人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析_谷宇
人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析
谷 宇 高铁梅＊
内容提要 本文通过建立G A R C H模型及误差修正模型,分析了人民币汇率波动性及其对中国进出口的长短期影响。分析表明:在长期内,人民币汇率波动性对进口、出口的影响显著不同,对进口表现为正向冲击,对出口表现为负向冲击。在短期内,对进口、出口都表现为负向冲击,但对进口的冲击效应稍大。从长期来看,人民币实际有效汇率的波动性扩大能一定程度上降低贸易顺差。本文分析还表明,中国出口主要受贸易伙伴国实际收入及F D I的推动,且出口对价格变动很敏感;中国进口的增长则主要受中国实际收入增长的推动,且对价格变动不敏感。汇率波动性对中国进出口影响的显著不同反映了中国经济内外需求不均衡,贸易结构、贸易方式不合理等经济中深层次矛盾。
关键词 汇率波动性进口出口均衡汇率
一引言
自中国在2005年7月实施人民币汇率形成机制改革以来,人民币对美元汇率表现出持续升值的状态。与此同时,中国仍然呈现“双顺差”局面,2006年的贸易顺差达1774.7亿美元,外汇储备截至2006年末超过1万亿美元。据此,一些经济学家指出:由于实际有效汇率①才是影响一国贸易收支的关键因素。因此上述局面形成的主要原因是人民币实际有效汇率在汇改后并未显著升值,货币当局应进一步关注人民币实际有效汇率的变动。他们认为货币当局应扩大人民币汇率的波幅,并预计人民币汇率波幅的扩大将导致汇率在双边波动的情况下加速升值。也有一些学者则强调汇率对调节贸易收支的作用有限,认为应保持汇率的相对稳定,避免汇率大幅波动对中国进出口造成冲击。本文认为,上述争议的焦点可以归结到人民币在汇改前后,实际有效汇率的水平值和波动性究竟如何影响中国的对外贸易。由于实际汇率升值一般会恶化贸易收支,因此本文主要关注人民币实际有效汇率波动性对中国进出口的影响。
布雷顿森林体系崩溃后,很多国家的名义汇率和实际汇率都出现了大幅波动,很多经济学家都研究
＊①谷宇:吉林大学商学院 130021 电话0411-********电子信箱:c r e s c e n t c r y s t a l@163.c o m;高铁梅:东北财经大学数学与数量
经济学院 辽宁大连 116025 电子信箱:g a o t i e m e i@163.c o m。
本文得到国家社科基金项目(项目号:05B J Y013)及国家自然科学基金项目(项目号:70673009)的资助。作者感谢匿名审稿人的宝贵建议,当然文责自负。
一国实际有效汇率是指根据贸易权重确定的该国货币与其所有贸易伙伴国货币双边名义汇率,在剔除各国通货膨胀因素后的加权平均数。实际有效汇率不仅考虑了所有双边名义汇率的相对变动情况,而且还剔除了通货膨胀对货币本身价值变动的影响,能够综合地反映本国货币的对外价值和相对购买力。
了汇率波动性对贸易的影响。在理论分析上,主要存在汇率风险对贸易产生负向和正向影响的两种对立观点。一派观点认为由于汇率的波动性导致贸易中的风险增加,特别是当贸易商无法通过金融工具来避险或者避险成本过高的时候,风险厌恶的厂商会选择降低他们的贸易量(H o o p e r a n dK o h l h a g e n,1978);另一派观点则认为汇率的波动性可能对贸易产生正向的影响。他们从期权定价的理论出发,认为未执行的贸易合同相当于期权,风险越大,收益越大。因此汇率波动性导致的风险反而可能增强贸易商的出口意愿并增加他们的利润(S e r c ua n d V a n h u l l e,1992;D e l l a s a n d Z i l b e r f a r b,1993)。经验研究的结果表明,汇率波动性同贸易之间的关系并不明晰。与上述观点不同,一些近期的研究则认为不能从理论上判定汇率波动性同贸易量之间的关系(B a r k o u l a s e t a l.,2002)。C o t e(1994)在一篇综述性文章中给出的结论认为:无论是从总量还是从双边贸易上看,大量的研究并不能给出汇率波动性同贸易之间明确的系统关系。
有关人民币汇率对贸易的影响也是近年来的研究热点,但大多集中在考察汇率水平值对进出口总量和贸易收支的影响方面,考察波动性对贸易影响的相对较少。少数有关人民币汇率波动性和进出口关系的文献都给出了人民币汇率波动性将对出口产生负向冲击的结果(C h o u,2000;曹阳与李剑武,2006)。李广众和V o o n(2004)关注了汇率波动性对制造业不同部门的影响,他们的研究表明汇率波动性对制造业中各细分行业出口的影响是不同的,并不都表现为负向冲击。
在国内外学者研究的基础上,本文主要在以下几个方面进行了拓展:首先,不同于国内相关研究,本文基于均衡汇率模型,应用中国经济基本面数据建立了人民币实际有效汇率的G A R C H模型,并根据此模型得出的条件方差度量了人民币汇率波动性。其次,本文构建了包含汇率风险(汇率波动性)和F D I (F o r e i g n D i r e c t e d I n v e s t m e n t)的进出口模型,并应用协整方程和误差修正模型分析了汇率波动性在长短期内对中国贸易的影响。本文在分析中还包含了相对进出口价格变量,以包含贸易商在应对汇率波动性时,可能同时调整贸易量及价格的假设。最后,考虑到中国进口商、出口商在市场竞争地位、利润空间等方面的差异,本文分别考察了人民币汇率波动性对中国进口和出口的影响。
二包含汇率波动性及F D I的非完全替代进出口模型
对中国而言,人民币汇率波动性与贸易量的总体关系可能更加复杂。一方面,中国经济处于转轨阶段,贸易主体的风险意识和市场地位等发生着迅速变化;另一方面,中国金融体系还在发展之中,人民币远期交易、掉期等避险工具还未被进出口企业所普遍使用。上述因素使得难以判断究竟何种模型更适合用来研究中国的具体情况,因此本文直接将人民币汇率波动这一风险因素引入中国的进出口模型,以进一步考察汇率波动性与进出口的相互关系。
本文进口和出口模型是参照G o l d s t e i n和K a h n(1985)以及H o o p e r和K o h l h a g e n(1978)的研究建立的。他们的模型是典型的两国非完全替代模型,其关键假设是无论进口或出口都不是国内商品的完全替代品。其中,模型的进口方程在进口部门实现均衡,即在进口需求等于进口供给的情况下,推导出简化形式的进口均衡方程。同样的,在出口部门实现均衡时得到简化形式的出口方程。进口均衡方程为:
M=f1(Y r,R P M,V e),M
Y r
>0,
M
R P M
<0,
M
V e
≠0(1)
方程(1)中M表示的是本国的实际进口量;Y r表示的是本国收入,衡量本国对外国商品的需求能力; R P M表示本国进口商面对的实际相对进口价格,由名义进口价格除以本国国内商品价格水平得出,衡量进口品同国内商品之间的替代性;V e表示汇率波动性。考虑到中国国内需求不足,进口主要由本国实际收入和相对进口价格决定,受进口供给能力影响较小,因此未在进口方程中包含衡量外国供给能力的产 人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析
出水平变量。方程(1)表明本国进口随本国收入的增加而增加,相对进口价格的增加而下降,而汇率波动性对进口影响不确定。出口均衡方程为:
X =f 2(Y f r ,R P X ,V e ), X Y f r >0, X R P X <0, X V e ≠0(2)
方程(2)中X 表示的是本国的实际出口量;Y f r
表示的是外国实际收入,衡量外国对本国商品的需求能力;R P X
是本国出口商面对的实际相对出口价格,应用名义出口价格除以外国商品价格水平得出,衡量国内商品同外国商品间的相对替代性;V e
表示汇率波动性。与进口方程类似,在出口方程中未包含衡量中国供给能力的产出水平变量。方程(2)表明本国出口随外国收入增加而增加,相对出口价格的增加而下降,而汇率波动性对出口影响不确定。
进一步,本文将F D I 这一变量引入进出口方程,这主要出于以下考虑:首先,中国改革开放以来,一直实行吸引外商投资的产业政策,这种产业政策同世界产业转移趋势一起,使得外商投资企业在中国迅猛发展。从1997～2006年,外商投资企业进出口占中国进口和出口的比重都在40%以上,特别是在中国加入世界贸易组织(W T O )以后,这一比重更是达到50%以上。而F D I 作为间接衡量外商投资企业在中国发展规模的指标,进出口总量同F D I 之间的关系是相当紧密的。其次,外商投资企业可能因其母公司为跨国公司而导致进出口行为不同于中国的国有或民营企业。M a k i n (1978)从公司财务的角度出发,认为当跨国公司以不同币种对其资产和债务进行配置时,实质上相当于进行资产组合。在这一资产组合中,即使某项资产因汇率变动导致其收益风险变大,但这项资产仍然可能因优化了整个投资组合而被跨国公司所持有。基于此,如果将企业的进出口行为视为一种投资行为,则汇率风险导致跨国公司某项进出口决策的收益风险加大时,跨国公司仍可能从全局考虑,坚持进出口的行为甚至扩大进出口总量。最后,作为一种中长期投资行为,汇率波动性与F D I 之间的关系也非常紧密(A i z e n m a n ,1992)。
因此,依照H o o p e r 和K o h l h a g e n (1978),尽管方程(1)和(2)可能是非线性的,但仍可能将其转化为对数线性化的形式,并引入F D I 这一变量得到扩展的进出口方程(3)和(4)作为本文的基准分析框架:
l n M t =α0+α1l n Y r ,t +α2l n R P M ,t +α3l n F D I t +α4l n V e ,t +μ1,t
(3)l n X t =β0+β1l n Y f r ,t +β2l n R P X ,t +β3l n F D I t +β4l n V e ,t +μ2,t (4)
三基于均衡汇率理论和G A R C H 模型度量汇率波动性
由于汇率波动性不能直接观测到,因此必须给出适当的量度。在相关文献中,多采用双边汇率或有效汇率①的汇率标准差的移动平均值(B i n i -S m a g h i ,1991;K e n e n a n d R o d r i k ,1986)和基于G A R C H 模型得到的条件方差(K r o n e r a n d L a s t r a p e s ,1993)来衡量汇率的波动性。与移动平均方法相比,由于G A R C H 模型能够反映高频数据所表现出的条件方差的时变特性及正向的自相关特性(聚类现象),因此近来被广泛应用在波动性的度量上。G A R C H (p ,q )模型的一般形式如下(高铁梅,2006):
均值方程:Y t =α0+α1X 1,t +…+αk X k ,t +εt
(5)条件方差方程:σ2
t =ω+∑q
j =1βσ2t -j +∑p i =1αi u 2t -i
(6) C h o u (2002)和曹阳与李剑武(2006)都采用了G A R C H 模型来度量人民币汇率波动性,均值方程采取A R (a u t o r e g r e s s i v e )形式,即人民币汇率基于自身滞后项进行回归的形式,隐含了人民币汇率是随机游走谷 宇 高铁梅
①在考察双边贸易时,应用双边名义汇率或实际汇率;考察一国进出口总量时,应用名义或实际有效汇率。
过程的基本假设。从预期角度分析,这种度量方式相当于经济人根据汇率变动的滞后信息进行一种事后判断,是对汇率波动性的适应性预期。这种度量更强调波动性是汇率从一期到另一期的变动,而未包含在更长阶段内对汇率可能的变动趋势的判断。但在实际中,如果贸易商进行的是长期决策,贸易商可能不会关心汇率在滞后几期内的变动,而是更关注汇率的长期变动趋势以及实际值同这一长期趋势的可能偏差(C o t e ,1994)。B a r k o u l a s 等(2002)也认为汇率变动是由一个均值过程和一个扰动项构成的。经济人通过对宏观经济基本面的观测来判断汇率的均值过程,而汇率波动性则来自对汇率扰动项的条件方差的观测。
借鉴上述研究,本文认为:在近年来中国宏观经济基本面持续向好、国内外对人民币普遍持有升值预期的情况下,贸易主体可能并非简单地对汇率波动进行适应性预期,而可能更倾向于基于宏观经济基本面对汇率的均衡水平进行理性预期,并通过观测汇率实际值同均衡值的偏差的统计特性来预测汇率在未来一个阶段的风险(波动性),最终将这一风险因素引入贸易决策。因此,本文不再采取C h o u (2002)等人的方法,而是借鉴均衡汇率理论并参照国内有关均衡汇率的研究(施建淮、余海丰,2005;张斌,2003),应用宏观经济基本面拟合人民币实际有效汇率,即构建G A R C H 模型中的均值方程,并通过G A R C H 模型的方差方程得到的条件方差来衡量汇率波动性。
近期的相关研究倾向于基于行为均衡汇率模型来选择影响人民币汇率的经济基本面变量,这些变量一般包括可贸易部门生产力发展水平、净对外资产、政府消费、开放度、贸易条件等变量。可贸易部门的生产力水平相对非可贸易部门的提高,就会因巴拉萨-萨缪尔森效应导致整体价格水平的上升,从而对汇率产生升值压力;净对外资产水平的提高,会提高一国的偿债能力,也将导致汇率升值;政府支出的提高一般意味着对非贸易品消费的增加,这将促使非贸易品价格的上升,导致汇率升值;开放度的提高,意味着贸易壁垒的下降,可能导致贸易收支恶化,引起汇率贬值;贸易条件的改善,意味着国际收支的改善,也会导致汇率升值。在本文中,应用中国生产力发展水平来替代可贸易部门的生产力水平,应用外汇储备替代净对外资产,应用政府支出替代政府消费。在此基础上,本文还将考察加入W T O 和汇改这两个结构性因素对人民币实际有效汇率的影响。
因此,本文在方程(7)中应用经济基本面变量———中国生产力发展水平(Y t
),外汇储备占G D P 比重(R E S t )、政府支出占G D P 比重(G t )、开放度(O p e n t )和贸易条件(T o t t )对人民币实际有效汇率(r e e r t
)进行回归。①同时,本文还包含了结构变量D 1(2001年4季度前取0,4季度后取1)和D 2(
2005年3季度前取0,3季度后取1),分别考察加入W T O 和汇率制度改革的结构性影响。结果如下:
②r e e r t =19.34(16.30)Y t +8.72(3.20)R E S t +18.94(4.36)G t -11.38(-3.04)O p e n t +62.33(5.60)T o t t -7.10(-2.94)D 1-7.31(-3.76)
D 2+u t (7)σ2t =0.38(1.86)-0.17(-1.93)u 2t -1+1.15(24.22)
σ2t -1R 2=0.84D .W .=1.56
估计结果表明上述经济基本面变量及结构变量的线性组合对人民币实际有效汇率的运行轨迹进行了很好的拟合(见图1)。结果表明各经济基本面变量对汇率的作用同理论阐述是一致的。而加入W T O 和汇改这两个结构变量都是显著的。中国加入W T O 后,各种关税及非关税壁垒大幅降低或逐步消除,对外开放度持续提高,因此这一结构因素对人民币汇率产生了贬值压力;而2005年实施的汇改标志着人民 人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析
①②数据区间是从1994年1季度到2006年3季度,对各数据进行了季节调整。人民币实际有效汇率r e e r 来自于I F S (I n t e r n a t i o n a l F i -n a n c e S t a t i s t i c s ),其值上升表示升值,下降表示贬值。对五个回归变量进行了对数变换,其中生产力发展水平:中国实际G D P ;贸易开放度:进出口总额实际值占实际G D P 比重;贸易条件:中国出口价格指数与中国进口价格指数之比(2000年为基期)。上述数据分别来源于中国经济信息网、海关统计和I F S ,由于进行经济普查,2005年的G D P 数据与以前年度数据不可比,本文利用国家统计局修正后的2000～2004年的年度G D P 数据与原来的年度G D P 相比,将得到的比率对原来的季度G D P 的数据进行等比扩大,得到了估算的季度G D P 数据。
括号中的值为z 统计量。均值方程的残差通过了稳定性检验。
币汇率市场化进程的加快,有利于释放长期积累的人民币升值压力。
图1表明中国实际有效汇率并未在很大程度上偏离经济基本面决定的均衡汇率。人民币汇率在1994年汇率并轨后直到1998年初一直呈升值趋势。这同此阶段中国生产力发展水平不断提高、外汇储备持续增加以及政府财政支出的增加是紧密联系的。1997年亚洲金融危机发生之后,中国实施钉住美元的汇率政策,坚持人民币不贬值,中国外贸和投资都受到一定程度的冲击,经济发展速度减缓,同时外汇储备减少,导致人民币汇率高于均衡水平,出现一定程度的高估。2001年中国加入W T O 后,进出口总额迅猛增长,贸易开放度大幅增加,中国G D P 和外汇储备都保持了较高增速,但贸易条件出现一定程度的恶化,这些因素的共同作用使得人民币均衡汇率下降。而人民币实际有效汇率在2002年后也因美元的贬值而出现持续贬值,并在2005年左右开始低于均衡汇率水平
。
图1 人民币实际有效汇率(实线)及拟合值(虚线) 图2 人民币实际有效汇率波动性σt
根据方程(7)的估计结果,本文得出人民币汇率波动性的量度(V e =σt
),即将模型得出的条件方差作为汇率波动性(见图2)。图2中汇率波动性的运行轨迹表明人民币汇率波动性同汇率与其均衡水平的偏离程度及外界对汇率的预期是紧密联系的。由于中国在1994年的汇率并轨对人民币实施了大幅贬值,并且这一阶段中国整体经济和外贸运行良好,外界对人民币形成了升值预期;同时人民币实际有效汇率也持续上升,未显著偏离均衡水平,汇率变动方向同预期一致,因此u t
较小,汇率波动性较小。而1997年末,由于亚洲金融危机的影响,外部对人民币形成了强大的贬值预期,而人民币坚持不贬值,变动同预期不一致,u t 变大,注意到方程(7)的方差方程中的u 2
t -1的系数为负,因此增大的条件方差导致汇率波动性σt
减少。在2001年加入W T O 后,中国外贸顺差和外汇储备持续增长,人民币升值预期不断加强,人民币汇率偏离均衡水平的程度提高,并在2005年出现较大水平的低估,u t
的变大又迅速导致了汇率波动性的减少。2005年7月中国汇改实施后,人民币升值预期仍然存在,而人民币实际有效汇率在2006年仍然低于其均衡水平,这导致了汇率波动性的持续减小。四汇率波动性对中国贸易的冲击效应
为研究汇率波动性同中国进出口之间的关系,本文采取E n g l e -G r a n g e r (1987)提出的两步法,首先基于方程(3)和方程(4)判断变量间是否存在长期协整关系,然后在变量协整关系的基础上建立误差修正模型来分析变量间的短期冲击效应。谷 宇 高铁梅
(一)进出口方程数据的处理及平稳性检验
进口方程采用的各变量的含义和处理方法如下:M 表示中国的实际进口额,用名义进口额除以进口价格指数计算得出;X 表示中国的实际出口额,用名义出口额除以出口价格指数计算得出;Y r
表示中国的实际收入,用实际G D P 来进行衡量;Y r f 表示中国主要贸易伙伴国的实际收入,是美国、日本、德国、荷兰、英国、韩国6国的以美元计的实际G D P 加总后再乘以人民币对美元汇率得到的;R P M 表示中国相对进口价格指数,由商品进口价格指数除以C P I 得到;R P X
表示中国的相对出口价格指数,由中国商品出口价格指数除以世界出口价格指数得到;F D I 表示以人民币计的外商投资实际利用额;V e
表示人民币实际有效汇率的波动性。数据样本期间为1997年1季度到2006年3季度,上述数据分别来源于中国经济信息网、海关统计和I F S ,中国进出口价格指数、世界出口价格指数和C P I 都是以2000年为基期计算得出的。
本文首先应用A D F 检验考察数据的平稳性,检验结果如表1。结果表明各变量的原值都是I (1)过程,而各差分变量都是I (0)过程,因此各变量单整阶数一致,可以使用E n g l e -G r a n g e r 的两步法来判断变量间的长短期关系。
表1
变量的A D F 检验结果变量
检验形式t 统计量变量检验形式t 统计量l nM
(1,n t ,c )-0.10■l nM (2,n t ,n c )-2.31＊＊l nX
(8,n t ,c )2.06■l nX (1,n t ,n c )-2.12＊＊l nY r
(1,n t ,c )0.61■l nY r (2,n t ,n c )-3.89＊＊l nY r f (0,n t ,c )
-0.74■l nY r f (0,n t ,n c )-6.31＊＊l nR P M (1,n t ,c )
-3.42■l nR P M (0,n t ,n c )-7.78＊＊l nR P X (8,n t ,c )
-1.55■l nR P X (8,n t ,n c )-3.07＊＊l nV e (1,n t ,c )
-2.57■l nV e (0,n t ,n c )-4.88＊＊l nF D I (0,n t ,c )-2.49■l nF D I (0,n t ,n c )-6.85＊＊ 说明:表中的A D F 检验的最大滞后阶数为12,(n ,n t ,c )表示(滞后阶数,无趋势项,有截距)的检验形式,(n ,n t ,n c )表示(滞后阶数,无趋势项,无截距)的检验形式,其中的滞后阶数是根据S I C 准则所确定的。＊＊号表示5%的置信度下拒绝原假设。(二)汇率波动性对进口的影响1.汇率波动性对进口的长期影响。首先针对模型(3)估计中国进口的长期均衡方程,由于l n F D I 在统计上不显著,因此进口方程中未包含l n F D I ,得到进口长期均衡方程(8),括号中的值为t 统计量,残差u 1
检验结果表明是平稳的。
因此,中国进口、实际收入、
相对进口价格、汇率波动性
之间存在协整关系:
l n M t =-14.90(-28.82)+1.78(56.48)l n Y r ,t -0.16(-2.76)l n R P M ,t +0.06(2.15)
l n V e ,t +u 1,t (8)方程(8)表明中国进口主要受实际收入水平拉动,G D P 每上升1%,进口将上升1.78%。近年来,中国G D P 增速都保持在10%左右,这显著带动了进口增长。但由于中国多年实施以出口和投资拉动经济增长的增长模式,内需不足,因此由居民最终消费引致的进口需求增长有限,更多的进口需求来自于国内投资引致的进口需求和加工贸易导致的对进口产品的刚性需求。
国内投资势头的高涨和加工贸易比重的居高不下,使得中国对国际市场的能源、原材料、加工设备和关键零部件等很多进口产品都产生了过度依赖,这又导致中国对进口产品议价能力的降低。近年来,中国进口价格指数持续上升,2006年比2000年上涨了30%左右,而中国国内的价格水平则保持在较低的水平,相对进口价格表现为明显的、持续的增长。在此阶段,中国进口仍维持了较高增速,这充分表明了中国进口M 对相对进口价格R P M
变动不敏感,正如方程(8)所估计的,进口价格弹性只有-0.16。关于汇率波动性对进口的影响,根据方程(8)的估计,汇率波动性对进口产生了正向冲击。本文认为,这一结论首先印证了对中国进口的国际厂商所处的强势地位和拥有的丰厚利润空间。根据G i o v a n n i - 人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析
n i (1988)等人的研究,汇率波动性对进出口厂商的影响,取决于他们在签订贸易合同时,究竟由哪一方来承担汇率风险(以哪一方货币进行结算),这就意味着拥有强势地位的国外厂商可以将汇率风险转嫁到中方。另外,根据H o o p e r 和K o h l h a g e n (1978)的研究,拥有强大议价能力的国外厂商在面临汇率风险时,可能调整其产品价格,而并不降低出口量。再者,人民币汇率风险对中国进口的正向冲击也证实了发达国家的贸易商可以利用金融市场来进行避险,甚至套利。本文认为,正是上述机制的共同作用使得人民币汇率波动对中国进口产生了正向冲击。
2.汇率波动性对进口的短期影响。在得出了汇率波动性同中国进口之间的长期关系后,可以进一步建立误差修正模型。首先定义误差修正项e c m 1,t =u 1,t
,然后建立进口的误差修正模型(9):Δl n M t =c +α0e c m 1,t -1+∑n
i =1α1i Δl n M r ,t -i +∑n i =0α2i Δl n Y r ,t -i +∑n i =0α3i Δl n R P M ,t -i +∑n i =0α4i Δl n V e ,t -i +ε1,t (
9) 表2 中国进口方程E
C M 估计结果变量系数标准差t 统计量p e c m 1,t -1-0.230.10-2.370.02Δl nM t -10.910.127.580.00■l nY r ,t -16.011.444.180.00■l nY r ,t -2-6.312.41-2.610.01■l nY r ,t -35.072.362.150.04■l nY r ,t -4-3.291.31-2.510.02■l nR P M ,t -0.750.10-7.670.00■l nR P M ,t -40.200.092.080.04■l nV e ,t -1-0.030.01-2.330.03■l nV e ,t -4-0.05
0.02-3.030.00R 20.77D .W .1.42由于本文考察的是季度数据,因此将最大滞后阶数设定
为n =4,然后通过A I C 准则判定各变量的滞后阶数,并根据从一般到特殊的方法去掉在统计上不显著的解释变量,得到
回归结果,见表2。结果表明,误差修正项的系数为负并且
在统计上很显著,这表明方程(9)得出的协整关系很稳定。
在短期冲击中,进口受自身滞后一期的显著影响,冲击效应
达到0.91;中国实际收入1～4期的滞后项都对中国进口存
在显著的影响,但冲击方向各异,因此冲击效应大部分都相
互抵消了;而相对进口价格指数的变动在当期就对进口产生
较显著的影响,价格上升在当期就会对进口产生抑制作用。
同长期冲击效应不一致,汇率波动性在短期内(滞后1期和
4期)对进口都表现为负向冲击。这表明至少在短期内,过
大的汇率风险将使得贸易商无法形成稳定预期,会抑制进口。
(三)汇率波动性对出口的影响1.汇率波动性对出口的长期影响。与前面类似,针对模型(4)估计中国出口的长期均衡方程,得到方程(10),括号中的值为t 统计量,残差u 2,t
检验结果表明是平稳的。中国出口、贸易伙伴国实际收入、相对出口价格、汇率波动性及F D I 间的协整关系为:
l n X t =-41.80(-3.13)+3.17(3.04)l n Y f r ,t -2.22(-2.18)l n R P X ,t -0.12(-2.11)l n V e ,t +0.79(4.24)l n F D I +u 2,t (10)
方程(10)表明,贸易伙伴国实际收入和F D I 都显著推动了中国的出口。中国出口对主要贸易伙伴国实际收入的弹性达到3.17。2001年以来,中国出口增速一直维持在20%左右,这同欧盟、美国及日本的经济运行态势较为良好直接相关。但这也同时意味着一旦世界经济出现紧缩,中国出口及相关产业将受到巨大的冲击。F D I 对出口的拉动作用也很明显,每增长1%,拉动出口增长0.79%,这同杨全发与陈平(2005)等人的研究类似。与进口对价格变动不敏感相对的,是中国出口的价格弹性较高,达到-2.22,这意味着相对出口价格每下降(上升)1%,出口将上升(下降)2.22%。出口对价格的较大弹性是中国出口产品结构单一、附加值较低、出口市场集中、国内厂商恶性竞争等不合理贸易现象的一个集中体现。上述因素的共同作用导致中国出口商在国际市场上主要依赖价格进行竞争,议价能力很低,还因此背上了倾销的恶名,不断受到反倾销调查。从2002到2006年,中国出口价格指数小幅上涨了10%左右,而世界出口价格指数上涨了30%左右,正是这种价格优势在很大程度上促成了出口两位数的增长。另一方面,这一结果也表明中国出口产品的竞争优势已经很脆弱,如果人民币持续小幅升值,中国出口厂商必然被谷 宇 高铁梅
迫上调出口产品价格,这将对出口产生负向冲击。
汇率波动性对出口产生负向冲击,这一结果反向印证了厂商竞争地位、利润空间、金融市场发育程度等因素对汇率波动性与贸易量之间关系的影响。当国内厂商过度依赖出口、议价能力低、利润空间较小时,人民币汇率波动性的变动将对国内厂商的利润产生较大影响,从而导致出口下降。另外,风险意识以及金融避险工具的缺乏也使得中国厂商无法规避汇率风险,最终影响利润及出口。
联系方程(8)和方程(10)的结果,从长期来看,汇率波动性对中国进口和出口的影响表现为非对称,对进口为正向冲击,对出口为负向冲击。从这一角度,增强汇率灵活性确实能够降低中国贸易顺差。
2.汇率波动性对出口的短期影响。与对进口分析类似,本文建立出口的误差修正模型(11),定义误差修正项e c m 2,t =u 2,t
:Δl n X t =c +β0e c m 2,t -1+∑n
i =1β1i Δl n X r ,t -i +∑n i =0β2i
Δl n Y f r ,t -i +∑n i =0β3i Δl n R P X ,t -i +∑n
i =0β4i Δl n F D I t -i +∑n i =0β5i Δl n V e ,t -i +ε2,t (11)
表3 中国出口方程E
C M 估计结果e c m 2,t -1-0.120.05-2.450.02■l nX t -10.910.127.580.00■l n Y f r ,t -4-0.830.33-2.530.02■l n R P X ,t -
0.970.21-4.550.00■l n R P X ,t -11.070.293.660.00■l nV e ,t -2-0.020.01-1.850.08■l nV e ,t -4-0.030.01-2.460.02■l n F D I t 0.140.052.950.01■l n F D I t -20.080.041.800.08R 20.52D .W.2.24将最大滞后阶数设定为n=4,然后通过A I C 准则判定各变量的滞后阶数,并根据从一般到特殊的方法去掉在统计
上不显著的解释变量,得到最终的回归结果(见表3)。
表3表明,从短期影响来看,误差修正项系数为负,并且
很显著;中国出口在短期内受自身滞后1期的影响很明显;
滞后4期的主要贸易伙伴国收入对出口表现为负向冲击;当
期和滞后1期的相对出口价格对出口的冲击方向相反,大部
分冲击相互抵消;滞后2期和滞后4期的汇率波动性对出口
的短期影响都表现为负向冲击,而当期和滞后2期的F D I 对
出口都表现为正向冲击,这表明F D I 的增长在长短期内都促
进中国出口的增长。
汇率波动性在短期内对进出口都产生负向冲击,但对出口在短期的冲击效应(-0.02和-0.03)要小于对进口的冲击效应(-0.03和-0.05),表明在短期内,汇率波动性的增大将有利于降低中国的贸易顺差。
五结论及政策建议
本文基于汇率波动性对贸易量影响方向不确定的模型假设和均衡汇率理论,应用G A R C H 模型度量了人民币汇率波动性,并通过建立中国进出口误差修正模型,考察了这一波动性对中国进出口的影响。分析表明:人民币汇率波动性对进出口的影响显著不同,对进口在长期内表现为正向冲击,对出口在长期内表现为负向冲击,对进出口在短期都表现为负向冲击。从宏观角度分析,上述结果的出现同中国吸引外资、以出口和投资拉动经济增长的增长模式导致的内外需不平衡、加工贸易比重过大、贸易结构不合理等因素紧密相关。本文还进一步从中国厂商和国外厂商在市场地位、利润空间、避险工具使用等方面存在差异的微观视角,给出了他们应对汇率风险时进出口行为不同的可能解释。
同时,本文分析还表明,中国贸易伙伴国的实际收入及中国实际利用F D I 的增长,能明显促进中国出口,而出口的价格弹性较大,相对出口价格的下降将明显刺激出口的增长,反之价格上涨将导致出口下 人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析
谷 宇 高铁梅
降。中国进口的增长则主要受实际收入增长的推动,但进口收入弹性要小于出口的收入弹性;相对进口价格的变动对中国进口影响较小,明显小于出口的价格弹性。这种在进出口方面收入弹性和价格弹性的非对称也进一步暴露出中国经济内外不均衡、贸易结构、贸易方式不合理等经济中深层次矛盾。
本文的结论表明,人民币实际有效汇率波动性对中国进出口的影响是显著的。中国货币当局在关注人民币实际有效汇率水平值的同时,也应进一步关注其波动性。由于人民币实际有效汇率的水平值和波动性受中国和贸易国名义汇率、价格水平以及外部冲击等多种因素的影响,难以直接调控,因此中国政策当局应当综合使用汇率政策、利率政策、财税政策等多种调控措施来调节贸易收支,单纯的汇率政策难以解决中国贸易中的深层次问题。中国政府只有改变经济增长模式,提高居民实际收入、增加内需,有选择的引进外资,优化贸易结构,才能从根本上解决中国贸易非均衡的问题。
参考文献:
曹阳、李剑武(2006):《人民币实际汇率水平与波动对进出口贸易的影响———基于1980～2004年的实证研究》,《世界经济研究》第8期。
李广众、L a n P.V o o n(2004):《实际汇率错位汇率波动性及其对制造业出口贸易影响的实证分析:1978～1998平行数据研究》,《管理世界》第11期。
高铁梅(2006):《计量经济分析方法与建模》,清华大学出版社,第174页。
施建淮、余海丰(2005):《人民币均衡汇率与汇率失调:1991-2004》,《经济研究》第4期。
杨全发、陈平(2005):《外商直接投资对中国出口贸易的作用分析》,《管理世界》第5期。
张斌(2003):《人民币均衡实际汇率:简约一般均衡下的单方程模型研究》,《世界经济》第11期。
A i z e n m a n,J.“E x c h a n g e R a t e F l e x i b i l i t y,V o l a t i l i t y,a n d D o m e s t i c a n d F o r e i g nD i r e c t I n v e s t m e n t.”I n t e r n a t i o n a l M o n e t a r y F u n d S t a f f P a p e r s, 1992,39(4),p p.890-922.
B a r k o u l a s,J o h nT.;B a u m,
C h r i s t o p h e r F.a n dC a g l a y a n,M u s t a f a.“E x c h a n g e R a t e E f f e c t s o n t h e V o l u m e a n dV a r i a b i l i t yo f T r a d eF l o w s.”J o u r n a l o f I n t e r n a t i o n a l M o n e y a n dF i n a n c e,2002,21(4),p p.481-496.
B i n i-S m a g h i,L.“E x c h a n g e R a t e V a r i a b i l i t y a n d T r a d e:Wh y I s I t S o D i f f i c u l t t o F i n d A n y E m p i r i c a l R e l a t i o n s h i p?”A p p l i e dE c o n o m i c s,T a y-l o r a n dF r a n c i s J o u r n a l s,1991,23(5),p p.927-935.
C h o u,W.L.“E x c h a n g eR a t eV a r i a b i l i t y a n dC h i n a's E x p o r t s.”J o u r n a l o f C o m p a r a t i v e E c o n o m i c s,2000,28,p p.61-79.
C o t e,A.“E x c h a n g eR a t eV o l a t i l i t ya n dT r a d e:AS u r v e y.”B a n k o f C a n a d a w o r k i n g p a p e r94-5,1994.
D e l l a s,H.a n d Z i l b e r f a r b,H.“R e a l
E x c h a n g e R a t eV o l a t i l i t ya n dI n t e r n a t i o n a l T r a d e:A R e e x a m i n a t i o no f t h eT h e o r y.”S o u t h e r nE c o n o m i c J o u r n a l,1993,59,p p.651-657.
E n g l e,R.F.a n dG r a n g e r,C.W.J.“C o-i n t e g r a t i o na n dE r r o r C o r r e c t i o n:R e p r e s e n t a t i o n,E s t i m a t i o n,a n dT e s t i n g.”E c o n o m e t r i c a,1987, 55,p p.251-276.
G i o v a n n i n i,A.“E x c h a n g e R a t e s a n dT r a d e d G o o d s P r i c e s.”J o u r n a l o f I n t e r n a t i o n a l E c o n o m i e s,1988,24,p p.45-68.
G o l d s t e i n,M.a n dK h a n,M.S.“I n c o m e a n d P r i c e E f f e c t s i nF o r e i g nT r a d e,”i n R.W.J o n e s a n dP.B.K e n e n,e d.,H a n d b o o k o f I n t e r n a-t i o n a l E c o n o m i c s,V o l.2,A m s t e r d a m:E l s e v i e r,1985.
H o o p e r,P.a n dK o h l h a g e n,S.“T h e E f f e c t o f E x c h a n g e R a t e U n c e r t a i n l y o n t h e P r i c e s a n d V o l u m e o f I n t e r n a t i o n a l T r a d e.”J o u r n a l o f I n t e r-n a t i o n a l E c o n o m i c s,N o v e m b e r8,1978,p p.483-511.
K r o n e r,K.F.a n dL a s t r a p e s,W.D.“T h eI m p a c t o f E x c h a n g e R a t eV o l a t i l i t y o nI n t e r n a t i o n a l T r a d e:R e d u c e dF o r m E s t i m a t e sU s i n g t h e G A R C H-i n-M e a nM o d e l.”J o u r n a l o f I n t e r n a t i o n a l M o n e y a n d F i n a n c e,1993,p p.298-318.
K e n e n,P.B.a n dR o d r i k,D.“M e a s u r i n g a n d A n a l y z i n gt h e E f f e c t o f S h o r t-t e r m V o l a t i l i t yo nR e a l E x c h a n g eR a t e.”R e v i e wo f E c o n o m i c s a n dS t a t i s t i c s,1986,68,p p.311-315.
M a k i n,J.H.“P o r t f o l i o T h e o r y a n dt h e P r o b l e mo f F o r e i g n E x c h a n g e R i s k.”J o u r n a l o f F i n a n c e,1978,33(2),p p.517-534.
S e r c u,P.a n dV a n h u l l e,C.“E x c h a n g e R a t e V o l a t i l i t y,E x p o s u r e a n d t h e V a l u e o f E x p o r t i n g F i r m s.”B a n k i n g F i n a n c e,1992,16,p p.155 182.
(截稿:2007年6月责任编辑:宋志刚)