陳福炯,趙益華
(湖州職業(yè)技術學院 國際貿易實務教研室,浙江 湖州 313000)
近年來,人民幣匯率升值問題已成為學術界和國際社會關注的焦點,來自不同視角的研究集中于三個方面的探討。(1)針對人民幣匯率升值背景與原因的探討。如林伯強、施建準(2005)等研究人民幣均衡匯率的測算問題。(2)針對人民幣匯率改革的探討。如周茂榮(2004)等、李楊(2005)等探討了人民幣匯率制度改革。(3)人民幣匯率升值宏觀效應研究。張曙光(2005)分析了人民幣升值的成本-收益,何新華等(2003)模擬分析了人民幣升值對中國宏觀經(jīng)濟產生的影響;盧向前、戴國強(2005)研究了進出口受實際匯率變化的影響;萬解秋(2004)等分析了匯率調整對就業(yè)的影響;范金(2004)等采用社會核算矩陣乘數(shù)法分析了人民幣匯率升值的綜合影響;劉艷輝(2003)等描述性分析了人民幣升值的影響;魏巍賢(2006)定量研究了人民幣升值對中國經(jīng)濟的宏觀效應,認為人民幣升值對GDP增長的影響是非線性的,對就業(yè)不利,并促進進口抑制出口。
盡管如此,上述研究均極少對人民幣匯率升值背景下貿易結構的調整問題有所涉及,而這一問題恰是人民幣匯率升值態(tài)勢下的一個重要論題。依據(jù)傳統(tǒng)理論分析,如果出口商品以勞動密集型的產品與資源密集型為主,那么匯率的變動對產品的出口影響很小,因為這些產品的彈性很低。如果出口產品以附加值高的產品為主,那么匯率的變動對產品的出口影響很大,因為這些產品的彈性比較高。所以,一個國家如果想避免匯率升值所導致出口額的減少,需要增加出口產品中的高附加值產品比重,改善出口商品的結構。畢玉江(2005)分析認為SITC分類后的商品出口結構與人民幣實際有效匯率和世界實際GDP之間不存在長期協(xié)整關系。鄭愷(2006)研究了自1994年以來中國對美國按SITC出口貿易與實際匯率波動之間的關系。實證發(fā)現(xiàn),出口貿易各部門中不同行業(yè)對匯率波動的反應不同,其中制造業(yè)產品出口受到的影響明顯大于初級產品;此外制造業(yè)中不同產品對匯率波動的反應也不一致。陳宗偉(2005)認為,人民幣匯率升值,將對包括紡織服裝、家電等傳統(tǒng)出口優(yōu)勢型行業(yè)產生一定影響。但是紡織、家電等出口企業(yè)現(xiàn)在利潤一般比較低,人民幣匯率調整,從長期來看,將會促使出口企業(yè)改變產品結構,提高產品附加值。同時,由于鋼鐵、轎車、石化、化纖及塑料、航空等行業(yè)每年均需要進口相關的原材料及部件,因此人民幣匯率調整將使得這些行業(yè)的成本有一定的下降,附加值率提升,因此人民幣匯率升值將有利于貿易結構的優(yōu)化升級。
改革開放后,人民幣匯率制度大致經(jīng)歷了計劃內部雙軌制、盯住美元的管理浮動匯率制、單一的有管理的浮動匯率制與盯住“一籃子”貨幣的浮動匯率制四個階段。自1997年亞洲金融危機始,人民幣匯率實際上是釘住單一貨幣美元的浮動匯率制度。隨著國內外形勢的變化,人民幣匯率制度存在的問題日益暴露,近年來人民幣匯率升值壓力便是證明。2005年7月,我國開始實行以市場供求為基礎、參考一攬子貨幣進行調節(jié)、有管理的浮動匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元,形成更富彈性的人民幣匯率機制。
改革匯率決定制度的同時,人民幣匯率水平也經(jīng)歷了大幅的調整。本文以人民幣兌美元為例反映人民幣匯率水平,統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明,1994年至2005年人民幣兌美元匯率位于8.28元至 8.33兌換1美元的狹窄區(qū)域,除1994年升值3.5%,1995年升值1.6%以外,其余幾年都保持在8.28元人民幣兌換1美元左右的水平。尤其是1998年以來,人民幣匯率幾乎保持在8.2770—8.2800的波動區(qū)間。截至目前,人民幣兌美元匯率已跑步升值至6.32的水平。
出口商品結構是衡量一國對外貿易結構狀況的重要依據(jù)。按照國際貿易標準分類和附加值的高低,出口商品的構成可分為初級產品和工業(yè)制成品兩大類。其中初級產品附加值低,在國際市場上的競爭力弱,在粗放式的外貿增長方式、國內產業(yè)結構水平較低時所占比重較大。相比而言,工業(yè)制成品附加值高,競爭能力強,較高水平的集約型外貿增長方式和國內產業(yè)結構多以工業(yè)制成品的出口為主,應是工業(yè)化經(jīng)濟時代出口商品結構調整與優(yōu)化的方向。
分析我國對外貿易出口商品結構可看出以下特征:我國工業(yè)制成品出口的絕對值與初級產品相比迅速增長;兩者在出口中的比重成剪刀差;制成品出口略高于制成品進口??偟膩碚f,隨著我國工業(yè)化程度提高,我國出口商品結構不斷改善,呈良好發(fā)展態(tài)勢。工業(yè)制成品逐漸成為出口主導產品。改革開放后,隨著我國工業(yè)生產的增長和技術進步,工業(yè)制成品出口有了長足發(fā)展,中國產業(yè)結構呈現(xiàn)不斷優(yōu)化的演進趨勢。1980年,初級產品出口額91.1億美元,占當年商品出口總額的50.3%,工業(yè)制成品出口額為90.1億美元,占當年商品出口總額的49.7%,兩者的比例基本相當。1981年,工業(yè)制成品的出口比重第一次超過初級產品的出口比重。此后,除1985年工業(yè)制成品的出口比重略低于初級產品的出口比重外,其余年份都是工業(yè)制成品占據(jù)主導地位。從1993年開始,工業(yè)制成品的出口比重已達80%以上,中國出口商品結構的初步升級已經(jīng)實現(xiàn)。2003年工業(yè)制成品出口額已達4 034.2億美元,占出口總額的92.1%。2004年工業(yè)制成品出口5 528.2億美元,所占出口比重進一步提升至93.2%,工業(yè)制成品的主導地位牢不可破。
通過相關系數(shù)法及檢驗可以判斷人民幣匯率(eRMB)與商品貿易出口結構(TradeSTR)變化趨勢的一致性與同步性。經(jīng)Eviews5.0對人民幣匯率與商品貿易出口結構的對數(shù)化序列進行相關性分析,經(jīng)過計算求得二者相關系數(shù)r=0.9596,隨后對相關系數(shù)進行顯著性檢驗,給定α=0.05,自由度n-2=24,查相關系數(shù)臨界表可得r0.05=0.358,得到>r0.05,即可以認為人民幣匯率與商品貿易出口結構的正相關關系是較為顯著的,即二者變化趨勢具有同步性。
利用人民幣匯率(eRMB)與商品貿易出口結構(TradeSTR)取自然對數(shù)后的時間序列LeRMB和LTradeSTR進行實證分析。對數(shù)化時間序列具有消除數(shù)據(jù)異方差性、平滑數(shù)據(jù)、回歸方程系數(shù)反映彈性等分析的便利性。計量過程由Eviews5.0軟件完成。
首先采用恩格爾-格蘭杰 (Engel-Granger)因果關系檢驗法考察LeRMB與LTradeSTR序列之間的因果關系,從而說明二者之間的相互影響。本文對LeRMB與LTradeSTR序列之間的E-G因果關系檢驗的結果見表1。
從檢驗結果看,在選擇不同滯后期(Lag=1~3)情況下,對原假設 “LeRMB不是LTradeSTR的Granger成因”的相伴概率均在5%的顯著性水平以下,表明可以拒絕原假設,即LeRMB是引起LTradeSTR變化的原因。而對原假設“LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”的相伴概率均很大,故接受原假設,即認為序列LTradeSTR對LeRMB的變化沒有因果性影響。因此綜合來看,人民幣匯率與商品貿易出口結構之間存在前者對后者的單向因果關系,而商品貿易出口結構的調整與優(yōu)化不是導致人民幣匯率變動的成因。
1.平穩(wěn)性檢驗
單位根檢驗方法有DF檢驗、ADF檢驗和PP非參數(shù)檢驗,本部分對(LeRMB,LTradeSTR)使用被普遍采用擴展ADF檢驗方法,檢驗結果如表2所示。
從單位根檢驗結果看,對數(shù)化后的人民幣匯率(LeRMB)與商品貿易出口結構(LTradeSTR)一階差分后均為平穩(wěn)序列,而原始序列不滿足單位根過程,因此可以認為二者均服從I(1)過程,即為一階(差分)單整序列。
2.協(xié)整關系分析
由于序列LeRMB與LTradeSTR均為同階I(1)過程,因此可以進一步驗證二者的協(xié)整關系(不同階向量之間不存在協(xié)整關系)。協(xié)整揭示了變量之間的一種長期穩(wěn)定的均衡關系,是均衡關系在統(tǒng)計上的表述,因此在實證檢驗中常用來作為判斷變量間存在均衡關系的依據(jù)。比如兩個變量,雖然它們具有各自長期趨勢與短期波動規(guī)律,但如果它們是協(xié)整的,則其之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系,雖然在短期內,這兩個變量有可能偏離均衡關系,但這種偏離是暫時的,將會隨著時間的推移而逐漸回到均衡狀態(tài)。
農業(yè)合作化一定程度上克服了個體經(jīng)濟的脆弱性,為缺乏勞動力和生產工具的貧農提供了便利,促進了農業(yè)的發(fā)展,緩解了農村的貧富分化問題。然而,隨著互助組向初級社、高級社的發(fā)展,農民自主經(jīng)營的權利逐漸喪失,部分農民產生了抵觸情緒,瞞產私分、擴大自留地,甚至出現(xiàn)了“拉牛退社”的現(xiàn)象。為了把農業(yè)個體所有制盡快建設成為社會主義集體所有,在農業(yè)實現(xiàn)合作化后,中央決定繼續(xù)擴大農業(yè)生產規(guī)模,1958年陸續(xù)出臺了《關于小型農業(yè)社適當?shù)睾喜榇笊绲囊庖姟贰ⅰ蛾P于在農村建立人民公社問題的決議》,在高級社的基礎上,掀起了人民公社化運動,逐漸形成了人民公社制度。
表1 Engel-Granger因果關系檢驗
表2 平穩(wěn)性檢驗(ADF)
本文基于Johansen極大似然跡估計進行協(xié)整檢驗,設定協(xié)整向量僅含截距項。協(xié)整檢驗結果如表3。分析發(fā)現(xiàn),二者“不存在協(xié)整向量”即 “協(xié)整向量個數(shù)r=0”的零假設在Prob.=0.0486<0.05的顯著水平上被拒絕,說明協(xié)整關系存在;而從“協(xié)整向量個數(shù)≤1”的零假設接受概率Prob.=0.6485≥0.1說明假設成立。因此可以認為二者存在唯一的協(xié)整向量,即人民幣匯率與商品貿易出口結構之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關系。均衡關系如式(1),表明以LeRMB與LTradeSTR線性組合表示的Coint.Eq序列為一單整平穩(wěn)序列。
1.向量誤差修正模型(VECM)
本文基于協(xié)整分析,進一步選用向量誤差修正模型 (Vector Error Correction Model,VECM)分析人民幣匯率與商品貿易出口結構之間影響與制約的動態(tài)關系。向量誤差修正模型是基于向量自回歸(Vector Autoregression,VAR)模型經(jīng)過協(xié)整變換建立。其中VAR模型避開了結構建模中需要對系統(tǒng)中每個內生變量關于所有內生變量滯后值函數(shù)的建模問題;應用樣本可以確定一個多變量VAR系統(tǒng)的參數(shù),從而得到變量間的相互關系,因而向量自回歸模型是在分析多變量時間序列的有力工具。
基于建立誤差修正模型滯后期選擇所依據(jù)的赤池信息量 (Akaike Information Criterion,AIC準則)與施瓦茨信息量(Schwarz Criterion,SC準則)最小的原則,本文VECM模型滯后期選擇P=3,同Johnson協(xié)整檢驗一致亦僅含截距項。誤差修正模型VECM分析結果如表4。
表4結果顯示,回歸方程擬合優(yōu)度較高。以LeRMB與LTradeSTR為因變量的擬合方程R2分別為0.965452與0.942204,反映方程整體顯著性的F值也都很大,說明兩個方程整體顯著性水平均很高。從反映各個回歸系數(shù)顯著性的t值看,滯后1—2期的LeRMB對自身的影響顯著。從滯后1—3期的LeRMB對LTradeSTR的影響系數(shù)的t值來看,顯示出人民幣匯率的升值會帶來商品貿易出口結構的優(yōu)化,LeRMB影響未來三期LTradeSTR的彈性系數(shù)分別為0.184787、0.033691與0.012535,即人民幣匯率升值1%,會導致三期以內的商品貿易出口結構分別優(yōu)化0.184787%、0.033691和0.012535,調整的彈性系數(shù)雖小,但具有很強的統(tǒng)計顯著性。同樣,滯后1期的LTrade-STR對LTradeSTR的變化有顯著性的影響,對未來1期貿易出口結構的調整產生積極的累積效應,彈性系數(shù)為0.383687。貿易出口結構LTrade-STR的升級與優(yōu)化對人民幣匯率出現(xiàn)升值的趨勢不構成顯著影響,一期至三期的影響系數(shù)的統(tǒng)計檢驗t值均很小,不具有較強的統(tǒng)計顯著性。這與因果檢驗結論基本一致。
表4 (LeRMB,LTradeSTR)’向量的誤差修正模型(VECM)
另外誤差修正項系數(shù)都是顯著的,這進一步驗證了本文所考察的變量間長期均衡關系存在,短期波動的偏離會出現(xiàn)向均衡調整的趨勢。負數(shù)反映了人民幣匯率的變化會抵消其與貿易出口結構長期均衡的偏離程度;而貿易出口結構的優(yōu)化則會使其進一步加大其對人民幣匯率長期均衡的偏離;二者調整的速度分別為-0.649080與0.144282。
2.脈沖響應函數(shù)(Impulse Response Fnction)
脈沖響應函數(shù)是一種非參數(shù)模型辨識方法,可用來分析各變量方程發(fā)生自發(fā)性擾動 (方程預測誤差)時,對各因變量未來各期直接與遞歸影響。本文計算的脈沖響應函數(shù)如圖1所示。 (1)當LeRMB方程實際值與預測值之間存在一個標準差偏誤時,對未來一期LeRMB的影響程度較大,二期之后迅速衰減,四期之后影響程度平緩下降;而LTradeSTR方程發(fā)生一個標準差預測偏誤時,對本期LeRMB不會產生影響,說明LTradeSTR方程的誤差項滿足與本期因變量的不相關性,一期之后影響為負,至2期以后逐步由負趨正,四期后衰減,影響程度始終不大,這與EG因果檢驗接受 “LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”假設、VAR檢驗的結果基本一致。 (2)當LTradeSTR方程發(fā)生一個標準差偏誤時,對未來一期LTradeSTR的影響程度很大,至3期之后影響不再強烈;而由LeRMB方程發(fā)生的一個標準差偏誤則結果系統(tǒng)遞歸對未來3期內的LTradeSTR造成逐步加強的沖擊,4期之后開始下降但至10期影響程度依然很高。這同樣與EG因果檢驗拒絕 “LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”假設、VAR檢驗的結果基本一致。
圖1 (LeRMB,LTradeSTR)系統(tǒng)的脈沖響應函數(shù)分析
3.方差分解(Variance Decomposition)
在分析了預測誤差對未來系統(tǒng)的沖擊之后,再根據(jù)方差分解考察系統(tǒng)各方程中預測誤差的來源??蓪⑷我庖粋€內生變量的預測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機沖擊所做的貢獻,然后計算每一個變量沖擊的相對重要性,即變量的貢獻與總貢獻的比例。本文根據(jù)這個比例值的大小來判斷變量間因果關系的強弱,得到結果如表5所示。
從LeRMB的方差分解結果看,5期內LeRMB的擾動均可以從自身沖擊中得到解釋,受LTrade-STR的干擾影響不大。而從LTradeSTR的方差分解結果看,短期(1—3)內,LTradeSTR 的波動受自身的沖擊特別顯著,LeRMB的沖擊則不太明顯;中期分解則顯示了來自LeRMB的沖擊具有加強的趨勢。這顯示了與前文基本一致的結果:即人民幣匯率與商品貿易結果之間存在著單向因果關系,人民幣匯率是因,商品貿易出口結構是果;商品貿易出口結構調整與升級是人民幣升值成因的看法則缺乏實證的支持。
表5 (LeRMB,LTradeSTR)系統(tǒng)動態(tài)沖擊的方差分解
通過實證分析發(fā)現(xiàn):(1)相關性檢驗認為,人民幣匯率與商品貿易出口結構之間關聯(lián)性很強,且具有統(tǒng)計顯著性;(2)協(xié)整分析得出,人民幣匯率與商品貿易出口結構之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。(3)EG因果檢驗、VECM模型、脈沖響應函數(shù)以及方差分解的結果基本一致,VECM模型顯示前者對后者近期影響的彈性系數(shù)為0.184787,即人民幣匯率升值1%,會導致商品貿易出口結構優(yōu)化0.184787%;而商品貿易出口結構的波動對人民幣匯率的變動影響不大,且統(tǒng)計檢驗不顯著。因此可以認為人民幣匯率的升值會帶來商品貿易出口結構的優(yōu)化,而商品貿易出口結構調整與升級是人民幣升值成因的看法則缺乏實證的支持。
結合當前人民幣匯率升值的國內外壓力與背景形勢,最后本文認為:(1)大力推動科技興貿戰(zhàn)略,加大對外貿易產業(yè)的知識、技術、人力資本的投入,提高貿易商品的技術含量和附加值;(2)進一步改革人民幣匯率形成與決定機制,逐步完善匯率機制、財政貨幣政策機制、產業(yè)貿易政策機制的聯(lián)系,使人民幣匯改走上良性的循環(huán)軌道,從而更深層次地促進國內經(jīng)濟與對外貿易的全面協(xié)調與可持續(xù)發(fā)展。
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