郝 巖，崔艷娟

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025;2.交通銀行 大連分行，遼寧 大連 116000;3.大連工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，遼寧 大連 116034)

一、引 言

匯率與貿(mào)易問(wèn)題是國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要內(nèi)容，馬歇爾－勒納條件是分析匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際收支影響作用的主要理論之一。馬歇爾－勒納條件認(rèn)為，一國(guó)貨幣相對(duì)于它國(guó)貨幣貶值能否改善該國(guó)的貿(mào)易收支狀況，主要取決于相關(guān)兩國(guó)進(jìn)出口商品的需求和供給彈性。自從該理論提出以來(lái)，理論界對(duì)其檢驗(yàn)就從未停止過(guò)。概括起來(lái)講，對(duì)于馬歇爾－勒納條件檢驗(yàn)的結(jié)論主要有兩種，其一，認(rèn)為匯率變動(dòng)對(duì)對(duì)外貿(mào)易沒(méi)有顯著影響，一國(guó)貨幣貶值或升值不會(huì)改善或惡化該國(guó)的國(guó)際收支，即馬歇爾－勒納條件不成立;其二，類觀點(diǎn)則相反，即認(rèn)為現(xiàn)實(shí)中馬歇爾－勒納條件成立，本幣貶值(升值)可以增加(減少)出口、減少(增加)進(jìn)口，從而改善(惡化)該國(guó)的國(guó)際收支。

第一類觀點(diǎn)的代表研究主要有Houthakker和Magee［1］的彈性悲觀主義論，他們認(rèn)為，匯率變化會(huì)引起相對(duì)價(jià)格變化，從而導(dǎo)致貿(mào)易彈性變小。Rose 和Yellen［2］以 美 國(guó) 和G－7 國(guó) 家 的1960—1988年雙向貿(mào)易的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為實(shí)際匯率對(duì)于它們的雙向貿(mào)易沒(méi)有顯著影響。Rahman 和Mustafa［3］以美國(guó)1973—1992年季度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，認(rèn)為美元實(shí)際有效匯率與美國(guó)的貿(mào)易收支之間沒(méi)有長(zhǎng)期顯著的關(guān)系。Wilson［4］通過(guò)對(duì)美國(guó)、韓國(guó)和日本的多邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，認(rèn)為實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)韓美和韓日之間的貿(mào)易收支沒(méi)有顯著的影響。

第二類觀點(diǎn)的代表研究主要見(jiàn)于Boyd 等［5］對(duì)美、英、加、德和日等發(fā)達(dá)國(guó)家的貿(mào)易數(shù)據(jù)的研究，認(rèn)為匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響顯著。Brahmasrene 和Jiranyakul［6］研究了泰國(guó)與其主要貿(mào)易伙伴之間實(shí)際匯率和貿(mào)易收支之間關(guān)系，認(rèn)為實(shí)際匯率對(duì)貿(mào)易收支影響顯著。Singh［7］對(duì)印度1960—1995年35年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為實(shí)際有效匯率與名義匯率不同，只有實(shí)際有效匯率對(duì)國(guó)內(nèi)收入和貿(mào)易收支影響是顯著的。這一觀點(diǎn)得到了Thorbecke 和Smith［8］的贊同。

我國(guó)對(duì)于馬歇爾－勒納條件的研究主要以實(shí)證研究為主，以我國(guó)的年度數(shù)據(jù)檢驗(yàn)馬歇爾－勒納條件在中國(guó)是否適用，從而分析人民幣匯率變化對(duì)貿(mào)易的影響。主要觀點(diǎn)也分為兩類:第一類觀點(diǎn)認(rèn)為人民幣匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易影響不顯著，厲以寧和秦宛順［9］對(duì)我國(guó)1970—1983年的數(shù)據(jù)分析，計(jì)算出我國(guó)的進(jìn)出口需求價(jià)格彈性僅為0.69 和0.05，認(rèn)為進(jìn)出口需求彈性嚴(yán)重不足，也即馬歇爾－勒納條件不適用。陳彪如［10］對(duì)1980—1989年的進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)和貿(mào)易指數(shù)回歸分析，計(jì)算出我國(guó)進(jìn)出口需求價(jià)格彈性分別為0.30 和0.72，認(rèn)為人民幣匯率變動(dòng)對(duì)于改善我國(guó)貿(mào)易收支狀況的效果很小。謝建國(guó)和陳漓高［11］根據(jù)我國(guó)與美國(guó)、日本和歐盟1978—2000年雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，計(jì)算出我國(guó)貿(mào)易收支的匯率彈性僅為0.09，認(rèn)為人民幣匯率貶值對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支的改善并沒(méi)有明顯影響。沈國(guó)兵和楊毅［12］利用1990—2004年的月度數(shù)據(jù)研究分析了人民幣實(shí)際有效匯率與中國(guó)貿(mào)易收支之間的關(guān)系，認(rèn)為人民幣實(shí)際有效匯率與我國(guó)貿(mào)易收支之間沒(méi)有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，短期內(nèi)相互影響的程度很小。第二種觀點(diǎn)則認(rèn)為人民幣匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支改善有顯著影響。如戴祖祥［13］根據(jù)我國(guó)1981—1995年的數(shù)據(jù)計(jì)算出我國(guó)進(jìn)出口需求價(jià)格彈性分別為－0.13 和－1.10，兩者和的絕對(duì)值顯著大于l，因此認(rèn)為馬歇爾－勒納條件在我國(guó)適用。謝智勇和徐璋勇［14］等通過(guò)對(duì)實(shí)際匯率與我國(guó)貿(mào)易收支之間的關(guān)系研究認(rèn)為匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易有明顯影響。盧向前和戴國(guó)強(qiáng)［15］運(yùn)用VAR 的分析方法對(duì)1994—2003年的匯率與貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證，認(rèn)為匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口存在顯著影響，并且對(duì)進(jìn)出口的影響存在J 曲線效應(yīng)。

從國(guó)內(nèi)外研究成果來(lái)看，采用的數(shù)據(jù)以及研究方法的不同，所得到的結(jié)論也不盡相同。早期國(guó)內(nèi)外的研究所采用的方法主要是最小二乘法以及以年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，隨著研究方法的改進(jìn)，研究數(shù)據(jù)的充分，后續(xù)的研究在可信度上得到了更大的提高，更重要的是均為其后研究提供了重要的參考依據(jù)。從目前的研究看，絕大多數(shù)研究主要針對(duì)全國(guó)或跨國(guó)的數(shù)據(jù)，對(duì)局部地區(qū)的研究較少。因此本文主要借助已有的研究框架，采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法，對(duì)遼寧省與其貿(mào)易伙伴國(guó)的貿(mào)易收支與人民幣匯率升值進(jìn)行實(shí)證分析。由于是對(duì)省份與其他國(guó)家的分析，因此可以采用國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)所謂小國(guó)的局部均衡分析框架進(jìn)行研究，以期揭示人民幣匯率升值對(duì)遼寧省對(duì)外貿(mào)易的影響。

我國(guó)自1994年進(jìn)行匯率制度改革后，于2005年再次進(jìn)行匯率調(diào)整，人民幣的不斷升值勢(shì)必會(huì)影響我國(guó)對(duì)外貿(mào)易額。而遼寧省的開(kāi)放程度不斷提高，對(duì)外貿(mào)易額不斷增長(zhǎng)，且總體上出口額上升幅度大于進(jìn)口額上升幅度，貿(mào)易順差不斷擴(kuò)大。根據(jù)統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2010年遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易總額80.7 億美元，同比增長(zhǎng)28.2%。與遼寧省貿(mào)易量最大的前5 位國(guó)家和地區(qū)分別是日本、歐盟、韓國(guó)、美國(guó)、東盟國(guó)家與地區(qū)。2010年這五大貿(mào)易伙伴的出口額占總出口額的比重約為73%。本文以遼寧省1999—2010年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易與人民幣有效匯率關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)科布道格拉斯函數(shù)構(gòu)建相關(guān)模型，進(jìn)行協(xié)整和因果關(guān)系檢驗(yàn)。

二、模型建立與數(shù)據(jù)來(lái)源

為了實(shí)證分析人民幣匯率升值對(duì)遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易的影響，本文以科布道格拉斯函數(shù)為基礎(chǔ)，建立遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易需求函數(shù)，為消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的異方差，分別取對(duì)數(shù)，并不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系，如式(1)和式(2)所示。

其中，EX 表示出口需求，IM 表示進(jìn)口需求，A 和B 為常數(shù)項(xiàng)，e 表示人民幣名義有效匯率(每100 單位外幣兌換人民幣金額)，α 表示出口匯率彈性，γ 表示進(jìn)口匯率彈性，GDP*和GDP 分別表示遼寧省貿(mào)易伙伴國(guó)和遼寧省的國(guó)民收入水平，ε 和μ 表示誤差項(xiàng)。

在考察遼寧省與其它國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易的過(guò)程中，可以不考慮遼寧省貿(mào)易伙伴國(guó)國(guó)民收入水平的影響。因此將上述模型簡(jiǎn)化如下:

樣本數(shù)據(jù)選取1999—2010年遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易額前6 位的國(guó)家和地區(qū)(即日本、歐盟、韓國(guó)、美國(guó)、新加坡和香港)的進(jìn)出口貿(mào)易額以及遼寧省生產(chǎn)總值。然后運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger 因果檢驗(yàn)對(duì)所建立模型進(jìn)行分析，從而檢驗(yàn)人民幣升值與遼寧省對(duì)外貿(mào)易的長(zhǎng)期均衡關(guān)系以及因果關(guān)系。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1.單位根檢驗(yàn)

由于大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，所以使用擴(kuò)展的迪克－富勒檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)上述變量之間是否存在單位根，運(yùn)用Eviews6.0 軟件檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 ADF 檢 驗(yàn) 結(jié) 果

從ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果看，LN (e)、LN(EX)、LN (IM)和LN (GDP)序列本身都是不平穩(wěn)序列，其一階差分均為平穩(wěn)序列，即一階單整過(guò)程序列I (1)，但并無(wú)法說(shuō)明具體關(guān)系，因此需用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger 因果檢驗(yàn)來(lái)分析。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用極大似然法檢驗(yàn)多變量的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在出口方面，只有與韓國(guó)的出口貿(mào)易沒(méi)有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即匯率的變化不是影響出口額絕對(duì)值變化的基礎(chǔ)。而在進(jìn)口貿(mào)易方面，遼寧省與日本和新加坡之間的進(jìn)口貿(mào)易不存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即匯率和GDP 的變化不是影響進(jìn)口額絕對(duì)值變化的基礎(chǔ)。其它的變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明遼寧與歐盟、美國(guó)和香港的進(jìn)出口貿(mào)易額與人民幣名義有效匯率、遼寧省GDP 之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.回歸分析

對(duì)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定、協(xié)整關(guān)系的變量之間分別就進(jìn)出口方程進(jìn)行回歸分析。

(1)對(duì)出口方程的回歸分析

對(duì)日本出口的協(xié)整方程:

R2= 0.76，調(diào)整后R2= 0.77，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結(jié)果中，解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是顯著的。人民幣匯率每升值1 個(gè)單位，將導(dǎo)致遼寧對(duì)日本出口額下降0.92 個(gè)單位。

對(duì)歐盟出口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.89，調(diào)整后R2=0.87，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度很好，解釋變量名義有效匯率對(duì)被解釋變量出口額的解釋能力較強(qiáng)。人民幣匯率每貶值1 個(gè)單位，將導(dǎo)致遼寧對(duì)歐盟出口額上升1.19 個(gè)單位。

對(duì)美國(guó)出口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.79，調(diào)整后R2=0.77，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度很好，人民幣匯率每升值1 個(gè)單位，將導(dǎo)致遼寧對(duì)美國(guó)出口額下降1.74 個(gè)單位。

對(duì)新加坡出口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.63，調(diào)整后R2=0.58，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度一般，人民幣匯率每升值1 個(gè)單位，將導(dǎo)致遼寧對(duì)新加坡出口額下降2.28 個(gè)單位。

對(duì)香港出口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.77，調(diào)整后R2=0.74，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，人民幣匯率每升值1 個(gè)單位，將導(dǎo)致遼寧對(duì)香港出口額下降1.86 個(gè)單位。

(2)對(duì)進(jìn)口方程的回歸分析

對(duì)歐盟進(jìn)口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.90，調(diào)整后R2=0.87，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結(jié)果中，常數(shù)項(xiàng)和LN (e)的t 值均小于5%的置信度水平下的臨界值，影響不顯著。LN (GDP)的t 值大于臨界值，影響顯著，遼寧省GDP 每增加1 個(gè)單位，將引起對(duì)歐盟進(jìn)口增加1.28 個(gè)單位。

對(duì)韓國(guó)進(jìn)口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.82，調(diào)整后R2=0.76，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結(jié)果中，常數(shù)項(xiàng)和LN (e)的t 值均小于5%的置信度水平下的臨界值，影響不顯著。LN (GDP)的t 值大于臨界值，影響顯著，遼寧省GDP 每增加1 個(gè)單位，將引起對(duì)韓國(guó)進(jìn)口增加0.66 個(gè)單位。

對(duì)美國(guó)進(jìn)口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.93，調(diào)整后R2=0.92，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結(jié)果中，LN (e)的t 的絕對(duì)值大于5%的置信度水平下的臨界值，影響顯著，人民幣每變動(dòng)1 單位，將引起對(duì)美國(guó)進(jìn)口變化0.99 單位。LN(GDP)的t 值小于臨界值，影響不顯著。

對(duì)香港進(jìn)口的檢驗(yàn)結(jié)果:

R2=0.36，調(diào)整后R2=0.18，說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度不好，解釋變量區(qū)域生產(chǎn)總值以及名義有效匯率不能較好的解釋進(jìn)口額?；貧w結(jié)果中，LN (e)的t 值小于5%的置信度水平下的臨界值，影響不顯著。LN(GDP)的t 值大于臨界值，影響顯著，遼寧省GDP 每增加1 個(gè)單位，將引起對(duì)香港進(jìn)口增加0.26 個(gè)單位。

4.Granger 因果檢驗(yàn)

為考察人民幣匯率變動(dòng)是否是影響遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易的原因，本文對(duì)各變量進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn)。取滯后2 期進(jìn)行考察，檢驗(yàn)結(jié)果顯示只有在對(duì)歐盟和新加坡出口以及從香港進(jìn)口時(shí)匯率變動(dòng)是變化的原因，兩者存在因果關(guān)系，其它的都不存在因果關(guān)系，如表3所示。

表3 Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果

四、研究結(jié)果討論與結(jié)論

1.變量之間分國(guó)別(地區(qū))不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系

LN (e)、LN (EX)、LN (IM)和LN (GDP)序列本身都是不平穩(wěn)序列，其一階差分均為平穩(wěn)序列。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示:在出口方程中，只有對(duì)韓國(guó)的出口沒(méi)有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即匯率的變化不是影響出口額絕對(duì)值變化的基礎(chǔ)，而在進(jìn)口方程中只有對(duì)日本和新加坡的進(jìn)口沒(méi)有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即匯率和GDP 的變化不是影響進(jìn)口額絕對(duì)值變化的基礎(chǔ)。只有在對(duì)歐盟和新加坡出口，從香港進(jìn)口時(shí)匯率變動(dòng)是進(jìn)出口變化的原因，兩者存在因果關(guān)系，其它的匯率變動(dòng)都不是進(jìn)出口變化的原因，兩者之間不存在因果關(guān)系。

2.回歸方程結(jié)果分析

根據(jù)進(jìn)出口模型的回歸結(jié)果，匯率波動(dòng)與進(jìn)出口額變動(dòng)之間的關(guān)系出現(xiàn)了有悖一般原理的現(xiàn)象:根據(jù)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，人民幣匯率升值將增加進(jìn)口，降低出口。但各國(guó)出口模型回歸的結(jié)果卻相反，原因可能在于數(shù)據(jù)的限制。在建立回歸模型時(shí)，由于數(shù)據(jù)的可得性以及國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的假設(shè)，本文忽略了外國(guó)GDP 對(duì)貿(mào)易額的影響，同時(shí)忽略了如經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)等隨機(jī)因素的影響。此外，所采用的匯率為名義有效匯率，并沒(méi)有考慮遼寧省以及其他貿(mào)易國(guó)的物價(jià)因素的影響。

對(duì)各國(guó)(地區(qū))進(jìn)口模型的回歸結(jié)果表明，對(duì)日本、歐盟、韓國(guó)和美國(guó)所建模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較強(qiáng)，解釋變量區(qū)域生產(chǎn)總值以及名義有效匯率能較好地解釋進(jìn)口額，但新加坡和香港的擬合程度較弱。對(duì)日本、美國(guó)和新加坡貿(mào)易中，生產(chǎn)總值對(duì)遼寧省進(jìn)口額的影響程度不大。而匯率的變動(dòng)對(duì)美國(guó)影響顯著，對(duì)其他5 個(gè)國(guó)家和地區(qū)的影響均不明顯。原因在于以GDP 作為解釋變量并不能代表購(gòu)買力，因此GDP 的增長(zhǎng)，不一定直接導(dǎo)致進(jìn)口增加。此外，如果進(jìn)口的匯率需求彈性較低，本幣升值后，進(jìn)口總額反而降低。

3.人民幣升值對(duì)改善貿(mào)易順差作用不顯著

人民幣升值并不能改變遼寧省一直以來(lái)貿(mào)易順差狀況，貿(mào)易順差甚至在人民幣升值時(shí)仍會(huì)不斷擴(kuò)大。從貿(mào)易方式上看，遼寧省的順差一半以上源自加工貿(mào)易。2008年加工貿(mào)易順差占順差總額的56%。遼寧省低勞動(dòng)力成本和以出口為導(dǎo)向的貿(mào)易政策，致使遼寧省的出口商品附加值低，利潤(rùn)率低。匯率對(duì)來(lái)料加工裝配貿(mào)易、來(lái)料加工貿(mào)易的影響表現(xiàn)在使其進(jìn)口原材料的本幣價(jià)格降低，出口外幣價(jià)格上升，進(jìn)口收益可能抵消出口損失，因此，人民幣升值難以改變遼寧省貿(mào)易順差狀況。

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