焦克

[摘要]1990年以后加工貿易出口額在我國出口總額的比重一直保持在40%以上，加工貿易進口額占我國進口額的比重也在30%以上，加工貿易在推動我國經(jīng)濟快速增長和外貿發(fā)展上起到了積極的作用。與此同時，與加工貿易相對應的一般貿易占我國外貿總額的比重由90%下降到40%左右并一直穩(wěn)定在其附近。匯率作為外貿發(fā)展的價格紐帶，對我加工貿易的發(fā)展必然能夠起到一定的作用。本文主要分析了人民幣匯率波動對加工貿易的發(fā)展起到的作用，以及人民幣匯率的調整是否有利于推動加工貿易的轉型升級。

[關鍵詞]匯率波動；加工貿易

doi：10.3969/j.issn.1673-0194.2013.08.017

[中圖分類號]F72[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0194（2013）08-0030-03

1 文獻綜述

針對加工貿易在我國外貿發(fā)展中的特殊作用，國內學者對于加工貿易的研究從未停止過，特別是近年來開始關注的焦點在于怎樣在機制、體制上推動加工貿易轉型升級，而很少有學者研究人民幣匯率和加工貿易發(fā)展的關系。李建偉、余明是較早開始研究人民幣匯率變動對加工貿易的影響的，在2003年的研究中他們使用了兩階段最小二乘法針對這一問題進行了研究。結果顯示，人民幣實際有效匯率的貶值可以帶來一般貿易出口的增長，加工貿易增速的降低。胡均民（2006）利用了協(xié)整分析方法檢驗了人民幣實際匯率的波動與加工貿易出口的關系，指出人民幣的升值能夠改變我國加工貿易的產業(yè)結構。隨后，楊曉林以上海為例研究了在1985年到2004年間，人民幣實際有效匯率對于上海市不同貿易方式下出口額的影響。檢驗結果顯示出人民幣名義匯率的升值對于加工貿易的阻礙作用要大于其對于一般貿易的阻礙作用。喻衛(wèi)斌和蘇國強（2006）以廣東省為例，采用普通最小二乘法針對1995年到2005年的相關數(shù)據(jù)進行了分析。他們認為人民幣匯率的升值會降低我國加工貿易的出口增長速度。李輝（2008）和吳玉蘭（2008）也得出了人民幣升值會阻礙我國加工貿易出口增長的結論。

2 人民幣匯率波動對加工貿易的影響分析

本部分主要針對人民幣匯率波動對加工貿易的影響進行計量分析。選取人民幣實際有效匯率、外資因素、國內技術水平進步、對外開放程度作為模型的變量進行實證分析。

2.1 模型的建立及變量的選取

加工貿易在我國迅速發(fā)展的同時，外商直接投資也在迅猛增長。外資不僅豐富了我國各項發(fā)展資金，而且其所外溢的技術對我國經(jīng)濟社會發(fā)展也起到了一定的作用，從而外資對我國加工貿易的發(fā)展也做出了一定的貢獻。因此在模型中必須包含外資因素，我們以各年實際利用外資額來表示外資因素，單位為億美元，以FDI來表示。

國內技術水平的進步也是影響加工貿易發(fā)展的因素，一般來說，技術水平越高，加工貿易產品的技術含量也越高，越利于加工貿易的轉型升級。以利用數(shù)據(jù)包絡分析法（DEA）計算出來的全要素生產率（TFP）來表示我國的技術水平。采用張軍 等（2004）的估計方法對TFP進行估計：①本文以中國1985-2009年的數(shù)據(jù)為研究對象，測算以1978年為基期的不變價格計算的國內生產總值和固定資本存量；②利用固定資本存量的估計結果、不變價格計算的GDP和現(xiàn)有的勞動力數(shù)據(jù)，選擇規(guī)模報酬不變模型，參考Fare等（1994）構建的基于DEA的Malmquist生產率指數(shù)法測算我國1995-2008年全要素生產率的變動。③使用Coelli（1996）給出的數(shù)據(jù)包絡分析軟件包Deap2.1軟件，得出中國的全要素生產率（TFP）變動指數(shù)，以MAL來表示。

貿易的發(fā)展還與一國的對外開放程度有關，對外貿易開放度的擴大可能對東道國的外貿發(fā)展起到重要的促進作用，從而也必然對加工貿易的發(fā)展產生影響。以各年的出口額占國內生產總值的比重來表示對外開放度，單位為%。數(shù)值越大，代表對外開放度越高，以OPEN來表示。

根據(jù)上述的分析及數(shù)據(jù)的選取，并考慮時滯因素，為了分析人民幣匯率波動對我國加工貿易和一般貿易發(fā)展的影響，建立以下模型：

PTRt=α+β1REEERt+β2FDIt-1+β3MALt-1+β4OPENt+ε1（1）

OTRt=α+β1REEERt+β2FDIt-1+β3MALt-1+β4OPENt+ε（2）

式（1）和式（2）中，PTRt代表t年的加工貿易額，OTRt表示i年的一般貿易額，數(shù)據(jù)均來自于各期的中國統(tǒng)計年鑒和商務部網(wǎng)站。

2.2 協(xié)整分析

2.2.1 變量的單位根檢驗

判別時間序列變量的平穩(wěn)性常用的方法是單位根檢驗中的 ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗，如果在序列無差分情況下，t 統(tǒng)計值小于臨界值，則序列無單位根，是穩(wěn)定的 I（0）序列；如果在序列無差分情況下不能拒絕檢驗，但在一階差分情況下拒絕檢驗，則原序列是 I（1）序列；如果在序列無差分情況下和在一階差分情況下均不能拒絕檢驗，但在二階差分情況下拒絕檢驗，則原序列是I（2）序列。

我們采用 ADF 方法對變量行單位根檢驗，通過單位根檢驗結果可知，變量LPTR、LOTR、LFDI、LTFP、LREER和OPEN變量的水平變量的ADF統(tǒng)計值都明顯地大于臨界值，說明它們都是非平穩(wěn)的時間序列，若應用于實證分析則很可能出現(xiàn)偽回歸問題影響結果的可信度。把它們分別取一階差分后進一步作檢驗，發(fā)現(xiàn)ADF統(tǒng)計值小于臨界值，因此它們都是平穩(wěn)的一階單整序列，可以進行下一步分析。

2.2.2 協(xié)整檢驗

由于本部分實證模型中所包含的變量較多，因此我們采用Johansen方法對變量之間的關系進行協(xié)整檢驗，檢驗結果見表1。

注：***、**分別表示在1%和5%的顯著水平上拒絕原假設；協(xié)整方程的滯后階數(shù)均為1。

Johansen協(xié)整檢驗的檢驗結果顯示，各個變量在5%的顯著水平上存在著兩個協(xié)整方程。即表示在95%的概率范圍內，人民幣實際有效匯率、利用外資、對外開放度和技術進步因素與我國的加工貿易額之間存在著長期的均衡關系。協(xié)整方程如下（括號內的為標準差）：

LPTRt=0.154 555LFDIt-0.364 15REERt+71.441 24LFTPPt

（0.603 88） （-0.02 06） （5.566 88） （3）

+0.041 440OPENt+3.095 423

（0.004 27） （2.095 46）

由式（3）可以看出，長期來看，人民幣實際有效匯率與加工貿易發(fā)展之間的關系為負。人民幣實際有效匯率每增長（貶值）1%，我國的加工貿易額增速降低0.364 15%。近年來進料加工貿易成為我國加工貿易的主要形式，人民幣貶值后造成我國的進口成本的增加，從而對加工貿易的發(fā)展起到了一定的阻礙作用。利用外資、對外開放度和技術進步因素均對我國加工貿易發(fā)展起到了正向的推動作用。其中，技術進步因素對我國加工貿易的發(fā)展的促進作用最大，技術進步每增長1%，帶動我國的加工貿易增長71.441 24，進一步說明了技術因素在推動我國外貿發(fā)展的巨大引力作用；其次為利用外資水平，兩者的相關系數(shù)為0.154 555，外資在我國的發(fā)展帶來了豐富的資本和相對先進的技術，長期來看會進一步推動我國加工貿易的發(fā)展；對外開放度的擴大也推動了加工貿易的發(fā)展，兩者的相關系數(shù)為0.041 440。

2.2.3 誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率、利用外資、對外開放度和技術進步因素與我國的加工貿易額之間存在著長期的均衡關系。但是短期內無法得知這些變量偏離隨機趨勢時的調整速度是怎樣的。為了研究因變量在短期波動中偏離長期均衡關系的程度，下面利用誤差修正模型來進行檢驗。

首先，建立誤差修正模型：

經(jīng)過檢驗誤差修正模型如下：

式（4）顯示，誤差修正項系數(shù)ecmt-1的系數(shù)為-0.529 3，符合反向修正機制，上年的人民幣匯率、技術進步、利用外資和對外開放度等變量的非均衡誤差以0.529 3%的速度對本年度的加工貿易額做出修正。短期內人民幣匯率每下降1%，加工貿易額減少0.078 70%以上，小于長期的影響系數(shù)（0.364 15），表示當變量變動時必須要經(jīng)過若干期的調整才能達到協(xié)整方程顯示的均衡水平。

2.2.4 格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整檢驗和誤差修正模型分析了變量之間在短期內和長期內的相互影響，但是卻并不足以說明變量之間是否存在因果關系及因果關系的方向。下面我們采用格蘭杰因果關系檢驗方法來考察各個變量以及它們的滯后變量之間的相互關系和傳導機制。如果變量之間能夠產生相互影響則稱它們具有格蘭杰因果關系，反之則它們之間不具有格蘭杰因果關系。檢驗結果見表2。