中国实际有效汇率对贸易收支影响实证研究.doc

精品论文中国实际有效汇率对贸易收支影响实证研究张石 大连理工大学经济系，辽宁大连（116024） email: 摘要：本文结合中国和占据中国对外贸易总额约 80%的 15 个主要贸易伙伴国的双边名义汇率及价格指数，计算了中国实际有效汇率指数。随后采用了包括 adf 单位根检验、johansen协整检验、格兰杰因果关系检验等现代计量经济学的方法分析人民币汇率与贸易收支的关 系。分析结果表明：贸易收支和人民币汇率间存在长期协整关系。人民币升值从长期看将促进中国贸易收支恶化，而人民币实际贬值有助于中国贸易收支改善；人民币实际升值导致中 国贸易收支盈余减少。关键词：人民币汇率；汇率变动；实际有效汇率；对外贸易收支1. 引言汇率是一国参与国际经济活动的重要综合性指标，汇率的变化将直接影响一国的贸易收 支，影响相关的产业发展和宏观经济增长，这一直是政界和学界关注的重点。在一定条件下， 汇率贬值可以提高本国的产品国际竞争力，从而有利于扩大出口，改善贸易收支。近年来， 随着中国经济开放程度将进一步提高，对外贸易总额快速增长，人民币汇率问题越来越受到 关注，而 2008 年以来短短的 3 个多月中，人民币汇率升幅就达到了 4.27。从世界经济发 展历史的角度看，人民币还有进一步升值的趋势，在这种形势下，人民币汇率变动对贸易的 影响问题更是受到各方重视。首先计算了中国实际汇率，选取了占据中国对外贸易总额约 80%的 15 个主要贸易伙伴 国或者地区，构造贸易权重，结合中国和这些主要贸易伙伴国的双边名义汇率及价格指数， 计算了中国与这些主要贸易伙伴国或者地区的双边名义和实际有效汇率指数。随后采用了现 代计量经济学的方法，包括 adf 单位根检验、johansen 协整检验、格兰杰因果关系检验和 基于向量自回归模型的方差冲击分解等。本文最后得出结论。2. 国内外研究文献综述对于汇率变动对外贸影响的分析，最为著名的就是国际收支的“弹性分析法”。这类分析 的重点在于国际贸易在多大程度上对相对价格变化做出反应，更具体地说，就是贬值能否改 善国际贸易收支。根据马歇尔-勒纳条件，当进口价格弹性和出口价格弹性之和大于 1 时， 本币贬值有利于改善贸易收支。在马歇尔-勒纳条件的基础上，诸多经济学家进行了进一步 的探讨，得出的主张根据马歇尔勒纳条件是否成立大致分为两派，分别为“弹性悲观派（elasticitypessimists）”和“弹性乐观派” （elasticity optimists）。 近年来，国内有关人民币汇率变动对贸易收支的影响的研究也取得了一些进展。 第一种看法认为中国的进出口需求的价格弹性严重不足。这意味着汇率贬值政策将带来负效果，汇率贬值非但不能改善贸易收支，反而会导致进出口状况的恶化。如厉以宁教授等（1991）分析了中国 1970 年-1983 年的数据后认为，中国的进、出口需求价格弹性分别只 有 0.6871 和 0.05061。第二种看法是中国的进出口弹性之和低于于临界值，因而汇率变化对中国的贸易收支影 响不是很明显。如陈彪如教授（1992）运用外经贸部统计的 1980-1989 年的进出口价格指数- 10 -和贸易量指数进行回归后得到以下结果；中国的进口需求价格为 0.3007，出口需求价格弹性为 0.7241.进出口需求的价格弹性之和为 1.0248，说明人民币贬值或升值对改善贸易收支的 效果是微不足道的，经济总体增长能够使贸易收支改善2。第三种看法就是汇率贬值能够改善贸易收支。朱真丽、宁妮（2002）对中国贸易 1981 年-2000 年的多边和双边价格弹性进行了分析，研究对象为美、日、香港，进出口价格弹性 之和为-2.71，货币贬值能够改善贸易收支3。以上研究得出的结论之所以不很一致，主要原因在于它们基于不同的研究时间、不同的 研究方法得出的结果。从时间上看，他们分别研究了 70 年代 80 年代 90 年代的情况，比较 结论可知，随着时间的推移，中国对外贸易价格弹性逐步增大，这与经济不断发展、对外开 放力度加强的基本宏观经济情况是相适应的。3. 人民币实际有效汇率对中国出口贸易影响的实证分析在本章中，我们先通过计算各个国家的贸易比例来计算实际有效汇率，再通过计量方法 分析人民币汇率变动对中国国际贸易收支的影响。3.1 选用贸易份额权重，计算 1986 至 2002 的人民币实际有效汇率3.1.1 计算方法 在国际上，最为常见的实际有效汇率测量方法是以该国与其贸易伙伴国的双边贸易额在该国对外贸易总额中所占的比重为权重，将各国的名义汇率加权平均，再消除通货膨胀得出。本文以 1996 为基期，同样采样这种方法来测算 1986 至 2002 的人民币实际有效汇率。依据 的计算公式为：reern dcpi(er ) t i t100= tifcpi(er )i ti bt(1)公式中 reer 为实际有效汇率，其中 (eri )t 为第 t 年每一单位人民币兑换伙伴国 i 的货币数量的双边名义汇率，(eri )bt 表示基年的双边名义汇率，n 为中国贸易伙伴国的数量，ini = 1为中国对外贸易伙伴国的贸易额占中国对外贸易总额的比重 i= 1 ， dcpit 为中国以某年为基的消费价格指数，( fcpii )t 为中国的贸易伙伴国 i 的以同一年为基的消费价格指数。3.1.2 数据选择与计算结果本文选择 15 个贸易伙伴国或地区来计算人民币实际有效汇率，它们分别是日本、美国、 加拿大、中国香港、韩国、德国、新加坡、英国、意大利、马来西亚、荷兰、澳大利亚、法 国、泰国。文中所选的 15 个国家和地区与中国的双边贸易额占中国外贸总额每年都在 70%， 最高年份达到 76%。设中国内地对这 15 个样本国家（地区）的进出口贸易总额为 1，分别 计算中国对每个国家或者地区的双边贸易占总贸易的比重，即为计算有效汇率指数的权数。 计算的权重指数如表 1 所示。表 1 计算权重tab.1 export units of special name in international system of units国别/年度1994199519961997199819992000美国0.1737550.1880470.2040880.1965670.2228120.2249130.259606日本0.2354390.2548040.276540.2439550.2350520.2422890.272241香港0.2054810.2223820.2413520.2036920.1841420.1601870.184837韩国0.0576560.0623990.0677220.0965030.0862220.0916590.117884德国0.0584420.0632490.0686450.0508420.0582760.058970.074248法国0.0165010.0178590.0193820.0223450.024480.0245440.022274英国0.0205280.0222170.0241120.0232080.0267550.0288880.030481新加坡0.024850.0268940.0291880.035190.0331460.0313860.037515泰国0.009920.0107360.0116520.0141410.0149480.0154210.022926加拿大0.0159120.0172210.018690.0156520.0176560.0174850.021232荷兰0.1128570.122140.1325590.0220210.0243720.0235660.028527意大利0.0228860.0247680.0268810.0187820.0197140.0205260.024489澳大利亚0.019350.0209410.0227280.0212650.0203640.0231320.027875印尼0.0129650.0140320.0152290.0181350.0147310.0177020.021232马来西亚0.0134560.0145630.0158060.0177030.0173310.0193310.038166国别/年度200120022003200420052006美国0.2385520.2193480.2129830.2151260.2229290.223587日本0.2501620.2300240.2251760.2129270.1942130.194787香港0.1698470.1561740.1472980.1429040.1440160.141491韩国0.1083240.0996040.1065470.1142130.1179310.118279德国0.0682260.0627340.0704090.0685940.0666370.066834法国0.0204680.018820.0226270.0223150.0217010.021765英国0.0280090.0257540.0242750.0250630.0257560.025832新加坡0.0344720.0316970.0326230.0338570.0349630.035066泰国0.0210660.019370.0213090.0219850.0230160.023084加拿大0.019510.017940.0169160.0196770.0201670.020226荷兰0.0262130.0241030.0260330.0272620.0303590.030449意大利0.0225030.0206910.0197720.0198970.0196190.019677澳大利亚0.0256150.0235530.0228470.0258330.0287150.0288印尼0.019510.017940.0172450.0170390.0176460.017698马来西亚0.0350710.0322470.0339410.0333080.0323320.032428在实际测量过程中，物价指数的选择是一个重要问题，通常有消费物价指数、生产物价指数、批发物价指数等，它们的区别在于消费物价指数多反映非贸易品的价格变动，而生产 价格指数和批发价格指数则扣除了一些不可贸易零售品的价格。所以，从理论上讲，对于内 部均衡的研究，即考察国内可贸易品和非贸易品的相对价格时，消费物价指数和生产物价指 数的比之是一个好的近似值；而对于外部均衡的研究，批发物价指数和生产物价指数是一个 较优的近似值。本文考虑到在现实经济中，非贸易品、贸易品的价格都会对通货膨胀、利率 和汇率产生重要影响，因此选取消费物价指数进行测算。物价指数采用经季节调整的以 2000 年为基期的消费者价格指数。其中，中国原始数据来自中国人民银行统计季报；其它国 家或地区原始数据来自 imf 的 ifs。名义汇率季度数据来自 imf 的 ifs（international financial statistics）各期。除人民币-美元汇率为基本汇率外，人民币与其它货币的汇率均为对美元的套算汇率，并采用间接标价法，因而有效汇率指数上升表示人民币相对升值，下降表示相对贬值。 将以上三组数据代入实际有效汇率计算公式，以 1995 年第一季度为基期，可得出 1995年-2006 年间以贸易加权平均的人民币季度实际有效汇率指数，见下表 2：表 2 人民币名义有效汇率与实际有效汇率指数测度结果（1995=100）tab.2 the index of nominal and real effective exchange rate(1995=100)年/季neerreer年/季neerreer年/季neerreer1994.q193.8577.621998.q3110.27111.322003.q1116.54112.441994.q292.8979.971998.q4104.1104.722003.q2115.61111.631994.q391.9983.521999.q1109.36109.372003.q3115.07111.31994.q492.687.751999.q2110.85110.042003.q4112.31110.181995.q1100.197.651999.q3109.25108.812004.q1109.67107.331995.q296.8496.431999.q4107.02106.442004.q2110.85109.611995.q3100.57101.332000.q1116.94116.162004.q3110.76110.031995.q4102.49104.592000.q2117.9116.162004.q4107.85106.971996.q1110.29114.42000.q3118.98116.922005.q1101.1299.521996.q2111.11117.352000.q4121.22119.172005.q2102.2100.421996.q3111.83118.372001.q1116.64114.492005.q3105.64103.481996.q4113.19120.112001.q2119.54117.342005.q4107.98105.621997.q1114120.572001.q3118.8116.282006.q1107.18104.691997.q2114.46120.762001.q4119.36116.62006.q2105.68102.991997.q3115.99121.512002.q1122.68119.352006.q3106.34103.541997.q4122.44126.982002.q2119.94116.122006.q4107.48105.621998.q1109.62112.412002.q3116.57112.791998.q2109.51111.412002.q4117.6113.373.2 人民币汇率变动对中国贸易收支影响的定量分析3.2.1 分析模型的设定 本文中的计量模型是在魏巍贤（2001）的基础上建立的。在分别建立出口模型以及进口模型的基础上，令贸易收支等于本国出口减去本国进口，得出贸易收支模型：ln tb = 21 ln reer + ( 2 + 3 ) ln yd ( 2 + 3 ) ln yw(2)其中，yw 为世界实际收入，yd 为本国实际收入，lntb=lnx-lnm，x 为本国的均衡出口，m 为本国的均衡进口，reer 为实际有效汇率。 针对贸易方程(2)建立的计量模型为；ln tbt = 0 + 1 ln reert + 2 ln ydt + 3 ln ywt + t(3)若满足马歇尔-勒纳条件，则实际有效汇率的升值会导致贸易收支的恶化，1 应为负数，本国实际收入的上升既会促进本国的出口供给也会增加本国的进口需求，但通常认为其对出口供给的促进作用小于对进口需求的拉动作用，故我们预期 2 为负数，世界实际收入的上升既会促进本国的进口供给也会拉动本国的出口需求，但通常认为其对进口供给的促进作用小于对出口需求的拉动作用，故我们预期 3 为正数， t 为随机误差项。我们采用 1994-2006 年的季度数据作为样本数据集，原始数据来源于中国统计年鉴和国际货币基金组织的国际金融统计。贸易收支指数（ ln tb ）是以中国出口额季度数据的对数值减去中国进口额季度数据的对数值来表示。国内实际收人指数（ ln yd ）是以国 内实际 gdp 指数（2000 年为 100）的对数值表示；1994-2006 年，美国和日本是中国主要的两个贸易伙伴国。因此，国外实际收入指数（ ln yw ）取两大贸易伙伴国美国和日本的 gdp 平减指数衡量的 gdp 指数的对数值加以简单平均而得到。实际汇率指数（ ln reer ）采用 上一节计算出的数据。（2000 年为 100）。3.2.2 协整理论与单位根检验常用的协整检验方法有 dickey-fuller 检验（简称 df 检验）和扩展的 dickey-fuller（简 称 adf 检验）。在这里，我们使用增项的迪基-富勒方法（adf，dickey and fuller）进行序 列的单位根检验。笔者对滞后期的选取主要根据最后一阶滞后项系数以及相应检验方程的截 距或趋势项系数均显著、且在同等情形下 aic 与 sc 指数达到最小来进行， 其中显著性水 平确定为 5%。对每个时间序列，我们估算如下方程；lyt = c + bt + yt 1 + i yt i + uti =1(4)其中 yt i = yt i yt i 1 为误差项，c 为截距项，t 为时间趋势项，当统计检验不显著时，把截距项与趋势项从方程中剔除重新进行回归。滞后项的选择使得残差非自相关。为进一步验证时间序列是否 i（2）过程，我们进行l22i yt i同样形式的回归，此时被解释变量为 yt ，解释变量则变为 yt 1 和 i=1果见表 3。检验结表 3 adf 检验结果tab.3 augmented dickey-fullertestln tbln reerln ydln ywadf 统计量-2.901108-3.4330841.9316640.2472331%临界值-3.5653-3.5653-3.5653-3.5652795%临界值-2.9202-2.9202-2.9202-2.92020310%临界值-2.5977-2.5977-2.5977-2.597655是否平稳否否否否上表单位根检验的结果表明， ln tb 、 ln reer 、 ln yd 、 ln yw 这四个变量的序列都接 受原假设。因此，各变量的序列都是非平稳的序列。那么接着对各变量序列的一阶差分再进 行单位根检验，检验结果如下：表 4 对变量一阶差分的 adf 检验结果tab. 4 adf test of the first order of the variable differential ln tb ln reerydywadf 统计量-5.768797-4.210243-5.144085-4.1879661%临界值-3.568210-3.5682-3.5682-3.56825%临界值-2.921459-2.9215-2.9215-2.921510%临界值-2.598312-2.5983-2.5983-2.5983是否平稳是是是是上表单位根检验的结果表明， ln tb 、 ln reer 、 ln yd 、 ln yw 这四个变量的一阶差分序列 ln tb 、 ln reer 、yd 、yw 序列均拒绝原假设，所以这四个变量的一阶差分序列是平稳序列，在此基础上，可以进行协整检验。3.2.3 johansan 检验johansen 多变量协整检验的基本思想在于：如果某两个或多个同阶时间序列向量的某种 线性组合可以得到一个平稳的误差序列，则这些非平稳的时间序列存在长期均衡关系，或者 说这些序列具有协整性。本文上一小节已经对各个变量及其差分序列进行了 adf 检验，检 验结果表明所有变量均满足一阶单整过程，满足协整检验的前提条件，可以对变量进行协整 检验。由于 johansen 协整检验是基于向量自回归模型（var）的检验方法，因此在进行协 整检验之前，必须先确定 var 模型的滞后阶数，作为协整方程的滞后阶数。（1）根据无约束 var 模型确定最优协整滞后阶数实践中，一般根据 aic 和 sc 信息量取值最小的准则确定滞后期 p。据此，我们选择 最大滞后阶数为 5，从 5 阶依次降至 1 阶来选择最优滞后阶数，选择最优滞后阶数的检验标 准依据赤池信息（aic）准则和施瓦茨（sc）准则，即在滞后阶数的变动中使得 sic 和 sc 的值达到最小。滞后阶数分别取 5 到 1 时，aic 和 sc 的值如下表，经过比较后发现，在 p 取 1 时 aic 为-14.7211 及 sc 为-17.0277 同时达到最小，因此 var 模型的最优滞后阶数为 1， 则 johansen 协整检验的最优滞后阶数也为 1。表 5 滞后阶数的判断tab.5 the test results of lag effect阶数54321aic 值-13.8511-14.0961-14.4749-14.1338-14.7211sc 值-14.6087-15.4727-16.4826-16.7847-17.0277（2）协整关系检验按照 1 阶滞后的协整关系检验，根据 johansen 多变量极大似然估计法，检验时假定包 含截距项，不包含时间趋势项，从不存在协整关系这一零假设开始逐步进行，如表 4.3 所示。表 6 johansen 协整关系检验tab.6 the result of johansen test特征值似然比5%临界值1%临界值零假设0.36936742.0607939.8945.58none *0.24581219.0092424.3129.75at most 10.0861314.90359512.5316.31at most 20.0079720.4002183.846.51at most 3由表 6 检验结果表明，中国贸易收支（ ln tb ）、国内实际收入（ ln yd ）、国外实际收 入（ ln yw ）、实际有效汇率（ ln reer ）之间存在一个长期稳定的协整关系。其经济意义 在于：如果多个协整的长期波动规律的变量，则表示它们之间存在一种长期的均衡关系，虽然在短期由随机干扰，但是会随时间推移而回到均衡，反之，如果这些变量不是协整的，则 它们之间不存在长期的均衡关系。其标准化协整方程为：ln tb =-4.007906-1.417787 ln reer -0.000920 ln yd +0.020609 ln yw(5)方程(5)显示出中国贸易收支、人民币实际有效汇率、中国实际收入、外国实际收入之间的长期均衡关系方程，方程各个变量的符号和预期中的是一致的。从而可得出结论：人民币实际有效汇率、中国实际收入、外国实际收入这三个变量都是中国贸易收支的重要决定因 素，但中国实际收入、外国实际收入对中国贸易收支的影响并不显著。人民币实际升值从长 期上看将促进中国贸易收支恶化，而人民币实际贬值有助于中国贸易收支的改善；人民币每 实际升值（贬值）1%，中国贸易收支盈余减少（升值）1.417787%；中国实际收入和中国贸 易收支有负相关关系，即从长期来看，中国实际收入每增加（减少）1%，中国贸易收支盈 余减少（增加）0.000920%，这个影响是比较微小的。外国实际收入和中国贸易收支有正相 关关系，即从长期来看，中国实际收入每增加（减少）1%，中国贸易收支盈余增加（减少）0.020920%，这个影响也并不显著。3.2.4 误差修正模型 由于中国贸易收支及相关变量之间存在协整关系，根据格兰杰表示定理，一定存在描述山短期波动向长期均衡调整的向量误差修正(vec)模型。因此，我们将运用 vec 模型来分析各个经济变量之间的短期动态关系，从而将系统内生变量之间的长期均衡关系和短期动态 特征结合起来。根据上文，本文选择滞后期为 1 期，得出一下结果： ln tb =-0.148287 ln tb (-1)+0.157391 ln reer (-1)-0.000265 ln yd (-1)+0.004812 yw(-1)+0.003720-0.080870 t 1(6)从误差修正模型的估计结果可以看出，误差修正项系数为负，其值为-0.08087。我们通 过分析误差修正模型中的误差修正项，可以看出中国贸易收支方程中各经济变量向长期均衡 的调整速度：系数为负、且绝对值越大，系统的自我修正功能就越强，即系统能够迅速地从 短期失衡状态回复到长期均衡状态。从误差修正项的系数估计结果看，其调整系数为-0.080870，且具有统计显著性。说明系统具有自我修正功能，但因其绝对值较小，表明从 短期失衡向长期均衡的调整过程较慢。在每一个季度中，tb 的实际值和其长期均衡值的差距 约有 8. 087%得到修正。第 t 期的贸易收支主要受第 t 期的人民币实际有效汇率、t-1 国内实 际收入及第 t-1 期的外国实际收入影响，系数分别为 0.157391、0.000265 和 0.004812，可见， 在短期内实际有效汇率变动率对贸易收支变动率影响更大。3.2.5 granger 因果关系检验 由上文的分析可知显示出中国贸易收支、人民币实际有效汇率、中国实际收入、外国实际收入之间存在长期均衡关系，但是各个变量之间是否存在因果关系还有待检验。我们可以通过它们之间的 granger 因果检验分析，检验自变量的滞后项和因变量之间在统计上是否存 在因果关系。granger 因果检验基于 var（vector autoregression，向量自回归）模型，用以检测两个 平稳序列之间的因果关系，即 granger 因果关系。如果变量 x 是变量 y 的 granger 原因，则 x 的变化应先于 y 的变化。因此，在做 y 对其他变量（包括自身的过去值）回归时，如果 把 x 的过去或滞后值包括进来能显著地改进对 y 的预测，我们就可以说 x 是 y 的 granger 原因，类似地定义 y 是 x 的 granger 原因。下面就中国贸易收支与其它三个变量做格兰杰 检验，结果如表（7）表 7 格兰杰因果检验结果tab.7 the result of granger test原假设f 统计量p 值ln r eer 不是导致 ln tb 的格兰杰原因2.960720.00859ln yd 不是导致 ln tb 的格兰杰原因1.026040.07431ln yw 不是导致 ln tb 的格兰杰原因2.009520.09052由表 7 分析可以得出：对人民币实际有效汇率不是中国贸易收支的格兰杰原因的假设， 拒绝它犯第一类错误的概率是 0.00859，表明至少在 99%的置信水平下，可以认为人民币实际有效汇率是中国贸易收 支的格兰杰原因，即人民币的贬值导致了中国贸易收支的改善。同理可以得出：国内实际收 入和外国实际收入都是中国贸易收支的格兰杰原因。所以，选择人民币实际有效汇率、国内 实际收入、外国实际收入作为被解释变量从实证角度上看还是非常可信的。4. 结论分析与总结在开放经济的几个核心变量中，汇率波动直接影响着一国进出口贸易和国际资本流动， 进而影响国际收支状况。保持国际收支基本平衡是开放经济体宏观经济外部均衡的内在要 求，对于政策来说，也是其追求的重要目标。在中国国际收支结构中，贸易收支占经常账户 的绝大比重，决定了后者的基本走势。因此，在分析人民币汇率对中国国际收支的影响时， 本文主要关注人民币实际有效汇率对中国贸易收支的影响。关于汇率水平及其波动对贸易收支影响，理论界还远没有达成一致结论。于是，经济学 家纷纷运用各种计量经济方法，对汇率变动的贸易效应和投资效应进行实证检验。由于研究 者在计量方法、变量选择、样本选取等方而存在着较大差异，所以其研究结果也大相径庭。 鉴于此，本文基于 1994-2006 年季度数据，采用定性与定量分析相结合的方法，对人民币实 际有效汇率与中国贸易收支之间的关系进行了实证分析，得出如下结论：第一，单位根检验表明，所有时序变量均是一阶差分平稳的，可以采用协整分析方法建 立它们之间的长期均衡关系。协整检验表明中国贸易收支与人民币实际有效汇率、中国实际 收入、外国实际收入之间存在长期协整关系。人民币实际有效汇率、中国实际收入、外国实 际收入这三个变量都是中国贸易收支的重要决定因素，但中国实际收入、外国实际收入对中 国贸易收支的影响并不显著。人民币实际升值从长期上看将促进中国贸易收支恶化，而人民 币实际贬值有助于中国贸易收支的改善。第二，对人民币实际有效汇率不是中国贸易收支的格兰杰原因的假设，拒绝它犯第一类 错误的概率是 0.00859，表明至少在 99%的置信水平下，可以认为人民币实际有效汇率是中 国贸易收支的格兰杰原因，即人民币的贬值导致了中国贸易收支的改善。同理可以得出：国 内实际收入和外国实际收入都是中国贸易收支的格兰杰原因。所以，选择人民币实际有效汇 率、国内实际收入、外国实际收入作为被解释变量从实证角度上看还是非常可信的。第三，采用不依赖于 var 系统中变量顺序的方差分解放法，研