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1、人民币实际有效汇率及其波动对我国出口结构的影响?基于 ARDL?ECM 模型的实证研究王 宇 雯(复旦大学经济学院)摘要!本文以不同要素密集型产品出口额的两两比值刻画我国出口结构,引入描述汇率形成机制改革的虚拟变量,采用自回归分布滞后-误差修正模型(ARDL?ECM)与 Pesaran 边界检验方法,就 1999 年1 月至2008 年10月人民币实际有效汇率及其波动率对我国出口结构的影响进行实证研究。关键词 实际有效汇率 汇率波动率 出口结构 ARDL?ECM 模型 Pesaran边界检验中图分类号 F832?1 文献标识码 AThe Effects of Real Effective Ex
2、change Rate andVolatility of RMB on China?s Export Structure Abstract:T he relative value of different kind of the export goods,classifiedby factor intensity,is used in this essay as the description of the export structure?A dummy variable is introduced here to depict China?s reformation of the pric
3、ingmechanism of exchange rate?The ARDL?ECM model and the Pesaran Bound T estsare also utilized to develop the empirical study on the effects of REER and volatilityof RMB on China?s export structure from Jan?1999 to Oct?2008?Key words:Real Effective Exchange Rate;Volatility;Export Structure;ARDL?ECM
4、Model;Pesaran Bound T ests一、文献回顾汇率不完全穿越效应的存在,表明不同贸易品的价格对汇率变动的反应存在差异(Baldwin 和 Krugman,1989;Knetter,1989;Obstfeld,2002)。由于不同出口产品的生产成本对进口品的依赖程度以及出口定价方式不同,汇率变动对不同产品的贸易条件产生非对#53#人民币实际有效汇率及其波动对我国出口结构的影响?本文得到教育部重大攻关项目 人民币均衡汇率问题研究%(编号:05JZD00012)、复旦大学(教育部)金融创新研究生开放实验室创新项目基金、复旦大学研究生创新基金资助。称性影响(Klein,1990;Bi
5、ni?Smaghi,1991),即汇率变动将导致出口结构的变化(胡均民,2006;顾国达等,2007)。诸多学者对我国的情况进行了经验实证研究,诸如采用Grange 因果检验或在向量自回归(VAR)系统下利用 Johansen 协整检验和 ECM 模型考察汇率水平的变动与出口结构之间长短期关系(曾铮和张亚斌,2007);将汇率波动率作为外生变量,采用 VEC 模型考察汇率波动率在短期对 SIT C 分类产品出口额的影响(郑凯,2006);采用 ARDL?ECM 模型和边界检验方法同时考察汇率及其波动率对分类产品出口的长短期影响(Chou,2000;陈云和何秀红,2008)。但在出口结构的刻画、
6、计量方法应用等方面,现有研究尚存可改进的空间。首先,沿用描述汇率对贸易总量影响的出口需求方程、以分类产品出口额或占出口总额的比重代替出口总量作为被解释变量的实证模型,只能通过单个方程的估计得到汇率对不同类型产品出口的影响系数,但严格意义上无法将不同方程的系数相互比较。其次,Grange 因果检验和Johansen协整检验仅适用于检验同阶单整变量之间的关系,现有研究结果表明汇率水平和其他宏观变量多为一阶单整而汇率波动率为平稳序列,若差分处理之后再实证研究将导致重要信息丢失、经济含义降低。最后,现有研究就汇改前后汇率对出口结构影响的变化关注不够。鉴于以上分析,本文尝试在以下几个方面做出努力。首先,
7、运用不同要素密集度产品出口额的两两比值提取产品的共性来刻画出口结构,易于在单个方程中进行分类出口产品之间的比较;其次,采用 1999 年 1 月至 2008 年 10 月的数据样本,通过分别引入虚拟变量与汇率和波动率的交互项考察汇改前后的不同作用效果;最后,通过 ARDL?ECM 模型和 Pesa?ran 边界检验有效实现了平稳序列与一阶单整序列之间的长期关系检验,使其对各变量在短期调整中滞后期数的判断更稳健。本文的第二部分主要完成对出口结构和汇率水平及其波动率的刻画和度量,引入虚拟变量交互项形式,并建立 ARDL 的实证模型;第三部分进行样本选择和预处理,对三个实证模型相应的 ARDL?EC
8、M 模型进行 Pesaran 边界检验、最优滞后阶数的选择,分别估计了变量之间的长期关系系数和短期调整系数;最后给出本文的结论和有关政策建议。二、实证模型的构建1?出口结构的刻画现有研究中大多采用 SITC 一位数、三位数分类或 HS 分类?商品出口额的绝对数值(李广众和 Lan P?Voon,2004;陈云和何秀红,2008)或分类出口额与出口总额的比值(Chou,2000 等)作为被解释变量描述不同类产品的出口变化。但是,对产品类别太过细致的区分往往会忽视相近类别出口商品的某些共同特性,不方便对产业结构变化的观察。而且严格意义上来讲,在这种非联立方程组的处理方法下,无法实现不同单个方程的估
9、计系数之间的比较,即无法排序对比汇率对不同类型产品出口的作用大小。按要素密集度的分类方法考虑了出口产品的共有特征,可避免过细分类的问题。参考#54#&数量经济技术经济研究 2009 年第 6 期?SITC 和 HS 是两种商品分类体系,前者指联合国编制的&国际贸易标准分类,其 2006 年第四次修订版中将商品分为 10 大类,再根据商品的生产替代和消费替代关系的紧密程度进一步划分为章、组、分组和子目等 4 个层次。我国海关依据该分类标准,将进出口商品分为初级产品(SITC 0?4 类)、工业制成品(SIT C 5?9)两大类。后者指在&海关合作理事会分类目录(CCCN)和 SIT C 的基础上
10、参考国际间主要税则、统计等分类目录编制的&商品名称及编码协调制度,其 2002 年版包括 22 类 99 章,按货物加工程度,依原材料、未加工产品、半成品和成品的顺序排列。Krause(1982)的要素密集度分类方法?,结合 SITC 一位数分类标准,本文将我国海关统计中 SITC 0?4 类(矿物燃料润滑油及有关原料、动植物油脂及蜡等)出口商品归为资源密集型,SITC 6 和 8 类(按原料分类的制成品、杂项制品)归为劳动密集型,SITC 5 和 7 类(化学成品及有关产品、机械及运输设备)归为资本技术密集型。为便于在单个方程中清晰比较汇率对不同要素密集度产品出口影响之间的情况,本文参考曾铮
11、和张亚斌(2007)采用资本密集型出口额与劳动密集型出口额比值的方法,以资源密集型(r)、劳动密集型(l)和资本技术密集型(k)产品出口绝对额的两两比值刻画出口结构,如(1)式所示:RXj1-j2,t=EXj1,t/EXj2,t(1)其中,EXj1,t和EXj2,t为不同要素密集度产品出口额,下标 j1,j2=r,l,k 且 i(j,t表示时间序列,以下类同。2?汇率水平及其波动率的度量本文采用经过物价和贸易额调整的人民币实际有效汇率作为汇率水平的测度,记为ERt,汇率波动率 Vt通过构建 GARCH 模型获得。参考谷宇和高铁梅(2007),构建GARCH(m,n)模型如下:均值方程:ERt=
12、?0+?1X1,t+)+?kXk,t+?t(2)条件方差方程:2t=!+pm=1m 2t-m+qn=1#n?2t-n(3)其中,采用 AR 模型的均值方程+较为常见(Chou,2000;陈六傅等,2007),2t是以均值方程信息为基础的一期向前预测方差,因此汇率波动率可以刻画为:Vt=t(4)考虑到 2005 年 7 月 21 日的人民币汇率机制改革对汇率及其波动率时间序列结构的影响,引入虚拟变量 Dt满足:Dt=0,汇改之前1,汇改之后(2005 年 8 月始)(5)为了反映汇改后汇率及其波动率的作用效果,将虚拟变量 Dt分别与汇率 ERt、波动率Vt的交互项形式也作为解释变量,分别记作:E
13、RDt=ERt,Dt VDt=Vt,Dt(6)3?汇率及其波动率影响出口结构的实证模型已有研究结论表明,时间序列数据一般具有自回归的性质且往往包含时间趋势项,而且汇率及其波动率对出口结构的影响具有一定的时滞,因此本文建立自回归分布滞后(ARDL)模型,并引入产品出口总额增长率 EPRt作为解释变量之一。在对时序数据的处理中往往将绝对数值取对数,考虑到序列 RXj1-j2,t为相对比值、EPRt为比率值,故只对序#55#人民币实际有效汇率及其波动对我国出口结构的影响?+Krause(1982)首次从要素密集角度将除 9 类?未分类商品%外的所有 SIT C(第一版,1961)中的商品分为自然资源
14、密集型(Natural Resource Intensive)、非熟练劳动密集型(Unskilled L abor Intensive)、人力资本密集型(HumanCapital Intensive)及技术密集型(T echnology Intensive)四种类型。AR 模型的均值方程隐含了人民币汇率走势符合随机游走过程。列 ERt、Vt、ERDt和 VDt取对数?,并用相应的小写字母表示。汇率及其波动率影响出口结构的 ARDL(p0,p1,p2,p3,p4,p5)模型设定如下:RXj1-j2,t=p0i=1(?1iRXj1-j 2,t-i)+p1i=0(?2iert-i)+p2i=0(?3
15、ivt-i)+p3i=0(?4ierdt-i)+p4i=0(?5ivdt-i)+p5i=0(?6iEPRt-i)+c+t+t(7)其中,RXj1-j2,t为要素j1密集型产品出口额与要素 j2密集型产品出口额的相对比值,ert为人民币实际有效汇率对数值,vt为汇率波动率对数值,erdt和 vdt分别为汇率和波动率的虚拟变量交互项对数值+,EPRt为出口总额增长率,c 为常数项,t 为时间趋势项,t为误差项,?为相应变量的系数,pi(i=0,1,2,3,4,5)为分别对应于 RXj1-j 2,t、ert、vt、erdt、vdt和EPRt的滞后阶数。三、实证检验及结果分析1?样本选择与数据的预处理
16、本文选取 1999 年 1 月至 2008 年 10 月的月频数据作为样本。商品 SIT C 0?8 类的出口额以及出口总额均来源于各期&海关统计。如前所述,出口结构通过 RXk-r,t、RXk-l,t和RXl-r,t来描绘,依次表示资本技术密集型产品出口额与资源密集型产品出口额的比值、资本技术密集型产品出口额与劳动密集型产品出口额的比值、劳动密集型产品出口额与资源密集型产品出口额的比值。经检验发现,以上三个序列均存在季节性,故采用 Census X12 方法分别进行季节调整,为简化表述,调整后的序列仍记为 RXj1-j 2,t。为消除季节因素和通货膨胀的影响,出口总额增长率 EPRt采用以下
17、形式构建:以1998 年的每月作为之后每年同一月份的基期,计算 1999 2008 年各月份出口总额与相应基期出口总额的增长率,用其季节调整后的序列描绘出口总额增长率。汇率 ERt采用国际清算银行编制的人民币实际有效汇率指数经季节调整后的数据。实际有效汇率的波动率 Vt依(2)式和(3)式建立的 GARCH(m,n)模型估计得到,其中AR(2)过程的均值方程拟合较好。估计结果分别为:ert=0?09259+1?23508ert-1-0?25520ert-2+?t(1?569)(27?159)(-7?519)(8)2t=0?00003+0?65114 2t-1+0?15342?2t-1(1?19
18、6)(4?049)(2?008)(9)检验得方差方程式(9)的 GARCH(1,1)模型的估计系数在 5%水平下均显著,且ARCH 项和 GARCH 项的系数之和约为 0?804,满足小于 1 的参数约束条件。因此,汇率波动率 Vt可通过(9)式和(4)式得到。2?单位根检验对(7)式除时间趋势项 t 的所有变量进行单位根检验,ADF 检验结果如表 1所示。#56#&数量经济技术经济研究 2009 年第 6 期?+若原序列有季节性,需先经过季节调整再取对数。交互项的对数值在 2005 年 7 月之前(包括 7 月)取 0,7 月之后将按(6)式得到的原序列取对数。表 1变量的单位根检验结果被检
19、序列水平检验结果一阶差分检验结果检验形式(C,T,L)ADF 统计量结论检验形式(C,T,L)ADF 统计量结论RXk-r(1,1,1)-2?665498非平稳(0,0,2)-8?920256*平稳RXk-l(1,1,2)-1?723052非平稳(0,0,1)-11?08112*平稳RXl-r(1,1,2)-2?421767非平稳(0,0,1)-12?11870*平稳ert(1,0,1)-0?544192非平稳(0,0,0)-8?271457*平稳vt(1,0,0)-4?055768*平稳?erdt(1,0,0)-0?635080非平稳(0,0,0)-10?71974*平稳vdt(1,0,0)
20、-0?755269非平稳(0,0,0)-10?60646*平稳EPRt(1,1,5)1?173259非平稳(1,1,4)-9?445465*平稳 注:(C,T,L)中的分量分别表示常数项、趋势项和滞后阶数,其中 1 表示有常数项或趋势项,0 表示无常数项或趋势项;滞后阶数由 A IC 最小准则决定;*表示显著性水平为 1%。结果显示,在 1%的显著性水平下,汇率波动率为平稳序列,其余均为一阶单整序列。在变量同时包括 I(0)和 I(1)序列时,无法使用 Grange?Engle 因果检验和 Johansen 协整检验判断变量之间的长期关系,此时需要引入 Pesaran 等(2001)提出的边界
21、检验(BoundTests)方法。3?ARDL?ECM 模型、Pesaran 边界检验与最优滞后阶数Pesaran 等(2001)提出的边界检验是通过构建自回归分布滞后-误差修正模型(ARDL?ECM)展开的,因此建立(7)式的 ARDL?ECM 模型如下:%RXt=p0-1i=1(1i%RXt-i)+p1-1i=0(2i%ert-i)+p2-1i=0(3i%vt-i)+p3-1i=0(4i%erdt-i)+p4-1i=0(5i%vdt-i)+p5-1i=0(6i%EPRt-i)+#0RXt-1+#1ert-1+#2vt-1+#3erdt-1+#4vdt-1+#5EPRt-1+c+0t+t(1
22、0)AIC、SBC 准则?以及 Pesaran 边界检验为 ARDL 模型滞后阶数的确定提供了有效的方法,以下过程均采用软件 Microfit 4?1 实现。首先对(10)式各差分变量进行充分滞后,并依据 AIC 和 SBC 准则以及序列相关 LM统计量选择潜在的滞后期 pi。由于汇率对出口结构具有较长时期的滞后影响,但滞后阶数太长又易产生序列相关问题,因此本文选取的最大滞后阶数为 10 阶。根据一阶差分变量的各滞后阶数得到相应 AIC 值、SBC 值、1 阶和 4 阶序列相关的 LM 检验统计量,见表 2。#57#人民币实际有效汇率及其波动对我国出口结构的影响?A ICp=LLp-sp,SB
23、Cp=LLp-(sp/2)lnT,LLp为最大似然估计值,sp是待估系数的自由度,T 为样本容量。在这种情况下,AIC 值和 SBC 值分别取最大值时表示模型的最优估计,而非惯用的最小值准则。以%RXk-r的模型估计结果为例展开分析,首先采用 AIC 值进行选择,无趋势项的情况下有 paic=7,有趋势项的情况下 paic=9;采用 SBC 值选择时无论是否包含趋势项均有psbc=1(见表 2 阴影处)。当两个标准得到的结果不一致时,观察滞后 1 阶和 4 阶的序列相关 LM 统计量,无趋势项时在 pi=1 和 pi=10 以外,其余滞后阶数的模型均无显著序列相关;有趋势项时,在滞后 2 阶至
24、 4 阶以及滞后 6 阶和 7 阶的情况下无显著序列相关。为了避免过于武断,可尽量选择多个可能的滞后阶数进行下一步筛选。因此,模型%RXk-r在有无趋势项时可选择的滞后阶数均为pi=5,6,7,8。同理,得到模型%RXk-l可选择的滞后阶数为pi=3,4,5,6,模型%RXl-r可选择的滞后阶数为pi=5,6,7,8,9。接着采用 Pesaran 边界检验方法对模型(10)中水平滞后一期的变量之间的协整关系进行检验。将所有可选择滞后阶数的 ARDL?ECM 模型得到的对原假设H0:#0=#1=#2=#3=#4=#5=0 联合显著性检验的所有 F 统计量,与 Pesaran 等(2001)得到的
25、临界值表 CI(iii)(不含趋势项)和表 CI(v)(包含趋势项)进行比较?,其中自变量个数 k=5。检验结果如下。#58#&数量经济技术经济研究 2009 年第 6 期?对应于自变量的不同个数和不同的显著性水平,Pesaran 等的渐近分布临界值均包括两组,一组值假设所有变量是 I(1)的,即上临界值;另一组假设所有变量是 I(0),即下临界值。如果 ARDL?ECM 模型的联合显著性检验的 F 统计量大于上临界值,则可以拒绝不存在协整关系的原假设;如果小于下临界值,则不能拒绝原假设;但如果 F 统计量落在上下临界值范围内,则不能用此方法做出确定的推断。表 3ARDL?ECM模型边界检验的
26、 F统计量方程ARDL 模型滞后阶数 pi3456789%RXk-rNT?1?98a1?96a1?45a1?58a?T?4?38*5?39*3?12b4?30*?%RXk-lNT0?97a0?98a0?71a0?49a?T3?63b5?05*5?98*3?20b?%RXl-rNT?3?71*4?80*4?23*3?92*2?91bT?3?67b4?80*4?60*4?33*2?60a 注:a 和 b 分别表示小于 10%显著性水平的下临界值和处于 10%显著性水平的上下临界值之间,*、*和*分别表示大于显著性水平为 1%、5%和 10%的上临界值。由表 3 可知,ARDL 模型 RXk-r在无
27、趋势项时水平变量不存在长期关系,含趋势项时滞后 5 阶、6阶和 8 阶时存在长期关系。结合表 2,含趋势项滞后 6 阶时不存在序列相关问题且A IC 值最大,因此选择最大滞后阶数pi=6(见表 2 黑体)。同样可得模型RXk-l和RXl-r在包含趋势项时的最大滞后阶数 pi分别为 5 和 8,RXl-r在无趋势项时的最大滞后阶数为 8。然而,ARDL?ECM 模型%RXl-r在 pi=8 时趋势项的估计系数不显著,因此选择无趋势项的情况进行下一步筛选。最后,依据 AIC 值对 ARDL(p0,p1,p2,p3,p4,p5)模型中各变量所有不同阶数的估计方程形式进行分析和选择,待估方程的个数分别
28、为 76、66和 96个?。结果显示,模型 RXk-r、RXk-l和RXl-r的最优估计分别为 ARDL(2,4,6,5,6,0)、ARDL(2,5,4,0,0,3)和 ARDL(1,0,6,5,6,0)。由此可看出,总体时段上(关注 p1和 p2),汇率及其波动率对资本技术-资源密集型出口相对结构、资本技术-劳动密集型出口相对结构的作用时滞均在半年左右;汇改后(关注 p3和 p4)对资本技术-资源密集型出口相对结构、劳动-资源密集型出口相对结构的作用时滞也均为半年左右,但对资本技术-劳动密集型出口相对结构作用时滞降为 0。4?估计结果与分析(11)和(12)式分别为出口结构的长期关系模型和误
29、差修正模型,根据以上三个ARDL 模型的最优滞后阶数可分别估计长期关系系数以及短期调整系数,结果分别见表 4和表 5。RXt=c+?0t+?2ert+?3vt+?4erdt+?5vdt+?6EPRt+E C.Mt(11)%RXt=p0-1i=1(1i%RXt-i)+p1-1i=0(2i%ert-i)+p2-1i=0(3i%vt-i)+p3-1i=0(4i%erdt-i)+p4-1i=0(5i%vdt-i)E C.Mt-1+c+0t+t(12)#59#人民币实际有效汇率及其波动对我国出口结构的影响?其中底数表示滞后阶数 pi=0,1,),pi的个数,指数表示滞后变量 i=0,1,2,3,4,5
30、的个数。表 4出口结构的长期关系估计系数方程ARDL(pi)ctertvterdtvdtEPRtRXk-r22?49590?0697-5?7090-1?3724-6?7876-6?9803-0?1122(2,4,6,5,6,0)(2?38*)(7?09*)(-2?89*)(-1?58)(-2?23*)(-2?33*)(-0?62)RXk-l2?90560?0117-0?5769-0?06440?44510?4501-0?0910(2,5,4,0,0,3)(-3?13*)(11?63*)(-0?20*)(-0?73)(2?28*)(2?33*)(-5?38)RXl-r13?9583?-3?124
31、2-1?2144-10?0641-10?17030?4360(1,0,6,5,6,0)(2?14*)?(-2?32*)(-1?96*)(-4?29*)(-4?41*)(5?56*)注:括号中是系数估计值的 t 统计量,同表 3。由表 4 可知,长期来看,对于资本技术-劳动密集型出口相对结构 RXk-l而言,人民币实际有效汇率升值在总体时段对其有微弱的负向影响;但汇改后升值和汇率波动对该出口相对结构的升级有促进作用,升值 1%将使得相对比例提高约 0?44%(0?4451,ln1?01)。但对于资本技术-资源密集型出口相对结构 RXk-r和劳动-资源密集型出口相对结构 RXl-r而言,无论从总体
32、时段或汇改后来看,实际有效汇率及其波动率的影响均为负向冲击,并未出现保护资源密集型产品的产业升级趋势。这其中一个重要的原因在于,资源密集型产品出口额的占比太小,而汇率升值对资本技术密集型出口和劳动密集型出口的负面影响较大。尤其对于比值 RXl-r而言,汇改后遭受的负面冲击(-10?0641)明显大于总体时段(-3?1242),表明汇改后劳动密集型出口受到的汇率升值和波动率增加的冲击较为严重。因此,长期来看,汇改后人民币实际有效汇率升值及其波动率增加能够带来资本技术-劳动密集型出口相对结构的升级;然而对资本技术密集型出口和劳动密集型出口的负面冲击也不容忽视,可能扰乱它们相对于资源密集型出口的相对
33、结构,尤其对劳动密集型出口而言,汇改后受到的负面冲击明显增加。表 5出口结构的误差修正模型估计结果变量%RXk-r(2,4,6,5,6,0)%RXk-l(2,5,4,0,0,3)%RXl-r(1,0,6,5,6,0)ECMt-1-0?6189(-5?508*)-0?5779(-5?405*)-0?8488(-8?804*)%ex-4?6449(-1?165)-7?4254(-1?888*)-2?6518(-2?205*)%ext-1-1?6026(-0?380)-0?0400(-0?099)?%ext-21?7019(0?420)0?6869(1?715*)?%ext-312?0850(2?9
34、89*)1?4095(3?533*)?%ext-4?0?9657(2?375*)?%v-0?0631(-0?108)-0?1183(-2?105*)0?1385(0?220)%vt-10?7888(1?204)0?0430(0?697)0?7081(1?057)%vt-21?1581(1?808*)0?1553(2?598*)0?9363(1?452)%vt-31?2106(1?923*)0?1015(1?770*)1?1217(1?754*)%vt-4-0?3501(-0?598)?-0?1512(-0?245)%vt-51?7431(3?266*)?1?6665(2?945*)%exd-0
35、?6416(-0?450)0?2572(2?368*)-1?8811(-1?257)%exdt-15?4676(2?758*)?8?0156(3?899*)#60#&数量经济技术经济研究 2009 年第 6 期(续)变量%RXk-r(2,4,6,5,6,0)%RXk-l(2,5,4,0,0,3)%RXl-r(1,0,6,5,6,0)%exdt-23?8137(2?273*)?5?7502(3?200*)%exdt-33?0808(2?021*)?3?8684(2?407*)%exdt-44?8713(3?213*)?5?1607(3?243*)%vd-0?6432(-0?457)0?2601(
36、2?431*)-1?8192(-1?235)%vdt-15?5071(2?807*)?8?0595(3?948*)%vdt-23?6977(2?232*)?5?7174(3?217*)%vdt-33?1161(2?078*)?3?9755(2?504*)%vdt-44?8994(3?294*)?5?1851(3?303*)%vdt-50?2227(2?389*)?0?1645(1?622)R20?6090?6710?534 0?3780?0400?418A IC-61?560191?214-70?692SBC-102?068162?765-103?098&2sc(1)1?612 0?2040?
37、019 0?8900?5910?442&2sc(4)4?598 0?3311?185 0?8110?9440?918&2FF(1)3?965 0?0460?014 0?9070?0590?807&2N(2)0?415 0?8131?858 0?3953?1410?208&2H(1)0?001 0?98111?686 0?0010?0860?769 注:限于篇幅,略去了自回归、出口总额增长率、时间趋势项和常数项的估计结果。&2FF(1)、&2N(2)和&2H(1)分别是检验方程设定形式、残差项正态分布和条件异方差的卡方统计值,方括号中是相应 P 值,同表 3。表 5 中的估计结果给出了出口结构和
38、汇率及其波动率之间的动态关系,三个估计模型均通过残差项 1阶和 4 阶序列相关以及正态分布检验,且模型%RXk-r在 1%的显著性水平下也可通过方程设定形式检验,但模型%RXk-l存在 1 阶条件异方差。此外,估计模型的误差修正系数均显著为负值,短期调整系数符合常理。总体而言,三个模型的拟合结果较好。模型%RXk-r中,总体时段上实际有效汇率水平变动及其波动率对资本技术-资源密集型出口结构均存在滞后三个月显著正的短期影响,汇改后存在滞后一至四个月的持续正向短期影响,但汇率水平变动滞后三个月的影响效果减弱到约为总体时段的 1/4(3?0808/12?0850),汇率波动率滞后两个月和三个月的影响
39、效果则均增加约为总体时段的两倍(分别为 3?6977/1?1581,3?1161/1?2106),表明汇改后资本技术-资源密集型出口结构变化对汇率波动率较汇率水平更为敏感。模型%RXk-l中,总体时段上当期汇率水平对资本技术-劳动密集型出口相对结构有显著负效应,滞后二到四个月的汇率短期影响变为正值,但相对负效应而言较弱;汇率波动率的作用也同样由当期的负向冲击转为滞后两个月和三个月的正向影响。汇改后,汇率及其波动率的短期正向影响在当期即体现出来(系数为 0?2572 和0?2601),资本技术-劳动密集型出口相对结构的升级调整较为明显。模型%RXl-r中,总体时段上当期汇率水平对劳动-资源密集型
40、出口相对结构有显著负影响,如长期系数中所解释的原因,这是资源密集型出口变动较小而劳动密集型出口受汇率升值的负向冲击较大二者共同作用的结果;但滞后三个月和五个月的汇率波动率对其有显著正影响。汇改后,汇率水平及其波动率对该出口相对结构短期变动均存在滞后一至四个月的连续正效应。#61#人民币实际有效汇率及其波动对我国出口结构的影响综上所述,汇率及其波动率对于不同出口相对结构的长期和短期作用效果并不一致,而且长期来看,汇改后实际有效汇率升值以及波动率增加对资本技术密集型出口和劳动密集型出口的负向冲击非常明显,一定程度上扰乱了它们分别与资源密集型出口的相对比值变化。对资本技术-资源密集型出口相对结构和劳
41、动-资源密集型出口相对结构而言,汇率的长期影响均为负向,但短期存在滞后一个季度左右的改善作用,即实际有效汇率升值对资本技术密集型出口以及劳动密集型出口的长期抑制将可能影响短期内出口结构升级的效果。并且,汇改后受到汇率升值和波动率增加的长期负面冲击较总体时段程度加重;短期调整中汇率水平的冲击低于总体时段,汇率波动率的冲击高于总体时段,表明汇改后出口结构变化对汇率波动的短期反应更为敏感。对资本技术-劳动密集型出口相对结构而言,总体时段上,当期汇率水平和波动率对其的短期效果存在较大的负向冲击;但汇改后汇率水平及其波动率的长期影响和短期滞后调整程度均为正向,即出口结构升级的效果有所显现。四、结论与建议
42、由于汇率不完全传递效应的存在,以及不同出口产品的生产成本中对进口品的依赖程度不同,导致了汇率变动对不同出口产业的非对称性影响并因而影响一国的出口结构。有别于现有同类文献,本文采用资源密集型、劳动密集型与资本技术密集型出口额的两两比值刻画出口结构,突破了不同出口模型的估计参数之间无法直接比较的局限。此外,模型引入虚拟变量清晰地对比了汇率形成改革机制后与总体时段中汇率及其波动率的作用效果。通过采用ARDL?ECM 模型和 Pesaran 边界检验方法,对近十年的相关月度数据进行变量之间长期关系的检验、最优滞后期的估计以及短期动态效果的考察,本文得出以下结论:第一,出口结构与汇率水平、汇率波动率等变
43、量之间存在较长时滞(半年左右)的长期关系,汇率形成机制改革后,资本技术-劳动密集型出口相对结构在汇率升值和波动率增加的作用下得到显著提高。第二,出口结构的短期动态调整较为明显。对于资本技术-资源密集型出口相对结构和劳动-资源密集型出口相对结构而言,无论总体时段还是汇改后,汇率及其波动率对其的改善作用均存在滞后效应;汇改后,二者变化对汇率波动的滞后反应较汇率水平更为敏感。而资本技术-劳动密集型出口相对结构更易受当期汇率水平及波动率的冲击,总体时段受到的冲击为负向,汇改后变为正向。由于汇率及其波动率对不同出口相对结构的长期和短期作用效果并不一致,而且存在较长的滞后期,本文认为,通过汇率升值及提高波
44、动率以加快资本技术-劳动密集型出口结构升级的途径不可取。同时,通过汇率升值实现产业升级的做法将增大资本技术密集型出口和劳动密集型出口受到的负向冲击,一定程度上阻碍了它们分别与资源密集型出口的相对结构的改善。参 考 文 献1 Chou W L,2000,Exchange Rate Variability and China?s Exports J,Journal of ComparativeEconomics,(28),61 79?2 Klein,1990,Sectorl Ef f ects of Exchange Rate Volatility on United States Ex port
45、s J,Journalof International Money and Finance,(9),299 308?#62#&数量经济技术经济研究 2009 年第 6 期3 Lorenzo Bini?Smaghi,1991,Exchange Rate Variability and T rade:Why Is I t so Dif f icult toFind any Empirical Relationship?J,Applied Economics,(23),927 936?4 M?Hashem Pesaran,Yongcheol Shin,Richard J?Smith,2001,Bou
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47、mination byU?S?and German Exp orters J,TheAmericanEconomic Review,Vol?79,No?1,March,198 210?7Pinelopi Koujianou Goldberg,Michael M?Knetter,1997,Goods Prices and Exchange Rates:What H ave We Learned?J,Journal of Economic Literature,Vol?35,No?3?Sep?,1243 1272?8 Richard Baldwin,Paul Krugman Krugman,198
48、9,Persistent Trade Ef f ects ofLarge ExchangeRate Shocks J,The Quarterly Journal of Economics,Vol?104,No?4,Nov?,635 654?9 李广众、Lan P?Voon:&实际汇率错位、汇率波动性及其对制造业出口贸易影响的实证分析:1978 1998 年平行数据研究 J,&管理世界 2004 年第 11 期。10 郑恺:&实际汇率波动对我国出口的影响?基于 SIT C 比较 J,&财贸经济 2006 年第 9 期。11 胡均民:&人民币汇率变动对中国贸易结构的影响 J,&广西民族大学学报 2
49、006 年第 11 期。12 顾国达、张正荣、张钱江:&汇率波动、出口结构与贸易福利?基于要素流动与世界经济失衡的分析 J,&世界经济研究 2007 年第 2 期。13 封思贤:&人民币实际有效汇率的变化对我国进出口的影响 J,&数量经济技术经济研究2007 年第 4 期。14 曾铮、张亚斌:&人民币实际汇率升值与中国出口商品结构调整 J,&世界经济 2007 年第 5期。15 陈六傅、钱学锋、刘厚俊:&人民币实际汇率波动风险对我国各类企业出口的影响 J,&数量经济技术经济研究 2007 年第 7 期。16 谷宇、高铁梅:&人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析J,&数量经济技术经济研究200
50、7 年第 11 期。17 陈云、何秀红:&人民币汇率波动对我国 HS 分类商品出口的影响 J,&数量经济技术经济研究 2008 年第 3 期。(责任编辑:彭 战;校对:曹 宇)(上接第 41 页)13 Dooley,Michael,David Folkerts?Landau,and Peter Garber,2004?T he Revived Bretton WoodsSystem:The Ef f ects of Periphery Intervention and Reserve Management on Interest Rates and ExchangeRates in Cente