焦克

[摘要]1990年以后加工貿(mào)易出口額在我國出口總額的比重一直保持在40%以上，加工貿(mào)易進(jìn)口額占我國進(jìn)口額的比重也在30%以上，加工貿(mào)易在推動我國經(jīng)濟(jì)快速增長和外貿(mào)發(fā)展上起到了積極的作用。與此同時，與加工貿(mào)易相對應(yīng)的一般貿(mào)易占我國外貿(mào)總額的比重由90%下降到40%左右并一直穩(wěn)定在其附近。匯率作為外貿(mào)發(fā)展的價格紐帶，對我加工貿(mào)易的發(fā)展必然能夠起到一定的作用。本文主要分析了人民幣匯率波動對加工貿(mào)易的發(fā)展起到的作用，以及人民幣匯率的調(diào)整是否有利于推動加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級。

[關(guān)鍵詞]匯率波動；加工貿(mào)易

doi：10.3969/j.issn.1673-0194.2013.08.017

[中圖分類號]F72[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1673-0194（2013）08-0030-03

1 文獻(xiàn)綜述

針對加工貿(mào)易在我國外貿(mào)發(fā)展中的特殊作用，國內(nèi)學(xué)者對于加工貿(mào)易的研究從未停止過，特別是近年來開始關(guān)注的焦點在于怎樣在機(jī)制、體制上推動加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，而很少有學(xué)者研究人民幣匯率和加工貿(mào)易發(fā)展的關(guān)系。李建偉、余明是較早開始研究人民幣匯率變動對加工貿(mào)易的影響的，在2003年的研究中他們使用了兩階段最小二乘法針對這一問題進(jìn)行了研究。結(jié)果顯示，人民幣實際有效匯率的貶值可以帶來一般貿(mào)易出口的增長，加工貿(mào)易增速的降低。胡均民（2006）利用了協(xié)整分析方法檢驗了人民幣實際匯率的波動與加工貿(mào)易出口的關(guān)系，指出人民幣的升值能夠改變我國加工貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。隨后，楊曉林以上海為例研究了在1985年到2004年間，人民幣實際有效匯率對于上海市不同貿(mào)易方式下出口額的影響。檢驗結(jié)果顯示出人民幣名義匯率的升值對于加工貿(mào)易的阻礙作用要大于其對于一般貿(mào)易的阻礙作用。喻衛(wèi)斌和蘇國強（2006）以廣東省為例，采用普通最小二乘法針對1995年到2005年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。他們認(rèn)為人民幣匯率的升值會降低我國加工貿(mào)易的出口增長速度。李輝（2008）和吳玉蘭（2008）也得出了人民幣升值會阻礙我國加工貿(mào)易出口增長的結(jié)論。

2 人民幣匯率波動對加工貿(mào)易的影響分析

本部分主要針對人民幣匯率波動對加工貿(mào)易的影響進(jìn)行計量分析。選取人民幣實際有效匯率、外資因素、國內(nèi)技術(shù)水平進(jìn)步、對外開放程度作為模型的變量進(jìn)行實證分析。

2.1 模型的建立及變量的選取

加工貿(mào)易在我國迅速發(fā)展的同時，外商直接投資也在迅猛增長。外資不僅豐富了我國各項發(fā)展資金，而且其所外溢的技術(shù)對我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展也起到了一定的作用，從而外資對我國加工貿(mào)易的發(fā)展也做出了一定的貢獻(xiàn)。因此在模型中必須包含外資因素，我們以各年實際利用外資額來表示外資因素，單位為億美元，以FDI來表示。

國內(nèi)技術(shù)水平的進(jìn)步也是影響加工貿(mào)易發(fā)展的因素，一般來說，技術(shù)水平越高，加工貿(mào)易產(chǎn)品的技術(shù)含量也越高，越利于加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級。以利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）計算出來的全要素生產(chǎn)率（TFP）來表示我國的技術(shù)水平。采用張軍 等（2004）的估計方法對TFP進(jìn)行估計：①本文以中國1985-2009年的數(shù)據(jù)為研究對象，測算以1978年為基期的不變價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資本存量；②利用固定資本存量的估計結(jié)果、不變價格計算的GDP和現(xiàn)有的勞動力數(shù)據(jù)，選擇規(guī)模報酬不變模型，參考Fare等（1994）構(gòu)建的基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法測算我國1995-2008年全要素生產(chǎn)率的變動。③使用Coelli（1996）給出的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析軟件包Deap2.1軟件，得出中國的全要素生產(chǎn)率（TFP）變動指數(shù)，以MAL來表示。

貿(mào)易的發(fā)展還與一國的對外開放程度有關(guān)，對外貿(mào)易開放度的擴(kuò)大可能對東道國的外貿(mào)發(fā)展起到重要的促進(jìn)作用，從而也必然對加工貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生影響。以各年的出口額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來表示對外開放度，單位為%。數(shù)值越大，代表對外開放度越高，以O(shè)PEN來表示。

根據(jù)上述的分析及數(shù)據(jù)的選取，并考慮時滯因素，為了分析人民幣匯率波動對我國加工貿(mào)易和一般貿(mào)易發(fā)展的影響，建立以下模型：

PTRt=α+β1REEERt+β2FDIt-1+β3MALt-1+β4OPENt+ε1（1）

OTRt=α+β1REEERt+β2FDIt-1+β3MALt-1+β4OPENt+ε（2）

式（1）和式（2）中，PTRt代表t年的加工貿(mào)易額，OTRt表示i年的一般貿(mào)易額，數(shù)據(jù)均來自于各期的中國統(tǒng)計年鑒和商務(wù)部網(wǎng)站。

2.2 協(xié)整分析

2.2.1 變量的單位根檢驗

判別時間序列變量的平穩(wěn)性常用的方法是單位根檢驗中的 ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗，如果在序列無差分情況下，t 統(tǒng)計值小于臨界值，則序列無單位根，是穩(wěn)定的 I（0）序列；如果在序列無差分情況下不能拒絕檢驗，但在一階差分情況下拒絕檢驗，則原序列是 I（1）序列；如果在序列無差分情況下和在一階差分情況下均不能拒絕檢驗，但在二階差分情況下拒絕檢驗，則原序列是I（2）序列。

我們采用 ADF 方法對變量行單位根檢驗，通過單位根檢驗結(jié)果可知，變量LPTR、LOTR、LFDI、LTFP、LREER和OPEN變量的水平變量的ADF統(tǒng)計值都明顯地大于臨界值，說明它們都是非平穩(wěn)的時間序列，若應(yīng)用于實證分析則很可能出現(xiàn)偽回歸問題影響結(jié)果的可信度。把它們分別取一階差分后進(jìn)一步作檢驗，發(fā)現(xiàn)ADF統(tǒng)計值小于臨界值，因此它們都是平穩(wěn)的一階單整序列，可以進(jìn)行下一步分析。

2.2.2 協(xié)整檢驗

由于本部分實證模型中所包含的變量較多，因此我們采用Johansen方法對變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

注：***、**分別表示在1%和5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)；協(xié)整方程的滯后階數(shù)均為1。

Johansen協(xié)整檢驗的檢驗結(jié)果顯示，各個變量在5%的顯著水平上存在著兩個協(xié)整方程。即表示在95%的概率范圍內(nèi)，人民幣實際有效匯率、利用外資、對外開放度和技術(shù)進(jìn)步因素與我國的加工貿(mào)易額之間存在著長期的均衡關(guān)系。協(xié)整方程如下（括號內(nèi)的為標(biāo)準(zhǔn)差）：

LPTRt=0.154 555LFDIt-0.364 15REERt+71.441 24LFTPPt

（0.603 88） （-0.02 06） （5.566 88） （3）

+0.041 440OPENt+3.095 423

（0.004 27） （2.095 46）

由式（3）可以看出，長期來看，人民幣實際有效匯率與加工貿(mào)易發(fā)展之間的關(guān)系為負(fù)。人民幣實際有效匯率每增長（貶值）1%，我國的加工貿(mào)易額增速降低0.364 15%。近年來進(jìn)料加工貿(mào)易成為我國加工貿(mào)易的主要形式，人民幣貶值后造成我國的進(jìn)口成本的增加，從而對加工貿(mào)易的發(fā)展起到了一定的阻礙作用。利用外資、對外開放度和技術(shù)進(jìn)步因素均對我國加工貿(mào)易發(fā)展起到了正向的推動作用。其中，技術(shù)進(jìn)步因素對我國加工貿(mào)易的發(fā)展的促進(jìn)作用最大，技術(shù)進(jìn)步每增長1%，帶動我國的加工貿(mào)易增長71.441 24，進(jìn)一步說明了技術(shù)因素在推動我國外貿(mào)發(fā)展的巨大引力作用；其次為利用外資水平，兩者的相關(guān)系數(shù)為0.154 555，外資在我國的發(fā)展帶來了豐富的資本和相對先進(jìn)的技術(shù)，長期來看會進(jìn)一步推動我國加工貿(mào)易的發(fā)展；對外開放度的擴(kuò)大也推動了加工貿(mào)易的發(fā)展，兩者的相關(guān)系數(shù)為0.041 440。

2.2.3 誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率、利用外資、對外開放度和技術(shù)進(jìn)步因素與我國的加工貿(mào)易額之間存在著長期的均衡關(guān)系。但是短期內(nèi)無法得知這些變量偏離隨機(jī)趨勢時的調(diào)整速度是怎樣的。為了研究因變量在短期波動中偏離長期均衡關(guān)系的程度，下面利用誤差修正模型來進(jìn)行檢驗。

首先，建立誤差修正模型：

經(jīng)過檢驗誤差修正模型如下：

式（4）顯示，誤差修正項系數(shù)ecmt-1的系數(shù)為-0.529 3，符合反向修正機(jī)制，上年的人民幣匯率、技術(shù)進(jìn)步、利用外資和對外開放度等變量的非均衡誤差以0.529 3%的速度對本年度的加工貿(mào)易額做出修正。短期內(nèi)人民幣匯率每下降1%，加工貿(mào)易額減少0.078 70%以上，小于長期的影響系數(shù)（0.364 15），表示當(dāng)變量變動時必須要經(jīng)過若干期的調(diào)整才能達(dá)到協(xié)整方程顯示的均衡水平。

2.2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗和誤差修正模型分析了變量之間在短期內(nèi)和長期內(nèi)的相互影響，但是卻并不足以說明變量之間是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向。下面我們采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法來考察各個變量以及它們的滯后變量之間的相互關(guān)系和傳導(dǎo)機(jī)制。如果變量之間能夠產(chǎn)生相互影響則稱它們具有格蘭杰因果關(guān)系，反之則它們之間不具有格蘭杰因果關(guān)系。檢驗結(jié)果見表2。