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1、人民币实际汇率波动对我国进出口的影响:1994)2003卢向前 戴国强(上海财经大学金融学院 200433)内容提要:Marshall2Lerner(ML)条件成立与否,是一国制定汇率政策的重要依据。在人民币面临巨大升值压力时,重新对 ML 条件进行检验对于我国货币当局制定汇率政策有重要的指导意义。本文运用协整向量自回归(cointegrating VAR)的分析方法,对 1994)2003年人民币对世界主要货币的加权实际汇率波动与我国进出口之间的长期关系进行了实证检验。结果表明,人民币实际汇率波动对我国进出口存在着显著的影响,ML 条件成立;人民币实际汇率波动对进出口的影响存在 J 曲线效应
2、。关键词:人民币实际汇率 进出口 ML 条件 J 曲线效应1998 年,在亚洲金融危机最深重的时刻,人民币坚持不贬值。从 2002 年末日本指责中国输出通货紧缩,要求人民币升值以来,希望人民币汇率重估或者扩大浮动区间的国际呼声日益高涨。面对这种情况,我国政府领导人和央行负责人多次明确表示,人民币不会迫于压力升值。在东南亚金融危机时及当前面临国际社会要求人民币升值巨大压力时,我国政府却始终坚持人民币币值稳定,在很大程度上都是因为人民币币值波动可能会对我国国际贸易,进而对我国经济,甚至亚洲乃至世界经济产生重大影响。但这种判断是否正确,还有待于我们的进一步检验,特别是在目前主流观点认为Marshal
3、l2Lerner(ML)条件在中国不成立或仅处在临界值位置的情况下。重新对ML 条件进行检验对于当前我国汇率政策的制定有重要的指导意义。本文首先简要介绍了国内外关于国际贸易收支弹性实证分析方面的研究成果,并进行评论。之后以非完全替代模型为基础,选用月度数据进行协整 VAR 及 ARDL 分析,计算我国进出口与实际汇率波动的长期关系,对我国进出口是否满足 ML 条件进行检验,并对是否存在 J 曲线效应进行分析。最后是结论与讨论。一、国内外相关研究简述及评论/弹性分析法0即/非完全替代模型0被广泛用于国际贸易收支的研究。这类研究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,更具体一点就是贬
4、值是否能改善国际贸易收支,例如著名的/ML条件0是否成立。在研究中,一般假定贬值能改善贸易帐户,至少在一段适当的时间后。这个假设是许多开放经济模型及许多政策分析的重要原则。/经济学家们完全意识到了,ML条件并不一定成立。尽管这个假定非常重要且在理论上正确与否还不明确,但很少有关于汇率波动影响国际贸易的实证证据(Boyd,2001)0。Houthakker and Magee(1969)的经典研究指出:价格弹性并没有明确到可以确定在/弹性悲观主义论战0中支持任何一方。随后的研究主要对进口和出口方程运用最小二乘法估计价格弹性,但也无法解决/弹性悲观主义论战0。Rose and Yellen(198
5、9)使用回归的方法对美国和其他 G)7 国家1960年后双向贸易季度数据进行了检验。其结论是不能拒绝真实汇率(和其滞后项)不是美国与其他 OECD 国家之间双向贸易的显著决定因素的假设。Marquez(1990)运用带状谱(band spectrum)312005年第 5 期分析法进行了双边贸易弹性的估计,并将其加总得出多边弹性。他给出的结论也是混合性的,从谱分析得到的证据很难支持 ML 条件。虽然他的多边估计值与其他研究的结论大体上一致,但Marquez认为用双边数据还是能得到许多有效的信息。随后,计量经济学的发展表明先前研究得到的证据可能是不可靠的,因为数据的/非平稳性0没有被很好的处理。
6、最近的研究基本上都使用协整的方法来估计长期的贸易弹性,其结论仍然是/混合性0 的。大部分的研究倾向于 ML 条件成立,如 Bahmani2Oskooee(1998),Bahmani2Oskooee 和Niroomand(1998)。但也有部分研究认为ML 条件不成立,或者不能确定能否成立。Rose(1991)对美、英、加、德、日等国 1974)1986年的数据的检验表明,上述国家的进出口与实际汇率及国内外产出(工业增加值代替)之间均不存在协整关系,ML 条件不成立。而 Boyd(2001)等的检验结果是,/从长期来看,在8 个发达国家中有 5 个ML 条件成立0。Boyd(2001)等认为,总
7、的来看实际汇率对进出口有显著的影响。但他们给出的证据却是混合性的。需要指出的是上述研究在方程类型、相对价格度量及计量方法的运用上都有着不小的差别。在协整关系估计的方法上,Engle2Granger 法(如Rose,1991),Johansen 2Juselius 法(如D1 Boyd et al,2001;Wilson,2001)都有学者采用。近年来,有学者开始采用 Pesaran 提出的自回归分布滞后模型(ARDL)检验对ML 条件进行研究(如 Kora,2002)。有不少学者专门针对发展中国家ML 条件是否成立进行研究,其中东南亚国家是研究的热点。Chua 和 Sharma(1998)对韩
8、国、菲律宾、泰国、新加坡的检验表明,相对于实际汇率波动,国内外物价波动对进出口的影响更显著,本币贬值只对菲律宾的进出口有显著的改善作用,而对于其他国家效果却不明显。Wilson(2001)用相似的方法就新加坡、马来西亚、韩国实际汇率波动对其与美国、日本贸易的影响进行了研究,得出结论是,/除韩国外,汇率波动对进出口的影响不显著0。对我国进出口弹性的分析,主要形成三种观点。一种认为我国的进出口需求的价格弹性严重不足,如厉以宁等(1991)对我国 1970)1983 年的数据分析后认为,我国的进口、出口需求价格弹性只有 016871 和 010506。第二种是我国的进出口弹性正处于临界值,因而汇率变
9、化对我国国际贸易收支影响甚微,即汇率政策无效。如陈彪如(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到以下结论:我国的进口需求价格弹性为 013007,出口需求价格弹性为017241,进出口弹性之和为 110248,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。上述两种看法是学术界的主流观点,并成为不少学者进行人民币汇率问题研究的重要基础。还有一种观点认为我国ML 条件显著成立,如戴祖祥(1997)对我国 1981 年至 1995 年的数据进行计算,得出我国出口需求价格弹性为-110331,结合 IMF 计算出的我国进口需求的价格弹性-0
10、13,两者相加的绝对值显著大于 1,据此戴祖祥认为我国进出口满足 ML 条件。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,得出结论:1994 年的人民币贬值能够起到促进进口,抑制出口的作用。但同时指出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即使有也很难体现出来。美国著名经济学家 Jeffery Frankel教授表示:/人民币相当幅度的升值会减弱中国出口的竞争力,经常项目顺差会减少。我很惊讶有些学者指出人民币汇率波动对经常项目几乎不会有影响。0国内上述研究普遍存在以下问题:(1)未考虑数据的平稳
11、性。上述研究使用的都是/最小二乘回归0的方法,其隐含假设:汇率、国际贸易收支及其他经济数据是平稳的。但越来越多的证据表明上述宏观经济数据,常常是不平稳的(Coakley et al,1996;Boyd and Smith,1999)。对不平稳的数据进行回归,将产生伪回归的结果,其结论的可信度值得怀疑。(2)选取的样本数据均为年度数据。32卢向前、戴国强:人民币实际汇率波动对我国进出口的影响:1994)2003Jeffery Frankel 接受记者采访时的讲话,见5国际经济评论62004 年第 4期5人民币升值符合中国的利益6。8 个国家分别为美国、英国、加拿大、德国、日本、法国、意大利、荷兰
12、。上述研究使用的都是年度数据,样本点过少(最多的也不超过15 个样本点),在统计上缺乏可信度,且难以反映出短期波动;其次难以满足使用比较复杂的动态计量经济学的方法。(3)人民币汇率往往用人民币对美元汇率代替(如戴祖祥,1996;许少强,2002),忽略了人民币对其他国家货币的波动,使实证结论难以具备普遍性。二、不完全替代模型及协整向量自回归分析框架在现有的文献中,有两种进口需求模型:不完全替代模型和完全替代模型。不完全替代模型假定贸易商品不能完全替代本国商品,而完全替代模型则做出了相反的假设。在已有的实证研究中,主要采用的是不完全替代模型,因为它的假设条件被实证研究广泛支持(Reinhart,
13、1995)。大部分研究都分别对进口及出口方程进行估计,再根据各自的价格弹性的绝对值的和是否大于 1 来决定ML条件成立与否(如:Bahmani2Oskooee,1998;Bahmani2Oskooee and Niroomand,1998)。由于商品价格波动并不完全由汇率波动决定,很难区分出是名义汇率波动或其他因素对价格的产生的影响,为简化计算,还有一部分研究直接对实际汇率及出口差额的影响进行分析,一般认为实际汇率贬值能改善进出口,则ML 条件成立(如Rose,1991;Lee and Chinn,1998,Boyd,2001 等等)。本文将综合运用上述两种方法,即对人民币实际汇率波动对我国进
14、口及出口影响进行分别研究。若人民币实际汇率上升(直接标价法)能同时降低进口额,提高出口额,则ML 条件成立。在实证研究中,常规的做法是假定进口需求是本国国民收入 Y,进口商品价格 PM,国内商品价格 PD,汇率 S(直接标价法)等变量的函数;出口需求是贸易伙伴国收入水平 Y*,本国出口商品价格 PX,贸易伙伴国出口商品价格 PX*,汇率 S(直接标价法)等变量的函数。(Hauthaker andMagee,1969;Wilson and Takacs,1979;Reinhart,1995)。因此得进口需求方程及出口需求函数:Md=Md(Y,PM,PD,S)(1)Xd=Xd(Y*,PX,PX*,
15、S)(2)这里,Md表示进口需求,Xd表示出口需求。同时假定商品供给的价格弹性无穷大。为简化计算,假设 PD=PX=P(P 表示本国一般物价水平),PM=PX*=P*(P*表示贸易伙伴国一般物价水平),由于本文考虑的是实际汇率变动对进出口的影响,且有:实际汇率 E=SP*PP,因此上式改写为:Md=Md(Y,E)(3)Xd=Xd(Y*,E)(4)假定上述变量采取乘积的函数形式(Wilson&Takacs,1979),并在等式两边取对数,则有(小写字母表示对数形式):mt=Am+Bmyt+Kmet(5)xt=Ax+Bxy*t+Kxet(6)当 Km 0 时,本币贬值能提高出口额。此时 ML 条件
16、成立,反之则不成立。在(5)式中,一般认为 Bm 0,但如果国内收入的增长是由于进口替代品的增加而引起的则 Bm 0,但如果贸易伙伴国收入的增长是由其进口替代品的增加而引起的则 Bx 0(Kara,2002)。以出口方程为例,将对长期均衡的偏离,定义为:zt=mt-(A+B yt+K et)这里假定上述变量之间只存在一种协整关系(后面部分将对该假设进行检验)。定义 x*t=332005年第 5 期(mt,et,yt)c,则可以得到由对协整关系 Zt的误差修正模型表示的P 阶向量自回归模型(VAR):$x*t=L+A zt-1+Epi=1#i$x*t-1+ut(7)这里 L表示非约束因变量,A为
17、一个 3*1向量。这个 VECM模型可以视为简化的结构协整向量自回归分布滞后(structural cointegratingVARDL)模型,该模型可将外生变量也包含在内。如果在上述的协整向量中只存在一种协整关系,则将所有方程看成一个整体进行估计,不会显得更有效率,因此可以只单独对进口方程进行估计(Boyd,2001)。则 VARDL 模型可转变为单一方程的ARDL 模型。ARDL 模型表示为:$mt=Eni=1Kmi$et-i+Eni=1Bmi$yt-i+Eni=1Umi$mt-i+Amzt-1+ut(8)相似的有:$xt=Eni=1Kxi$et-i+Eni=1Bxi$y*t-i+Eni=
18、1Uxi$xt-i+Axzt-1+ut(9)这种形式的 ARDL 模型将给向量协整检验的参数估计带来更高的效率。一般认为在(7)式和(8)式中,Am,Ax281436(显著度为 10%的临界值),Gex(M-1)371291(显著度为 1%的临界值),Gim(M-1)211962(显著度为 1%的临界值),因此 im与 e,y 在 1%的显著度下只有一个协整关系。如前所述,由于进出口与相应的变量之间分别都只存在一种协整关系。因此可以只单独对进口方程进行估计。表 3、表4 分别为对(8)式、(9)式进行估计的系数值列表。表 3、表 4 从上到下,依次可分为三部分,第一部分长期均衡关系估计;第二部
19、分是 ARDL 模型中,各变量的差分项及其滞后项的系数估计;第三部分是误差修正项的系数估计。由表 3、表 4,在出口方程中 e 的系数显著大于 0,而在进口方程中 e 的系数显著小于 0,两者绝对值的和超过 318。根据 Chua and Sharma(1998)的研究,韩国、菲律宾和泰国相对应的值分别为 0122、2129 和 0132。因此,汇率波动对我国进出口的影响显著大于对上述国家的影响。352005年第 5 期在 Boyd(2001)的研究中,日本进出口对实际汇率等其他变量存在协整关系的显著度也为 10%,认为其协整关系存在。表3出口 ARDL 模型的估计exey*intercept
20、trend111880952(2119652)-41273173(-2143097)61272347(0198501)nlong run coefficientlag123456$ex-01411373(-4130139)-01110481(-1127945)$e-01048363(-0107631)-01658584(-1105574)$y*01505667(-0131112)41700828(-2188846)ecm(-1)-01073548(-1165024)注:括号中为T 值,n 即为无该项,滞后阶数,截距及常数项选择根据 AIC 决定。表4进口 ARDL 模型的估计imeyinter
21、cepttrend1-11959384(-2178271)01970525(-1135188)nnlong run coefficientlag123456$im-0175103(-7121191)-01365112(-2192986)-01284468(-2135397)-01071748(-0180802)$e01402997(0156293)01328305(0145995)-01812303(-1111195)-01447212(-0161040)v y-0101398(-0104252)-01138264(-0149694)01431865(-1161455)01098289(013
22、9930)ecm(-1)-01006277(-012699)注:括号中为T 值,n 即为无该项,滞后阶数,截距及常数项选择根据 SBC 决定。在我国ML条件成立,人民币实际汇率波动对进出口的影响十分显著,这个结论与以前大部分的研究有所不同,我们认为有以下几方面可能的原因:(1)使用的研究方法不同。从本文对进口额、出口额等相关数据进行的单位根检验来看,上述数据都是不平稳的。本文使用的是协整向量自回归分析,相对于以前的研究所采用的最小二乘法回归,能更准确的分析数据。(2)数据频率不同。以前的研究采用的数据均为年度数据,本文使用的是月度数据。在一年以内的数据变化趋势可能相互抵消(尤其是在 J 曲线效
23、应存在的情况下),因此使用年度数据所现出的波动性可能比用月度数据要小。(3)汇率数据不同。本文使用的是人民币对各主要国家货币加权实际汇率,而以前的研究采用的均为人民币兑美元的名义或实际汇率。从 1994 年以来,人民币事实上钉住美元,但在此期间美元对其他国家货币在不断的波动。因此采用人民币对各主要国家货币加权实际汇率更能综合反应36卢向前、戴国强:人民币实际汇率波动对我国进出口的影响:1994)2003人民币币值的波动。(4)贸易结构的变化使我国进出口的价格弹性发生改变。戴祖祥(1997)认为我国出口短期价格弹性较以往的统计值有明显提高的主要原因是我国的出口商品结构从 1981-1995 年发
24、生了较大改变(该文没有对进口价格弹性进行分析),工业制成品在出口中所占比例上升。这样的变化仍然在持续,从图 1 来看,工业制成品在出口中所占比例在持续上升,从1981 年的 53%上升到了2002年的 90%。而工业制成品在进口中所占比例从上世纪 80年代中期以来基本保持在 80%以上。图 1 1981)2002年工业制成品占进口、出口的比例变化五、J曲线效应在存在/货币和约效应0或出口和进口需求的短期价格弹性不足够大的情况下,本币贬值往往并不能立即改善国际贸易,而是一段时间后才显现效果,这就是 J 曲线效应(Wilson,2001)。(一)长期均衡的调整速度表3、表 4中误差修正项ECM(-
25、1)的系数都小于零,显示出在一次冲击后,短期值将向均衡值回复。但其绝对值都比较小,表明我国进出口对冲击的调整速度比较慢,尤其是进口。与 Kara(2002)的研究结果比较,若不考虑时间区间的差异,我国出口对冲击的调整速度,可以排在 28 个工业化国家中24 位,高于比利时、加拿大、瑞士、希腊等国,但进口的调整速度则排在最后一位。(二)进出口对汇率波动的短期反应方向从出口方程来看,e 的差分的一阶、二阶滞后项的系数小于 0,表明 e 的上升(即贬值)在开始阶段将导致出口的下降,而根据长期协整关系等式最终出口将上升。进口方程的情况恰恰相反,从进口方程来看,e 的差分的一阶、二阶滞后项的系数大于 0
26、,三阶、四阶滞后项系数大于零,表明 e 的上升,在开始阶段将导致进口上升,进口最终将趋于下降。人民币汇率盯住美元,且我国进出口多以美元报价结算应是 J 曲线效应存在的重要原因。从理论上来说,J 曲线在发达国家应当更平缓。一般来说,小国是国际价格的接受者,在签订合同时也主要采用的是国际通行货币,本币的升值贬值对报价没有影响,因此没有价格(外币标价)调整的过程。而对大国来说,由于进出口均采取本币报价,在本币币值发生变化时,需要有一段时间的价格调整过程,进而产生 J 曲线效应。相关研究也证明了这一点:Wilson(2001)就新加坡、马来西亚、韩国实际汇率波动对其与美国、日本贸易的影响进行的研究表明
27、,上述3 国都不存在明显的 J曲线效应。而日本、德国、英国则存在显著的 J 曲线效应(Boyd,2001)。中国在国际贸易中,多以美元作为计价与结算货币,这一定程度上可由人民币外汇市场交易中美元所占比例得到反映。从1994年到 2003 年人民币外汇市场交易中美元所占比例都在 90%以上,2001 年更是达到了 98%以上。由于人民币盯住美元,使得中国进出口实际上就是使用人民币作为计价及结算货币。372005年第 5 期根据中国金融年鉴各期数据计算。同时,进出口主要以美元为报价货币容易造成对外贸易部门只对人民币兑美元名义汇率波动敏感而弱化了对人民币兑其他货币汇率波动的敏感度。而人民币兑美元汇率
28、长期保持稳定又使得对外贸易部门对人民币整体汇率水平波动的敏感度下降。一个突出的表现就是远期结售汇额与即期结售汇额之比一直保持在较低水平。以上海为例,1998 至 2001 年结汇比在 1%以下,而售汇比基本上在 10%以下(转引自许少强,2002)。六、结论与讨论通过对人民币实际汇率波动对我国进、出口影响的分析,可以得到以下结论:第一,人民币实际汇率波动对进出口的影响十分显著,ML条件成立。第二,人民币实际汇率波动对进出口的影响存在 J 曲线效应。人民币汇率对中国进出口的巨大影响表明中国货币当局一直以来对人民币币值调整保持审慎态度是正确的。需要指出的是,人民币盯住美元主要起了稳定市场,降低汇兑
29、风险的作用,其本身对我国进出口的改善并没有什么帮助,甚至是负面的。美国克林顿政府一直采取强势美元政策,从1995 年开始美元对主要货币指数一直呈上升趋势,直至 2002 年到达顶点,其间人民币实际上与美元在一道升值。当人民币随美元一道升值时,中国做出了牺牲,没有让人民币贬值。但当美元下跌,中国从中受益时,各种却指责纷至沓来。长期来看,随着中国经济的快速发展,人民币升值是个必然趋势,人民币币值长期低估也不利于中国经济的持续、健康发展。但由于汇率调整存在巨大影响(本文的实证检验结果表明至少对进出口是如此),人民币汇率调整的时机选择就显得尤为重要。应当选择经济处于上行阶段时调整汇率,以降低其负面影响
30、。当经济过热时,人民币升值甚至还能成为一种有效的货币政策工具。相对于人民币升值,与美元脱钩,建立灵活的人民币汇率形成机制显得更为重要。当然,在有升值预期的时候,新机制形成的初期不可避免会有人民币升值。在讨论人民币升值问题时,不能只盯着人民币兑美元汇率,应更强调人民币的总体币值。从保证我国进出口不受汇率调整影响的角度出发,应当选择美元对其他国家货币汇率呈现持续上升势头时实现人民币对美元汇率脱钩。此时脱钩所造成的对进出口的影响并不一定比人民币随美元币值上升的影响更大。虽然,当前美元对主要货币指数已处于 30年来的低点,且美联储自 2004 年 6 月以来已连续 6 次提高联邦基准利率,但美元币值今
31、后的走势仍十分不明朗。人民币币值波动对我国国际贸易产生的影响有滞后性,但产生这种现象的一个重要原因是人民币盯住美元,中国国际贸易主要以美元为计价货币。一旦人民币直接对美元贬值或升值,对中国国际贸易的影响可能是迅速的。这一点在重新设计人民币汇率形成机制及中国外汇市场体系时,应加以充分考虑。参考文献陈彪如,1992:5人民币汇率研究6,华东师范大学出版社。戴祖祥,1997:5我国贸易收支的弹性分析:1981)19956,5经济研究6第7 期。李子奈、叶阿忠,2000:5高等计量经济学6,清华大学出版社。厉以宁等,1991:5中国对外经济与国际收支研究6,国际文化出版社。许少强,2002,51949
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33、rshall2Lerner Condition Revisited,Economics Letters,61:101)109.Boyd D.,et al,2001,Real Exchange Rate Effects on the Balance ofTrade,International Journal o f Finance and Econo mics,6:201)216.Boyd D.,and Smith R.,1999,Testing for Purchasing Power Parity:Econometric Issues and An Application to Develo
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42、 one of important foundations of macroeconomic policies.Now,RMB is facing pressure ofappreciation.At this time,it.s instructional toreexamine ML condition for central bank.s constituting exchange rate policy.Thispaper is an empirical examination of long run relationship between Chinese international
43、trade flow and realweighted effective RMBexchange rate tomain currencies of the worldfrom 1994 to 2003.The empirical result is that real RMB exchange rate remarkablyinfluenced Chinese import and export,ML condition held and there is J curve effect in China.Key Words:Real RMB Exchange Rate;Import and Export;ML Condition;J Curve EffectJEL Classification:F310,C320(责任编辑:俞亚丽)(校对:晓 鸥)392005年第 5 期