二 汇率变动影响出口商品结构的数理逻辑推理

    

基于以上文献回顾及基本的理论逻辑思路，在本章，我们将设立一个数理模型，描述汇率变动影响劳动密集型产品和资本密集型产品相对价格内在机理的数理理论模型，以此推导出本文的待检命题。

我们的模型假设一国生产并同时出口两类产品，产品A和产品B。假设FOR_A和FOR_B分别代表两种产品的每单位产品以外币计价的的进口投入；DOM_A和DOM_B分别代表两种产品以本币计价的单位产品本国投入；e表示以直接标价法表示的本币汇率[②]，INP_A和INP_B则分别代表两种产品的单位产品进口投入和本国投入的数量的总和，即单位产品总投入数量。我们假设A产品的单位产品进口投入数量比例（θ）大于B产品（λ），且某种产品的单位产品进口投入与国内投入比例保持不变，即θ>λ。同时，P₁和P₂分别代表以外币计价的国外投入平均价格指数和以本币计价的国内投入平均价格指数。以本币计价的两类产品的单位成本价格分别为：

                      P^C_A＝eFOR_A+DOM_A＝eqP₁INP_A+(1－q )P₂INP_A（1）

           P^C_B＝eFOR_B+DOM_B＝eλP₁INP_B+(1－λ)P₂INP_B（2）

但是，如果一国参加国际贸易，商品应该以外币计价的单位成本价格作为衡量价格竞争力的工具，在本文中，两种商品的单位成本价格以外币计价表示为：

                   P^W_A＝1/e ×P^C_A＝qP₁INP_A+(1－q ) P₂INP_A/e                        （3）

                     P^W_B＝1/e ×P^C_B＝λP₁INP_B+(1－λ) P₂INP_B/e                         （4）

此外，根据新古典国际贸易理论，该国两种产品的出口量结构取决于两种产品的相对成本价格，我们可以用以下形式表达：

                     EX_A/B＝f(P^W_A/B)                                （5）

其中，EX_A/B表示该国A产品和B产品出口量之比，它与以本币计价的两种产品的成本价格成函数关系，P^W_A/B表示两种商品的相对成本价格。按照比较优势原则，我们容易得到两者的关系为：

                                  ∂EX_A/B/∂P^W_A/B<0                                 (6）

即两类产品各自的国际竞争力与其成本价格成反比，所以它们的出口额之比与其相对价格呈反方向变动。由以上分析可知，按照我们的假设模式，一国商品结构的变化其根蒂在于两种商品的相对成本价格变动。所以，下面我们首先集中考察汇率变动对两种产品相对成本价格的影响。

按照以上设定，初始状态下某国A和B两种产品的相对成本价格为：

P^¢W_A/B＝P^¢W_A/ P^¢W_B＝[qP₁INP_A+(1－q ) P₂INP_A/e]/[ λP₁INP_B+(1－λ) P₂INP_B/e]         （7）

假设由于某些原因，汇率e发生变化，变为e^*，此时A和B两种产品的相对成本价格为：

         P^*W_A/B＝P^*W_A/ P^*W_B＝ [qP₁INP_A+(1－q ) P₂INP_A/e^*]/[ λP₁INP_B+(1－λ) P₂INP_B/e^*]       （8）

此时，变动后A和B两种产品的相对成本价格与初始状态的变化量为：

P^*W_A/B －P^¢W_A/B＝[(λ－q)(1/e^*－1/e)P₁P₂ INP_A INP_B]/

[ λP₁INP_B+(1－λ) P₂INP_B/e] [ λP₁INP_B+(1－λ) P₂INP_B/e^*]   　       （9）

由（9）式我们可以看到，当本币升值，即e^*< e时，P^*W_A/B －P^¢W_A/B <0；此时，根据（6）式我们有产品A的出口量与产品B的出口量之比较初始状态有了提高，即EX^*_A/B>EX^¢_A/B。反之，当本币贬值，有EX^*_A/B<EX^¢_A/B。由此，我们可以得到一个一般化命题：本币升值可以降低本国使用进口投入的成本，这种效应可以部分抵消汇率升值带来的商品出口竞争力的下降；因此，本币升值将有利于更多使用进口投入品的产品之价格竞争力，从而刺激该产品的出口，提高该产品在出口商品结构中的比例和地位。

通过上述分析，我们得知，各种贸易产品由于不同的投入结构导致了汇率变动对出口商品结构影响。就现实而言，初级产品和劳动密集型产品需要更多非进口投入，所以汇率变动导致了初级产品和劳动密集型产品更大幅度的进出口变化，而制成品和资本技术密集型产品对进口投入的依赖在一般意义上要强于初级产品和劳动密集型产品，因而汇率变动仅导致制成品和资本技术密集型产品较小幅度的进出口变化。由此，我们得出了本文待检验的理论命题：人民币汇率升值对我国总体出口具有一定的抑制作用；但由于各种产品生产的国内外中间投入相异，其对我国资本密集型产品出口的负面影响相对于劳动密集型产品出口偏小，从而有利于我国出口商品结构的高度化的进程。

 

三 人民币实际汇率对中国不同商品出口额的弹性测算

 

以上数理模型的推导显示，人民币汇率升值有利于我国出口商品结构的高度化。本章我们将运用强永昌等（2004）的方法计算人民币汇率分别对劳动密集型产品和资本密集型产品出口额的弹性，以直观的方式研究人民币汇率变动对我国不同类型的出口产品产生的不同影响程度。

根据对上面相关文献的分析，本文将以中国的出口时间序列为依据，建立经济计量模型。本文所选的时间区间为1990～2004年。之所以要以1990年为时间上限，是因为在1990年以前，虽然汇率有过几次调整，但是中国的各种价格基本上实行管制，市场经济不完善，不能通过市场机制充分反映价格的各种变化对贸易的影响。 因此，通过各种价格指标研究1990年以后的人民币汇率和中国对外贸易的关系显得更加现实。

本文沿用强永昌等（2004）的数据选取及测算方法，其中有关出口价格指数将采用Cerra与Saxena（2002）的计算方法，即按照SITC将我国出口商品构成分成10类[③]，并根据1990～2004年的分类出口商品，以出口额为权数，加权当年的分类商品价格指数得出劳动密集型产品和资本密集型产品的出口价格指数。具体汇率对出口量的弹性和汇率对出口量和出口额的弹性的测算公式分别为：汇率对出口量的弹性＝出口价格指数对出口量的弹性×汇率对中国出口价格指数的弹性；汇率对出口额的弹性＝汇率对出口量的弹性＋汇率对中国出口价格指数的弹性。出口方程设定为：

In(EXPORT)＝α₁In（GDP）＋α₂In（EPI）+α₃In（ENR）＋e     　　　　       （10）

在出口方程中，被解释变量为出口量，用EXPORT表示；解释变量为国内生产总值（GDP）、出口价格指数（EPI）、贸易环境量（ENR），e是随机扰动项，具体如下：EXPORT＝EX_t / P_Et×100，其中，EX_t为第t年的出口额，P_Et 为第t年的出口价格指数；GDP为第t年的国内生产总值，代表国民经济对出口的影响；EPI为第t年出口价格指数表示中国产品在国际市场上的价格竞争能力；ENR表示第t年的贸易环境量，它等于第t年出口额占世界出口额的百分比，用来表示世界经济状况及中国出口抗干扰和自我调节能力的综合指标；E表示第t年的随机扰动项，它是指除影响和决定出口量上述因素以外的其它一切因素。出口价格方程设定为：

    In(EPI)＝β₁In（WEPI）＋β₂In（RER）＋e                   　　　                                            （11）

其中，EPI表示第t年出口价格指数；WEPI为世界出口价格指数；e为随机扰动项，是指除影响和决定出口价格上述因素以外的其它一切因素。由以上出口方程和出口价格方程可以得知，汇率对出口量的弹性＝α₂β₂，汇率对出口额的弹性＝α₂β₂＋β₂。所以，计算汇率对出口弹性的关键在于利用时间序列对出口方程和出口价格方程进行回归，并得到相应的α₂和β₂的数值。

下面我们通过经济软件Eviews5.0分别计算人民币汇率对我国劳动密集型产品出口及资本密集型产品出口的弹性进行测算，结果如表一所示。

 

 

 

表一　　　　　　　　　　人民币实际汇率对出口额的弹性检验结果表 表 1

 　说明：括号内为t统计量，由软件Eviews5.0给出，*，**，***表示1%，5%，10%的显著性水平。

 

由表一，我们可以得到，基于中国1990～2004年的相应数据，人民币汇率对中国劳动密集型产品出口量的弹性＝0.537483×(-0.051241)＝-0.0275412，人民币汇率对中国劳动密集型产品出口额的弹性＝-0.0275412－0.051241＝-0.0787822；人民币汇率对中国资本密集型产品出口量的弹性＝0.732015×（-0.034582）＝-0.025315，人民币汇率对中国资本密集型产品出口额的弹性＝-0.025315－0.034582＝-0.059897。从上面的弹性结果可以看出，人民币实际汇率升值对我国总体出口影响较小，其中对劳动密集型产品的出口的影响大于资本密集型产品。这将对劳动密集型产品的生产不利，而对资本密集型产品的出口影响相对较小，从而在长期内会影响我国的贸易结构。但是，这种弹性分析只能在直观上给予我们上述结论，人民币汇率与我国出口商品结构的长期关系在本章分析中并不明显，下一章我们将利用计量经济学方法对这一问题作进一步的统计检验。

 

四 人民币实际汇率变动影响我国出口商品结构的经验实证

 

鉴于上一章经验研究的直观性和粗略性，我们下面对待检命题进行进一步的计量分析。自从Dickey和Fuller（1979）提出关于时间序列的平稳性检验——单位根（Unit Root），Engle和Granger（1987）提出的协整（Cointegration）意义下的长期均衡概念，以及Johansen（1988）、Johansen和Juselius（1990）提出的多变量系统中的协整方法以来，协整分析成为计量经济学中一种应用广泛的工具，它对传统的计量经济模型，尤其是动态模型，进行了较为清晰的描述，指出传统计量经济理论在处理非平稳数据时存在的缺陷（如伪回归），为处理非平稳时间序列提供了新的思路。协整分析的基本思路是:对于两个或多个具有单位根特征的时序变量，可以构造变量之间的某种线性组合使得此线性组合是平稳的。针对汇率与出口商品结构关系的不平稳性和长期性，我们在本文计量分析中分别用到了ADF单位根检验，VAR残差诊断检验和Johansen协整检验；同时，由于汇率与出口贸易结构具有双向互为因果的特性，为了阐明二者真实的内在相关关系，最后我们运用Granger因果检验对双方因果关系进行了经验实证，计量过程、结果及其经济含义如下文所述。

（一）变量选取和数据

国际资本流入额用外商投资企业进口额衡量（因为形成了实物资本，记为FM）。同时，本文采用海关SITC分类法，将第五类商品（化学品及有关产品，记为S5）和第七类商品（机械及运输设备，记为S7）归为资本密集型商品，两者出口额之和记为S57；用工业制成品出口总额减去第九类未分类商品和S57的出口额代表劳动密集型产品，记为GM；出口商品结构(S57T）＝S57/GM[④]。此外，模型中的汇率采用我国实际汇率（记为REX，采用直接标价法衡量），人民币各年的实际汇率根据公式REX=NER×P_T^*/P_N求得 ，其中P_T^*由美国的WPI代替，P_N由我国的RPI代替。各原始数据来源于《中国统计年鉴》和《中国对外经济贸易年鉴》（1981～2004）。为了消除时间序列中存在的异方差现象，我们对数据进行对数处理，这并不会改变时序的性质和关系，而且能使数据更平稳。对数处理后的数据分别记为LS57T、LFM和LREX。

（二）变量的平稳性检验

为了避免虚假回归等问题的出现，在检验变量协整关系之前需要进行变量的平稳性检验。本文采用的是ADF（Augmented Dickey-Fuller）单位根检验法。检验结果如表二：

 

表二 　　　　　　　　　　　　　　　ADF检验结果表 2

说明：本表中ADF检验采用Eviews5.0软件计算，其中检验形式（C，T，K）分别表示单位根检验方程包括常数项，时间趋势和滞后阶数，加入滞后项是为了使残差项为白噪声，△表示差分算子。

 

从表二可以看出，在5%的显著性水平下，LS57T、LFM和LREX三个变量都是一阶单整变量,把变量写成向量单位根过程为X_t=(LS57T_t、LFM_t、LREX_t)。

Johansen协整检验是基于VAR残差为独立同分布的正态变量，因此，我们首先应对VAR残差（记为e_t）作诊断检验，即基于AIC或滞后参数的t值选取合适的滞后阶k，用OLS估计VAR（k），最后对VAR（k）的残差进行无自相关和正态分布检验，也即残差的诊断检验。由于变量LFM、LREX具有显著的确定性趋势，故设定VAR(k)带截距，基于AIC和SC最小准则，我们确定VAR的阶数，由表三可以看出，滞后期为3的VAR最理想。

 

表三　　　　　　　　　　　VAR滞后阶数选择依据

说明：表中数值由软件Eviews5.0给出。

 

由于我们的目的不在于对VAR（3）进行估计，而只是对其残差进行诊断，故将估计的VAR（3）简记为：

            X_t=μ+Ф₁X_t-1+Ф₂X_t-2+Ф₃X_t-3+e_t　　　　　　　　　 　　                                                                          （12）

其中X_t、μ和e_t=(e_1t、e_2t、e_3t)为3×1向量，Ф_i(i=1、2、3)为3×3距阵，按X_t的各变量排列的序列，e_t=(e_1t、e_2t、e_3t)分别对应LS57T_t、LFM_t和LREX_t的AR（3）残差，诊断结果如表四。

 

表四　　　　　X_t的VAR（3）的残差诊断

说明：表中数值由软件Eviews5.0给出。

 

用于检验残差是否服从独立分布的诊断统计量为Liung-Box的Q统计量，其原假设Ho：i.i.d表示独立同分布。从检验结果可以看出，X_t的VAR（3）的所有残差都具有独立同分布。另外，用于检验残差是否服从正态分布的统计量为Jarque-Bera，其原假设为变量服从正态分布，经检验得到X_t的VAR（3）的所有残差都服从正态分布。可见，各残差为白噪声。

（三）协整与因果关系检验

（1）协整关系检验

由于变量具有显著的时间趋势，同时通过模型选择的联合检验，我们可以确定协整向量中含截距。检验结果见表五：

表五　　　　　　　　　　Johansen协整检验结果表

说明：*表示在1%的显著性水平上拒绝原假设，检验在Eviews5.0软件上进行。

   

结果表明系统X_t=(LS57T_t、LFM_t、LREX_t)存在协整关系，且协整个数有两个，可见，由LS57T_t、LFM_t、LREX_t构成的协整关系很稳定，估计出的协整关系式为：

               EC_t=LS57T_t－0.396605LFM_t+1.535820LREX_t                   (13)

                                     （-11.7441）   （19.6681） 

上面括号内数值为t值。以上协整方程也可以表示成：LS57T_t=0.396605LFM_t－1.535820LREX_t。可以看出，长期内，国际实物资本流入对我国出口结构升级存在正向的推动作用；而以直接标价法表示的实际汇率对出口结构有负向的作用，汇率每贬值1个百分点，我国的出口结构将下降1.535820个百分点，汇率每升值1个百分点，我国的出口结构将会因此上升1.535820个百分点。

（2）误差修正模型（ECM）与因果关系检验

鉴于系统X_t=(LS57T_t、LFM_t、LREX_t)存在长期稳定的关系，我们进一步构建误差修正模型（ECM）以考察变量间的短期波动关系。Eviews5.0软件提供了估计向量误差修正模型（VECM）的简单操作，在VECM估计中，由于VECM模型的滞后期是无约束VAR模型的一阶差分变量的滞后期，根据无约束VAR模型的滞后期为3，确定VECM的滞后期为2，估计的结果中包含了三个误差修正模型，我们只关心第一个，故只列出第一个误差修正模型，如下：

△LS57T=-0.072734Ec_t-1+0.475533△LS57T_t-1+0.083851△LS57T_t-2 －0.184393△LFM_t-1

                  (-1.573)

          +0.150896△LFM_t-2+0.412123△LREX_t-1+0.311833△LREX_t-2　　　　    R²= 0.389806    AIC=-1.318337   SC= -0.96983

                                                                                                         (14)

以上括号中的数字为t值；残差经过检验，无自相关和异方差现象，为白噪声。上面的误差修正模型中，误差修正项系数为-0.072734，符合误差修正机制，意味着校正上一年非均衡的程度为7.273%，说明从非均衡到长期均衡状态调整的速度较快。从各变量的系数看，国际实物资本流入和汇率对出口商品结构的短期弹性分别为-0.033497（-0.184393+0.150896）和0.723956（0.412123+ 0.311833）。说明短期内国际实物资本流入对出口结构升级具有负向的作用，而汇率对出口结构升级有正向的作用。由国际实物资本和汇率对出口商品结构的长期和短期的系数大小看，长期影响均大于短期影响，表明出口商品结构的变化是个长期的过程。所以从长期来看，在具备了贸易结构升级的要素基础上,汇率的升值趋势将有利于我国贸易结构的升级。

此外，根据一般理论，国际实物资本流入、汇率波动与出口商品结构三者之间互为因果关系。为了更清楚的刻画本文经验研究部分所涉及三个主要变量之间的相互关系，我们下面就国际实物资本流入和汇率对我国出口商品结构的短期因果关系进行检验。

 

表六　　　　　　　　  Granger因果检验结果表 5

说明：结果由Eviews5.0软件给出。

 

从表六可以看出，与上面的长期协整分析结果一致，国际实物资本的流入和实际汇率对我国第二性征的出口商品结构升级构成单向的短期因果关系，即国际实物资本的流入可以影响我国的出口商品结构升级，实际汇率也可以对我国的出口商品结构升级产生影响，我国出口商品结构升级对国际实物资本的流入和实际汇率没有影响，国际实物资本的流入与实际汇率之间也不存在明显因果关系。

 

五 结论

 

出口商品结构的调整与升级是我国转变外贸增长方式的关键战略政策，这是我国对外贸易战略的内部调整，即开放经济条件下经济内在动力作用于外部经济关系的传导机制调节；而近期人民币汇率的变动主要源于我国汇率制度的调整，这种政策变动既有我国内部经济变革的推动，又有外部经济利益集团压力的冲击，是内外经济力量共同作用的结果，它也势必对我国进一步推进对外贸易发展产生重大影响。由此，本文通过逻辑推理和经验研究分析了以上两种政策调整产生的相应经济结果之间的相互关系，得到了以下结论：

（一）通过对劳动密集型产品和资本密集型产品的出口汇率弹性分析我们得出，人民币实际汇率升值对我国整体出口影响较小，同时对劳动密集型产品的出口的影响大于资本密集型产品；从而，在不大幅影响我国出口总量的情况下，人民币汇率升值对我国出口商品结构的优化和升级起到了积极的作用。

（二）通过之前的逻辑实证和计量经验实证我们得到，人民币汇率升值对商品结构升级的促推路径主要源于资本密集型产品和劳动密集型产品的国外投入比例不尽相同，人民币汇率升值更有利于提升较多使用国外投入品的资本密集型产品之价格国际竞争力，促进资本密集型产业的发展和竞争力，从而推动了我国整体出口商品结构的优化升级。同时，作为附带研究成果，我们发现国外实物资本流入的增加可以进一步促进我国产业结构的升级，而汇率和国外实物资本流入之间没有必然因果关系，所以进一步推进开放，采取切实有效的政策更多吸引国外FDI投资仍然是促进我国出口商品结构及产业结构升级的重要路径。

（三）此外，我国出口商品结构的升级对人民币汇率升值的推动力量较小，按照我们文中的Granger因果检验结果，这种推力甚至可以忽略不计。所以，人民币汇率升值产生的出口商品结构升级效应不会反过来进一步促推汇率的高涨，因此不会形成循环的效应机制，这有利于我国在人民币汇率稳中求进逐步调整的同时促进我国出口商品结构的调整，有助于我国金融政策和贸易政策的互动和适配，最终以汇率改革和贸易战略调整为契机，在贸易摩擦最关键的部位通过双向调整减少贸易冲突，提高我国对外贸易的质量，得到更多来自参与国际分工贸易的利益。

当然，本文在研究中也存在一些局限性。首先，我们只考虑到因为资本密集型产品和劳动密集型产品在使用国外投入不同，因此二者对汇率变动的反映程度不同，从而以此解释汇率升值与出口商品结构升级之间的必然联系，这只是在供给方面对这一问题提出的思考。其实，资本密集型产品和劳动密集型产品在国际需求价格弹性方面也不尽相同，而汇率的变动导致两类产品在成本价格上变化的程度不同，从而在需求层面上两类产品的国外需求变化程度也不一致，最终导致出口商品结构的变化。此外，本文在探究汇率对一国出口商品结构升级的渠道研究中只是以资本实物投入作为中间渠道变量，而事实上中间投入品包含多种要素，这就涉及到汇率变动引起的多种要素在不同贸易部门之间的流动。所以，本文所研究的问题在此基础上将扩展为要素市场、汇率市场（资本市场）和国际商品市场的一般均衡问题，在此均衡背景下的结构优化将成为本文研究的基本方向[⑤]。鉴于本文研究的开拓性和技术手段及数据的限制，本文没有很好弥补以上这两点局限性，这为我们以后的研究提出了新的课题，其进一步的研究将弥补我们本文的缺憾。

 

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The Appreciation of RMB’s Real Exchange Rate and the Adjustment of Exporting Commodity Structure in China

 

Abstract: The literature on the correlations between exchange rate of RMB and exporting commodity structure in China is fairly scarce both by Chinese scholars and that of other countries. Aiming at filling up the theoretical vacancy, bases on reviewing researching method and result of previous literature, the paper establishes a model which clarifies the impact of exchange rate fluctuation on exporting commodity structure causes by different input structure of different trading commodities. Then, the paper calculates the real exchange rating elasticities of export on labor-intensive products and capital-intensive products relatively. Result of the calculation gains a intuitionistic result that the impact of  RMB’s appreciation on labor-intensive products is greater than that on capital-intensive products which may lead to the upgrading of exporting commodity structure in China. After that, the paper analyze the correlations and causalities between the real exchange rate of RMB and exporting commodity structure by the tolls of Johansen cointegration test and Granger causality test. The empirical analysis concludes that the appreciation of RMB’s exchange rate may promote the upgrading of exporting commodity structure in China, while, the inverse impact of the upgrading of exporting commodity structure in China on the appreciation of RMB’s exchange rate is not so prominent.

Key Word: Real Exchange Rate of RMB; Exporting Commodity Structure; Elasticity Analysis; Empirical Analysis