人民币汇率变动对中美_中欧及中日贸易的影响_基于引力.pdf

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1、 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/人民币汇率变动对中美、中欧及中日贸易的影响 基于引力模型的实证研究杨玲玲摘 要:本文采用国际贸易的引力模型就人民币汇率波动对中国与美国、欧元区及日本的双边贸易的影响效应进行了实证分析。结果表明,中美、中欧、中日双边贸易的主要推动因素是中国的经济产出总量,人民币汇率波动对上述双边贸易存在负效应,2005年7月的人民币汇率改革使中国对外贸易的总量和增长趋势均发生了改变。关键词:引力模型 汇率波动率 双边贸易一、引言欧盟成立以

2、及欧元区的建立后,作为一个经济整体出现在国际贸易市场中,使中国同各国的主要对外贸易关系产生了变化,2002年至2003排名前三的贸易伙伴国(或地区)为日本、美国、欧盟,2004年为欧盟、日本、美国,而自2005年起调整为欧盟、美国、日本,欧盟超过美国和日本成为中国第一大贸易伙伴国。2005年7月21日,中国人民银行宣布人民币汇率从单一钉住美元的有管理的浮动汇率制度转变为以市场价格为基础、参考一篮子货币计价的更为灵活的汇率制度,使人民币汇率的浮动区间扩大,这又进一步影响了中国同上述三国的双边贸易量。2005年、2006年、2007年中国同美、欧、日三大经济体的贸易总量分别为5684.63万美元、

3、6840.48万美元、8108.98万美元,分别占中国对外贸易总量的39.97%、38.85%、37.30%,从以上数据中足见三大经济体对中国对外贸易的重要性。基于上述观察,本文试图上述两个方面的现象结合起来,对人民币汇率波动与中国同三大经济体的对外贸易关系进行研究,从而考察由人民币汇率制度改革而增强的汇率波动对于中国同美国、欧盟、日本等主要发达贸易伙伴的双边贸易有何影响,这对于深入研究中国对外贸易的影响因素及其增长方式有积极的实际意义。二、理论基础国内外学者对于汇率与国际贸易的关系已从多角度进行过深入研究,实证检验结果不尽相同,大致可分为三类:第一类文献认为汇率波动对于国际贸易存在负效应;第

4、二类文献认为汇率波动对国际贸易的促进作用并不显著;第三类文献则认为汇率波动对于国际贸易存在正向作用。国外研究大多倾向于得出负效应的结果。Frankl和Wei Shangjin(1993)采用横截面数据证明了汇率波动对亚洲国家出口显著的负相关性。Sauer和Bohara(2001)的研究显示汇率波动对拉美国家的出口有着较大的负效应。Rose(2000)选取多国样本数据实证后也得出了类似的结论。Wilson(2001)就新加坡、马来西亚和韩国的实际汇率波动对其与美国、日本贸易的影响进行了研究,得出的结论是“除韩国外,汇率波动对进出口的影响不显著”。而McKenzie(1999)的研究结果显示汇率波

5、动对进出口影响的系数普遍显著,但符号则正负都有,即汇率波动对国际贸易的作用方向并不明显。支持正效应理论的代表性学者是Micheal W.Klein和Jay C.Shambaugh(2006)。他们从汇率制度入手对固定汇率和贸易之间的关系进行了实证分析,发现固定汇率对基准货币国与盯住国之间的双边贸易会产生重大影响,而采用波动性极小的实际固定汇率制对于国际贸易有促进作用。中国国内有关人民币汇率与中国进出口贸易的实证研究则主要是通过进出口数据估算马歇尔 勒纳条件是否成立来进行验证的,结果也分为三类:第一类结果表明,中国的进出口需求价格弹性远小于1。厉以宁等(1999)对中国1970-1983年的数据

6、分析得出:中国进出口弹性分别为0.6871和0.0506,中国进出口商品的需求价格弹性严重不足,人民币汇率贬值将导致出口状况的恶化。33 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/第二类结果显示,中国的进出口弹性处于临界值,因而人民币汇率波动对其国际贸易影响甚微。陈彪如(1992)运用外经贸部统计的1980-1989年的进出口价格指数和贸易量指数进行回归后得出的结论是:中国的进口需求价格弹性为0.3007,出口需求价格弹性为0.7241,进出口弹性之和为1.024

7、8,说明人民币贬值或升值对改善贸易收支的效果微不足道。第三类结果则认为,中国的ML条件显著成立。戴祖祥(1997)对中国1981-1995年的数据分析后估计出中国进出口需求的价格弹性之和的绝对值约为1.3,满足马歇尔-勒纳条件,从而人民币汇率贬值可以改善中国的贸易收支。许少强(2002)通过比较1994-2000年与1993-2000年国际贸易弹性模型的估计方程式后发现:1994年人民币贬值能够起到促进进口、抑制出口的作用,但由于人民币对美元汇率从1994年以来保持相对稳定,因此汇率波动对国际贸易的影响效应即使有也很难体现出来。然而,中国国内从定量的角度建立模型来分析人民币汇率波动对国际贸易影

8、响的文献并不多见。陈平和熊欣(2002)对1991年和1995年中国及其主要出口国家和地区的截面数据进行了回归分析,支持汇率波动对国际贸易存在负效应的理论。叶永刚等(2006)认为,无论长期还是短期,人民币实际有效汇率与中美贸易收支之间均不存在因果关系,但中日贸易收支与人民币有效汇率间互为因果关系。卢向前和戴国强(2005)用协整向量自回归方法研究了人民币实际汇率波动对中国进出口的影响,结果表明人民币实际汇率波动对中国进出口影响十分显著。廖卫东和黄吉海(2005)对1985-2002年的人民币汇率及出口额数据进行回归,结果显示当出口产品中高附加值产品比重提高时,汇率波动对出口额的影响较大。戴世

9、宏(2006)实证研究了人民币汇率与中日贸易收支的关系,发现人民币实际汇率升值会小幅促进中国从日本的进出口额。姚大庆(2007)则从构建具有微观基础的经济学模型入手,从理论和实证两方面研究汇率波动对国际贸易的影响机制及其效应,模型的检验结果是:汇率波动幅度增加对企业出口决策的影响取决于企业生产的附加值,汇率波动幅度增加会提高高附加值企业的产出和出口量,减少低附加值企业的产出和出口量。综上所述,采用引力模型来研究汇率与国际贸易的文献在国内外均不多见,研究成果主要见于国外文献,其中较具代表性的学者是Micheal W.Klein和Jay C.Shambaugh(2006)。因此,本文将采用这一研究

10、国际贸易影响因素的主要模型 引力模型1,并在Micheal W.Klein和Jay C.Shambaugh的研究基础上,选取适当的解释变量构建模型,对人民币汇率变动与中国同美国、欧盟和日本的双边贸易的关系进行实证研究。三、模型及样本本文采用引力模型的对数线性形式,其基本表达式如下:Intrade=0+1InDtc+2InGD Pf+3InGD PGHN+4In2E+5InE+6D+其中,trade表示中国与各样本国的双边贸易总量,Dtc表示中国与各样本国的距离,GD Pf、GD PGHN分别表示各样本国和中国的GDP总量,2E表示汇率波动率,E表示人民币实际汇率水平,为随机误差项。一般可预期实

11、证结果为,两国距离将与贸易总量呈反向变动关系,中国和其他国家的GDP与贸易总量呈正向变动关系,人民币实际汇率与贸易总量呈反向变动关系,而汇率波动率对贸易总量的影响则不确定。此外,2005年7月中国人民银行对人民币汇率制度进行了改革,故有必要在模型中引入一个哑变量,目的是考察人民币汇率制度改革前后,中国与美欧日的双边贸易关系有无变化。对于模型数据的选取,本文将采用面板数据:样本国数量为14个,包括美国、欧元区12国和日本;为了重点分析人民币汇率变动对中国对外贸易的影响效应,除地理距离和哑变量以外,其他经济变量均采用2005年1月至2007年12月的月度数据。其中,中国与各国的双边贸易总量数据取自

12、中华人民共和国商务部网站,各国GDP以及人民币实际汇率水平取自IMF的国际金融统计(IFS)数据库,人民币与美元、欧元和日元的汇率月波动率根据中华人民共和国国家外汇管理局公布的汇率日牌价推算得出。需要指出的是,由于数据的不可得性,在本模型中,代表一国经济总产出的GDP月度数据采用各样本国的每月工业产值(指数形式)来代替。另外,汇率月波动率用中国与美元、欧元和日元的汇率日牌价求方差计算得出4。因为研究发现,名义汇率的波动和实际汇率的波动高度相关,可据此直接采用数据最容易收集的名义汇率波动代表汇率风险(余珊萍2005)。43 1994-2010 China Academic Journal Ele

13、ctronic Publishing House.All rights reserved.http:/四、实证过程及结果分析1.基本模型Intrade=0+1InDtc+2InGD Pf+3InGD PGHN+4In2E+5InE+6D+(1)对基本模型(1)进行线性回归,结果如表4.1所示:表4.1OLS检验结果SourceSSdfMSNumber of obs=473Model249.287771641.5479618F(6,466)=20.70Residual935.3341844662.0071549Prob F=0.0000Total1184.621964722.50979228R2

14、squared=0.2104Adj R2squared=0.2003Root MSE=1.4167InTradeCoef.Std.Err.tP|t|95%Conf.IntervalIndtc-1.1753790.1541368-7.630.000-1.478268-0.8724898InGD Pt-2.3181690.5171484-4.480.000-3.334401-1.301938InGD PCHN0.20448550.41299850.50.621-0.60708461.016056In2E-0.08595390.0126512-6.790.000-0.1108144-0.061093

15、3InR EER6.9157652.747032.520.0121.51766612.31386D0.2096080.25237470.830.407-0.28632530.7055414_cons1.76455112.230840.140.885-22.2698825.79899 从表4.1可以看出,模型总体拟合度不高,个别变量也未通过显著性检验,原因可能是表示汇率波动率的In2E和和表示人民币实际汇率的InR EER之间存在共线性。因为计算汇率波动率和实际汇率的原始基础数据有所重叠,所以对二者进行相关系数检验,计算后发现In2E和InR EER的相关系数r2接近1,说明二者存在高度共线性。

16、下面将对模型进行修正。2.修正后的模型InTrade=0+1InDtc+2InGD Pf+3InGD PCHN+4In2E+5D+6DIn2E+(2)在修正后的模型(2)中,删除产生共线性的变量InR EER而保留In2E,进一步突出检验人民币汇率变动对中国对外贸易的影响效应,同时,引入交叉项DIn2E,目的是检验哑变量的截距效应和斜率效应,进而考察人民币汇率改革前后,汇率变动是否对贸易产生了趋势性变化。检验结果见表4.2:表4.2修正模型的OLS检验结果SourceSSdfMSNumber of obs=473Model324.124237654.0207062F(6,466)=29.25R

17、esidual860.4977184661.84656163Prob F=0.0000Total1184.621964722.50979228R2squared=0.2736Adj R2squared=0.2643Root MSE=1.3589InTradeCoef.Std.Err.tP|t|95%Conf.IntervalInGD Pt-1.3537110.1500037-9.020.000-1.648478-1.058943InGD Pt-2.0674120.4911063-4.210.000-3.032469-1.102354InGD PCHN0.29916310.39260940.76

18、0.446-0.47234081.070667In2E-0.06029970.0127073-4.750.000-0.0852703-0.035329InR EER2.4559460.3155117.780.0001.8359463.075947D-0.27044730.0392751-6.890.000-0.3476255-0.1932692_cons32.981932.7665611.920.00027.5454538.418453 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserve

19、d.http:/ 可以看到,经过修正后,可决系数R2、F统计量都显著提高,各变量的t统计量在95%的置信度上都显著不为零,说明模型经过调整后,有效地消除了共线性,使得模型总体拟合度、各变量显著性都有明显改进。从自变量的系数来看,可以发现:(1)两国间距离与双边贸易总量呈反向变动关系,这与国内外对引力模型的普遍实证结果相符,也与引力模型的内在含义相一致。(2)外国产出双边贸易也呈反向变动关系,而且弹性系数大于1,说明美国、欧元区及日本的国内总产出增加对于中国与之的双边贸易关系存在着较大的负向作用力,与预期结果不符,造成这一结果的原因可能与实际检验中采用各国的工业产值指数近似代替各国GDP水平有关

20、,也有可能是美、欧、日等发达工业国家的出口产业结构与中国不同,其外贸产品与中国的外贸产品之间替代弹性很小,中国的出口产品主要是低附加值的生活用品或基础原材料,这些产品的收入效应大于替代效应,所以当国外GDP增加后,其收入更多地用于购买或投资本国或其他国家的产品。(3)中国的总产出对双边贸易量增加存在微弱的正向影响,说明中国经济发展使得经济总量增加对促进中国与美、欧、日的双边贸易有一定拉动作用。通过对中国与美欧日的总产出指标显著性比较可以发现,近年来促进中国与美欧日的双边贸易量增长的主要作用力在于中国本国的经济增长方面。(4)汇率波动率对中美、中欧、中日的双边贸易影响是显著为负的,说明人民币汇率

21、波动在频率和波动浮动幅度上的增加在一定程度上阻碍了中国与其前三大贸易伙伴国的双边贸易。此外,因为引力模型中已经剔除了与波动率高度相关的实际汇率变量,汇率变动对国际贸易的部分效应也可能反映到了汇率波动率的效应当中。数据来源:IMF国际金融统计数据库(5)代表2005年人民币汇率改革的两个哑变量指标均表现出较高的显著性,这说明汇率改革对于中美、中欧和中日双边贸易确实有较大影响,不仅令中国与这三大经济体之间的贸易总量发生了变化,而且更重要的是,使双边贸易的增长趋势发生了扭转。数据来源:中国海关统计3.异方差检验及修正由于本文采用了面板数据来进行实证检验,不同样本点上解释变量以外的其他因素差异较大,因

22、此可能存在异方差性。但是,模型中并没有引入滞后变量,所以下面主要将对修正模型(2)进行white检验,目的是提高模型的拟合度,并进一步考察中美、中欧、中日双边贸易的其他影响因素。检验结果见表4.3:表4.3异方差检验结果Sourcechi2dfpHeteroskedasticity103.37230.0000Skewness35.3760.0000Kurtosis12.9210.0003Total151.66300.0000 从上表中可以看出,检验结果拒绝了不存在异方差的原假设,可以认为该面板模型估计存在异方差性。这意味着,除了本文模型中引入的几个关键解释的变量以外,还存在着影响双边贸易的其他

23、因素,例如:中国与美欧日之间的文化差异、语言差异等非经济因素,以及产业结构差异、物价水平等经济因素,它们对双边贸易的作用都体现在了随机误差项中。但是,为加强模型(2)的解释力,可采用加权最小二乘法进行对其进行异方差修正。对模型(2)的残差平方和 e2进行估计,然后用1 e2作为权重,估计模型:InTrade e2=0+1InDtc e2+2InGD Pf e2+3InGD PCHN e2+4In2E e2+5D+6DIn2E e2+e2(3)显示结果见表4.4:63 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All

24、 rights reserved.http:/表4.4WLS估计检验结果SourceSSdfMSNumber of obs=473Model12051207.162008534.52F(6,466)=44467.38Residual21048.622346645.1687174Prob F=0.0000Total12072255.747225576.813R2squared=0.9983Adj R2squared=0.9982Root MSE=6.7208InTrade/e2Coef.Std.Err.tP|t|95%Conf.IntervalInDtc/e20.70459980.0823258

25、8.560.0000.5428240.8663755InGD Pf/e2-1.5860140.12643-12.540.000-1.834457-1.33757InGD PCHN/e25.1119850.267281719.130.0004.5867585.637212In2E/e2-0.06650320.0066015-10.070.000-0.0794756-0.0535307D4.4037870.85032795.180.0002.7328366.074739D2E/e2-0.23433450.0109209-21.460.000-0.2557948-0.2128742_cons-3.3

26、074120.7834646-4.220.000-4.846973-1.767851 由上述检验结果可以看出,无论是拟合优度还是各参数的统计量都有了显著改进,模型的解释力得到加强。五、结论及建议本文研究了汇率波动对于中国与美国、欧元区和日本的双边贸易的影响效应,通过建立引力模型的对数线性形式,对14个样本贸易伙伴国自2005年至2007年的月度数据进行了实证检验。结果表明,中美、中欧、中日双边贸易的主要推动因素是中国的经济产出总量;人民币汇率对于中国对外贸易有显著影响,汇率频繁、大幅的波动会对中国与美欧日的双边贸易造成一定程度的阻碍;2005年7月21日人民币汇率改革显著地改变了中国与美欧日这

27、三大贸易伙伴间的外贸增长幅度和增长方式。结合中国近年来的汇率改革实践以及对外贸易的发展情况,要在复杂多变的国际金融及贸易环境中继续实施以外贸促经济的开放型发展战略,本文试从下几个方面提出建议:第一,中国应当保持GDP持续增长的态势。中国经济总量的增加对于外向型经济的推动有正向作用,在本文中主要体现为近年来中国经济规模扩大后导致其与美欧日之间的双边贸易量的增长上;而外贸的增长又反过来对GDP的增加贡献了重要作用,维持经济总量的稳定增长对于中国GDP与贸易增长的良性循环颇为必要。第二,人民币汇率应尽量避免频繁、大幅波动。人民币汇率改革之后,汇率波动性有所增加,使国际贸易的收益不确定性增加,贸易风险

28、增大,这在一定程度上抑制了中国与美欧日的双边贸易增长,加之这些国家与中国存在贸易摩擦,中国的外贸增长阻力进一步增大。所以,应当在长期以内维持人民币汇率稳定。2005年人民币汇率改革以后,人民币兑美元汇率一直保持升值趋势,且升值速度较快,至2008年7月,升值幅度已经超过10%,汇率波动率的增加恶化了中国的对外贸易条件,直接影响到了中国的出口贸易增长。特别是次贷危机席卷全球,美国、欧洲、日本已深陷危机,自2008年下半年开始,中国对三大经济体的出口贸易较往年亦有明显降幅。所以,在金融危机的影响日益深重的背景下,对人民币升值的速度予以遏制甚至适当贬值,对于中国的外贸出口是有利的。73 1994-2

29、010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/参考文献:1彭国华.双边国际贸易引力模型中地区生产率的经验研究J.经济研究,2007,8.2卢向前,戴国强.人民币实际汇率波动对中国进出口的影响:19942003J.经济研究,2005,5.3余珊萍.汇率波动对中国出口影响的实证研究J.东南大学学报(哲学社会科学版),2005,2.4姚大庆.汇率波动对国际贸易的影响 基于出口加工企业的微观视角J.当代财经,2007.10.5 Michael W.Klein,Jay C.Shambaug

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