汇率调整之谜：基于产业内贸易的新解释，本文主要内容关键词为：之谜论文,汇率论文,业内论文,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。
中图分类号：F710；F830.92 文献标识码：A 文章编号：0438-0460(2011)05-0034-09
一、引言与文献回顾
有关贸易汇率弹性的研究由来已久，按照提出的时间顺序可分为弹性学说、对外贸易乘数说、吸收分析说和货币分析说。目前，国内研究主要是采用汇率的弹性学说对我国进出口贸易活动是否满足马歇尔—勒纳条件(ML条件)进行实证检验。许多研究表明马歇尔—勒纳条件在我国是成立的，如戴祖祥(1997)对中国20世纪八九十年代的数据进行分析后发现，中国的进出口需求价格弹性之和大于1，满足马歇尔—勒纳条件，因此，人民币汇率贬值有利于改善贸易收支，人民币升值则恶化贸易收支。卢向前和戴国强(2005)运用协整向量自回归方法，研究表明人民币实际汇率波动对我国进出口存在显著的影响，ML条件成立。封思贤(2007)从空间和时间两个角度全面考察了人民币实际有效汇率变化对我国进出口贸易的影响，研究结果表明，人民币汇率变化会显著影响我国进出口贸易活动。但是，这种影响程度自1994年以后明显地出现了下降趋势。刘尧成、周继忠和徐晓萍(2010)认为，贸易收支弹性理论在我国基本成立，人民币实际有效汇率变化对我国贸易差额存在明显但有修正的J曲线效应；在1994年第一季度至2009年第三季度期间，人民币升值有使我国贸易产生逆差的压力，且对我国贸易差额的影响有随时间逐步增强趋势。
问题是，自2005年7月中国实施有管理的浮动汇率制度以来，人民币对各国货币呈升值态势，截至2009年第四季度，人民币实际有效汇率较之汇改前水平累计升值幅度高达14%以上；然而在此期间对外出口贸易却猛速增长，从2005年第三季度的2043.11亿美元飙升至2009年第四季度的3556.23亿美元①，受到次贷危机的影响，2008年第四季度我国出口贸易曾一度下滑，但之后又呈稳步上升趋势。由此可见，人民币汇率升值并不能有效抑制中国出口的快速增长。
事实上，汇率变动不能很好发挥调节国际贸易收支不平衡是一个普遍现象，学术界称之为“调整之谜”。理论上，浮动汇率制度可以为国家收支调整提供更为有效的机制。但是，工业化国家汇率的激烈变动，并未像理论预期那样发挥调整国际贸易收支使其自动均衡的力量，在此期间，许多工业化国家的国际贸易收支账户仍处于不均衡状态。20世纪80年代初，美国财政赤字剧增，对外贸易逆差大幅度增长。美国希望通过美元贬值来增加产品的出口竞争力，以期改善美国国际贸易收支的不平衡状况，因此直接导致了广场协议的出台。然而，事实上美元的大幅度贬值并没有像理论预期那样迅速减少美国的对外贸易收支逆差。
我们认为产业内贸易可以为“汇率调整之谜”提供新的解释。产业内贸易是指一个国家(地区)在某一段时间内，同一产业部门产品既出口又进口的贸易行为。它是在具有相同或相似生产要素禀赋的国家(地区)间进行的满足不同消费者偏好的一种贸易行为。在理论上，由于产业内贸易是为了满足不同消费者偏好的贸易活动，因而其受到外部经济条件(比如汇率变动)变化的影响也相对较小。与此同时，产业内贸易已经在我国进出口贸易中占据重要比例，作为一种较高的贸易形式，产业内贸易能够反映出国家或地区参与国际分工的程度。由产业内贸易指数公式(见公式7)，可估计中国与其他36个国家(地区)、与发达国家(地区)、与发展中国家(地区)的平均产业内贸易指数如图1，从1995年第一季度到2009年第三季度中国与发达国家(地区)的平均产业内贸易指数大概位于0.35-0.45之间，与发展中国家(地区)的平均产业内贸易指数大概位于0.20-0.30之间，与36个国家(地区)的平均产业内贸易指数大概位于0.30-0.35之间。
图1 中国与各国家(地区)平均产业内贸易系数
基于以上分析，我们将从理论建模和经验研究分析产业内贸易对我国出口汇率敏感性的影响。首先，本文构建了N个国家、Z行业中L种商品的贸易重力模型，并将产业内贸易指数内生化到双边贸易重力方程，这是本文模型相比于传统研究汇率变动对出口贸易影响文献的一个重要拓展。其次，将理论模型转换为易于估计的实证方程，并采用双边实际汇率分析法，就我国与包括美国、欧盟、日本、巴西和南非等在内的全球36个国家和地区的出口贸易数据和分行业出口贸易数据进行跨国检验。我们运用第一代和第二代面板单位根检验以及在面板估计中避免了多重共线性、残差相关性和异方差性对模型估计效果的影响，从而保证研究结论的可靠性和合理性。最后我们还使用了分行业的数据做了稳定性检验。
二、理论建模
(一)家庭
假定经济体中存在N个国家，本模型重点分析i国向j国出口的贸易行为，并探讨在N个国家、Z行业中L种商品间的垄断竞争行为。假定在i国的Z行业中存在着n[,i]家相同的企业；同时，假定j国代表性家庭最大化其效用，其效用来自于在预算约束内消费本国和外国(N个国家内)企业生产的所有商品。据此，j国代表性家庭的效用和约束条件可分别表示为：
由式(5)可知，考虑在N个国家(地区)贸易中，从i国向j国的出口贸易行为，不仅取决于两个国家的收入水平、双边实际汇率和产业内贸易中同类异质品间的替代率，而且同时还受到两个国家间贸易成本、消费者偏好行为特征以及其他国家相对于i国的出口贸易阻力的影响。
(二)企业
其中，
表示i国向j国的出口额。由式(7)可知产业内贸易指数IIT与Z行业中不同企业生产的同类异质品之间的替代弹性(θ)和双边贸易国家商品生产的边际成本均呈反比关系。在假定双边贸易国家企业产出边际成本比保持不变的情况下，产业内贸易指数可视为同类异质品替代弹性的代表变量，并且两者存在负相关关系。
三、实证思路与数据来源
(一)实证模型
以式(5)为基础，结合式(7)我们便可以将汇率和给定行业下的产业内贸易指数内生化到双边贸易重力方程中，并以其作为基础进行经验分析。在理论模型式(5)的基础上，对方程两边分别取对数，进行变换处理可得本文采用的面板实证方程为：
(二)数据来源及说明
根据世界贸易组织出版的《国际贸易统计》(International Trade Statistics)，选取占我国出口额较大的36名经济体⑤的贸易数据进行经验分析。考虑到数据的可获得性，选取的时间跨度为1995年第一季度至2009年第三季度，采用季度频率数据，与此同时，相关数据均采用现有程序X12进行季节性调整。数据主要来源于CEIC、中经网和IMF数据库。
四、经验证据
(一)面板单位根检验
在进行实证研究之前，首先需要对各主要变量进行预分析，以判别变量序列的平稳性。为保证结果的稳健性和可靠性，本文分别使用第一代和第二代面板单位根检验方法，主要有Breitung检验、ADP-Chio检验、IPS检验和CIPS四种方法分别对各变量进行面板单位根检验。对各时间序列变量水平值的检验结果均无法拒绝存在单位根的原假设，但其一阶差分都在1%的显著水平上拒绝存在单位根的原假设。检验结果表明各时间序列变量均为非平稳的I(1)过程，由此可对变量进行面板协整检验和回归分析。
(二)面板协整检验
采用Pedroni(1999，2004)和Kao(1999)两种方法的8个统计量对数据进行面板协整检验。检验结果表明，所有统计量均在1%(或5%或10%)的显著水平上拒绝了“不存在协整关系”的原假设，研究表明变量间存在面板协整关系，据此，对变量的序列水平值进行面板协整估计将是可行的。
(三)面板估计模型选择
在协整检验基础上，我们对不同样本回归方程的模型设定进行检验。我们采用Hausman检验用于检验固定效应模型与随机效应模型的选择问题，6个回归方程都在10%内的显著水平上拒绝了建立随机效应的原假设，而应建立固定效应模型。F检验则用于判别建立个体固定效用模型的有效性，模型的检验结果均拒绝了建立混合估计模型的原假设，满足建立个体固定效应模型。
(四)模型稳健性检验
首先，我们采用方差膨胀因子(VIF)检验模型可能存在的多重共线性问题，结果显示VIF均小于10，表明模型基本不存在多重共线性问题。其次，我们对残差可能存在的序列相关性和异方差进行处理，并予以消除，以提高模型估计的稳健性和精确度。在估计中，本文采用DW统计量来检验残差是否存在序列相关性，并在相应的回归方程中加入AR项予以消除。此外，由于面板模型中残差可能存在异方差现象，对此本文采用可行广义最小二乘法(FGLS)进行处理，考虑由于不同样本横截面异方差问题对模型估计有效性的影响，本文所采用的固定效应模型均采用横截面加权回归予以消除，并采用White稳健标准差来得到各回归系数的t统计量。
(五)模型估计结果及分析
根据显示偏好理论，当消费者选择了某一商品时，他们的“偏好”就被“显示”了，而产业内贸易正是为了满足不同消费者偏好的贸易行为，因此，产业内贸易在某种程度上能够带动地区的出口贸易。从表2中模型的估计结果来看，除纺织业(不显著)外，IIT的估计系数均为正值，且高度显著，这表明产业内贸易程度能够促进我国的出口贸易，其在我国出口贸易中将扮演着越来越重要的角色。表2给出了基于产业内贸易系数调整的出口汇率弹性和贸易成本弹性。可以看出，就平均产业内贸易系数而言，塑料制品、橡胶制品业的产业内贸易占总出口贸易的比重最大，而其他的四个行业均低于出口36个国家(地区)的平均水平。
然而，如图2所示，产业内贸易在我国出口贸易中占据重要地位，其中，塑料和橡胶制品占据50%以上，木及木制品也高达30%左右，而其他如纺织业、鞋帽和皮革、皮毛、羽毛以及箱包制品业也均位于10%-20%之间。从表2的汇率弹性系数比较可知，不论是对于总体出口数据，还是分行业的出口数据而言，产业内贸易均减弱了我国出口贸易的汇率弹性。
为了清晰分析各行业产业内贸易对出口总体数据的贡献度，我们还采取汇率弹性乘以各产业在总出口中所占比重的办法，来获取产业汇率弹性在中国总出口中的贡献度、考虑产业内贸易下产业汇率弹性在中国总出口的贡献度。结果表明，这五个行业占我国总出口贸易的比重达20%左右，其中，1995年第一季度最高，为25.04%，下降至2005年第一季度的17.19%，在2009年第三季度上升至22.07%，这说明本文选取的五个行业在我国出口贸易中占据了不容忽视的地位，具有一定的代表性。与此同时，在2003年，五个行业不考虑产业内贸易系数时的出口汇率弹性为-0.0655，即人民币汇率每升值1%，则五个行业的总出口下降为0.0655%，但是考虑产业内贸易时，则调整出口汇率弹性下降至-0.0584，即人民币汇率每升值1%，则五个行业的总出口下降仅为0.0584%。由此可见，产业内贸易减弱了我国出口的汇率弹性。
为了更清楚地展示出区别，我们再以中国出口36个国家(地区)的样本回归结果的汇率弹性为例。我们也估计了没有考虑产业内贸易时的出口汇率弹性，和考虑产业内贸易对出口汇率弹性，两者的比较见图3。显然，经典汇率模型的汇率弹性均位于产业内贸易调整的出口汇率弹性之下，产业内贸易调整后的汇率弹性上升幅度大约为九个百分点。此外，我们选择五个行业中的纺织业，比较结果发现，考虑产业内贸易指数影响的总汇率弹性(-0.2446)仅为汇率弹性(-0.280)的87%。因此，基于经典模型简单研究汇率对出口的传递效应，而忽略考虑产业内贸易，也会导致口汇率弹性系数估计结果出现下偏，高估汇率对出口贸易、国际收支的调节作用。
图2 产业内贸易指数动态走势
图3 产业内贸易指数调整总出口汇率弹性
五、基本结论
在符合马歇尔—勒纳条件下，汇率调整可以平衡贸易差额的经典理论在实证上并没有得到很好的支持，学术界称之为“汇率调整之谜”。本文认为忽视产业内贸易对出口汇率弹性的影响是导致理论研究结论与实际经验数据出现“矛盾”的重要原因。由于产业内贸易是为了满足不同消费者偏好的贸易活动，因而其受到外部经济条件(比如汇率变动)变化的影响也相对较小。从这个角度讲，忽略考虑产业内贸易而单独研究进出口贸易的汇率弹性效应将直接导致有偏的估计结果。其次，在经验研究上，我们基于理论模型转换为易于估计的实证方程，并采用双边实际汇率分析法，就我国与包括美国、欧盟、日本等在内的36个国家和地区的总出口贸易数据和分行业出口贸易数据进行实证检验，研究结果表明：不管是总体数据还是分行业数据，产业内贸易的存在均减弱了我国出口的汇率弹性效应，对于出口总体数据而言，其数值下降的幅度大约为九个百分点。可见，经典模型忽略考虑产业内贸易，而简单研究汇率对出口贸易的影响势必导致出口汇率弹性系数的估计结果出现下偏，这为我们理解汇率“调整之谜”提供了新思路。
注释：
①资料来源于中国人民银行网站和中国经济信息网。
②BRER是直接标价法表示的汇率，下文中的汇率如果没有特别说明，均指直接标价法下的汇率。
③Novy(2006)证明贸易成本对可贸易品份额s的敏感度不高；同时贸易成本的变化也较少依赖于替代弹性ρ，因此，本文根据Novy(2006)的研究设定s=0.8，ρ=8。事实上，在实证中我们分别选取ρ=5、ρ=8及ρ=10，但是估算结果差异不大，限于篇幅，这里不再单列。
④产业内贸易通常被认为是一个国家(地区)既进口又出口在同一个分组产业中产品的贸易行为，学术界一般采用SITC(国际贸易标准分类)细分到3位数或HS(协调商品名称和编码制度)细分到章的产品分组为一个产业，本文主要采用HS细分到章方法来核算产业内贸易指数。
⑤36个国家和地区根据世界银行《世界发展指标》的划分标准，发达国家(地区)和发展中国家(地区)。其中，发达国家(地区)包括奥地利、比利时、丹麦、荷兰、芬兰、法国、德国、西班牙、瑞士、瑞典，英国、意大利、日本、中国香港、澳大利亚、韩国、加拿大、美国、中国台湾、新西兰；发展中国家（地区）包括罗马尼亚、俄罗斯、乌克兰、印度尼西亚、印度、马来西亚、土耳其、菲律宾、泰国、哈萨克斯坦、伊朗、越南、阿根廷、巴西、智利、南非。