郝 巖，崔艷娟

(1.東北財經(jīng)大學 金融學院，遼寧 大連 116025;2.交通銀行 大連分行，遼寧 大連 116000;3.大連工業(yè)大學 管理學院，遼寧 大連 116034)

一、引 言

匯率與貿(mào)易問題是國際經(jīng)濟學研究的重要內(nèi)容，馬歇爾－勒納條件是分析匯率變動對國際收支影響作用的主要理論之一。馬歇爾－勒納條件認為，一國貨幣相對于它國貨幣貶值能否改善該國的貿(mào)易收支狀況，主要取決于相關兩國進出口商品的需求和供給彈性。自從該理論提出以來，理論界對其檢驗就從未停止過。概括起來講，對于馬歇爾－勒納條件檢驗的結論主要有兩種，其一，認為匯率變動對對外貿(mào)易沒有顯著影響，一國貨幣貶值或升值不會改善或惡化該國的國際收支，即馬歇爾－勒納條件不成立;其二，類觀點則相反，即認為現(xiàn)實中馬歇爾－勒納條件成立，本幣貶值(升值)可以增加(減少)出口、減少(增加)進口，從而改善(惡化)該國的國際收支。

第一類觀點的代表研究主要有Houthakker和Magee［1］的彈性悲觀主義論，他們認為，匯率變化會引起相對價格變化，從而導致貿(mào)易彈性變小。Rose 和Yellen［2］以 美 國 和G－7 國 家 的1960—1988年雙向貿(mào)易的年度數(shù)據(jù)進行檢驗，認為實際匯率對于它們的雙向貿(mào)易沒有顯著影響。Rahman 和Mustafa［3］以美國1973—1992年季度數(shù)據(jù)進行研究，認為美元實際有效匯率與美國的貿(mào)易收支之間沒有長期顯著的關系。Wilson［4］通過對美國、韓國和日本的多邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進行研究，認為實際匯率變動對韓美和韓日之間的貿(mào)易收支沒有顯著的影響。

第二類觀點的代表研究主要見于Boyd 等［5］對美、英、加、德和日等發(fā)達國家的貿(mào)易數(shù)據(jù)的研究，認為匯率變動對進出口貿(mào)易影響顯著。Brahmasrene 和Jiranyakul［6］研究了泰國與其主要貿(mào)易伙伴之間實際匯率和貿(mào)易收支之間關系，認為實際匯率對貿(mào)易收支影響顯著。Singh［7］對印度1960—1995年35年的數(shù)據(jù)進行分析，認為實際有效匯率與名義匯率不同，只有實際有效匯率對國內(nèi)收入和貿(mào)易收支影響是顯著的。這一觀點得到了Thorbecke 和Smith［8］的贊同。

我國對于馬歇爾－勒納條件的研究主要以實證研究為主，以我國的年度數(shù)據(jù)檢驗馬歇爾－勒納條件在中國是否適用，從而分析人民幣匯率變化對貿(mào)易的影響。主要觀點也分為兩類:第一類觀點認為人民幣匯率變動對貿(mào)易影響不顯著，厲以寧和秦宛順［9］對我國1970—1983年的數(shù)據(jù)分析，計算出我國的進出口需求價格彈性僅為0.69 和0.05，認為進出口需求彈性嚴重不足，也即馬歇爾－勒納條件不適用。陳彪如［10］對1980—1989年的進出口價格指數(shù)和貿(mào)易指數(shù)回歸分析，計算出我國進出口需求價格彈性分別為0.30 和0.72，認為人民幣匯率變動對于改善我國貿(mào)易收支狀況的效果很小。謝建國和陳漓高［11］根據(jù)我國與美國、日本和歐盟1978—2000年雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，計算出我國貿(mào)易收支的匯率彈性僅為0.09，認為人民幣匯率貶值對我國貿(mào)易收支的改善并沒有明顯影響。沈國兵和楊毅［12］利用1990—2004年的月度數(shù)據(jù)研究分析了人民幣實際有效匯率與中國貿(mào)易收支之間的關系，認為人民幣實際有效匯率與我國貿(mào)易收支之間沒有長期的協(xié)整關系，短期內(nèi)相互影響的程度很小。第二種觀點則認為人民幣匯率變動對貿(mào)易收支改善有顯著影響。如戴祖祥［13］根據(jù)我國1981—1995年的數(shù)據(jù)計算出我國進出口需求價格彈性分別為－0.13 和－1.10，兩者和的絕對值顯著大于l，因此認為馬歇爾－勒納條件在我國適用。謝智勇和徐璋勇［14］等通過對實際匯率與我國貿(mào)易收支之間的關系研究認為匯率變動對我國進出口貿(mào)易有明顯影響。盧向前和戴國強［15］運用VAR 的分析方法對1994—2003年的匯率與貿(mào)易數(shù)據(jù)進行驗證，認為匯率波動對我國進出口存在顯著影響，并且對進出口的影響存在J 曲線效應。

從國內(nèi)外研究成果來看，采用的數(shù)據(jù)以及研究方法的不同，所得到的結論也不盡相同。早期國內(nèi)外的研究所采用的方法主要是最小二乘法以及以年度數(shù)據(jù)進行分析，隨著研究方法的改進，研究數(shù)據(jù)的充分，后續(xù)的研究在可信度上得到了更大的提高，更重要的是均為其后研究提供了重要的參考依據(jù)。從目前的研究看，絕大多數(shù)研究主要針對全國或跨國的數(shù)據(jù)，對局部地區(qū)的研究較少。因此本文主要借助已有的研究框架，采用經(jīng)濟計量方法，對遼寧省與其貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易收支與人民幣匯率升值進行實證分析。由于是對省份與其他國家的分析，因此可以采用國際經(jīng)濟學所謂小國的局部均衡分析框架進行研究，以期揭示人民幣匯率升值對遼寧省對外貿(mào)易的影響。

我國自1994年進行匯率制度改革后，于2005年再次進行匯率調(diào)整，人民幣的不斷升值勢必會影響我國對外貿(mào)易額。而遼寧省的開放程度不斷提高，對外貿(mào)易額不斷增長，且總體上出口額上升幅度大于進口額上升幅度，貿(mào)易順差不斷擴大。根據(jù)統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2010年遼寧省進出口貿(mào)易總額80.7 億美元，同比增長28.2%。與遼寧省貿(mào)易量最大的前5 位國家和地區(qū)分別是日本、歐盟、韓國、美國、東盟國家與地區(qū)。2010年這五大貿(mào)易伙伴的出口額占總出口額的比重約為73%。本文以遼寧省1999—2010年數(shù)據(jù)為基礎，對遼寧省進出口貿(mào)易與人民幣有效匯率關系進行檢驗，根據(jù)科布道格拉斯函數(shù)構建相關模型，進行協(xié)整和因果關系檢驗。

二、模型建立與數(shù)據(jù)來源

為了實證分析人民幣匯率升值對遼寧省進出口貿(mào)易的影響，本文以科布道格拉斯函數(shù)為基礎，建立遼寧省進出口貿(mào)易需求函數(shù)，為消除時間序列數(shù)據(jù)的異方差，分別取對數(shù)，并不改變變量之間的協(xié)整關系，如式(1)和式(2)所示。

其中，EX 表示出口需求，IM 表示進口需求，A 和B 為常數(shù)項，e 表示人民幣名義有效匯率(每100 單位外幣兌換人民幣金額)，α 表示出口匯率彈性，γ 表示進口匯率彈性，GDP*和GDP 分別表示遼寧省貿(mào)易伙伴國和遼寧省的國民收入水平，ε 和μ 表示誤差項。

在考察遼寧省與其它國家進出口貿(mào)易的過程中，可以不考慮遼寧省貿(mào)易伙伴國國民收入水平的影響。因此將上述模型簡化如下:

樣本數(shù)據(jù)選取1999—2010年遼寧省進出口貿(mào)易額前6 位的國家和地區(qū)(即日本、歐盟、韓國、美國、新加坡和香港)的進出口貿(mào)易額以及遼寧省生產(chǎn)總值。然后運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和Granger 因果檢驗對所建立模型進行分析，從而檢驗人民幣升值與遼寧省對外貿(mào)易的長期均衡關系以及因果關系。

三、實證結果與分析

1.單位根檢驗

由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，所以使用擴展的迪克－富勒檢驗來檢驗上述變量之間是否存在單位根，運用Eviews6.0 軟件檢驗結果如表1所示。

表1 ADF 檢 驗 結 果

從ADF 單位根檢驗結果看，LN (e)、LN(EX)、LN (IM)和LN (GDP)序列本身都是不平穩(wěn)序列，其一階差分均為平穩(wěn)序列，即一階單整過程序列I (1)，但并無法說明具體關系，因此需用協(xié)整檢驗和Granger 因果檢驗來分析。

2.協(xié)整檢驗

運用極大似然法檢驗多變量的協(xié)整關系，檢驗結果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗結果

由檢驗結果可知，在出口方面，只有與韓國的出口貿(mào)易沒有長期的協(xié)整關系，即匯率的變化不是影響出口額絕對值變化的基礎。而在進口貿(mào)易方面，遼寧省與日本和新加坡之間的進口貿(mào)易不存在長期的協(xié)整關系，即匯率和GDP 的變化不是影響進口額絕對值變化的基礎。其它的變量之間存在協(xié)整關系，說明遼寧與歐盟、美國和香港的進出口貿(mào)易額與人民幣名義有效匯率、遼寧省GDP 之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.回歸分析

對存在長期穩(wěn)定、協(xié)整關系的變量之間分別就進出口方程進行回歸分析。

(1)對出口方程的回歸分析

對日本出口的協(xié)整方程:

R2= 0.76，調(diào)整后R2= 0.77，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結果中，解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的。人民幣匯率每升值1 個單位，將導致遼寧對日本出口額下降0.92 個單位。

對歐盟出口的檢驗結果:

R2=0.89，調(diào)整后R2=0.87，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度很好，解釋變量名義有效匯率對被解釋變量出口額的解釋能力較強。人民幣匯率每貶值1 個單位，將導致遼寧對歐盟出口額上升1.19 個單位。

對美國出口的檢驗結果:

R2=0.79，調(diào)整后R2=0.77，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度很好，人民幣匯率每升值1 個單位，將導致遼寧對美國出口額下降1.74 個單位。

對新加坡出口的檢驗結果:

R2=0.63，調(diào)整后R2=0.58，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度一般，人民幣匯率每升值1 個單位，將導致遼寧對新加坡出口額下降2.28 個單位。

對香港出口的檢驗結果:

R2=0.77，調(diào)整后R2=0.74，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，人民幣匯率每升值1 個單位，將導致遼寧對香港出口額下降1.86 個單位。

(2)對進口方程的回歸分析

對歐盟進口的檢驗結果:

R2=0.90，調(diào)整后R2=0.87，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結果中，常數(shù)項和LN (e)的t 值均小于5%的置信度水平下的臨界值，影響不顯著。LN (GDP)的t 值大于臨界值，影響顯著，遼寧省GDP 每增加1 個單位，將引起對歐盟進口增加1.28 個單位。

對韓國進口的檢驗結果:

R2=0.82，調(diào)整后R2=0.76，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結果中，常數(shù)項和LN (e)的t 值均小于5%的置信度水平下的臨界值，影響不顯著。LN (GDP)的t 值大于臨界值，影響顯著，遼寧省GDP 每增加1 個單位，將引起對韓國進口增加0.66 個單位。

對美國進口的檢驗結果:

R2=0.93，調(diào)整后R2=0.92，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，回歸結果中，LN (e)的t 的絕對值大于5%的置信度水平下的臨界值，影響顯著，人民幣每變動1 單位，將引起對美國進口變化0.99 單位。LN(GDP)的t 值小于臨界值，影響不顯著。

對香港進口的檢驗結果:

R2=0.36，調(diào)整后R2=0.18，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度不好，解釋變量區(qū)域生產(chǎn)總值以及名義有效匯率不能較好的解釋進口額?；貧w結果中，LN (e)的t 值小于5%的置信度水平下的臨界值，影響不顯著。LN(GDP)的t 值大于臨界值，影響顯著，遼寧省GDP 每增加1 個單位，將引起對香港進口增加0.26 個單位。

4.Granger 因果檢驗

為考察人民幣匯率變動是否是影響遼寧省進出口貿(mào)易的原因，本文對各變量進行Granger 因果檢驗。取滯后2 期進行考察，檢驗結果顯示只有在對歐盟和新加坡出口以及從香港進口時匯率變動是變化的原因，兩者存在因果關系，其它的都不存在因果關系，如表3所示。

表3 Granger 因果檢驗結果

四、研究結果討論與結論

1.變量之間分國別(地區(qū))不存在長期均衡關系

LN (e)、LN (EX)、LN (IM)和LN (GDP)序列本身都是不平穩(wěn)序列，其一階差分均為平穩(wěn)序列。協(xié)整檢驗結果顯示:在出口方程中，只有對韓國的出口沒有長期的協(xié)整關系，即匯率的變化不是影響出口額絕對值變化的基礎，而在進口方程中只有對日本和新加坡的進口沒有長期的協(xié)整關系，即匯率和GDP 的變化不是影響進口額絕對值變化的基礎。只有在對歐盟和新加坡出口，從香港進口時匯率變動是進出口變化的原因，兩者存在因果關系，其它的匯率變動都不是進出口變化的原因，兩者之間不存在因果關系。

2.回歸方程結果分析

根據(jù)進出口模型的回歸結果，匯率波動與進出口額變動之間的關系出現(xiàn)了有悖一般原理的現(xiàn)象:根據(jù)國際經(jīng)濟學原理，人民幣匯率升值將增加進口，降低出口。但各國出口模型回歸的結果卻相反，原因可能在于數(shù)據(jù)的限制。在建立回歸模型時，由于數(shù)據(jù)的可得性以及國際經(jīng)濟學的假設，本文忽略了外國GDP 對貿(mào)易額的影響，同時忽略了如經(jīng)濟政策變動等隨機因素的影響。此外，所采用的匯率為名義有效匯率，并沒有考慮遼寧省以及其他貿(mào)易國的物價因素的影響。

對各國(地區(qū))進口模型的回歸結果表明，對日本、歐盟、韓國和美國所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較強，解釋變量區(qū)域生產(chǎn)總值以及名義有效匯率能較好地解釋進口額，但新加坡和香港的擬合程度較弱。對日本、美國和新加坡貿(mào)易中，生產(chǎn)總值對遼寧省進口額的影響程度不大。而匯率的變動對美國影響顯著，對其他5 個國家和地區(qū)的影響均不明顯。原因在于以GDP 作為解釋變量并不能代表購買力，因此GDP 的增長，不一定直接導致進口增加。此外，如果進口的匯率需求彈性較低，本幣升值后，進口總額反而降低。

3.人民幣升值對改善貿(mào)易順差作用不顯著

人民幣升值并不能改變遼寧省一直以來貿(mào)易順差狀況，貿(mào)易順差甚至在人民幣升值時仍會不斷擴大。從貿(mào)易方式上看，遼寧省的順差一半以上源自加工貿(mào)易。2008年加工貿(mào)易順差占順差總額的56%。遼寧省低勞動力成本和以出口為導向的貿(mào)易政策，致使遼寧省的出口商品附加值低，利潤率低。匯率對來料加工裝配貿(mào)易、來料加工貿(mào)易的影響表現(xiàn)在使其進口原材料的本幣價格降低，出口外幣價格上升，進口收益可能抵消出口損失，因此，人民幣升值難以改變遼寧省貿(mào)易順差狀況。

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