張靖璐

摘 要：本文基于中國與瀾湄五國之間的進(jìn)出口貿(mào)易2001-2017年的年度面板數(shù)據(jù)，研究了雙邊實際匯率變動對于中國與瀾湄五國進(jìn)出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果顯示：匯率變動當(dāng)期對于出口無明顯作用，有顯著的滯后正向效應(yīng);當(dāng)期對進(jìn)口有負(fù)向影響，滯后一期和二期則對進(jìn)口有顯著的正向影響。因此，我國在進(jìn)行匯率調(diào)整時，還應(yīng)兼顧其他經(jīng)濟(jì)政策的協(xié)同調(diào)整，共同促進(jìn)雙邊貿(mào)易之間的良性發(fā)展。

關(guān)鍵詞：瀾湄合作;實際匯率;雙邊貿(mào)易

0 引言

自2016年瀾湄六國首次領(lǐng)導(dǎo)人會議召開以來，六國之間的各項合作越來越緊密，為構(gòu)建人類命運共同體和推動“一帶一路”建設(shè)起到了促進(jìn)作用。構(gòu)建各國之間良性的貿(mào)易關(guān)系，探討影響雙邊貿(mào)易的因素必不可少，其中匯率對于貿(mào)易的影響一直得到了許多學(xué)者關(guān)注。傳統(tǒng)的匯率決定理論認(rèn)為，匯率貶值有利于出口，不利于進(jìn)口，但現(xiàn)有研究中匯率與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系并不是很明確，且從現(xiàn)實數(shù)據(jù)上看，匯率變動與進(jìn)出口額是正相關(guān)。

匯率如何影響進(jìn)出口貿(mào)易值得深入思考，本文以瀾湄六國中國、柬埔寨、老撾、緬甸、泰國和越南為例，實證探究不同匯率變動對于雙邊進(jìn)出口貿(mào)易的影響。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分為文獻(xiàn)綜述、第二部分為實證分析、第三部分為研究結(jié)論與啟示。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于匯率對于貿(mào)易進(jìn)出口影響的研究，學(xué)者們早期集中于分析馬歇爾-勒納條件和J曲線效應(yīng)是否成立，但存在一定的爭議。國外學(xué)者Tarik Dogru等（2019）研究美國匯率升貶值其貿(mào)易伙伴國旅游貿(mào)易進(jìn)出口的影響，發(fā)現(xiàn)美元升值惡化了與伙伴國家雙邊貿(mào)易平衡，符合馬歇爾-勒納條件，但與J曲線效應(yīng)不相符[1]。同樣的問題國內(nèi)的學(xué)者也進(jìn)行研究，劉堯成等（2010）分析實際有效匯率對我國貿(mào)易差額的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易收支彈性基本成立，且存在明顯但有修正的J曲線效應(yīng)[2]。關(guān)于匯率變動對于國家雙邊貿(mào)易量影響的研究同樣非常豐富，曹偉等（2014）研究發(fā)現(xiàn)實際有效匯率對于進(jìn)口貿(mào)易存在負(fù)向效應(yīng)，滯后一期的匯率升值對于進(jìn)口貿(mào)易有正向效應(yīng)[3]。Dimitrios Asterioua（2016）考察匯率波動對四個國家貿(mào)易量的影響，發(fā)現(xiàn)長期來看，匯率波動只對于土耳其貿(mào)易量有微小影響，對其他3個國家無影響;短期內(nèi)匯率波動與貿(mào)易量則均存在因果關(guān)系[4]。

2 實證分析

2.1 計量模型的構(gòu)建

本文借鑒 Reinhart（ 1995） 以及 Baek（ 2013） 的思路，設(shè)置如下出口貿(mào)易需求函數(shù)和進(jìn)口貿(mào)易需求

函數(shù)：

其中，EX表示中國與伙伴國出口總額，IM表示進(jìn)口總額。Y*、Y分別表示貿(mào)易伙伴國和本國的國民收入水平，用人均GDP來表示。RER是中國與瀾湄五國的雙邊實際匯率，RER=（S是雙邊名義利率，CPI*和CPI（定基比數(shù)據(jù)）分別表示國外和國內(nèi)的消費價格指數(shù)），實際匯率用間接標(biāo)價法表示，隨著匯率水平上升表現(xiàn)為本幣相對于外幣升值，反之貶值。

考慮到進(jìn)出口貿(mào)易額一般會受滯后期的進(jìn)出口的影響，同時還會受到其他解釋變量的滯后變量的影響，因此本文據(jù)此建立如下雙邊匯率波動影響進(jìn)出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)模型：

上式中，i，t分別代表樣本個體和樣本區(qū)間，l代表滯后階數(shù)。

2.2 數(shù)據(jù)和變量的選取

利用上述計量模型的構(gòu)建，本文選取瀾湄六國的相關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，EX和IM選取的是中國與瀾湄五國的進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，來源于國家統(tǒng)計局。六國的人均GDP水平來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。RER是根據(jù)瀾湄六國與美元的名義匯率換算得到中國與其他五國之間的雙邊名義匯率，通過上述公式計算得出雙邊實際匯率，各國的名義匯率與CPI數(shù)據(jù)均來源于國際貨幣基金組織（IMF）官網(wǎng)?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，本文選取的是區(qū)間為2001年至2017年的年度數(shù)據(jù)。

2.3 實證檢驗

2.3.1 單位根檢驗

在進(jìn)行實證研究之前，先對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，以保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文采取LLC和Xtfisher兩種方法進(jìn)行檢驗。對所有數(shù)據(jù)均取對數(shù)，檢驗結(jié)果顯示實際匯率為一階單整，其余數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)序列，因此本文接下來的回歸中均對實際匯率進(jìn)行一階差分處理。

2.3.2 實際匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響

考慮到組內(nèi)自相關(guān)、組間異方差和同期相關(guān)對實證結(jié)果的影響，對數(shù)據(jù)進(jìn)行全面的可行廣義最小二乘法（FGLS）估計，探討實際匯率對于雙邊貿(mào)易進(jìn)出口的影響。結(jié)果如表1。從FGLS模型回歸結(jié)果可以看出，當(dāng)期實際匯率變量RER的系數(shù)在10%的統(tǒng)計顯著性水平下為負(fù)，說明當(dāng)實際匯率上升時，也就是人民幣相對其他貿(mào)易國貨幣升值會不利于出口。滯后一、二期實際匯率對于出口并無顯著影響。在進(jìn)口模型中，當(dāng)期實際匯率變量RER的系數(shù)在5%的水平下為正，說明實際匯率水平上升，人民幣相對其他貿(mào)易國貨幣升值，有利于進(jìn)口。滯后一、二期匯率也對于進(jìn)口有正向影響。

考慮到模型可能存在內(nèi)生性問題，在出口和進(jìn)口模型中，本文分別采取出口和進(jìn)口的滯后二期和三期作為工具變量，使用兩階段工具變量法（2SLS）進(jìn)行回歸。通過K-P LM、K-P Wald、Hansen J對工具變量進(jìn)行不可識別、弱工具變量和過度識別檢驗，均通過檢驗，表明工具變量是有效的。接下來，本文對2SLS的回歸結(jié)果進(jìn)行解釋如下：

（1）實際匯率對出口貿(mào)易的影響

2SLS回歸結(jié)果顯示，當(dāng)期實際匯率對于出口影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，但是并無統(tǒng)計上顯著關(guān)系，與FGLS的回歸結(jié)果不一致，說明模型存在內(nèi)生變量，導(dǎo)致估計不準(zhǔn)確。目前學(xué)者們對于匯率影響出口的研究并無一致結(jié)論，本文的結(jié)果與一些學(xué)者們一致，認(rèn)為貿(mào)易國與中國的貿(mào)易尚處于探索和發(fā)展階段， 進(jìn)口國更多地關(guān)注貿(mào)易商品量的余缺， 對匯率變動的感知可能也不是很強，導(dǎo)致實際匯率變動不是出口貿(mào)易的影響因素[7]。滯后二期、三期的實際匯率與出口之間存在顯著的正向關(guān)系，說明實際匯率對出口的影響存在明顯的滯后效應(yīng)。人民幣相對升值，反而會帶來出口的增加，結(jié)合中國的實際情況來看，出口貿(mào)易的增加除了受匯率水平的影響之外，更重要的是在國際大環(huán)境下形成的[8]。國外人均GDP對出口存在有利影響，國外人均GDP水平的提高，使得國外的購買能力更強，對本國的出口存在正向影響。

（2）實際匯率對進(jìn)口貿(mào)易的影響

當(dāng)期實際匯率對進(jìn)口貿(mào)易存在負(fù)向影響，滯后一期和二期實際匯率對進(jìn)口貿(mào)易存在正向影響。本文認(rèn)為導(dǎo)致當(dāng)期實際匯率升值，進(jìn)口反而減少的原因可能是與人們對于貨幣升值的預(yù)期有關(guān)[3]。一般而言，匯率變動對于進(jìn)口貿(mào)易的影響存在一定的時滯，當(dāng)人們普遍預(yù)期未來匯率會升值，理性人在當(dāng)期會減少進(jìn)口，未來會增加進(jìn)口，獲取更大的利益。滯后一期和二期的實際匯率升值會導(dǎo)致進(jìn)口貿(mào)易增加，則可以用傳統(tǒng)的匯率理論解釋，本國匯率升值，外幣相對貶值，外國商品相對更加便宜，減少本國的進(jìn)口成本，有利于加大進(jìn)口貿(mào)易量。國內(nèi)人均GDP水平與進(jìn)口之間存在顯著的正向關(guān)系，國內(nèi)人均GDP水平提高，本國有更強的產(chǎn)品需求和購買能力，促進(jìn)進(jìn)口貿(mào)易量的增加。

2.4 穩(wěn)健性檢驗

兩階段最小二乘回歸成立的條件是擾動項為球形擾動，若不滿足條件，則回歸結(jié)果很可能是無效率的。因此，本文采取對于存在異方差和自相關(guān)更有效率的廣義矩估計（GMM）和對于弱工具變量更有效的有限信息最大似然估計（LIML）進(jìn)行估計。檢驗結(jié)果均顯示無論是進(jìn)行GMM還是LIML估計與上述2SLS估計的實際匯率對于進(jìn)出口的影響系數(shù)和顯著性均無較大差異，說明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

3 結(jié)論與啟示

通過分析得出如下結(jié)論：（1）匯率變動對出口有時滯效應(yīng)，當(dāng)期變動對出口無顯著影響，滯后一、二期匯率變動對出口有正向影響，造成這種結(jié)果的原因可能是其他貿(mào)易國對于匯率變動感知比較弱，出口更多的是受整體國際大環(huán)境的影響。（2）不同期的匯率變動對于進(jìn)口的影響有所不同，可能是存在預(yù)期效應(yīng)導(dǎo)致當(dāng)期匯率升值反而不利于進(jìn)口，滯后期匯率上升對進(jìn)口有正向影響。本文認(rèn)為匯率變動的影響相比于出口更多地表現(xiàn)在進(jìn)口貿(mào)易中。因此，為了我國與瀾湄五國之間貿(mào)易的良性發(fā)展，不可僅僅關(guān)注匯率變動的作用，在進(jìn)行匯率調(diào)整的同時，還需兼顧其他相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整，共同推進(jìn)我國與瀾湄五國之間的貿(mào)易往來更好、更快地發(fā)展。

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