模型中所有变量时间序列都是一阶单整的。

因此,我们可以进一步来检验它们之间是否具有协整关系,也即检验他们间是否具有长期的、稳定的均衡关系。

下面将进行向量自回归的特征值轨迹检验,以确定各变量之间是否存在协整关系及存在几种协整关系。

如果向量之间只存在一种协整关系,则将进口需求方程(5)和出口需求方程(6)进行估计,并得到经过标准化的协整关系式,进而依协整关系式分别确定进、出口与各变量之间的长期稳定均衡关系。

对方程(5)、(6)中各时间序列进行协整检验的结果如下表:
我国对美国出口需求方程各变量协整关系检验结果
原假定协整向量数特征值迹统计量5%水平临界值最大特征值统计量5%水平临界值r=030.55772338.2585735.1927526.921992 2.29962
r≤10.21676111.3365820.261848.06248315.8921
r≤20.094452 3.2741019.164546 3.2741019.164546
我国对美国进口需求方程各变量协整关系检验结果
原假定协整向量数特征值迹统计量5%水平临界值最大特征值统计量5%水平临界值r=030.53522241.1754635.1927523.7520522.29962
r≤10.33005317.4234120.2618412.4172415.8921
r≤20.149124 5.0061699.164546 5.0061699.164546进口需求方程标准化协整参数出口需求方程标准化协整参数lnI M D lnRE lnY D C lnEX D lnRE lnY F C
10.50980-1.24428-1.971671-0.855634-8.79147541.71721
(1.16938)(0.16190)(7.18863)(0.67162)(0.45766)(2.70460)
进、出口方程JJ协整检验结果表明,在5%显著性水平下,拒绝原假设H0:秩r=0,而不拒绝原假设H0:秩r≤1。

,进、出口方程变量之间分别存在长期的、均衡的稳定关系。

于是,我们可以得到进、出口两方程的标准化协整方程为:
lnI M=1.97167-0.5098lnRE+1.24428lnY D(7) lnEX=-41.7172+0.855634lnRE+8.791475lnY F(8)从协整方程(7)、(8)可以看出:(1)人民币实际汇率对中美进口需求影响弹性为-0.5098,对出口需求的影响弹性为0.855634,两者绝对值之和等于1.453634>1,于是我们认为中美实际汇率变动对两国进出口的影响满足M L条件。

(2)中、美G DP弹性分别为1.24428和8.791475。

这表明我国G DP每增加1%将使我国从美国进口增加1.24428%,而美国G DP每增加1%我国对美国的出口将增加81791475%,这充分反映了我国长期以来实行出口导向型经济战略的现实。

(3)从进出口对实际汇率的弹性来看,实际汇率贬值1%将导致我国出口增加0.855634%,同时进口将减少0.5098%,这说明了我国进口相对缺乏弹性而出口产品富有弹性。

31向量误差修正模型(VEC M)分析
前面我们通过协整分析得出了中美进、出口方程各变量间存在长期稳定的均衡关系。

但是,短期内各个经济变量之间往往会出现失衡状态,下面我们将利用向量误差修正模型(VEC M)来研究各个经济变量之间的短期动态调整过程。

各方程误差修正项如下表:
误差修正项D(lnI M)D(lnEX)
EC1-0.692019-0.772054
-0.22283(-0.73515)
[-3.10554][-1.05020]
从上表我们可以看出:(1)我国对美出口方程的误差修正项系数为负,且在统计上是显著的。

这说明在每个季度里lnEX的实际值与其长期均衡值的差距约有77%得到修正,lnEX在受到短期干扰后能以很快的速度调整到长期均衡的路径上。

(2)我国对美进口方程的误差修正项系数为负,且在统计上是显著的。

这说明在每个季度里lnI M的实际值与其长期均衡值的差距约有69%得到修正。

41脉冲反应分析
向量误差修正模型(VEC M)研究了中美进出口各方程因变量在受到短期干扰后向长期均衡路径的调整速度,但并没有分析汇率波动对进出口短期冲击的动态过程。

下面我们将利用脉冲反应函数来对此进行分析。

进、出口对汇率一个标准差冲击的反应过程如下图所示:
从图中可以看出:(1)实际汇率lnRE一个标准差的正向冲击在前2期将引起我国对美国进口大幅减少,在随后的2～5期内逐渐恢复,并于第7期起开始趋于稳定。

出现这样的情况的原因是:在lnRE增加即人民币贬值冲击时,由于从美国进口的成本相对提高,在前几期内进口企业将减少(或暂缓)从美国进口,改从其他发达国家进口相应替代品。

几期过后,汇率变动反应到世界产品价格变动的传递过程结束,各国相类似产品价格趋于一致,于是我国从美国进口又开始增加,并在第7期后趋于稳定。

但进口量不会恢复到原来值,因为我国将会用一些国内产品替代进口品。

(2)实际汇率的贬值,将会在前3期内增加我国对美出口。

待企业将其存货出售完和企业生产能力充分利用后,对美出口将开始减少,这一现象在图中第3期到5期得以反应。

第5期以后,由于出口企业生产规模的扩大,这导致我国对美出口进一步增加。

出现对美出口持续增加的原因主要有:一是我国作为发展中国家充分利用后发优势、劳动力成本优势以及我国劳动生产率显著提高使我国多年保持经济快速稳定增长;同时,产品技术含量和产品质量得到很大的提高,这些为我国增大对美国出口贸易量奠定了基础。

二是由于研究样本期间内,我国加入世界贸易组织,这使我国能在较小贸易保护的情况下更多地向美国出口产品。

(3)人民币实际汇率贬值并没有在短期内导致我国对美进(出)口增加(减少),随后再减少(增加)的现象,也即我国对美贸易的J效应曲线并不存在。

其原因在于:从进口方面来说,样本期内我国正式加入WT O,因此当美元升值时,我国进口企业会转从其他发达国家进口可替代产品。

从出口方面来说,由于我国经济处于飞速增长阶段,不仅出口产品数量、种类增多而且产品质量和技术含量等方面都有很大提高,因此人民币对美元实际汇率贬值将会极大地促进我国对美出口。

五、结论与启示
从前面人民币实际汇率波动对中美进、出口影响的实证分析中,我们可以得到如下结论和启示: 11长期来说,中美进、出口贸易与人民币实际汇率存在稳定均衡关系。

进出口汇率弹性绝对值等于1.453634>1,即M L条件成立。

21人民币实际汇率的变动对中美进、出口贸易的影响均不存在J曲线效应。

这说明人民币实际汇率变动对中美进、出口贸易的影响不存在时滞效应,或者说汇率变动对中美进出口贸易的影响被经济中其他更为主要的变化所掩盖。

31人民币实际汇率贬值能极大地促进我国对美出口。

但是对于我国这样经济快速增长的发展中国家来说,人民币实际汇率长期低估不利于我国经济长远、可持续发展。

因为在人民币低估的情况下,我们大量消耗本国资源,生产出大量廉价产品。

这些产品在满足众多国外消费者需求的同时也因生产时的高能耗和高污染而给我国的可持续发展带来沉重的压力。

同时,我国用廉价产品换回大量美元,但如果我们不善于利用这些美元进行投资,我们将不仅要向美国支付“铸币税”还将支付巨额的“通货膨胀税”。

对拥有巨额美元外汇的我国来说,这方面的损失是巨大的。

同时,握有巨额美元外汇,也是妨碍人民币加速升
值的魔咒。

面对当前美国经济陷入衰退以及世界能源危机的复杂外部情势,我国应该加速美元外汇在能源、矿产以及土地等资源上的全球性战略配置,以减少因美元贬值而导致的巨额损失。

41依巴拉萨—萨缪尔森效应,在我国劳动生产率、产品科技含量快速提高的今天,人民币升值是必然趋势。

从本文实证结果来看,长期来说,我国对美进出口贸易满足M L条件。

因此,长期来看,人民币汇率的升值将会恶化我国对美贸易收支。

从微观层面上看,甚至还会使一些生产出口产品的企业破产倒闭。

但这对存在巨额双顺差的我国来说,这正是淘汰落后生产技术和破产(重组)缺乏竞争力企业的重要战略机遇。

汇率升值也将对我国生产企业加强节能降耗管理、加快技术改造和产品升级步伐、提高我国企业技术研发和产品创新能力等方面具有重要的促进作用。

我们要充分利用好这一重要的战略机遇。

51我们应该缜密跟踪分析宏观经济调控和各种经济冲击对我国微观经济主体和宏观经济局势的影响,采取积极有效的政策措施防止因人民币汇率升值导致部分企业倒闭而引发经济和金融危机。

总之,从实证分析表明,人民币实际汇率变动对中美进、出口贸易短期影响并不明显,但长期影响显著(毕竟两国间汇率反应了一国获取另一国资源的成本)。

因此,在当前的国际、国内形势下,我国应该尽快转变对外依存度太高的出口增长模式,加速产业结构调整和升级,加快具有现代企业制度的新型企业的建立和培育,通过构建坚实的微观经济基础以应对日益复杂的外部冲击。

同时,我国应该尽快完善人民币汇率形成机制,促进外汇市场发展,加强市场监管水平,促进市场主体增加,丰富交易工具,并逐步实现藏汇于民战略,规避外汇国家持有而带来的巨大系统风险。

[参　考　文　献]
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责任编辑:纪国义An Empirical Study of the Impact of RM B Real
Exchange Rate on China2US Import and Export Trade
Z ou Chong2en,Li Bao2ren
(C ollege of Economics,Beijing T echnology and Business University,Beijing100048,China) Abstract:The im pact of the fluctuation of RM B real exchange rate on China2US im port and export trade is not very ev2 ident in the short term,but will be significant in the long run.Therefore,it is essential to trans form the export growth pattern,which is dependent on foreign trade to a large degree,as quickly as possible in current domestic and interna2 tional situation.It is als o necessary to upgrade industrial structure and set up and develop a m odern enterprise system. Then,the increasingly com plicated external im pact can be dealt with by building a s olid microeconomic foundation.It is still vital to im prove currency regime to av oid the huge risk.
K eyw ord:real exchange rate;im port and export trade;RM B;China2US。