饒春燕

(廣東石油化工學院 人事處，廣東 茂名525000)

?

人民幣匯率波動對中國出口商品結(jié)構(gòu)的影響分析*

饒春燕

(廣東石油化工學院 人事處，廣東 茂名525000)

從人民幣實際有效匯率波動趨勢和我國出口商品結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀出發(fā)，建立時間序列模型分析人民幣實際有效匯率波動對我國出口商品結(jié)構(gòu)存在的影響。實證結(jié)果表明，人民幣實際匯率升值有助于我國出口商品結(jié)構(gòu)的改善。并結(jié)合當前我國出口商品結(jié)構(gòu)存在的問題，提出了改善我國出口商品結(jié)構(gòu)的建議。

實際有效匯率；人民幣；出口商品結(jié)構(gòu)

近年來我國的對外貿(mào)易快速發(fā)展, 2015年中國的貨物貿(mào)易進出口穩(wěn)居世界第一，自2013年以來已連續(xù)三年保持這第一貿(mào)易大國的位置。雖然改革開放以來，中國對外貿(mào)易出口持續(xù)快速增長，已成為名副其實的貿(mào)易大國。但中國商品出口仍以勞動密集型為主導，出口產(chǎn)品價值鏈低端、國際分工價值低下。從貿(mào)易方式看，我國出口貿(mào)易仍以加工貿(mào)易和一般貿(mào)易為主，作為“世界工廠”的地位并沒有改變。

相關(guān)經(jīng)濟學理論表明[1]，出口貿(mào)易的總量、結(jié)構(gòu)與匯率存在一定的關(guān)聯(lián)性。當前人民幣匯率受國內(nèi)經(jīng)濟形勢和國際壓力的雙重驅(qū)動，波動幅度不斷增大，但升值的趨勢仍是長期趨勢。在此背景下，研究人民幣匯率波動對與我國出口商品結(jié)構(gòu)變化的影響是必要的，它對改善出口商品結(jié)構(gòu)具有重要的現(xiàn)實意義。

1　人民幣實際有效匯率變化

圖11994—2015年人民幣實際有效匯率

根據(jù)國際清算銀行(BIS)公布的人民幣實際有效匯率數(shù)據(jù)顯示(見圖1)[2]，自2005年實施匯率改革以來，人民幣實際有效匯率波動明顯，且處于長期增長的趨勢。BIS計算的實際有效匯率是以1990年為基期的月度數(shù)據(jù)，本文采用了各年年末期值作為年度實際有效匯率。

2　中國出口商品結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

按照國際產(chǎn)業(yè)分類法(SITC)的劃分,進出口商品被劃分為SITC0～SITC9九大類。其中可將SITC6(按原料分類的制成品)、SITC8(雜項制品)兩大類歸入勞動密集型商品(LIP)；將四大類初級產(chǎn)品(SITC0～SITC4)定義為資源密集型商品(NIP)；將SIT5(化學產(chǎn)品及有關(guān)產(chǎn)品)和第SIT7(機械及運輸設(shè)備)歸入于資本和技術(shù)密集型商品(CTIP)[3]。根據(jù)歷年中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，圖2反映了我國自1994年以來出口商品結(jié)構(gòu)變化的狀況。我國出口商品是以資本和技術(shù)密集型、勞動密集型產(chǎn)品為主，其中資本和技術(shù)密集型商品占總出口比重最大，在2008年之前，一直保持在快速增長，但2008年金融危機之后有所回落。自1994年以來，勞動密集型商品出口占總出口的占比總體呈現(xiàn)下降的趨勢，但其仍然是我國出口的主要類型商品，在歷史最低位時也占到40%左右的比重。資源密集型產(chǎn)品的出口額占比較小，且整體處于下降的趨勢。

圖21994—2014年NIP、LIP、CTIP占總出口比重

3　人民幣匯率變動對中國出口商品結(jié)構(gòu)影響的實證分析

3.1數(shù)據(jù)的選取和模型的建立

人民幣實際有效匯率除影響貿(mào)易額流量以外，還與其他實際經(jīng)濟活動變量,包括國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、技術(shù)進步、外商直接投資等共同影響我國出口商品的結(jié)構(gòu)。但從長期關(guān)系出發(fā),在資本和技術(shù)要素不存在嚴重制約的條件下,人民幣實際有效匯率的變動對我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響,故只考慮其實際有效匯率、我國經(jīng)濟總量以及外商直接投資對出口貿(mào)易額的影響。因此，所選取的被解釋變量為反映出口商品層次構(gòu)成的資源密集型產(chǎn)品出口額(NIP)、勞動密集型產(chǎn)品出口額(LIP)以及資本密集型和技術(shù)產(chǎn)品出口額(CTIP)。選取的解釋變量為人民幣實際有效匯率REER、外商直接投資總額FDI 以及國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,數(shù)據(jù)來自IMF公布的IFS數(shù)據(jù)庫以及《中國統(tǒng)計年鑒》。為了消除時間序列可能存在的多重共線性和異方差，避免虛假回歸，使其趨勢線性化以及便于得到變量間的彈性系數(shù)，本文將六個序列的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，用ln表示取自然對數(shù)。樣本數(shù)據(jù)選取1994—2015年的年度數(shù)據(jù)，樣本容量為21。

因此本文的模型設(shè)為: ln NIP=F(ln REER，ln GDP，ln FDIt-1)；ln LIP=F(ln REER，ln GDP，ln FDIt-1)，ln CTIP =F(ln REER，ln GDP，ln FDIt-1)。

下文將依次采用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、OLS最小二乘法估計進行計量分析，檢驗使用Eviews6.0軟件進行。

3.2實證檢驗與分析

3.2.1單位根檢驗與協(xié)整檢驗

本文采用了六組時間序列數(shù)據(jù)，時間序列的平穩(wěn)是計量實證有效的重要前提。為避免虛假回歸，使用ADF單位根檢驗法對各序列進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果如表1所示。表1中D(A，1)表示A的一階差分。

表1　單位根檢驗結(jié)果

從單位根檢驗結(jié)果表可以看出，六個變量的自然對數(shù)序列均在5%的顯著水平下是I(1)，滿足進行協(xié)整檢驗的前期條件。在5%的顯著水平下，Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如下見表2。

表2　跡檢驗結(jié)果

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；**表示MacKinnon-Haug-Michelis 1999年提出的P值。

最大特征值檢驗結(jié)果給出相同的結(jié)論，在此不再累述。Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，三個模型各自的變量間分別存在長期的協(xié)整關(guān)系，即這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此可以建立經(jīng)典回歸模型。

3.2.2OLS估計

通過Eviews做OLS回歸，消除自相關(guān)后，根據(jù)輸出結(jié)果得出如下估計的回歸模型：

ln NIP=-0.879-0.129ln FDIt-1-0.740ln REER+ 0.941ln GDP+0.033AR(1)

t=(-0.497)(-2.349)(-2.365)(6.191)(1.119)

R2=0.985F=227.599D.W.=2.111

(1)

ln LIP=-1.849-0.073ln FDIt-1-1.560ln REER+ 1.291ln GDP+0.305AR(1)

t=(-0.978)(-2.205)(-2.961)(8.884)(1.158)

R2=0.992F=411.638D.W.=1.855

(2)

ln CTIP=-1.130-0.130ln FDIt-1-1.147ln REER+1.298ln GDP+0.884AR(1)

t=(-0.140)(-2.975)(-2.320)(2.243)(5.872)

R2=0.995F=633.242D.W.=2.135

(3)

以上三個回歸模型各回歸系數(shù)符合經(jīng)濟意義且在5%水平上顯著，回歸方程結(jié)果良好。但為了保證回歸結(jié)果的有效性，需要對線性回歸模型的基本假定進行檢驗。

1)異方差檢驗。為檢驗上述三個OLS模型的隨機干擾項序列是否存在異方差，本文采用布倫斯-帕甘檢驗法檢驗。通過Eviews軟件進行布倫斯-帕甘檢驗，得出下列結(jié)果，見表3。

表3　布倫斯-帕甘檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果中，卡方檢驗的P值均大于0.05，即接受原假設(shè)，三個最小二乘回歸模型的隨機干擾項序列均不存在異方差。

2)自相關(guān)檢驗。由于上述模型的解釋變量中有滯后內(nèi)生變量，D.W.檢驗失效，因此對其使用LM檢驗法進行自相關(guān)檢驗，見表4。從滯后期為1的LM檢驗結(jié)果可以看出，三個模型卡方檢驗的P值均遠大于0.05，所以輔助回歸模型不顯著，即回三個歸模型不存在一階自相關(guān)。

表4　LM檢驗結(jié)果

綜上所述，三個模型滿足基本假定，回歸結(jié)果有效。

4　結(jié)論與政策含義

通過上述實證分析結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)在長期均衡關(guān)系中，人民幣實際有效匯率REER與資源密集型產(chǎn)品出口額(NIP)、勞動密集型產(chǎn)品出口額(LIP)以及資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品出口額(CTIP)均呈負相關(guān)關(guān)系。人民幣每升值1%，我國資源密集型產(chǎn)品出口額、勞動密集型產(chǎn)品出口額、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品出口額分別下降0.740%、1.560%、1.147%。通過對比發(fā)現(xiàn)人民幣升值對商品出口影響程度的大小依次為勞動密集型產(chǎn)品、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品、資源密集型產(chǎn)品。這是由于勞動密集型產(chǎn)品的可替代性強、出口需求價格彈性高于其他兩者，而且匯率上升會提高勞動力成本，因此其受匯率上升影響最大；資源密集型產(chǎn)品的出口主要依靠國外的生產(chǎn)和需求決定，因此受匯率變動影響最??；而資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品由于匯率上升抵消掉部分成本且替代性小，因此受匯率上升影響適中。所以人民幣升值對中國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化有著推動作用。

從政府層面來說，要保持人民幣匯率的穩(wěn)定，使得人民幣匯率形成良性預期[4]。有效地調(diào)整匯率市場政策，以促進其市場化改革，使得匯率波動對我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響機制順暢化。從出口企業(yè)來講，要不斷提升自身的“競爭優(yōu)勢”，提高其產(chǎn)品的附加值和科技含量，改變單純依賴價格和資源優(yōu)勢的越來越缺乏競爭力的路徑，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈躍升和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級。另外，要充分有效利用跨境電商平臺，實現(xiàn)藍海發(fā)展戰(zhàn)略[5]。

[1] 強永昌. 匯率變動對出口貿(mào)易的作用機制[J].世界經(jīng)濟,1999(4):40-43.

[2] Bank for International Settlement. Effective exchange rate indices [EB/OL].(2015-08-01)[2016-07-18].http://www.bis.org/statistics/eer.htm.

[3] 張慶君.人民幣升值能否促進我國出口商品結(jié)構(gòu)的改善[J].國際貿(mào)易問題,2010 (6):112-120.

[4] 周建,趙琳.人民幣匯率波動與貨幣政策調(diào)控難度[J].財經(jīng)研究,2016,42(2):85-96.

[5] 朱炎亮,呂妍.跨境電子商務對廣州進出口貿(mào)易影響的實證分析[J].廣東石油化工學院學報,2016(1):73-75.

(責任編輯：冼春梅)

Analysis on the Influence of RMB Exchange Rate Fluctuation on China’s Export Commodity Structure

RAO Chunyan

(Human Resources Department, Guangdong University of Petrochemical Technology, Maoming 525000, China)

Starting with the fluctuant trend of the RMB real effective exchange rate and the current conditions of the export commodity structure, this paper constructs a time series model which aims at analyzing the influence of fluctuation of RMB real effective exchange rate on the export commodity structure. The empirical analysis results show that the appreciation of the RMB real exchange rate is favorable to the improvement of Chinese export commodity structure. Finally, this paper puts forward some suggestions to improve China's export commodity structure based on the results and the problems existing in the present export commodity structure.

Real effective exchange rate; RMB; Export commodity structure

2016-06-27；

2016-07-19

國家自然科學基金青年項目(71503055)；廣東省自然科學基金博士啟動項目(2015A030310493)；廣東省教育廳高校青年創(chuàng)新人才類項目(人文社科類)(2014WQNCX146)；茂名科技計劃項目(2014058)

饒春燕(1985—)，女，重慶大足人，本科，主要從事區(qū)域經(jīng)濟、人力資源開發(fā)等研究。

F74

A

2095-2562(2016)04-0061-04