人民币实际汇率与进出口国别结构实证分析，本文主要内容关键词为：国别论文,实证论文,汇率论文,人民币论文,进出口论文，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。
自2002年以来，美、日等大国纷纷施压，要求人民币升值。人民币升值是否有利于降低我国对某些大国的外贸集中度，改善我国的进出口国别结构?汇率的变化与进出口国别结构这两者间是否存在着必然的联系?本文运用占中国进出口最大比值的五大货币区(美元区，日元区，欧元区(以德国为例)，韩元区，东盟区(以新加坡为代表)1981年～2003年的年度数据通过Panel Date分析人民币实际双边汇率变化与中国对各国进出口比重之间的关系。
一、文献综述
进出口国别结构(贸易流向)，通常表示为各个国家或国家集团在一国进口、出口总额或进出口总额中所占的比重。它反映一国进出口商品的来源和出口商品的去向，显示与其他国家或国家集团之间的贸易联系程度，是该国国际竞争力的重要指标。经济学家开发了“贸易结合度指数(Index of Trade Intensity)”和重力模型(Gravity Model)来解释和说明影响各国进出口国别结构的因素及其机制。经济学家布郎(1947)首先提出贸易结合度指数，小岛清(1958)、琵特德拉斯得尔(1967，1991)山泽逸平(1971)进行了检验和完善。之后，丁伯根(1962)提出了重力模型并利用重力模型对世界贸易流向和贸易流量规模问题进行了实证检验，安德森(1979)第尔道夫(1984)泊哥斯坦(1985，1989)等人，从经济理论上对重力模型进行了论证。
对我国进出口国别结构(对外贸易流向)的研究国内为数较少，主要以吴娟(1998)、赵爱清(2002)、方堃(2001)、金哲松(2003)和魏浩(2006)为代表，吴娟、赵爱清从国际分工、进出口商品结构的角度阐述中国对外贸易流向存在的问题，方堃运用计量模型对我国实行多元化战略效果进行了计量分析；金哲松通过贸易结合度指数、重力模型，利用1987年～1988年，1993年～1994年的数据对中国的贸易流向进行了实证检验；魏浩运用HH指数、H指数、E指数对我国1998年以来的进出口国别结构进行了统计性的描述。上述文献大多从统计描述和定性分析的方法对进出口国别结构问题进行探讨，上述研究仅从国际分工、进出口商品结构的角度分析对进出口国别结构的影响，基本不涉及货币层面，本文将试图弥补这一缺陷，从货币层面研究汇率对进出口国别结构的影响。
二、1981年～2003年人民币实际汇率与中国对五大货币区进出口比重回顾
表1 1981年～2003年人民币实际双边汇率与五大货币区进出口比重变化率
人民币兑其
货币区在出口中的比重 在进口中的比重
实际汇率
美元
贬值8.91倍 上升1.8倍
下降62％
日元
贬值28.1倍 下降2.8倍
下降37％
欧元(德国)
贬值22.2倍 下降1.6倍下降5％
韩元
贬值1.46倍 上升1.98倍 上升945％
东盟(新加坡元) 贬值15.4倍 下降2.54倍 上升488％
从表1的F值检验结果来看，应该选取模型(1)即变系数模型来估计实际汇率对进出口国别结构的影响。
1981年～2004年人民币兑五种货币区的实际汇率整体趋势为贬值，但对各国贬值的幅度不同，贬值幅度最大的为日元区达到28.1倍，而兑韩元的贬值幅度最小仅为1.46倍。在出口总额中的比重美国、韩国趋于上升趋势，韩国上升的幅度最大为1.98倍，从日本、德国和新加坡整体趋势为下降，日本下降的幅度最大为2.8倍。从图三进口总额中的比重可发现：美国、日本和德国三国在华的进口比重呈下降的趋势，其中美元区下降的幅度达到了62％，同时我国加强了从韩国、东盟国家的进口贸易，导致了韩国、东盟在华进口比重呈较大幅度的上升，分别达到了945％/488％。从中国进出口市场结构的整体趋势来看，我国市场多元化有所进展，但是进出口较集中的局面没有实质性的改变。
图1 1981年～2003年五国在华出口总额所占比重图
图2 1981年～2003年五国在华进口总额所占比重图
注：原始数据据《中国统计年鉴》《中国对外经济贸易年鉴》计算得出。以上汇率为间接标价。
三、模型建立及数据选取
(一)变量选取及说明
在此采用出口流向指标为回归模型的因变量，用各个国家或地区在一国出口总额所占的比重表示。由于1994年后我国实行盯住美元不放的货币政策，名义汇率无较大现实意义，故用实际汇率作为解释变量。本文的原始数据均根据《中国统计年鉴》《中国对外经济贸易年鉴》数据计算得出，所有数据均取以e为底数的自然对数。由于2000年后欧洲才统一货币，选取数据中为计算方便，欧元区选取了占中欧贸易中最大比值的国家德国(2000年占中欧贸易额的28.5％)为例；同理，东盟区选取了新加坡为代表(2000年中新贸易额达108.2亿美元占东盟对华贸易27.4％)。常用的Panel data模型
logstrit=α[,i]+β[,i]+logrer+u……(1)
由于面板数据的两维特性，模型设定的正误决定了参数估计的有效性。因此首先要对模型的设定形式进行检验。主要检验模型参数在所有横截面样本点和时间上是否具有相同的常数，截距和斜率参数又可以有如下两种假定
H[,01]：回归斜率系数相同(齐性)，但截距不同，β[,1]=β[,2]=…β[,5]既有模型为：logstrit=α[,i]+βlogrer+u(2)
H[,02]：回归斜率系数和截距都相同，既有α[,1=α[,2]=…α[,5]且有β[,1]=β[,2]=…β[,5]，模型为
logstrit=α+βlogrer+u(3)
注意这里没有斜率系数非齐性而截距齐性的假设。因为当斜率不同时，考虑截距相同没有实际意义。判定样本数据究竟符合那种模型(即为(1)到(3)式得哪一种)。可以利用协方差分析构造(4)式和(5)式所示的检验统计量
其中S1、S2、S3分别代表(1)(2)(3)式残差平方和；N代表截面单元数，本例为5；T代表从1981年～2003年的时期跨度数。本例为23；K代表除截距项以外自变量个数。本例为1。在零假设H[,01]、H[,02]下，如果F2大(等)于某置信度(如95％)下的同分布临界值，则拒绝H[,02]，应继续检验，找出非齐性的来源；反之，利用模型(3)拟合样本。在已确定参数存在非齐性的基础上，如果F1大(等)于某置信度(如95％)下的同分布临界值，则拒绝H[,01]，应该用模型(1)拟合样本。反之，用模型(2)拟合样本。对模型(1)(2)(3)式进行选择而做出的F检验值如表2所示。
表2 模型选取(1)、(2)和(3)式的F值检验
95％临
原假设 F值结论
界值
62.25-拒绝H[,02]，
H[,02]：接受模型(3) 2.02
F(8，105) 再检验H[,01]
110.26-
拒绝H[,01]，
H[,01]：接受模型(2) 2.45
F(4，105) 接受模型(1)
(二)Chow′s断点(Breakpoint)检验
由于1994年我国改变了汇率制度，建立了以市场供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率。为反映实际汇率在1995年～2003年期间对进出口国别结构的影响是否明显不同于1981年～1994年期间实际汇率对进出口国别结构的影响，则要检验1995年～2003年间的实际汇率对进出口国别结构的影响是否从1994年后发生了结构性变化。即涵盖所有期间的回归系数于两个单独回归的回归系数之间是否存在差异。检验差异的一种方法是Chow′s断点(Breakpoint)检验。Chow′s检验将整个期间(1981～2003)的回归结果于对1981年～1994年和1995年～2003年分别回归结果进行比较。原假设为：1994年前后实际汇率对进出口国别结构的影响没有发生结构性的变化。但如果发现他们在统计意义上具有显著的差异，则可认为1994年以后实际汇率对进出口国别结构的影响产生了结构性的变化。
Chow检验统计量计算如下
Chow=
～F(k，n-2k)
RSS表示整个样本的残差平方和(1981年～2003)，对其进行回归估计得出的结果为20.95；RSS1是第一个子样本(1981年～1994年)的残差平方和回归结果为10.85；RSS2是第二个子样本(1995年～2003年)的残差平方和回归结果为：0.59；J代表限制条件的个数，在此表示模型中的一个系数和一个常数项在1994年以后都发生了变化，J取值为2；K是回归中的变量个数，包括常数项取值为2，n为整个样本的观测个数，取值为115。Chow统计量计算如下
Chow=
=46.14～F(2，111)=3.07
在5％的显著性水平下，将Chow检验统计量46.14和F(2，111)得临界值3.07进行比较，得出的结论是：拒绝原假设，即1981年～2003年实际汇率对进出口国别结构的影响在1994年以后确实产生了结构性变化。根据以上模型设定检验结果以及模型结构性诊断检验结果，本文将采用模型(1)对1981年～1994期间和1995年、2003年期间两个子样本分别进行回归估计。
四、回归结果及分析
回归结果见表3。
表3 人民币实际汇率对五大货币区出口比重影响的计量结果(GLS)
总样本 子样本1 子样本2
-2.24
-0.28
-0.03
美元区 (-30.72)(-3.35)
(-0.27)
* * * * * *
0.33
1.11
0.21
日元区(7.28) (3.19) (4.84)
* * ** * * * * *
0.25 -0.02
0.15
欧元区
(5.20)(-31.1) (2.98)
(德国为例)
* * ** * * * * *
-0.32
-0.43 -0.22
韩国
(-695.4)
(-1.89)(-0.98)
* * *
0.42 -0.09
0.37
东盟
(3.99)(-63.78)(6.72)
(新加坡为例)
* * ** * * * * *
模型(1)分别对两个子样本进行回归估计所得拟合优度分别为85％和99％，总样本拟合优度为91％。表中括号内是T值统计量，***代表通过了置信度为5％的显著性检验。本文的原始数据均根据《中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》数据计算得出：
(1)由子样本1(1981～1994)拟合出人民币实际汇率对五国出口流向指标影响的系数来看(美国未通过检验)：人民币实际汇率与韩国在华出口比重存在负相关，即随着人民币贬值，我国对韩国的出口比重呈上升趋势。然而，人民币实际汇率与日本、德国、新加坡在华出口流向指标存在较高的正相关。这表明随着人民币实际汇率贬值，日本、德国、新加坡在中国出口贸易的比重下降，这与前面的统计描述完全吻合。
(2)由子样本2(1995～2003)拟合出人民币实际汇率对五国出口流向指标影响的系数来看，人民币实际汇率对出口流向指标较之1994年前发生了很大变化：人民币实际汇率与日本在华出口流向指标存在高度的正相关，人民币兑日元每贬值1％，华对日的出口比值由1994年以前的0.33％下降到1.11％；而与美国、德国、韩国、新加坡却为负相关，表明人民币兑美元每贬值1％，华对美的出口比重上升2.24％；人民币兑欧元每贬值1％，华对德的出口比值由1994年以前下降0.25％变为上升0.02％；人民币兑韩元每贬值1％，华对韩出口比值上升0.3％；人民币兑新加坡元每贬值1％，华对新的出口比值由1994年以前下降0.42％变为上升0.09％。
表4 人民币实际汇率对五大货币区进口比重影响的计量结果(GLS)
总样本子样本1子样本2
1.11 -3.09
0.20
美元区 (5.02)(-5.76) (3.96)
* * ** * ** * *
0.003 -0.15
0.10
日元区 (2.44)(-7.51) (3.14)
* * ** * ** * *
-0.07 1.450.05
欧元区
(-3.06)(12.73) (2.51)
(德国为例)
* * ** * ** * *
-0.002
0.0004 0.16
韩国 (-6.60)
(0.25)(0.26)
* * *
-1.44
2.47 -0.53
东盟
(-7.19)(70.63)(-8.75)
(新加坡为例)
* * ** * ** * *
模型(1)分别对两个子样本进行回归估计所得拟合优度分别为：90.2％，97.6％。总样本拟合优度为：98％表中括号内是T值统计量，***代表通过了置信度为5％的显著性检验。本文的原始数据均根据《中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》数据计算得出：
(1)由子样本1(1981～1994)拟合出人民币实际汇率对五国进口流向指标影响的系数来看(韩国没通过检验)，人民币实际汇率与美国和日本在华进口流向指标存在较高的正相关。这表明随着人民币实际汇率降低，美国和日本在中国进口贸易比重下降。人民币实际汇率与新加坡和德国在华进口流向指标存在负相关，这表明随着人民币实际汇率降低，新加坡和德国在中国进口贸易的比重呈上升趋势。
(2)由子样本2(1995～2003)拟合出人民币实际汇率对五国进口流向指标影响的系数来看，人民币实际汇率对进口流向指标较之1994年前发生了很大变化：人民币实际汇率与新加坡和德国在华进口流向指标存在正相关，这表明人民币兑新加坡每贬值1％，华对新的进口比值下降3.09％，人民币兑新德国每贬值1％，华对德国的进口比值下降1.45％；人民币实际汇率与美国、日本和韩国在华进口流向指标存在正相关，人民币兑日元每贬值1％，华对日的进口比值由1994年以前下降0.003％变为上升0.15％；人民币兑美元每贬值1％，华对美的进口比值由1994年以前下降1.11％变为上升3.09％；人民币兑韩元每贬值1％，华对韩的进口比值由1994年以前下降0.0004％变为上升0.002％
五、结论
本文运用中国和美元区，日元区，欧元区(以德国为例)，韩元区，东盟区(以新加坡为代表)等五大货币区1981年～2003年的年度数据，通过Panel Date分析1994年前后人民币实际双边汇率变化对中国进出口国别结构的影响，结果表明：1994年前，如人民币实际汇率升值，日本、德国、新加坡在中国出口贸易中的比重上升，美国和日本在中国进口贸易中的比重上升；1994年后，如人民币实际汇率升值，美国、德国、韩国、新加坡在中国出口贸易中的比重下降，美国、日本和韩国在中国进口贸易中的比重下降。产生这种变化的原因，主要是1994年我国实行了以市场供求为基础的汇率制度，1994年后实证分析表明：人民币升值有利于降低我国对主要贸易伙伴国的贸易比重，有利于进出口国别结构的多元化。
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