欧元流通对中国对欧元区出口规模的影响分析_平稳过程论文

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中图分类号：F746 文献标识码：A 文章编号：1003-5656(2009)11-0085-09

欧元自1999年1月1日正式流通以来已经10年了。欧元流通对我国向欧元区的出口产生了怎样的和多大的影响？本文试图对这个问题进行理论和实证分析。

一、文献综述

欧元作为一种跨国性的单一货币，作为美元的主要竞争者，在其诞生前夕就引起了世界范围内的极大关注，在我国同样引起了广泛的兴趣；欧元这个新的国际货币会对我国的政治、经济产生怎样的影响？会对中欧经济贸易关系产生怎样的影响？这是我国学者关注的热点问题之一，近10年来我国不少学者对这个问题进行了研究。李金鹏(1998)分析了欧元启动对我国向欧盟出口形成的挑战。方福前(1999)分析了欧元的出现对中欧经济贸易关系可能产生的影响，认为总体上是促进作用占主导，但在欧元过渡期和过渡期结束以后的一段时期，欧元对内对外价值的走向将难以预测，这可能会加大中国对欧盟贸易、投资的风险。宋坚(2001)在预期欧元汇率在未来会较为稳定的基础上，研究了欧元启动对中欧经贸关系发展产生的影响，认为单一货币的诞生降低了汇率波动的风险，从而有利于我国与欧洲的相互贸易。王毅(2002)认为欧元的出现会推动中国对欧洲的出口，但也会对中欧贸易发展产生挑战。刘明梁(2003)的看法是，从长期看，欧元流通将进一步推动中欧贸易往来；而在短期会对中欧贸易产生一定的负面影响。

这些文献产生于欧元诞生初期，或是欧元诞生之前，由于缺少经验数据，当时这些文献只能进行定性分析和理论探讨，对这个问题的数量分析和趋势分析只能是一种估计和猜测。

时光如梭，转眼间欧元已经10岁了。在历史的长河中，10年不算长，但也积累了一定数量的数据资料，这为实证分析提供了可能。近年来，国内一些学者开始对欧元的出现对中欧贸易关系的影响进行定量分析。例如，李平、袁海占(2007)研究了欧元汇率波动对我国向欧洲出口的影响；徐梦周、赵华(2008)利用1999-2006年的数据，研究了欧元汇率与中欧贸易收支之间的协整关系。但是，欧元流通以来它对我国向欧元区的出口究竟产生了多大的影响？欧元流通在整体上是促进了还是抑制了中国对欧元区的出口规模？国内外学术界似乎还没有人对这些问题做出回答。本文试图填补这个空白。

二、欧元流通对中国与欧元区贸易关系影响的理论分析

欧元作为欧元区各国的单一货币，它的流通必然会对中国和欧元区之间的贸易关系产生影响。不过，为了集中论题，本文主要分析欧元流通对我国向欧元区出口规模的影响。

根据局部均衡分析框架，我国向欧元区出口数量的大小是由其供求关系决定的。如图1所示。

图1 对欧元区出口的供求模型图

其中D是欧元区对中国产品的需求曲线，S是中国向欧元区出口的供给曲线，Q*是中国向欧元区出口的均衡数量。

为了简化，我们假设这里的需求曲线与供给曲线都是线性的，因而可将供求曲线分别写作如下形式：

欧元区对中国产品的需求曲线：P=a-bQ

中国向欧元区出口的供给曲线：P=c+dQ

两方程联立，解出均衡数量为：

(1)

其中，P为实际的均衡价格(即，由实物量表示的贸易成交价格)，Q为我国向欧元区出口的数量。由(1)式可以看出，Q的大小由4个参数a、b、c、d决定。

欧元的流通如果对我国向欧元区的出口有影响，那必定是通过改变上述4个参数的大小来影响的。下面按此逻辑对欧元的影响进行理论分析：

1.欧元流通有可能通过促进欧元区经济的发展来增加对我国产品的进口需求

欧元区国家实行单一货币的主要经济目的是要提高这些国家的经济凝聚力和国际竞争力，促进欧元区经济的发展。随着欧元区经济的发展，尤其是企业利润和个人收入的增加，欧元区必将增加对中国产品的进口需求。概括起来看，实现单一货币之所以会促进欧元区经济的发展，主要原因有：首先，实行单一货币有利于促进欧元区国家的经济一体化和市场一体化，提高市场的透明度、流动性和效率，吸引更多的资本、劳动力和商品流入欧元区。其次，单一货币流通，统一市场的形成会减少欧元区内部经济主体之间的交易成本，成员国之间贸易、投资往来和生产要素的流动会更加便利更加活跃，资源在欧元区内的配置会更加合理。最后，实行单一货币有利于欧元区整体上稳定物价和汇率，从而通过稳定就业和投资环境来促进经济增长。因此，从理论上看，欧元流通会增强欧元区经济发展的活力，总体上会拉动我国向欧元区的出口。

总之，这种影响是通过移动欧元区对中国产品的需求曲线来实现的。具体而言，欧元流通会提高(1)式中的参数a的大小，导致对中国产品的需求增加，从而使我国向欧元区出口增加。

2.欧元流通对中欧贸易的交易成本有正反两方面影响

这里所说的交易成本是广义的，既包括制度经济学所定义的因为信息不对称而引起的交易成本，也包括运输成本和贸易结算成本等等。对中国与欧元区之间的贸易来说，欧元流通既可能有减少交易成本的有利影响，也可能有增加交易成本的不利影响。

一方面，欧元流通可能有利于降低中欧贸易的交易成本。这是因为，(1)欧元区国家统一货币方便了贸易结算。用欧元代替欧元区各国货币或美元进行国际贸易结算，为中欧间的贸易结算提供了巨大便利，减少了进出口结算币种不同所引起的外汇交易，从而降低了交易成本。(2)减少外汇保值费用，有助于降低我国企业的营销成本。对于中国的出口贸易，欧方的厂商是买方，通常有选择结算手段的优先权。若用弱币(如里拉)结算，中方出口商必须用远期汇率、期权业务、套期保值、掉期保值等金融衍生工具进行保值以防范汇率风险，采用统一货币欧元结算，可以消除原来用多国货币结算可能产生的汇率波动风险，因而可减少保值支出和外汇损失。

另一方面，欧元流通又可能会增加中欧贸易的交易成本。其中的原因有：(1)欧元的出现加大了欧元区国家对我国实施反倾销的可能性。随着我国对欧元区的贸易盈余逐渐增加，欧元区国家势必会统一立场，采取贸易保护措施，而价格透明度的提高，又使欧元区国家更容易找到实施反倾销的借口。欧元流通以来，我国企业遭受欧盟反倾销调查和制裁的案例明显增多，就是佐证。(2)新贸易保护主义抬头。欧盟实行单一货币是欧盟政治经济一体化发展的重要标志，是欧盟区域政治经济一体化的重要成果，像任何区域经济组织一样，欧盟(欧元区)一体化程度越高，其排他性会越强。欧盟的一体化发展，会扩大欧盟内部市场的广度和深度，从而导致针对外部市场的新贸易保护主义抬头。近年来，欧盟频繁实施“绿色壁垒”、技术壁垒、贸易管制、“毕业机制”等新保护主义措施，加大了中国产品出口欧盟的难度。(3)对欧出口的“差别定价”策略失效。欧元流通以后，不利于我国对欧出口产品实施差别价格的销售策略，我国企业不得不调整出口定价。在欧元启动之前，中国输欧的出口产品一般奉行“价格差异”策略，即对不同的欧盟国家同一产品按汇率差别来做出不同的定价。由于当时欧盟各国没有统一货币，价格的可比性不高，所改同一种产品在不同的欧盟国家可以有不同的定价，事实证明，中国产品这种定价策略在欧盟市场上是比较成功的。然而，欧元流通以后，进入欧元区的产品统一用欧元来标价，价格差异的隐蔽性就不存在了，我国产品出口欧元区无法再利用价格差异获得利益。我国产品进入欧元区市场必须直面统一价格下的成本和质量竞争，而成本和质量又是以真实的劳动生产率、技术含量为基础的，这必然迫使我国的出口企业调整生产经营方式和出口策略。

总之，上述这些因素是通过改变供给曲线的位置来实现对中国向欧元区出口的影响的。具体而言，就是通过改变(1)式中的参数c的大小来影响我国对欧元区的出口量的。

三、欧元流通对中国向欧元区出口影响的定量分析

本文的目的是要分析欧元流通对我国向欧元区出口产生了怎样的影响？欧元流通是增加了还是抑制了中国对欧元区的出口？增加或抑制的效应有多大？

当然，欧元并不是影响我国对欧元区出口的唯一因素，还有许多甚至更重要的因素在起作用，因此，在进行定量分析时，我们需要建立一个包含所有重要变量的对欧出口决定模型，然后在此基础上讨论欧元对我国向欧元区出口的影响。

1.数理模型

按照图1或(1)式的模型，可确定影响我国对欧出口的主要因素。首先，欧元区的GDP规模会影响参数a的大小，因为当收入增加时，欧元区会增加对进口品的需求，在图1上这表现为需求曲线向右侧移动，反之，收入减少会使对进口品的需求减少，需求曲线向左侧移动。因此，我们可将参数a设定为：a=a(eagdp)，根据消费函数理论，eagdp(欧元区的GDP规模)与a之间是正相关关系，具体形式可假设为：a=α×eagdp，且α＞0。

再考察影响我国出口品供给的因素。显然，影响我国出口的最重要的非价格因素是我国的生产能力，在正常情况下，一个国家的生产能力可以通过它的GDP规模反映出来，GDP规模越大意味着生产能力越大，反之亦然。因此，如果我国GDP规模扩大，那么参数c将下降。所以，可将参数c设定为：c=c(Chinagdp)，且Chinagdp(我国的GDP规模)与c之间是负相关关系，具体形式可假设为：c=β×Chinagdp，且β＜0。

在此基础上我们来考察欧元流通对我国向欧元区出口的影响。按照前面的分析，欧元的直接作用主要体现在对“交易成本”的影响上，间接作用主要体现在通过影响欧元区GDP的大小进而影响欧元区对我国出口的需求上。因此，欧元流通的影响既对参数a产生影响，同时也对参数c产生影响。综上所述，针对我国向欧元区的出口可以构建下述模型：

Exports=α×Eagdp-β×Chinagdp+γ×euro(2)

且应该有，α＞0，β＜0，而γ的正负号待定。

2.计量分析

(1)数据来源与处理

首先，“中国对欧元区出口额”(exports)的数据是根据《中国海关年鉴》中我国分别对欧元区12国的年出口额加总而成的。“欧元区GDP”(eagdp)的数据来源于欧盟统计局网站。“我国GDP”(Chinagdp)的数据来自《中国统计年鉴》。“欧元影响”(euro)则是用一个虚拟变量序列来表征，该变量在1999年欧元正式流通之前都是0，之后都是1。

根据经济学的知识我们知道，影响一个国家出口的重要因素还应该包括“两国货币之间的汇率”、“两国的通货膨胀率”这两个因素。但是在本文的分析框架中，我们将出口产品的价格设定为实际价格，因此名义汇率因素、物价水平因素这些“价格因素”不会对出口的均衡数量产生影响。此外，由于欧元作为一种跨国家货币才有10年的历史，我们现在可获得的数据时间长度有限，如果引入的变量过多，将会大大降低自由度。为此，本文将“Exports”、“eagdp”、“Chinagdp”这3个变量的单位全部换算成人民币单位(从而剔除了汇率因素)，然后再将所有数据用我国CPI进行调整(从而剔除了物价因素)。在经过这些处理之后，由这3个变量构建的模型便将所有影响我国对欧元区出口的重要因素都纳入进来了。

其次，在进行回归分析之前，我们要先对“Exports”、“eagdp”、“Chinagdp”这3个变量进行对数变换，其目的是为了剔除可能存在的非线性关系(因为从图形上看，这三个变量都具有较明显的指数增长形态)。变换后分别记作lnexports、lneagdp和lnChinagdp。

(2)平稳性检验

由于模型中的变量都是时间序列的，因此需要对所有变量进行平稳性检验。经过使用Eviews5.0提供的ADF检验法，得出的结论是：变量lnexports是一个一阶单整过程，即I(1)；而lnchinagdp和lneagdp(t)都是“二阶单整过程”，即I(2)。而序列euro根据其定义，应该看作是一个非平稳序列(一阶差分后平稳，因此也可看作是I(1)过程)。

检验过程见附录1。

(3)构建协整模型

由于变量都是非平稳的序列，因此我们尝试建立协整模型。估计结果如下

方程的显著程度很高，且单个变量也都通过了显著性检验。对残差进行平稳性检验后显示序列已经平稳(检验过程见附录4)。这说明“模型1”所揭示的协整关系是可信的。

由(3)式可见，变量lneagdp与lnchinagdp的系数均为正，且统计关系显著，这与前面的理论分析得别的结果是一致的。而变量euro的系数为“正”，说明虽然欧元流通对我国向欧元区出口有正反两方面影响，但是综合起来看，正影响大于负影响，欧元流通总体上是促进了我国对欧元区的出口。不过，从(3)式变量euro的系数大小来看，这种促进作用还相当有限。

四、结论

本文的研究发现，正式流通后的欧元会通过多种途径和机制影响中欧贸易关系，影响中国对欧元区的出口规模。这种影响有正负两方面——欧元流通既有促进我国对欧元区出口的一面，也有抑制中国对欧元区出口的一面，不过，总体影响还是正数，即净效应还是大于零。从总的影响作用(净效应)的大小来看，欧元对促进我国向欧元区的出口的作用还比较有限，影响系数目前只有0.089。为什么欧元对中国向欧元区出口的影响程度这么小？我们认为，其中的原因可能有，一是欧元流通对欧元区的进口需求有正负两方面影响，一部分正影响被负影响抵消了，所以净影响就不可能很大。二是因为欧元流通后减少交易成本的好处并不只是归于我国这一家，所有与之进行贸易的国家都会享受到这一好处，大家竞争的结果会使这种好处分散了、摊薄了。三是欧元还很年轻，它对促进欧元区的进口需求、从而促进其他国家对欧元区出口的作用还没有完全显现出来。随着欧盟一体化的不断发展和欧元的不断成长，欧元对中国向欧元区出口的促进作用将进一步发挥出来。

附录：相关变量的平稳性检验

使用Eviews5.0进行ADF单位根检验，滞后项的确定采用Schwarz Info Criteria确定

附录1.对lnexports(t)的单位根检验

(1)对水平数值进行检验

检验结果如下(滞后项没有列出，括号内为相应的t值。以下各表格式相同)：

首先，由线图可见，该序列具有明显的趋势，所以“不带常数项和趋势项的单位根”形式的假设应该摒弃。其次，观察“带常数项的单位根”的检验过程，虽然检验的结果是不拒绝原假设，但由于估计出的“常数项”是个“负值”，这意味着序列应呈现“负增长趋势”。这显然与事实不符，况且相应的t值没有通过显著性检验，所以它又可以排除。最后，考察“带常数项和趋势项的单位根”的检验，常数项与趋势项较为显著，说明该形式的检验也许更合适一些。从P值看，不拒绝存在单位根的假设，但从lnexports(t-1)前的系数看，其大小与0之间的差异过大。因此我们认为，序列lnexports(t)有可能是一个不带单位根，但带有确定性趋势的非平稳序列。

如果这个结论是正确的，那么对原序列进行一阶差分后将变平稳，具体的生产过程应该是：一个常数项加上一个平稳序列。

(2)对一阶差分后的数值△lnexports(t)进行平稳性检验

按照前述逻辑，只需要对其进行“带常数项的单位根”的假设进行检验。检验结果如下：

在置信度为5％的水平下，检验结果拒绝原假设。即一阶差分后的序列△lnexports(t)已经平稳了。具体的生产过程应该是：一个常数项加上一个平稳序列。

由此可以断定，序列lnexports(t)是一个不带单位根，但带有确定性趋势的非平稳序列。

附录2.对lneagdp的单位根检验

(1)对水平数值进行检验

检验结果如下(滞后项没有列出，括号内为相应的t值)：

由ADF检验的P值大小看，三种形式的单位根过程都不能被拒绝。但在具体形式上还需要分析。首先，形式一中的常数项没有通过t检验，说明该形式的检验结果并不合适；其次，由图形可见，原序列具有明显的增长趋势，因此形式三的检验结果虽然没有表现出矛盾，但该形式的检验结果本身是不合适的。最后，只有形式二可接受的可能性较大，因为在该形式下估计出的常数项与趋势项都通过了显著性检验。

因此，初步认为序列lneagdp(t)是一个带有确定性趋势的单位根过程。如果这个结论是正确的，那么对原序列进行一阶差分后，序列仍将是不平稳的。其具体的形式应该是，带有常数项的单位根过程。

(2)对一阶差分数值△lneagdp(t)进行单位根检验

按照前述逻辑，只需要对带常数项的单位根形式进行检验，检验的结果如下：

从检验结果看，一阶差分后的序列果然没有拒绝单位根的存在。

(3)对二阶差分后的数值lneagdp(t)进行检验

如果△lnexports(t)是一个“带常数项的单位根过程”，那么lnexports(t)将是一个“不带常数项的平稳过程”。检验的结果如下：

P值接近O，可见检验结果拒绝了单位根的原假设，说明该序列已经平稳。

综上所述，我们可以得出这样的结论：序列lneagdp(t)是一个I(2)的过程，其具体的生成过程很可能是带有趋势项的单位根过程。

附录3.对lnchinagdp的单位根检验

(1)对水平数值进行单位根检验

首先，由于该序列具有明显的趋势，所以形式三(不带常数项和趋势项的单位根)的生成过程显然是不合适的，因此，该形式下的单位根检验结果也不足信。形式一(带常数项的单位根)虽然也检验出单位根，但估计出的常数项没有通过t检验，而且由于其值为“负”，这明显与现实不符(常数项为负，意味着序列具有向下的趋势)，所以该形式下的单位根检验结果也不足信。形式二(带常数项和趋势项的单位根)在5％的置信度下没有拒绝单位根的存在，与此同时估计出的常数项与趋势项也都通过了显著性检验。