二元经济结构、实际汇率错位及其对进出口贸易影响的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,汇率论文,经济结构论文,其对论文,进出口贸易论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL分类号：F13，F31，J61 文献标识码：A 文章编号：1002-7246(2007)09-0090-12
一、引言
近年来我国进出口贸易顺差增长较快，尤其是2006年，顺差总额达到1775亿美元，比上年大幅增加755亿美元。其实，贸易顺差并不是越多越好，巨额贸易顺差也会带来许多问题，如外汇储备的膨胀，与贸易伙伴国之间贸易摩擦的加大，国内经济通货膨胀风险的增加等。当前国际舆论普遍认为，我国巨额贸易顺差反映的是人民币被严重低估，给人民币施加了巨大的升值压力。我国政府对此高度重视，力争在今年缓解贸易顺差问题，处理好人民币汇率与进出口贸易之间的关系。
本文主要考察人民币实际汇率及其错位这两个汇率变量。值得注意的是，我国是世界上最大的发展中国家，具有发展中国家普遍存在的二元经济结构特征，即传统农业部门和现代工业部门并存，传统农业部门的劳动边际生产力远远低于现代工业部门的劳动边际生产力，工农业发展水平存在显著差距。二元经济结构已经成为影响我国国民经济现代化的最大障碍，也是在新农村建设过程中急需解决的一个问题。因此，本文试图结合我国实际国情，研究二元经济结构、人民币实际汇率及其错位对进出口贸易的影响程度，进、出口对这些变量的动态调整功能，实际汇率错位与净出口之间的关系等，为解决我国巨额贸易顺差问题找到最有效的方法。
二、文献综述
从大量的国外研究文献可以看出，实际汇率及其错位会对一国进、出口贸易产生影响。Cerra & Dayal-Gulati(1999)分析结果表明，我国进出口对人民币实际有效汇率的反应越来越富有弹性。Edwards(1989),Cottni,Cavallo & Khan(1990),Ghura & Grennes (1993),Pick & Vollrath(1994),Razin & Collins(1997),Domac & Shabsigh(1996),Cho,Kim,Sun,Jin & Koo(2003)均发现汇率错位对进、出口有明显的负面影响。谢建国、陈漓高(2002)认为，人民币贬值对我国贸易收支的改善没有显著的影响，贸易收支短期主要取决于国内需求状况，而长期则取决于国内供给状况。许和连、秘明勇(2002)认为，我国工业制成品与实际GDP、国外实际收入与人民币实际有效汇率之间存在长期稳定的均衡关系。殷德生(2004)通过估计我国的贸易收支方程、出口需求方程和进口需求方程，结果表明人民币汇率弹性较低。沈国兵(2004)使用中日双边贸易数据进行协整分析发现，中日贸易与人民币汇率之间没有长期稳定的协整关系。任兆璋(2004)认为人民币升贬值对我国贸易收支差额的影响均十分有限。欧元明(2005)研究表明人民币汇率变动对我国出口和贸易收支不具有显著影响。唐国兴、徐剑刚(2003)研究了人民币实际汇率错位的经济效应，结果表明实际汇率错位对进口与GDP之比、出口与GDP之比、投资与 GDP之比有显著的负面影响。李广众、Lan P.Voon(2004)强调实际汇率风险、实际汇率错位对不同商品出口量的影响，其中汇率错位在大多数情况下表现为对出口具有不利影响。吴丽华、王锋(2006)运用BEER模型和协整理论，测算了人民币实际汇率错位的季度状况，划分阶段研究了人民币实际汇率错位的经济效应。
国内外研究二元经济结构主要是规范性研究，即从理论上探讨了二元经济结构对产业结构、经济增长的影响，而涉及到二元经济结构对进、出口贸易影响的文献寥寥无几。以刘易斯、费景汉、拉尼斯为代表的发展经济学家们提出了二元经济结构概念，他们认为实现二元经济结构转换的根本途径是促使传统部门剩余劳动力向现代部门转移。在此基础上，乔根森、托达罗、库兹涅兹和钱纳里等发展经济学家对二元经济理论进行了深入研究和实证检验。石磊(2002)认为二元经济结构既是多数国家在经济起飞前产业分化的结果，也是产业体系重新整合、走向同质结构的起点。郭克莎(2004)认为虽然我国经济增长率自改革开放以来一直保持较高水平，但是资源在产业结构之间的配置还是不尽合理，因此，推动我国经济长期发展的重点是调整产业结构。笔者（吕剑，2006）以26个具有二元经济结构特征的转型经济国家为样本，通过建立三元Logit模型，对这些国家从 1995-2004年期间汇率制度转换情况进行了实证研究。结果表明，模型中的解释变量和反映二元经济结构特征的控制变量均具有很强的显著性，模型可靠稳定。
三、二元经济结构、实际汇率错位对进出口贸易影响的理论依据
（一）实际汇率及其错位对进出口贸易影响的理论依据
在本文中，实际汇率采用实际有效汇率形式。其原因在于实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加全面地反映一国货币的对外价值。从理论上来说，实际有效汇率与进出口贸易有较强的相关性。由于实际有效汇率的变动会直接影响到本币的实际购买力，从而影响产品的价格及其在国际市场上的竞争力，进而影响商品进、出口。实际有效汇率下降，有利于出口，不利于进口，形成进出口贸易顺差。实际有效汇率上升，有利于进口，不利于出口，形成进出口贸易逆差。另外，人民币实际有效汇率变化对我国进出口的调整可能存在明显的“J曲线效应”。一国货币贬值或升值后，可能要经过一段时间才会出现贸易收支状况的变化，呈现出J形。
实际汇率错位是根据实际有效汇率偏离长期均衡汇率之间的差异计算出来的。其中，长期均衡汇率是能够使国际收支的经常项目实现均衡，对进、出口没有特别的鼓励或限制措施下的汇率水平。因此，本文借鉴Edwards(1989)模型估算出人民币长期均衡汇率水平。通过考察贸易条件、技术进步、政府消费、开放度四个变量，在此基础上又加入了二元经济结构这个变量，采用非农就业人口比重作为其代理变量，来计算人民币长期均衡汇率水平。这五个变量与均衡汇率在理论上的关系如下：1.贸易条件的改善要求均衡汇率升值，以维持外部经济均衡的可持续性，所以贸易条件与均衡汇率成正向关系。 2.技术进步使得贸易品部门的劳动生产率提高，使该国贸易品的国际竞争力增强，从而改善了贸易收支状况，所以技术进步与均衡汇率成正向关系。3.政府消费增加，导致非贸易品价格上升，因而使得均衡汇率升值，所以政府消费与均衡汇率成正向关系。4.开放度增加，导致经常账户恶化，要求均衡汇率贬值以维持外部均衡，所以开放度与均衡汇率成反向关系。5.农村剩余劳动力转移的增加，导致城市的就业压力过大，城市劳动力市场处于供过于求的状态，这要求均衡汇率贬值以改善贸易条件，增加就业岗位，所以农村剩余劳动力转移与均衡汇率成反向关系。因此，人民币长期均衡汇率的理论模型可以表述为：
其中，ERER表示人民币长期均衡汇率，TOT表示贸易条件，TEP表示技术进步，GOV表示政府消费，OPEN表示开放度，GAI表示二元经济结构。最后得到人民币均衡汇率错位结果。等式右侧各解释变量上方的正负号是各变量一阶偏导的符号，表示基本经济要素增加时，人民币均衡汇率的变动方向。然后，通过运用H-P滤波方法，对这五个变量进行平滑，以提取长期趋势成分，再将这些变量的长期均衡值代入人民币均衡汇率方程式(1)中得到人民币长期均衡汇率水平。最后，通过对比人民币实际汇率与长期均衡汇率，计算得出人民币实际汇率错位幅度。错位幅度的计算公式为：
其中，汇率错位是正数时表示高估，汇率错位是负数时表示低估。实际汇率低估幅度越大，净出口的概率越大，越有利于出口，从而形成贸易顺差。实际汇率高估幅度越大，净出口的概率越小，越有利于进口，从而形成贸易逆差。
（二）二元经济结构对进出口贸易影响的理论依据
在如今经济全球化和经济一体化的背景下，任何一个国家经济的发展都不能独立于其它国家，二元经济结构问题同样受到国际经济联系的重大影响。一国产业结构与进出口贸易之间是相辅相成、相互促进的关系，产业结构调整会持续、深刻地影响着其进、出口商品的结构；反过来，优化进、出口商品结构，可以更好地带动国民经济的发展，促进产业结构的升级。而二元经济结构对国内产业和市场来说都是某种形式的扭曲，这种扭曲程度越高对国内产业和进出口效率影响越大。在二元经济结构下，现代工业部门劳动生产率比较高，城市居民收入水平相对高，传统农业部门的劳动生产率比较低，农村居民收入相对低。这种显著的城乡居民收入差距导致大量的农村剩余劳动力涌向城市寻找工作机会，劳动力市场长期供过于求，促使城市的就业压力空前加大。大量的农村剩余劳动力几乎完全配置在劳动密集型产业中，生产出大量的劳动密集型产品。当国内的有效需求无法满足供给需要，大量的产品就只有在国际市场销售，会带来贸易顺差的结果。因此不难看出，近年来我国巨额贸易顺差的根源在于二元经济结构，即不完全的市场和扭曲的生产要素结构所致，而并非完全由汇率政策所致。二元经济结构下产生出的大量农村剩余劳动力，是低廉的生产成本，可以生产出在国际市场有比较优势、竞争优势的劳动密集型产品。而且在我国实行出口导向型的发展战略的背景下，自然会带来贸易顺差。今后随着大量农村剩余劳动力的持续转移，这种顺差的现象还会持续较长的一段时间。
四、二元经济结构、实际汇率错位对进出口贸易影响的实证分析
（一）人民币实际汇率错位的估算
本文采用Eviews 5.0软件。首先，对各个变量进行单位根检验（ADF检验）。依据赤池信息准则(AIC)最小化原则，选择趋势项和常数项是否存在以及最优滞后变量的阶数，来确定ADF检验的基本类型(c,t,q)。其中c表示常数项，t表示趋势项，q表示滞后阶数。其中，TOT用出口额除以进口额得到，TFP用全要素生产率来反映，GOV用政府消费额来反映，OPEN用进出口总额除以GDP得到，GAI用非农就业人口占全部就业人口之比来反映，REER用人民币实际有效汇率来反映。所有数据的样本期间为1980-2006年，结果见表1。
表1 单位根检验结果
资料来源：TFP数据来源于郭庆旺、贾俊雪，2005：《中国全要素生产率的估算：1979-2004》，《经济研究》第6期：第51-60页。其余数据来源于《中国统计年鉴(1980-2006)》以及EIU CountryData数据库。
由表1可以看出，所有变量TOT,TFP,GOV,OPEN,GAI和REER的ADF统计值均大于1%、5%、10%概率条件下的临界值，不能拒绝原假设，所以它们都是非平稳变量，存在一个单位根。接下来，分别对它们取一阶差分，结果△GAI和△REER的ADF值均小于 5%显著性水平下的临界值，拒绝原假设；△TOT，△TFP，△GOV和△OPEN的ADF统计值均小于1%显著性水平下的临界值，拒绝原假设，成为平稳变量，即所有变量均为一阶单整。
其次，做Johanson协整检验，结果表明人民币ERER模型设定较为理想。贸易条件 (TOT)、技术进步(TFP)，政府消费(GOV)，开放度(OPEN)和二元经济结构(GAI)之间存在协整关系，得到1个标准化系数的协整方程（小括号内为标准误差），如(3)式：
再次，通过运用H-P滤波方法，对这五个变量进行平滑，以提取长期趋势成分。再将这些变量的长期均衡值代入人民币均衡汇率方程式(1)中得到人民币长期均衡汇率水平。
最后，通过(3)式，对比人民币实际汇率与长期均衡汇率，计算得出人民币实际汇率错位水平，结果见表2。
表2 人民币实际汇率错位表(1980-2006)
（二）二元经济结构、人民币实际汇率错位对进出口贸易影响模型的构建
模型左边是因变量——出口和进口。模型右边是一系列的解释变量，分别是：二元经济结构，即非农就业人口比重；人民币实际汇率；人民币实际汇率错位；控制变量本国 GDP和外国加权GDP。根据经济学理论，一国的贸易余额与两国的国民收入有关（本文用GDP作为代理变量）。一般假设外国国民收入会对本国出口产生正面促进作用，而对本国进口不存在显著影响。本国国民收入会对本国进口产生正面促进作用，而对本国出口不存在显著影响。因此，本文在构建进、出口需求模型时，对于出口需求方程，加入外国国民收入作为控制变量；而对于进口需求方程估计时，加入本国国民收入作为控制变量。进、出口需求模型的形式如下：
其中，EX表示经过对数处理后的出口；IM表示经过对数处理后的进口；GAI表示经过对数处理后的非农就业人口占全部就业人口之比。REER表示经过对数处理后的人民币实际有效汇率（基期为1995=100，上升表示人民币贬值）；MIS表示经过对数处理后的人民币实际汇率错位（取对数前，先取绝对值）；GDP表示经过对数处理后的我国国民收入；FGDP表示经过对数处理后的外国国民收入的加权平均值。本文选择了与我国贸易往来密切的美国、日本、中国香港、中国台湾、韩国、德国、英国、荷兰、意大利和澳大利10个国家和地区作为计算外国国民收入的样本。所有数据的样本期间为1980-2006年。
（三）二元经济结构、人民币实际汇率错位对进出口贸易影响的实证分析
1.单位根检验分析
首先，对各变量进行ADF单位根检验以确定其平稳性，其中原假设是变量序列存在一个单位根。结果见表3。
表3 单位根检验结果
续表
资料来源：EX、IM、GDP和GAI的数据来源于《中国统计年鉴(1980-2006)》；REER和FGDP的数据来源于EIU CountryData数据库。
由表3可以看出，所有变量EX，IM，MIS，REER，GDP，FGDP和GAI的ADF统计值均大于1%、5%、10%概率条件下的临界值，不能拒绝原假设，所以它们都是非平稳变量，存在一个单位根。
其次，分别对这些变量取一阶差分，结果DEX，DIM，DMIS和DGDP的ADF值均小于 5%显著性水平下的临界值，拒绝原假设，DREER，DFGDP和DGAI的ADF统计值均小于 1%显著性水平下的临界值，拒绝原假设，成为平稳变量，即所有变量均为一阶单整。
2.协整检验分析
接下来，运用E-G两步法进行协整检验。因为对各变量已取过对数，所以消除了异方差。另外，根据Klein判别法，任意两个解释变量之间的相关系数均小于可决系数R[2]，所以模型中不存在多重共线性问题。第一步，用普通最小二乘法做静态回归。得到结果如下：
从(6)和(7)式可以看出，出口与二元经济结构、实际有效汇率、实际汇率错位和外国加权GDP之间存在显著的协整关系；进口与二元经济结构、实际汇率错位和本国GDP之间存在显著的协整关系。
二元经济结构对出口和进口的估计系数分别为8.7101和6.4466，呈现显著的正相关关系。在其他控制变量不变的条件下，二元经济结构每增加1%，即非农就业人口比重每增加1%，会引起出口增加8.7101%，引起进口增加6.4466%。与理论相符，即近年来农村剩余劳动力的转移是我国出口持续增加，形成贸易顺差的最主要的原因。
实际汇率错位对出口和进口的估计系数分别为-1.2796和-0.3550，呈现负相关关系，但是程度不大，表明实际汇率错位对进、出口有一定的负面影响，与外国相关文献相符。人民币实际汇率错位每增加1%，会引起出口减少1.2796%，引起进口减少0.3550%。
实际有效汇率采用滞后一期变量，这样得到的回归方程拟合度更高。实际有效汇率对出口的估计系数为1.9942，表明人民币贬值与出口之间是显著的正相关关系。在其他控制变量不变的条件下，人民币每贬值1%，会促进出口增加1.9942%，与理论相符。但是实际有效汇率对进口的估计系数没有通过显著性检验（t检验值为1.83），表明实际有效汇率对进口的影响微乎其微，与理论相悖。分析其原因在于：第一，我国的进口商品多为资本密集型，其知识、技术附加值较高。由于受这类商品国内供给不足和受技术、设备条件的约束，限制了我国进口企业的议价能力。第二，我国企业对于实际汇率并不敏感，在一定程度上抑制了进口需求，使得进口需求对人民币实际有效汇率的波动反应不敏感。
外国加权GDP对出口有显著的正面影响，系数为6.6353，而国内GDP对进口有显著的正面影响，系数为2.5265，这两个变量分别对于进、出口而言，都是显著性很强的变量。表明外国国民收入对本国出口会产生正面促进作用，在其他控制变量不变的条件下，外国国民收入每增加1%，会促进出口增加6.6353%；本国国民收入对本国进口会产生正面促进作用，在其他控制变量不变的条件下，本国国民收入每增加1%，会促进进口增加2.5265%。
第二步，对E-G两步法得到的残差序列进行各项标准检验，包括平稳性、异方差、条件异方差和正态性等各项检验。首先，对残差序列进行ADF单位根检验，考察回归方程的残差是否平稳，也就是检验残差序列是否存在单位根。结果见表4。
表4 ADF单位根检验结果
从表4可以看出，在1%的置信水平下，残差序列不存在单位根，即残差序列是平稳的，也就是说这个回归方程不是伪回归。
其次，运用White检验残差序列是否存在异方差，结果见表5。
表5 White异方差检验结果
表5的结果表明，各个模型T×R[2]的P值均大于0.05，接受原假设，说明(6)和(7)式的残差序列不存在异方差。
再次，运用条件异方差的ARCH-LM检验该模型的残差是否含有ARCH效应。结果见表6。
表6 条件异方差的ARCH-LM检验结果
从表6可以看出，各个模型T×R[2]统计量的P值均大于0.05，接受原假设，说明(6)和(7)式的残差序列均不存在ARCH效应。
最后，进行JB正态性检验。结果见表7。
表7 JB正态性检验结果
表7的结果表明，Jarque-Bera统计量的P值均大于0.05，因此，(6)和(7)式分布均为正态分布。
通过以上各项检验，结果表明残差序列是平稳序列和正态分布，既不存在异方差，也不存在条件异方差。证明了E-G两步法的协整检验准确可靠，模型设定十分理想。
3.误差修正模型分析
根据格兰杰定理，有长期均衡关系的两个变量在短期内也会出现失衡，因此，可以用误差修正模型对这种短期失衡加以纠正，误差修正模型的表达式如下：
从(8)和(9)式可以看出，误差修正项的系数分别为-0.1436和-0.2657，小括号内是标准误差，系数都通过了显著性检验，符合修正机制，是一种长期均衡关系对短期变动“负反馈”的调整机制，反映了系统本身对偏离长期均衡的动态调整功能。(8)和(9)式表明进、出口对二元经济结构、实际汇率错位等变量具有自我修正的动态机制，它们的短期波动导致进、出口的波动，但受长期均衡机制的影响，通过误差修正模型的反向调整，使得其一定会回归到长期均衡路径。由于误差修正项的系数绝对值越大，对偏离长期均衡的调整力度越大，系统自我修正功能就越强。(8)式中出口的误差弹性系数为 -0.1436，表明当短期波动偏离长期均衡时，出口将以-0.1436的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。(9)式中进口的误差弹性系数为-0.2657，表明当短期波动偏离长期均衡时，进口将以-0.2657的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。因此，进口比出口有更强的自我修正功能。
4.Logit模型分析
本文运用Logit模型，将进、出口贸易的差额作为二元离散变量，分为净进口（贸易逆差）和净出口（贸易顺差）两种状态，若为净出口则赋值为0；若为净进口则赋值为1，从概率统计的新视角进行了分析。将这个二元离散变量与二元经济结构(GAI)、人民币实际汇率错位(MIS)联合进行回归检验，得到Logit模型的y[,i]的表达式是：
在二元经济结构背景下，人民币实际汇率错位与当年净出口概率大小见表8。
表8 人民币实际汇率错位与净出口Logit概率表（单位：%）
图1 二元经济结构背景下人民币实际汇率错位与净出口概率关系图
从图1可以看出，人民币实际汇率错位可以明显地分为四个阶段，分别是从1980- 1985年的高估、1986-1995年的低估、1996-2002年的高估和2003年至今的低估。净出口概率的折线图与人民币实际汇率错位的柱状图的方向对应相反：人民币实际汇率高估幅度越大，净出口的概率越小；实际汇率低估幅度越大，净出口的概率越大。
具体来说，从1980-1985年，人民币出现了持续的高估，即存在贬值压力，净出口的概率都在5.38%以下。其中，在1983年汇率高估达到14.57%的条件下，净出口的概率只有0.04%。从1986-1995年，人民币出现了持续的低估，即存在升值压力，出现了严重的内外不均衡，净出口的概率均在88.34%以上。尤其在1988年汇率低估幅度最大的时候，净出口的概率是99.99%，贸易顺差。从1996-2002年，人民币又出现了持续的高估，即存在贬值压力，净出口的概率在7.42%以下。说明汇率的持续高估不利于贸易顺差，尤其是在1998年汇率高估达到15.30%的水平下，净出口概率只有0.03%。从2003年以来，人民币又出现了低估，而且低估的趋势越来越明显，即人民币存在着升值压力，净出口的概率随之也开始逐年上升，净出口概率从83.95%上升到99.63%。说明人民币低估，即存在升值压力，有利于维持贸易顺差。总体表明，人民币实际汇率高估幅度越大，净出口的概率越小，越易形成贸易逆差；实际汇率低估幅度越大，净出口的概率越大，越易形成贸易顺差。
五、结论
本文运用协整检验、误差修正模型和Logit模型，对我国二元经济结构、人民币实际汇率错位对进出口贸易的影响进行了实证分析，得出了以下主要结论：
1.文中引入非农就业人口比重作为二元经济结构的代理变量，发现对进出口贸易均有最显著的正面影响，说明二元经济结构是形成我国巨额贸易顺差的根源。近年来农村剩余劳动力的转移是促进我国出口持续增加，形成贸易顺差的最主要的原因。
2.实际汇率错位对进出口贸易均有一定的负面影响。高估幅度越大，净出口的概率越小，越易形成贸易逆差；低估幅度越大，净出口的概率越大，越易形成贸易顺差。
3.实际有效汇率与出口之间是明显的正相关关系，而对进口的估计系数没有通过显著性检验；外国加权GDP对出口有显著的正面影响，而国内GDP对进口有显著的正面影响。
4.误差修正模型表明进出口贸易对二元经济结构、实际汇率错位等变量具有自我修正的动态调整功能。其中，进口比出口的自我修正功能更强。
当前，解决我国巨额贸易顺差问题最有效的办法是改善我国二元经济结构，而不应该仅仅采取人民币升值的方法。因为，即使人民币升值后，我国二元经济结构导致大量的农村剩余劳动力转移到劳动密集型产业，生产出具有明显比较优势的劳动密集型产品进行出口，出口水平还会恢复到原水平，并且有可能继续增加。因此，人民币升值只是权宜之计，并不能从根本上解决我国贸易顺差问题。只有积极转变贸易增长方式，提高知识型、技术型商品的出口比重，逐步实现二元经济结构的转型，才是实现我国经济持续发展，构建和谐社会的内在要求。
收稿日期：2007-01-10
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