人民币汇率波动对我国出口影响的微观探讨，本文主要内容关键词为：微观论文,人民币汇率论文,我国论文，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。
［中图分类号］F740 ［文献标识码］A ［文章编号］1007-9556(2008)09-0022-07
一、引言
汇率制度一直是经济学的重要研究课题，而针对人民币汇率制度的研究更是国内外众多学者关注的焦点。2005年人民币汇改前后，对于人民币应该采取何种汇率制度曾引发了社会各界的大讨论，众说纷纭，莫衷一是。人民币汇改后，人民币对美元不断升值，现已突破1美元兑7人民币的关口，累计升值超过了15.5%（国家外汇管理局网站，2008）。我国的对外贸易顺差也在连续多年居高不下后，于2008年第一季度出现了明显的下降。在汇率制度的研究中，汇率对进出口贸易的影响是很重要的方面。本文拟通过建立微观的企业模型，研究人民币实际有效汇率波动率对我国出口贸易的影响，并利用1998～2007年10年间的月度数据进行检验，以证明微观模型的结论。
二、文献回顾
对于人民币汇率制度的研究，孙霄翀、宋逢明(2008)认为可以分解为两个维度，即对美元的升值以及逐渐增大波动幅度，前者会影响产品的国际竞争力，进而影响贸易，后者将产生汇率风险，进而影响进出口企业的决策。对于前者的研究主要集中在验证我国进出口商品需求弹性是否满足马歇尔—勒纳条件。陈彪如(1992)计算出我国的进出口需求弹性之和为1.02,认为人民币汇率变化对我国出口贸易影响不大。戴祖祥(1997)计算出我国的进出口需求弹性之和为1.33，认为汇率贬值能有效地改善贸易收支。唐海燕(1995)、裴平(1997)、魏巍贤(1997)、徐璋勇(1999)、戴永良(1999)等均认为汇率变动对我国出口有显著影响，而Cerra、Saxen(2002)、谢建国(2002)得出我国出口与人民币汇率不存在协整关系的结论。
以上研究大部分是采用名义汇率，选取不同的样本区间、不同的检验方法得出不同的结论。实际上，利用考虑了贸易双方物价水平并以各国贸易在总贸易额中的比例作为权数计算得到的实际有效汇率进行研究更为合理。同时，运用国别分析能区分不同国家的贸易差别，比总量分析更符合实际。已有学者注意到这一问题，沈国兵(2005)研究认为，中美贸易收支与汇率没有稳定关系；孙霄翀、宋逢明(2008)认为，汇率是影响我国对欧盟及日本、韩国出口的显著性因素，但不是对美国的显著性因素。
关于汇率波动研究的理论模型可以分为三种，即汇率波动抑制贸易模型、汇率波动导致贸易惯性模型和汇率波动促进贸易模型。Hooper和Kohlagen(1978)、Dixit(1989)、Canzoneri(1984)、BDeGrauwe(1992)的研究分别支持了这三种模型，但实证检验没有一致的结论。Chowdhury(1993)、Caporale和Doroodian(1994)、Doroodian(1999)发现，汇率波动率的提高对贸易有抑制作用。Sercu和Vanhulle(1992)、Franke(1992)、Dellas和Zilberfarb(1993)则认为，汇率波动率的提高可以促进贸易。还有一些研究认为，汇率波动率与贸易之间无显著的关系(Assery and Peel，1991；Bahmani-Oskooee，1991)。在国内的研究中，卢向前和戴国强(2005)认为，人民币实际汇率波动率对我国进出口的影响十分显著；廖卫东和黄吉海(2005)提出，当出口产品中高附加值产品的比重提高时，汇率波动率对出口的影响较大。
以上研究不是从出口贸易企业的微观视角出发，而是直接利用汇率和出口额的宏观数据进行回归分析，而采用不同的技术指标，如频度（年度数据或月度数据）、估计方法（普通最小二乘法或协整分析）等，会得到不同的结论。因此，为了克服这个研究缺陷，需要构建一个符合我国实际的出口企业微观模型，对企业面临汇率波动风险的决策进行均衡分析，以此来指导宏观的实证分析。
从微观角度对汇率波动进行研究，国内外的一些研究文献可以为我们提供启示。Broll和Eckwert(1999)构建了这样一个微观模型：企业在第1期决定产量，但不确定未来的汇率变动，而在第2期销售产品，汇率已经确定；企业通过比较在国内外销售的利润大小，选择是在本国销售还是出口。在这个模型中，出口相当于企业的一种期权。模型的结论是，汇率波动的净影响是由正反效应同时决定的：一方面，汇率波动率的提高会增加出口作为一种期权的价值；另一方面，汇率不确定性的增大会减少企业的产量。只有对这两种相反的力量进行比较，才能最终决定汇率波动率的净影响。姚大庆(2007)从加工贸易企业的角度出发，对上述模型进行了一些修正。他认为，中国出口加工企业具有“两头在外”的特点，即原材料来自国外，最终产品销往国外，因此，生产成本不只是与产量有关，还会受汇率波动率的影响，生产成本是汇率和产量的函数。根据这一修正假设，姚大庆提出，对于加工贸易企业来说，汇率波动率对企业出口决策的影响取决于企业产品的附加值，汇率波动率上升会提高高附加值企业的产出和出口水平，降低低附加值企业的产出和出口水平。其实证检验的结果与模型的结论基本一致。
需要注意的是，姚大庆(2007)的加工贸易企业模型假设忽略了一个重要事实，即加工贸易企业虽然是从国外进口中间品，在国内加工组装后出口至国外，但这些加工企业在生产中还是会使用相当数量的本地资源，如原材料、劳动力、厂房，甚至国内资本，这些本地资源和进口的中间品共同被用于生产最终产品，它们的使用量决定了产量，也与汇率共同决定了生产成本。其实，在经济全球化、生产世界化、资源流动充分化的今天，即使是一般的贸易企业，其在生产中也要使用国外进口资源，如国外的先进技术、管理经验及海外投资等。所以，不管是“两头在外”的加工企业，还是一般的贸易企业，都需要同时使用进口资源和本地资源进行生产，其成本函数都要受到汇率的影响。由此，本文构建了一个广义上的出口贸易企业，其生产函数为柯布·道格拉斯函数，其产量由进口资源和本地资源的使用量共同决定，而成本函数由产量和汇率决定。
三、理论模型
（一）汇率波动率对出口贸易企业产量影响的微观模型
随着世界经济一体化发展，各国之间的经济依存度越来越高，生产商品或提供服务不能只依靠一国一地的资源，而是需要多个国家的资源、资金和人力共同完成。因此，在我们的微观模型中，企业同时使用进口资源和本地资源进行生产。
1.假设条件。假设企业使用进口资源x和本地资源y，生产函数为柯布·道格拉斯函数，即产量
因此，实际汇率波动率对最优产量Z*的影响由a+b-1的符号决定，而a+b与1的大小关系又反映了企业生产是规模报酬递增还是规模报酬递减。
3.模型结论。
观点1：实际汇率波动率对出口企业产量的影响取决于企业生产的规模经济状况，若企业生产为规模报酬递增，则实际汇率波动率增大将导致企业产量减小；若企业生产规模报酬递减，则实际汇率波动率增大将使企业产量增加。
关于规模经济的研究可以追溯到亚当·斯密的《国富论》。以亚当·斯密绝对优势贸易理论和大卫·李嘉图比较优势理论为代表的古典贸易理论，以及以H-0-S模型为代表的新古典贸易理论，都是建立在完全竞争市场、规模报酬递减的假设之上。现代学者则认为，由于分工、外部经济、生产全球化及垂直专业化等，现代企业生产知识密集型产品使用的自然资源比重小，其运转受收益递增法则支配，而生产规模很大的制造企业，其产品基本上是资源密集型的，知识、科技含量较小，符合报酬递减规律(Arthur，1996)。规模报酬递减的制造企业规模很大，固定资产投资是其投资的主要部分，其生产的产品附加值低，原材料、劳动力的价值占产品总值的比重很高，而原材料、劳动力、土地这些实物资源的价值很稳定，受汇率、利率等因素的影响较小。这样的企业变化缓慢，经营稳定，在存在汇率波动的风险时，其产品价值受到的影响很小，因此，汇率波动率增大对规模报酬递减的企业影响不大，甚至可能有积极的影响。规模报酬递增的“知识企业”具有市场不稳定性、不可预测性、领先者锁定市场、劣质产品有可能主导市场等特点，其产品的实物资产价值占总价值的比重很小，因而在汇率波动的风险下受到的冲击较大。
（二）汇率波动对出口贸易企业利润影响的微观模型
在前一个微观模型中，我们已经得出企业在两阶段决策过程中的最优产量，分析了实际汇率波动率对最优产量的影响情况。下面，我们将进行汇率波动率对企业利润影响的分析。
由前一个模型可知，企业利用进口资源和本地资源的最优值分别为：
为了分析汇率波动率对企业最大利润的影响，我们对π*关于γ求导：
当a+b＞1时，C的正负不确定，需要由a和b的比例进一步决定，因此，汇率波动率对规模报酬递增企业利润的影响是不确定的。
观点2：实际汇率波动率对企业利润的影响是不确定的，当企业生产处于规模报酬递减时，汇率波动率增大会增加企业利润；当企业为规模报酬递增时，汇率波动率对企业利润的影响不确定，需要由企业使用进口资源和本地资源的比例决定。
四、实证分析
（一）单位根检验
我们选取1998年2月到2007年11月的月度数据，并采用如下变量：综合考虑了国内外物价水平和各国贸易所占权重的人民币实际有效汇率（来自于IMF的IFS在线数据）、中国的出口总量、进口总量、国内固定资产投资、外国直接投资（来自于Resset金融数据库）以及17个主要工业国的工业生产值（来自于美联储官方网站）。以上变量表示如下：LChexp是中国总出口量的对数值，Lreer是人民币实际有效汇率的对数值，V[,t]是人民币实际有效汇率的波动率（即实际汇率的变化率，其计算公式为），LChfdi是中国吸收外国直接投资的对数值，LGip是17个主要工业国工业生产值的对数值，Lchimp是中国总进口量的对数值。加“△”符号的变量分别是以上变量的一阶差分值。
我们使用的数据都是时间序列数据，如果变量不平稳，直接进行最小二乘回归会导致伪回归的问题，所以应对数据进行单位根检验，判断其是否平稳。我们采用ADF方法(Dickey-Fuller，1979、1981)进行序列的单位根检验。根据AIC和BIC准则选择滞后期，我们先选取较大的滞后阶数p，计算对应的AIC和BIC，然后减少p，直至两者最小并以此确定最优滞后阶数。对于时间趋势明显的序列，检验方程中包括常数项和时间趋势项，对时间趋势不明显的数据，我们将常数项和时间趋势项分别或同时约束为零。
注：检验形式(C，T，L)中的C、T、L分别代表ADF检验模型中的常数项、时间趋势项以及滞后阶数，C和T取0分别表示模型中不包括常数项和时间趋势项；数据名称下的数值是每个变量的t检验值；**、*表示在1%、5%的显著性水平下显著。
由检验结果可知，上述时间序列的水平值在5%的显著性水平下不是平稳的，而一阶差分数据在1%的显著性水平下都是平稳的，所以这些数据都是一阶单整序列，可以进行协整检验。
（二）协整检验
20世纪80年代，恩格尔—格兰杰(Engle-Granger)提出了协整理论。他们使用两步法估计协整向量，即先用最小二乘法对向量进行协整回归，然后把协整回归所得到的残差进行单位根检验。由EG两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性，但在有效样本条件下，估计量有偏差，且样本容量越小，偏差越大。考虑到本文的实证检验只选取了10年间的月度数据，样本容量较小，我们利用Johansen(1992)提出的动态分布滞后模型(VAR)进行协整检验。我们根据无约束VAR模型的残差分析来确定VAR模型的最优滞后期，选择协整项包括截距项但不包括时间趋势项的协整模型进行Johansen协整检验。
从最大特征值统计量和迹统计量的检验结果中可以看出，在1%的显著性水平下，零假设r=0均被拒绝，但在1%的显著性水平下，最大特征值统计量无法拒绝零假设r≤1。因此，我们认为变量间存在一个协整关系。
标准化的协整方程为：
上式括号内为标准差，**表示变量系数在1%的显著性水平下异于零。
我国进口额对数值的系数显著为负，这与经济理论相反，即在1%的显著性水平下无法拒绝实际有效汇率对数值的系数等于零的原假设。因此，我们将对数进口额和对数实际有效汇率从协整模型中删去，重新进行包括截距项但不包括趋势项的协整检验，得到的检验结果如表3所示。
由表3可知，在1%的显著性水平下，零假设r=0和r≤1均被拒绝，因此，新模型中的变量存在两个协整关系。其中，关于出口和汇率波动率的方程为：
可以看出，人民币实际有效汇率波动率对我国的出口有显著的正的影响。系数在1%的水平下显著异于0，说明实际有效汇率波动率增大会促进我国的出口。
由前述理论模型我们已得出结论，实际汇率波动率对出口的影响取决于企业的规模经济状况，对于规模报酬递增的企业来说，出口额与汇率波动率存在反向关系，而对规模报酬递减的企业来说，汇率波动率增大会提高企业的产量，进而提高其出口水平。我们发现，汇率波动率对我国企业出口有正的影响，所以我国大部分出口贸易企业处于规模报酬递减阶段。这也符合我国的现状和规模经济的研究结论，即我国的绝大部分出口企业都是资源和劳动密集型的制造企业，其受报酬递减规律的支配。因此，实际汇率波动率对我国的出口有正的显著影响，协整检验的结论与理论模型的观点一致。
从下面的折线图中可以看出，人民币实际有效汇率的波动率没有确定的时间趋势，除1998、1999、2005年出现较大波动外，其余年份的波动幅度较小，说明近几年来人民币实际有效汇率的波动范围不大，变化较为平稳。出口总量则表现出明显的季节趋势，前半年增长，下半年有一定的下滑，但长期来看，出口具有明显的正的时间趋势，1998年至2007年底，我国的出口总量实现了较快的增长。这与我们的微观理论模型和协整模型的结论一致。
我们同时注意到，选取的样本区间内人民币实际有效汇率的波动幅度并不是很大，而这也是我们理论模型中的一条重要假设。这是因为，我国在2005年汇改前采取的是单一的有管理的浮动汇率制，但实际上是人民币盯住美元的汇率制，人民币汇率波动率很小。汇改后，虽然不再盯住单一美元，而是实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调解、有管理的浮动汇率制，但浮动的区间仍然较窄。正是在这样的制度背景下，近十几年来人民币实际有效汇率的波动率较小，人民币实际汇率一直保持相对的稳定。我们根据这一特点构造出了符合我国实际的理论模型，得到了与现实基本一致的结论。
之所以在汇改后人民币对美元累计升值超过15.5%的情况下，人民币实际有效汇率仍然变化不大，主要是因为人民币对其他主要货币实际贬值或保持基本稳定。近年来，我国出口商品的贸易摩擦急剧增加，而欧盟、日本等主要贸易伙伴不断要求人民币对欧元、日元升值，可以预计，随着我国外汇市场的进一步开放，人民币将会对上述货币逐渐升值，人民币实际有效汇率的波动率也会加大。这样，就需要对企业微观模型中的假设进行修正，从而可能得出不同的结论。
（三）Granger因果检验
表4是人民币实际有效汇率和中国出口总量的Granger因果检验结果。我们利用AIC/BIC准则判断我国出口总量的对数值为8阶滞后，所以选取滞后8、9、10阶进行检验。由前面的ADF单位根检验可知，出口的对数值和实际有效汇率均是非平稳序列，需将它们差分后再进行检验。DVt是人民币实际有效汇率波动率的一阶差分，DLChexp是中国出口总量对数值的一阶差分。我们采用的是1998年1月至2007年11月的月度数据。检验结果显示，对于零假设“DVt不是DLChexp的Granger因”，在滞后8、9阶的情况下，都在10%的水平下拒绝零假设，滞后10阶时在1%的水平下拒绝零假设，而在10%的显著性水平下，DLChexp不是DVt的Granger因在三种滞后阶数下都不能被拒绝。这进一步证明了实际有效汇率波动率对我国的出口有显著的影响。
五、结论与现实意义
本文构建了一个符合我国国情的微观模型，认为企业生产需要同时使用进口资源和本地资源，生产成本是汇率和产量的函数，企业通过最大化利润选择其最优产量。利用一些符合实际的假设，我们提出人民币实际有效汇率波动率对我国出口的影响取决于企业的规模经济状况：对于规模报酬递增企业来说，其产量和出口随实际汇率波动率的增大而下降，而实际汇率波动率上升则会增加规模报酬递减企业的产量和出口；实际汇率波动率对企业利润的影响则是不确定的，汇率波动率增大会增加规模报酬递减企业的利润，但其对规模报酬递增企业利润的影响，还要由生产中使用的进口资源和本地资源比例决定。
通过对1998～2007年10年间人民币实际有效汇率和我国出口量进行协整分析和Granger因果检验，我们证明了人民币实际有效汇率波动率确实对我国出口有显著的影响。根据规模经济理论，资源、劳动密集型的制造业存在规模报酬递减的现象，而我国的出口企业绝大部分是制造业，因此，我们的结论是，汇率波动率增大会促进我国的出口。协整检验的结果证明了汇率波动率与出口的正向关系，解释了汇改以来人民币汇率波动加剧而我国出口依然快速增长的原因。
需要注意的是，本文的结论依赖于一条重要假设，即人民币实际汇率波动是在一个较窄的范围内。这条假设虽符合我国目前的情况，但随着我国外汇市场的进一步开放，国外要求人民币升值的压力不断增大，未来的人民币汇率波动率有可能进一步加大，并超出这个区间，这就有可能违背模型的假设，得出不同的结论。
我国大部分出口企业属于规模报酬递减的制造业，在适当的人民币汇率波动率区间内，汇率波动率加大会促进出口。但从可持续发展及经济长期发展的角度来看，加快产业结构调整，将国民经济的依赖重心由资源、劳动密集型、低附加值的制造业转为科技、知识密集型、高附加值的科技产业势在必行。
［收稿日期］2008-07-28
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