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会员注册摘要：本文通过构建我国出口和进口的动态计量方程，并利用省际面板数据，实证检验了人民币实际有效汇率变动对我国进出口的影响及地区差异。实证结果表明，人民币实际有效汇率变动与我国的出口和进口均呈显著负相关关系，出口与进口的汇率弹性系数分别为-1.207和-1.038；同时，人民币实际有效汇率变动对我国不同地区出口和进口的影响也存在着差异性，东、中、西部出口的汇率弹性系数分别为-0.818、-0.777和-0.781，进口的汇率弹性系数分别为-1.215、-1.408和-0.942。最后就缓解人民币升值对进出口的不利影响以及汇率政策制定提出了相关建议。
关键词：人民币实际有效汇率，出口，进口，地区差异，动态面板数据
众多理论和实证研究均已表明，汇率是开放经济条件下影响一国对外贸易的重要变量，特别是对出口具有非常重要的影响。汇率变化可以影响一国的贸易条件，从而改变资源配置与进出口商品结构(Eichen-green，1983；曾铮、张亚斌，2007)。作为开放经济条件下的重要变量，人民币实际有效汇率变动会对我国的进出口产生什么样的影响，对不同地区进出口的影响差异又如何？本文将在已有研究的基础上，对这一个问题进行实证分析。
一、文献回顾
汇率变动与对外贸易关系的现有研究文献，主要集中于讨论汇率变动对一国总体贸易收支的影响上，研究手段多为测算进出口商品的需求价格弹性，从而衡量是否符合马歇尔-勒纳条件，以此推论汇率变动是否会对一国的贸易收支产生影响。从国外研究得到的观点看，主要可分为两派：一派认为马歇尔-勒纳条件常常不成立(Dornbusch，1976；Bahmani-Oskooee，1989)，另一派认为马歇尔-勒纳条件可以成立(Krug-man and Baldwin，1987；Heikie and Hooper，1987；Moffett，1989；Marquez，1990；Rose，1991)。这些研究都是在特定的经济环境下进行的，结论的差异主要是由于研究方法和数据选取不同而产生的。从最近的研究看，多是采用协整的理论和方法来估计长期的贸易弹性，但结论仍然是混合性的，有的研究倾向于认为马歇尔-勒纳条件成立(Bahmani-Oskooee and Ni-roomand，1998；Bahmani-Oskooee，2001)，也有部分研究认为马歇尔-勒纳条件不成立或不能确定是否成立(Rose，1991；Boyd et al.，2001)。
近年来，国内一些学者以我国的经济数据为背景，围绕人民币汇率变动与进出口贸易总体变化之间的关联展开研究。这些研究中，一些是对进出口需求价格弹性进行测算，以检验我国的贸易收支是否满足马歇尔-勒纳条件(厉以宁，1991；陈彪如，1992；戴祖祥，1997；许少强，2002；强永昌，2004；刘绍全，2004；卢向前、戴国强，2005；刘尧成、周继忠，2010)。由于研究目的和对问题的认识不同，使用的方法和建立的模型也各不一样，所以得出的结论存在一些分歧和差异。有些测算结果显示进出口需求弹性较低。如强永昌(2004)认为我国出口额对人民币汇率的弹性仅为-0.068，进口额几乎不受人民币汇率变动的影响。另一些测算结果则认为中国进出口需求弹性较大。如戴祖祥(1997)的测算结果显示我国1985-1995年出口的价格需求弹性为-1.123：刘绍全(2004)采用误差修正模型得出我国出口的长期价格弹性为-1.74。另一些学者从协整分析的角度对我国贸易收支与人民币汇率之间的关系进行研究(谢建国、陈漓高，2002；卢向前、戴国强，2005；叶永刚、胡利琴，2006)。他们得出的结论也不尽相同，谢建国和陈漓高(2002)认为人民币贬值对我国贸易收支的改善没有明显影响；卢向前和戴国强(2005)认为人民币实际汇率波动对我国进出口存在显著负向影响；叶永刚和胡利琴(2006)认为人民币有效汇率与中美贸易收支之间不存在因果关系，而与中日贸易收支之间互为因果关系。此外，也有学者从影响我国对外贸易的因素、汇率变动与进出口商品结构之间的关系等方面展开研究，如张茵、万广华(2005)通过构造结构向量自回归模型(SVAR)探讨了1985-2000年间影响我国贸易余额的因素，曾铮、张亚斌(2007)讨论了由于各类贸易产品不同的投入结构导致汇率变动对出口商品结构的影响。①
在我国对外贸易整体快速发展的同时，不同地区间的出口差异及其扩大趋势已经引起了一些学者的关注。李斌、陈开军(2007)认为我国地区之间的出口差异已成为影响地区经济发展差异的重要因素。一些学者针对影响我国地区之间出口差异的因素进行了研究，朱希伟等(2005)认为严重的地方保护主义造成的国内市场分割导致了制度扭曲，从而影响了企业的出口行为，张杰和刘志彪(2008)、金祥荣(2008)、张杰和李勇(2010)也均认为制度因素(社会信用体系、知识产权保护制度、法律制度等)对我国地区间出口差异具有重要影响。②已经有部分研究人员注意到了汇率因素对地区对外贸易的影响。姚允柱、张国强(2006)利用面板数据分析了1981-2004年汇率变动对我国28个省市进出口的影响，结果表明汇率变动对区域间进出口的影响存在差异；黄苹(2008)利用1985-2006年我国31省区的数据，建立动态面板数据模型，考察了人民币实际有效汇率变动影响地区进出口贸易的动态效应和地区差异，结果表明，人民币实际有效汇率对我国东部、中部和西部地区的进出口均呈显著负相关，但对不同地区的影响差异显著。本文在已有研究的基础上，通过建立我国出口和进口的动态计量方程，并利用省际面板数据，实证检验人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易的影响及地区间的差异。
二、模型构建
影响出口的因素有很多，包括一国经济的绝对优势、比较优势或贸易条件、国内生产能力、国际市场需求规模、汇率和贸易政策等。在众多研究文献中(魏巍贤，2000；许少强、朱真丽，2002；李广众、Lan P.Voon，2004；吴丽华、王锋，2006；卢万青、陈建梁，2007)，出口方程都采用了如下的类似形式：
不同的是，有些研究在计量方程中未考虑国内GDP对出口的影响(谷宇、高铁梅，2007)。同时，对于数据的处理方法也不尽相同，表现在是否进行变量的价格调整、是否进行变量的单位转换以及对国外需求变量的处理上。如对于国外需求，有用世界进口额作为代理变量(吴丽华、王锋，2006)，有用美国的实际GDP作为代理变量(卢万青、陈建梁，2007)，也有用我国主要贸易伙伴国的实际收入作为替代变量(谷宇、高铁梅，2007)。
综合各学者所采用的研究方法，本文首先设立地区出口的基准方程如下：
其中，EX为地区实际出口额，以出口商品价格指数进行平减。RGDPf为国外产出变量，代表出口的国外需求因素。本文采用在我国贸易出口中占比较大的前五个国家(或地区)，分别是欧盟、美国、香港、日本和韩国，对五国(地区)的实际GDP进行加权平均，权重为出口到各个国家(地区)的贸易额占出口到五国(地区)的贸易总额之比。③RGDP为我国实际GDP，代表着影响出口的国家供给能力，依据本地市场效应(HomeMarket Effects)，一国或地区的出口变动与其市场的经济规模相关。一般来说，市场经济规模越大，出口量相应越大；反之则越小。REER为影响出口的汇率因素，本文采用IMF公布的人民币实际有效汇率指数。FDI为外商直接投资，引入该变量主要是处于以下考虑：改革开放以来，我国一直实行吸引外商投资的产业政策，这种产业政策同世界产业转移趋势一起，使得外商投资企业在我国迅猛发展，外商投资企业的进出口占我国出口和进口的比重都较高④，对我国进出口具有着重要作用(杨迤，2000；王少平、封福育，2006；卢锋，2006)，而FDI可以作为间接衡量外商投资企业在我国发展规模的指标。e为残差项。
进一步，在解释变量中加入因变量的一阶滞后项。这样处理基于以下考虑：一是本期出口往往对前期出口具有依赖性，二是引入被解释变量的滞后项，既可以涵盖未考虑到的其他影响因素，又能较好地解决模型中存在着的序列相关问题(姚树洁、韦开蕾，2007)。具体模型表述如下：
影响进口的因素也有很多，其中的一些重要因素包括：一国经济的比较优势或贸易条件、国内市场需求、国际市场供给能力、汇率因素及贸易政策等。结合已有研究中进口模型的选择和对影响进口因素的考虑，本文设定汇率变动影响我国地区进口的基准方程如下：
同样，在模型的解释变量中加入因变量的一阶滞后项，以考察其动态影响。具体模型表述如下：
其中，IM为地区实际进口额，以进口价格指数进行平减，考虑到我国国内有效需求不足，受进口供给能力影响较小，因此未在进口方程中包含衡量国外供给能力的产出水平变量。方程中，RGDP代表着我国对进口的收入效应和市场规模效应。同样，引入FDI变量，以考察外商直接投资对我国进口的影响。
计量模型中，i代表29个省际横截面单元⑤；t代表样本区间，本文选取1994-2008年。各指标均以2005年为基期进行了相应价格平减，EX、IM、RGDPf和FDI均按当年汇价转换为人民币金额，最后对各指标取自然对数以消除异方差现象。
三、计量结果
当模型解释变量中出现被解释变量的滞后项，从而导致解释变量与随机扰动项相关，产生了内生性问题。如采用标准的固定效应或随机效应进行分析，会导致参数估计的非一致性。广义矩估计(General Method of Moments，GMM)可以较好地解决这一问题(王少平、封福育，2006)⑥。为此，采用GMM估计对含有一阶滞后变量的出口和进口方程进行估计。
同时，由于我国不同地区的产业结构、市场结构、对外开放程度和对外贸易机制各不相同，汇率变动对各地区对外贸易的作用方式与影响程度也不尽相同。对此，将全国分为东、中、西三个区域进行分析⑦，分别考察人民币实际有效汇率变动对不同地区对外贸易的影响。
注：GMM估计中，选取各解释变量的部分已知值(各解释变量及其1至2阶滞后项，常数项)作为工具变量。FE估计中，采用截面加权的GLS估计技术。括号内为t值，Obs为观测样本数。a代表F-Sta值，***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。
数据来源：《新中国60年统计资料汇编》。
表1为全国的面板数据回归结果。作为对比，表中同时给出了不含因变量滞后项的静态估计。根据估计结果可知，无论是出口还是进口，因变量一期滞后项的弹性系数均为正且十分显著，表明存在着内生性。前期出口(进口)对本期出口(进口)具有显著的正相关性。
首先，从汇率变量来看，人民币实际有效汇率变动与我国的贸易出口和贸易进口均呈显著的负相关关系。出口和进口的汇率弹性系数分别为-1.207和-1.038，即人民币实际有效汇率每上升1%，出口将下降1.207%，进口将下降1.038%。
其次，从影响出口和进口的其他变量来看，实际GDP对出口和进口均具有显著的正向影响，表明存在着出口的市场供给效应和进口的市场需求效应；国外产出和外商直接投资对出口存在显著的正向影响，表明国外需求和外商直接投资对于我国的贸易出口均具有着促进作用。
进一步，考察人民币实际有效汇率变动对我国不同地区对外贸易影响的地区差异。表2给出了我国东、中、西部三个区域的面板数据回归结果。可以看出，在出口方面，前期出口对本期出口的影响在东、中、西部三个区域均显著为正；在进口方面，前期进口对本期进口的影响仅在东部十分显著，在中部和西部地区不显著。
注：各地区进出口方程均采用GMM估计，选取各解释变量的部分已知值(各解释变量及其1至2阶滞后项，常数项)作为工具变量。括号内为t值，Obs为观测样本数。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。
数据来源：《新中国60年统计资料汇编》。