沈陽職業(yè)技術(shù)學院 馬洪濤

1 建立模型

2005年，我國開始實行以市場供需為基礎(chǔ)的有管理的浮動匯率制度。研究實際有效匯率對于我國農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響有著重要的現(xiàn)實意義

為了能夠更精確的反應匯率對農(nóng)產(chǎn)品的影響程度，就方程的建立提出以下兩個假設(shè)前提：(1)短期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的價格只受到匯率的影響。(2)貿(mào)易額與貿(mào)易量同步運行。即當人民幣貶值后，如果貿(mào)易量增加則貿(mào)易額也同步增加。關(guān)于函數(shù)的具體形式，本文采用C-D形式的函數(shù)建立實際有效匯率對農(nóng)產(chǎn)品進出口商品的需求函數(shù)，即：EXi=A·rxiα·GDPWiχ，IMi=B·rmiβ·GDPiδ。其中，EX2和IM2分別代表我國農(nóng)產(chǎn)品各年的名義出口額和進口額，rxi代表各年農(nóng)產(chǎn)品出口的實際有效率，rmi則表示各年農(nóng)產(chǎn)品進口實際有效匯率，GDPwi是各年世界GDP，GDPi為各省年度GDP，t均表示時間。因此，α為出口匯率彈性，因為假設(shè)國內(nèi)外價格水平不變，α為出口價格彈性，x為出口收入彈性，β為進口匯率彈性(進口價格彈性)，δ為進口收入彈性。

為了更加準確、真實地反映消費者實際收入水平的變化和農(nóng)產(chǎn)品實際進出口額的變化，以及匯率變動的影響，本文采用消費者物價指數(shù)(CPI)，來剔除通貨膨脹的影響因素，以實際收入水平和實際進出口來代替名義，即：

其中CPII為我國消費者物價指數(shù)，CPIwi為世界消費者物價指數(shù)，其中ux、um為誤差項。

根據(jù)J曲線理論，函數(shù)考慮匯率作用的時滯效應，當年的貶值可能會影響到今后幾年的進出口量。因此，模型的調(diào)整得到一年滯后期的影響方程為：

其中y和η分別表示滯后一年的出口匯率彈性系數(shù)和進口匯率彈性系數(shù)。

2 面板數(shù)據(jù)模型的選取

面板數(shù)據(jù)模型既能反映某一時期各個個體數(shù)據(jù)的規(guī)律，也能描述每個個體隨時間變化的規(guī)律，集合了時間序列和截面數(shù)據(jù)的共同優(yōu)點。按照對系數(shù)設(shè)定的不同，可將面板數(shù)據(jù)模型分為三種情況。

變系數(shù)模型(截距和回歸系數(shù)都不同)

變截距模型(截距不同，回歸系數(shù)相同)

混合模型(截距和回歸系數(shù)都相同)

本文旨在通過對面板數(shù)據(jù)的回歸分析，得到進口和出口的匯率彈性，從而計算馬歇爾勒納條件，以此說明我國實際有效匯率對農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響，而在變系數(shù)模型中無法做到這一點，并且本文的時間跨度為12年，使用變系數(shù)模型并不能體現(xiàn)面板數(shù)據(jù)相對于時間序列的優(yōu)點，并可能因樣本數(shù)量的限制而造成偽回歸結(jié)果。在混合模型的變截距模型之間，本文更符合哪一種模型，則通常使用協(xié)方差分析檢驗，原假設(shè)如下：H0:α1=α2=…=αN,β1=β2=…=βN，如果接受H0，則本文采用混合模型。反之，則采用變截距模型。

進一步，我們討論模型的選取。首先計算殘差，混合模型的殘差平方和記做S1，變截距模型的殘差平方和記為S2。則在式(12)假設(shè)H0下檢驗統(tǒng)計量F服從相應自由度下的F分布為: F=(S1-S2)/(T-1)/S2/(NT-T-k)～F(T-1,NT-T-k)

按照上述規(guī)則，用Eviews6.0對數(shù)據(jù)進行計算，分別計算殘差平方和，并依據(jù)(13)計算對應的F的數(shù)值，從而對照F分布表達方式5%顯著性水平下的對應臨界值，做出模型選取。結(jié)果如表1，由于F值均大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，模型采用變截距模型。

表1 F檢驗結(jié)果及模型選擇

表2 Hasman檢驗結(jié)果及模型選擇

在變截距模型中，通常采用兩種模型，即固定效應模型和隨機效應模型。本文利用Eviews6.0提供的Hausman檢驗，來判斷模型的設(shè)定形式，如表2所示，進口需求模型中Hausman檢驗在5%顯著水平下使用個體固定模型。對于出口需求模型，Hausman檢驗在5%顯著水平下選擇隨機效應模型。

3 面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果及分析

(1)進口需求模型的估計結(jié)果和分析

由回歸結(jié)果可見，rmit和rmit-1在5%的顯著性水平下通過t檢驗，說明實際有效匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口在當年和滯后一年都有較為顯著地影響，F(xiàn)檢驗顯著，R2為0.826155說明模型擬合較好。值得注意的是，本期的進口價格彈性為1.365516，為正，也就是說實際有效匯率增加1%，即貶值1%，同年的農(nóng)產(chǎn)品進口額并沒有下降，而是增長了1.365516%，而滯后一年的農(nóng)產(chǎn)品進口額才開始下降，滯后一年的進口匯率彈性為期不遠0.765788。這說明實際有效匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品進口的影響存在時滯效應，這符合J曲線理論，即貨幣貶值后，在出口商品價格變得便宜同時進口商品價格變得昂貴的情況下，外貿(mào)差額在一個時期內(nèi)不僅得不到改善反而會進一步惡化。雖然出口的本幣價格提高但由于以前的商業(yè)承諾，進口數(shù)量并不馬上發(fā)生變化，隨著時間的不斷推移，數(shù)量調(diào)整效應才開始不斷發(fā)揮作用。

(2)出口需求模型的估計結(jié)果和分析

由回歸結(jié)果看到，模型整體顯著性通過了F檢驗，但是我國農(nóng)產(chǎn)品出口受實際有效匯率影響極其微小，當期和滯后一期的實際有效匯率t值很小，匯率彈性也很小。這是符合我國目前農(nóng)產(chǎn)品出口的實際情況的，造成這種情況的主要原因包括：(1)我國農(nóng)產(chǎn)品市場對外開放較晚，發(fā)展不完善，各種制度和體制都在不斷變革之中，因此，由匯率自發(fā)調(diào)節(jié)的空間較??；(2)我國農(nóng)產(chǎn)品出口遭遇外國綠色壁壘的阻礙。綠色壁壘貿(mào)易壁壘不僅增加了出口成本，削弱了我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力，也最終限制了農(nóng)產(chǎn)品出口的增長。

4 似不相關(guān)回歸模型回歸結(jié)果及分析

本文進一步通過SUR模型對系數(shù)進行更有效的估計。

(1)進口需求模型SUR的估計結(jié)果和分析

從回歸結(jié)果可以看到，F(xiàn)檢驗由原來的38.41392增加到2013.314，R2從原來的0.826155增加到0.996001，三個變量的t檢驗值也明顯增大，而DW檢驗則從0.717593提高到2.177871，消除了自相關(guān)，模型顯著性以及解釋變量的解釋性都得到顯著地提升，由此可見SUR模型極大的消除了截面異方差和自相關(guān)對OLS帶來的影響?；貧w得到的系數(shù)與個體固定效應模型基本一致，結(jié)論也一致。

(2)出口需求模型的估計結(jié)果和分析

通過回歸結(jié)果可以看出，出口需求模型利用SUR模型回歸后顯著性大幅提高，解釋變量的顯著性由極其不顯著到顯著，DW檢驗也提高到?jīng)]有自相關(guān)的水平，F(xiàn)和R2的提高也說明了模型擬合度的提高。由回歸得到的出口匯率彈性可以看出，匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品出口的影響很小，當期彈性只有0.012117，滯后期為0.010743。

因此，通過廣義最小二乘法估計消除了自相關(guān)和異方差后，進口和出口需求模型的顯著性和解釋變量的顯著性都有了很大的提高，因此，消除了自相關(guān)和截面異方差給回歸帶來了影響。

通過SUR模型修正后的系數(shù)計算馬歇爾勒納條件，由于存在時滯，從長期來看，|Ex|+|Ex|=|-0.780989|+|0.010743|=0.791732。因此，實際有效匯率對中國農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響不符合馬歇爾勒納條件，說明我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易受到匯率影響不大，人民幣實際有效匯率的升值并不能顯著地影響農(nóng)產(chǎn)品進出口的增長。反過來說，人民幣貶值也并不能有效的改善我國農(nóng)產(chǎn)品對外的貿(mào)易條件。

5 結(jié)語

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易是農(nóng)業(yè)問題中最突出的課題。近年來我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易不斷發(fā)展。然而，隨著我國出口貿(mào)易的快速增長和進口貿(mào)易的平緩變動，人民幣不斷增值。因此，深入研究實際有效匯率變化對我國農(nóng)產(chǎn)品的影響具有十分重要的現(xiàn)實意義。本文在總結(jié)國內(nèi)外學者的理論研究和實證研究的基礎(chǔ)上，利用面板數(shù)據(jù)回歸模型對我國實際有效匯率對農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響進行了分析。結(jié)果表明，匯率對農(nóng)產(chǎn)品進出口的影響并不顯著。

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