潘 慧 崔 冉 溫 雪

匯率變動對國際貿(mào)易的影響是國際經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域的重要研究議題，在人民幣匯率市場化改革不斷推進的背景下，人民幣匯率變動對中國對外貿(mào)易的影響成為學(xué)術(shù)界和政府關(guān)注的焦點。匯率是國際貿(mào)易中重要的調(diào)節(jié)杠桿，近年來，隨著人民幣匯率波動幅度增大，我國外向型企業(yè)面臨越來越大的壓力，我國出口商品的價格比較優(yōu)勢逐漸削弱，必然會對我國的對外貿(mào)易造成一定的影響。進入2018年以來，隨著全球貿(mào)易保護主義的抬頭，以及美國對我國多種產(chǎn)品征收關(guān)稅和實施制裁，如何在新的經(jīng)濟形勢下保持我國對外貿(mào)易的平穩(wěn)健康發(fā)展成為重要的現(xiàn)實問題。

自2013年9月，中國國家主席習(xí)近平提出“一帶一路”的倡議，得到了世界各國的廣泛支持，并對我國和沿線各國的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了重要影響。2017年，中國與73個“一帶一路”沿線貿(mào)易伙伴的貨物貿(mào)易額同比增長10%，達(dá)到1.73萬億美元，占我國對外貨物貿(mào)易的比重為42.1%?！耙粠б宦贰背h的順利實施和對外貿(mào)易的穩(wěn)定增長對我國經(jīng)濟社會健康發(fā)展具有重要意義。因此，本文選取中國與“一帶一路”沿線21個主要貿(mào)易伙伴開展研究。

一、文獻(xiàn)綜述

二、模型和方法

lnTBf,t=α0+α1lnYt+α2lnYf,t+α3lnREXf,t+εt

(1)

其中，TBf,t定義為中國與“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴之間進口與出口的比率，衡量的是中國與貿(mào)易伙伴f的貿(mào)易余額變動情況，進口和出口均使用美元標(biāo)價；Yt為中國的實際GDP指數(shù)；Yf,t為“一帶一路”沿線貿(mào)易伙伴的實際GDP指數(shù)；REXf,t為中國與貿(mào)易伙伴f之間的雙邊實際匯率，雙邊實際匯率以間接標(biāo)價法表示，其數(shù)值變大意味著人民幣升值；εt為隨機誤差項。馬歇爾-勒納條件則是，若lnREXf,t的系數(shù)α3為正且顯著，則表明人民幣貶值lnREXf,t變小有利于中國出口的增加，進口減少，有利于改善中國的貿(mào)易收支狀況(lnTBf,t變小)。

(2)

(3)

其中，POSf,t和NEGf,t分別為人民幣升值和貶值的時間序列變量。將公式(2)和(3)代入公式(1)則得到:

lnTBf,t=α0+α1lnYt+α2lnYf,t+α3POSf,t+α4NEGf,t+εt

(4)

(5)

模型(5)為新的匯率影響外貿(mào)的非對稱性檢驗?zāi)Ｐ?，即非對稱ARDL模型，若實證分析發(fā)現(xiàn)模型中ΔPOS和ΔNEG的系數(shù)估計值存在差異，則人民幣升值和貶值效應(yīng)的方向和大小存在不同；若實證分析發(fā)現(xiàn)模型中ΔPOS和ΔNEG的滯后結(jié)構(gòu)存在差異，則說明人民幣升值和貶值對中國貿(mào)易余額的影響具有“非對稱性”。本模型的原假設(shè)為不存在短期非對稱性，即H0：∑ej=∑fj，若原假設(shè)被拒絕則認(rèn)為人民幣升值和貶值對中國與貿(mào)易伙伴之間貿(mào)易余額的影響存在短期非對稱效應(yīng)；同理，使用原假設(shè)H0：-θ3/θ0=-θ4/θ0來檢驗長期非對稱效應(yīng)是否存在，若拒絕原假設(shè)則認(rèn)為長期非對稱效應(yīng)存在。本研究運用Wald檢驗對以上兩種假設(shè)進行檢驗。

我們可以通過模型(5)中估計變量的一階差分來判斷外生變量的短期效應(yīng)，通過系數(shù)e和f來驗證實際匯率對中國與“一帶一路”沿線貿(mào)易伙伴雙邊貿(mào)易的短期影響，J曲線效應(yīng)存在的條件為：若e在ΔPOS低階滯后項不顯著或者顯著為負(fù)，或者f在ΔNEG低階滯后項不顯著或者顯著為負(fù)，且在高階滯后項顯著為正。人民幣實際匯率升值或貶值對中國與“一帶一路”沿線貿(mào)易伙伴雙邊貿(mào)易的長期效應(yīng)，可以分別通過-θ3/θ0和-θ4/θ0來判斷。我們運用Pesaran 等的檢驗方法首先檢驗變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，以確認(rèn)長期效應(yīng)的估計是否具有意義，Pesaran提供了適用于大樣本臨界值檢驗的列表，并建議通過對滯后變量的線性組合的聯(lián)合顯著性使用F檢驗來判斷是否具有協(xié)整關(guān)系，Narayan在前人研究的基礎(chǔ)上提供了小樣本臨界值列表；Shin等提供了另一種方法檢驗實證分析中F檢驗不顯著的情況，將上述模型(4)的誤差項(ECM)的滯后一階帶入模型(5)中，若ECMt-1系數(shù)顯著為負(fù)則不僅可以說明短期偏離向長期均衡的調(diào)整速度，還證明了具有協(xié)整關(guān)系。

三、實證分析

本文選擇1993年第1季度到2017年第4季度中國與“一帶一路”沿線21個主要貿(mào)易伙伴作為研究樣本(見表1)，來實證檢驗人民幣匯率發(fā)生變動后與貿(mào)易伙伴雙邊貿(mào)易的動態(tài)和長期變化關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自IMF數(shù)據(jù)庫、中國國家統(tǒng)計局等。實證分析使用eviews10軟件，所有變量的最大滯后階數(shù)設(shè)定為8階，最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)則來確定。

表1 本文選取的“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴

表2給出了中國與21個貿(mào)易伙伴的檢驗結(jié)果，利用非對稱性檢驗?zāi)Ｐ蜋z驗短期效應(yīng)，我們發(fā)現(xiàn)英國、德國、比利時、意大利、伊朗、俄羅斯、日本、韓國、中國臺灣、中國香港、澳大利亞、新加坡、泰國、菲律賓、越南、印度尼西亞、馬來西亞、印度共18個國家或地區(qū)的ΔPOS或者ΔNEG至少有一個系數(shù)為顯著，而法國、荷蘭和西班牙由于模型中不含ΔPOS和ΔNEG，故無法判斷是否顯著。英國、德國、比利時、意大利、俄羅斯、日本、韓國、中國臺灣、中國香港、澳大利亞、新加坡、菲律賓、越南、印度尼西亞、馬來西亞、印度的ΔPOS和ΔNEG存在不同的滯后長度，而Wald_S統(tǒng)計量進一步顯示伊朗的ΔPOS和ΔNEG系數(shù)估計值不同，這說明中國與這些貿(mào)易伙伴貿(mào)易差額的調(diào)整存在短期非對稱性。由此可見，人民幣實際匯率變化對中國與“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴之間的貿(mào)易影響存在短期非對稱效應(yīng)。

就長期效應(yīng)而言，我們通過非對稱性檢驗的ARDL模型實證分析發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴的F統(tǒng)計量或ECMt-1系數(shù)至少有一個是顯著的，說明中國與“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易中人民幣升值或貶值的短期效應(yīng)可以轉(zhuǎn)化為長期效應(yīng)。首先，從NEG的系數(shù)符號和顯著性來看，法國的變量NEG系數(shù)顯著為正，說明人民幣貶值會改善中國與法國的貿(mào)易差額，馬歇爾-勒納條件僅在這兩個國家成立；澳大利亞、中國臺灣、泰國、中國香港、新加坡、印度和越南的變量NEG系數(shù)顯著為負(fù)，我們可以推斷人民幣貶值會惡化中國與這些貿(mào)易伙伴的貿(mào)易差額；其他國家和地區(qū)的變量NEG系數(shù)不顯著，說明人民幣貶值對中國與“一帶一路”沿線這些貿(mào)易伙伴的貿(mào)易差額沒有顯著影響。其次，從POS的系數(shù)符號和顯著性來看，英國、德國、荷蘭、中國臺灣、菲律賓和越南的變量POS系數(shù)顯著為正，說明人民幣升值會惡化中國與這些貿(mào)易伙伴的貿(mào)易差額；印度的變量POS系數(shù)顯著為負(fù)，說明人民幣升值會改善中國與印度的貿(mào)易差額；其他國家的變量POS系數(shù)不顯著，說明人民幣升值對中國與這些貿(mào)易伙伴的貿(mào)易差額沒有顯著影響。一般而言，最終產(chǎn)品需求比中間產(chǎn)品需求更富有價格彈性，中國每年從英國和德國進口較多的最終產(chǎn)品，比如德國的寶馬和奔馳汽車等，故而人民幣升值更能夠改善與這些國家的貿(mào)易收支狀況。更進一步，Wald-L統(tǒng)計量表明，中國與德國、法國、中國臺灣、澳大利亞、新加坡、泰國、菲律賓、越南、馬來西亞和印度雙邊貿(mào)易存在匯率變動影響的長期非對稱效應(yīng)。

人民幣升值和貶值對中國與各貿(mào)易伙伴的貿(mào)易影響存在一定的差異性，以中國與俄羅斯的貿(mào)易為例，模型中變量POS和NEG的系數(shù)均不顯著為0，說明人民幣兌盧布匯率變動對中國與俄羅斯之間的貿(mào)易收支沒有顯著影響。其他國家情況則不同，比如對菲律賓的檢驗結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率貶值對中國與菲律賓貿(mào)易影響不顯著，而升值則可能惡化中國與菲律賓貿(mào)易收支關(guān)系；而對越南的估計結(jié)果表明，人民幣匯率貶值和升值會對中越貿(mào)易收支關(guān)系產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，通過對中國與上述國家的實證檢驗我們可以得出，人民幣升值或貶值存在非對稱性效應(yīng)，且人民幣的升值和貶值對中國與“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易影響存在較大差異，這一發(fā)現(xiàn)對于預(yù)判人民幣匯率升值或貶值帶來的具體影響，以及制定相應(yīng)的政策具有重要的參考意義。

最后，根據(jù)ΔPOS或ΔNEG的低階滯后系數(shù)顯著為負(fù)或不顯著，同時高階滯后系數(shù)顯著為正的J曲線定義發(fā)現(xiàn)，中國與意大利、比利時、伊朗、俄羅斯、韓國、中國臺灣、中國香港、澳大利亞、新加坡、泰國、菲律賓、馬來西亞和印度的貿(mào)易存在J曲線效應(yīng)，由此可見J曲線效應(yīng)在中國與大多數(shù)的貿(mào)易伙伴之間是存在的。通過觀察lnYt的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在顯著性的估計系數(shù)中，除了法國的變量lnYt系數(shù)顯著為正，其他貿(mào)易伙伴都是顯著為負(fù)，這表明中國采取的是進口替代支持國內(nèi)生產(chǎn)的發(fā)展模式；lnYf,t的系數(shù)表明俄羅斯、韓國、菲律賓、越南、馬來西亞和印度也是采用進口替代戰(zhàn)略發(fā)展本國經(jīng)濟。

我們通過計算拉格朗日乘數(shù)統(tǒng)計量來檢驗中國與“一帶一路”沿線貿(mào)易伙伴的每個雙邊貿(mào)易模型的殘差是否存在自相關(guān)，在服從四個自由度的卡方分布下，我們發(fā)現(xiàn)大部分的貿(mào)易伙伴的統(tǒng)計數(shù)據(jù)不顯著，因此這些模型大部分不存在自相關(guān)。在分布服從具有一個自由度的卡方分布下，我們進行的RESET檢驗發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計量對于大多數(shù)模型來說也是不顯著的。通過遞歸殘差平方累計和(SQ)以及殘差的遞歸殘差累計和(CS)檢驗，我們發(fā)現(xiàn)短期和長期系數(shù)具有穩(wěn)定性，我們發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果不僅具有良好的擬合優(yōu)度，而且絕大多數(shù)模型是穩(wěn)定的。

表2 NARLD模型估計結(jié)果

續(xù)表2

貿(mào)易伙伴英國德國法國比利時荷蘭西班牙意大利伊朗俄羅斯日本韓國ΔPOSt7 0.97ΔNEGt 0.82???0.00 0.02 5.180.23 0.98ΔNEGt1 0.140.05 0.02 6.04 0.55?? 0.80??ΔNEGt2 0.60???0.060.07?? 2.56 0.25ΔNEGt30.310.13??0.04?ΔNEGt40.040.13??0.06??ΔNEGt5 0.040.07??ΔNEGt6 0.14ΔNEGt7 0.61???Constant29.26??3.1675.71???95.4714.29??? 11.5045.69?? 20.297.11???1.80 16.31??lnYt 0.16 0.84?3.06???8.590.10 2.043.59 0.23 2.04???0.13 1.06???lnYf,t 7.10?? 0.47 19.69??? 27.31 4.06???3.49 13.10??1.150.22?? 0.744.52??POSf,t1.72???1.05??0.00 5.950.58???1.71 2.030.260.15 0.090.18NEGf,t 0.13 0.070.18??? 0.19 0.06 0.01 0.081.98 0.75 0.010.28F3.004.27??8.32???4.14??6.44???2.574.08??5.92???8.45???8.55???6.35???ECMt1 0.42??? 0.43??? 1.30??? 0.22??? 0.93??? 0.20??? 0.47??? 1.50??? 0.74??? 0.86??? 0.51???LM3.664.304.757.675.493.8831.66???22.88???0.436.3112.13??RESET3.00?0.558.85???0.102.1749.05???15.89???0.321.090.140.27CS(SQ)U(S)S(U)S(U)S(S)S(S)S(U)S(U)S(S)U(S)S(S)S(S)Wlad_S——————0.646.04??—0.052.42Wlad_L0.443.94??3.92??2.652.290.321.871.672.590.330.01Adj R20.800.700.660.730.450.580.800.860.850.750.57N9191929191918621879294ΔPOSt0.837.28??? 0.58 0.641.06 1.010.330.71?? 0.281.49ΔPOSt1 1.54?4.22?6.00??2.42??0.642.36?? 1.221.05???2.74???6.42???ΔPOSt1 1.148.22???6.31??0.42.00?? 3.47??? 7.45?? 0.255.49???ΔPOSt30.294.63?? 2.35??? 0.55 1.32 1.123.49??ΔPOSt-4 0.373.74? 3.46??? 0.100.001.67??ΔPOSt51.97???2.73?0.131.19 1.380.04ΔPOSt62.74? 2.24?? 1.87?? 1.51 1.52??ΔPOSt71.25??ΔNEGt 0.83 6.11?? 3.36 2.66? 3.17??? 1.600.78 0.86?? 0.72 3.59

續(xù)表2

貿(mào)易伙伴英國德國法國比利時荷蘭西班牙意大利伊朗俄羅斯日本韓國ΔNEGt-11.98 5.035.01? 3.51?? 0.30 1.51 0.98??? 1.59ΔNEGt-20.40 6.61??2.57 2.26 1.30 0.08 0.45 2.08ΔNEGt-34.60.040.83?0.40 0.92 0.20ΔNEGt-42.46???3.330.71?2.12???0.270.34ΔNEGt-51.43???2.551.28??1.50??? 1.01???ΔNEGt-6 0.212.601.08??0.29ΔNEGt-7 0.99?2.66?1.31??? 0.63?Constant14.87??14.47???11.884.3714.91?? 5.457.54???0.36 10.59?6.24???lnYt 2.30??? 2.93?? 0.22 1.59??? 1.93??? 4.29??? 5.15??? 0.07 3.83?? 5.46???lnYf,t 1.80 1.72??? 3.52 0.26 2.673.68?1.67? 0.405.20??2.91???POSf,t1.52??2.81 1.740.14 0.572.52???9.50??? 0.34 0.73 1.07??NEGf,t 2.36??? 2.9? 4.36?? 3.19??? 5.50??? 2.43 6.38??? 0.58 5.93 4.10???F5.72???5.63???4.29??6.31???6.49???6.99???7.89???7.27???2.597.31???ECMt-1 0.77??? 0.74??? 2.21??? 0.55??? 0.58??? 0.52??? 0.98??? 0.50??? 0.28??? 2.20???LM13.77???4.281.699.29?4.221.633.2715.11???6.4210.08??RESET1.030.550.240.293.40?3.16?1.780.430.220.29CS(SQ)S(S)S(S)S(S)S(S)S(S)S(S)S(S)S(S)S(S)S(S)Wlad_S0.328.80???1.240.230.842.172.1922.57???3.89???13.70???Wlad_L9.69???1.983.56?7.43???10.10???6.47??32.56???1.393.69??12.52???Adj R20.770.950.920.870.860.950.840.810.750.90N86914891919048819045

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下是顯著的；LM服從自由度為4的卡方分布；RESET服從自由度為1的卡方分布；CS(SQ)表示殘差和(平方和)，S表示穩(wěn)定，U表示不穩(wěn)定；表中僅列出了POS和NEG的短期系數(shù)，其他變量短期系數(shù)限于篇幅未列出。

為了比較間接檢驗馬歇爾-勒納條件和直接檢驗馬歇爾-勒納條件的結(jié)論是否存在差異，使用以下方程進行直接檢驗馬歇爾-勒納條件：

(6)

(7)

表3 中國與貿(mào)易伙伴之間的馬歇爾-勒納條件檢驗

注：計算中使用的進口價格指數(shù)和出口價格指數(shù)來源于《中國對外貿(mào)易價格指數(shù)》。

四、結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

通過對1993年至2017年中國與“一帶一路”沿線21個主要貿(mào)易伙伴的季度貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率變動對中國與“一帶一路”沿線貿(mào)易伙伴的貿(mào)易收支的影響具有國別差異性。本文的主要研究結(jié)論有以下幾點：

第一，人民幣匯率變動對中國與日本、德國、英國、俄羅斯、意大利、比利時、中國香港、中國臺灣、伊朗、韓國、澳大利亞、印度、新加坡、越南、馬來西亞、印度尼西亞和菲律賓的貿(mào)易差額的影響存在短期非對稱性效應(yīng)。因此，為了避免短期內(nèi)單方向變化及其重疊累積現(xiàn)象，在制定相應(yīng)政策時應(yīng)對人民幣匯率升值和貶值的貿(mào)易短期非對稱性效應(yīng)進行預(yù)判。

第二，人民幣匯率變動對中國與中國臺灣、德國、法國、新加坡、澳大利亞、印度、馬來西亞、越南、泰國和菲律賓的貿(mào)易差額存在長期非對稱效應(yīng)，且都得到了協(xié)整檢驗的支持。中國與中國香港、中國臺灣、俄羅斯、印度、新加坡、韓國、意大利、澳大利亞、比利時、馬來西亞、伊朗、泰國和菲律賓的貿(mào)易存在J曲線效應(yīng)，表明J曲線效應(yīng)廣泛存在于中國與“一帶一路”沿線的對外貿(mào)易之中，但馬歇爾-勒納條件僅在中國與法國、中國臺灣和泰國的雙邊貿(mào)易中成立。

第三，非對稱性檢驗?zāi)Ｐ瓦€發(fā)現(xiàn)，中國在與德國、意大利、俄羅斯、日本、澳大利亞、泰國、印度尼西亞、印度和馬來西亞的雙邊貿(mào)易過程中，采取了進口替代戰(zhàn)略來支持國內(nèi)生產(chǎn)發(fā)展；而俄羅斯、韓國、菲律賓、越南、馬來西亞和印度在與中國的雙邊貿(mào)易中，同樣采取了進口替代戰(zhàn)略來發(fā)展本國經(jīng)濟。

(二)政策建議

首先，要警惕人民幣相對于“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴的貨幣大幅升值對貿(mào)易造成的負(fù)面影響。在我國實行的有管理的浮動匯率制中，美元在參考的一攬子貨幣中占有較大權(quán)重，隨著美元指數(shù)的走強和美國退出量化寬松政策，過于盯住美元有可能會使得我國同“一帶一路”沿線貿(mào)易伙伴的雙邊匯率大幅升值，從而對我國與“一帶一路”沿線國家(地區(qū))的貿(mào)易帶來負(fù)面影響。因此，我國應(yīng)調(diào)整一攬子貨幣中“一帶一路”沿線主要貿(mào)易伙伴的權(quán)重，進一步推進人民幣匯率制度改革，形成更加合理的人民幣匯率形成機制。

其次，要防止人民幣匯率劇烈波動對我國出口貿(mào)易的影響。由于匯率的波動會影響一國商品和服務(wù)的相對價格，從而影響該國的貿(mào)易收支，尤其是出口貿(mào)易，因此，我國應(yīng)采取措施增強人們對人民幣匯率的預(yù)期，盡快完善人民幣遠(yuǎn)期和期權(quán)市場，將匯率波動對我國出口貿(mào)易的影響降到最低。此外，人民幣貶值并不一定能改善與所有貿(mào)易伙伴的貿(mào)易狀況，因此，單純依靠貶值來改善貿(mào)易收支也是不可行的。

最后，應(yīng)加快推進人民幣國際化。加強與“一帶一路”沿線國家和地區(qū)簽署“本幣互換協(xié)議”，鼓勵金融機構(gòu)開展人民幣海外業(yè)務(wù)，鼓勵和推動我國外貿(mào)企業(yè)同“一帶一路”沿線國家和地區(qū)采用人民幣結(jié)算。加強“一帶一路”沿線地區(qū)人民幣離岸中心建設(shè)，利用“一帶一路”建設(shè)來促進人民幣區(qū)域化，促使人民幣在官方儲備、金融交易和貿(mào)易結(jié)算等方面更好地發(fā)揮國際貨幣功能，借助“一帶一路”建設(shè)推動人民幣在國際市場上獲得更大發(fā)展空間。