楊 林

（清華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100084）

一、引 言

1994年1月之后中國政府把官方牌價和調(diào)劑價的雙軌制匯率制度并軌，同時成立了上海外匯交易市場，名義上建成了一個有管理的浮動匯率制度，實際上采取了盯住美元的匯率制度，把名義匯率穩(wěn)定在8.28 人民幣兌1 美元的水平上，即便是在1998年亞洲金融危機(jī)的危急時刻也堅持了人民幣不貶值的政策。但是迫于各種壓力，從2005年7月21日起開始采取以市場供求為基礎(chǔ)，參照一籃子貨幣匯率變化的有管理的浮動匯率制度，2005年至今人民幣匯率一直呈現(xiàn)升值的趨勢，至2012年9月末人民幣對美元名義匯率升值27%，實際匯率升值21%。這在很大程度上對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了影響，不僅使中國患上了“人民幣升值預(yù)期綜合癥”，而且使得以出口為導(dǎo)向的企業(yè)面臨出口產(chǎn)品競爭力減弱的困境，海外熱錢的涌入和國內(nèi)為應(yīng)對需求不足（主要是外需不足）實施的擴(kuò)張性的貨幣政策和財政政策一定程度上造成了流動性過剩，推高了以房地產(chǎn)為代表的資產(chǎn)價格并強化了通貨膨脹預(yù)期，給中國經(jīng)濟(jì)的增長造成了潛在的長期影響和風(fēng)險隱患。長期以來，中國實行了外貿(mào)“獎出限入”、資本“寬進(jìn)嚴(yán)出”、產(chǎn)業(yè)“填平補齊”的對外經(jīng)貿(mào)政策，即在放松貿(mào)易管制的同時更強調(diào)出口便利化，在放松資本管制的同時更強調(diào)FDI流入的便利化，通過匯率、財政、稅收變相補貼出口的帶有明顯重商主義色彩的產(chǎn)業(yè)政策，但是2005年以來很多鼓勵出口的政策被取消，造成部分出口企業(yè)經(jīng)營困難。1994年的匯改給中國造成了十余年靠出口拉動的經(jīng)濟(jì)增長奇跡，2005年的匯改后造成的人民幣升值到底又是否適合于中國呢？現(xiàn)階段中國是否適合大量地取消鼓勵出口的優(yōu)惠政策？這成了理論界和學(xué)術(shù)界普遍關(guān)心的問題。本文認(rèn)為不能孤立地從中國的情況來分析這個問題，必須從一個更為廣闊的視角如在參照其他國家情況的基礎(chǔ)上分析這個問題。為此本文通過對與中國地理相鄰且發(fā)展存在共同之處的幾個亞洲國家（印度、中國、菲律賓、印尼、新加坡和馬來西亞）的出口需求方程的實證分析，試圖回答這個問題。

從已有的研究來看，出口需求的許多實證研究是有偏頗的，因為匯率被排除于相對價格變量之外。眾所周知，通過估計出口需求方程，使得能夠獲得出口帶動經(jīng)濟(jì)增長的政策的有效性分析結(jié)果。一般認(rèn)為出口需求的收入彈性越高，出口帶來的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)就越大；價格彈性越高，出口產(chǎn)品在國際市場上越有具競爭力，通過貨幣貶值以提高出口收入的策略就越成功。出口需求的估計是分析實際匯率波動對貿(mào)易平衡影響的重要方法，包括中國在內(nèi)的亞洲國家通過提高外匯儲備以支付進(jìn)口和促進(jìn)金融資本形成，在世界市場中扮演了重要的角色。Riedel（1984）的一個研究表明，發(fā)展中國家的相對價格彈性較高，Lewis（1980）指出貿(mào)易是發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)，并認(rèn)為即使在發(fā)達(dá)國家面臨經(jīng)濟(jì)收縮時，發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長都將是穩(wěn)定的。

在出口需求的實證文獻(xiàn)中，Senhadji 和Montenegro（1999）用Phillip-Hansen 的方法來估計發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家的出口需求方程[1]。他們發(fā)現(xiàn)，非洲國家面臨的出口收入彈性最低，而亞洲國家的收入和價格彈性最高，但Senhadji和Montenegro 的研究中沒有包括匯率的相對價格變量，Rao和Singh（2010）發(fā)現(xiàn)忽略匯率的相對價格可能會導(dǎo)致取得的收入和價格彈性有所偏差。Marquez和McNeilly（1988）發(fā)現(xiàn)收入和價格彈性在決定發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的貿(mào)易流量方面都是有效的，然而Bahmani-Oskooee 和Niroomand（1998）發(fā)現(xiàn)，這一結(jié)果僅僅對發(fā)展中國家意義重大，與發(fā)展中國家相比發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)更多的是依靠內(nèi)需的拉動而不是出口的拉動[2]。Fan et al.（2004）利用社會核算矩陣（SAM）研究了人民幣實際有效匯率變化對中國貿(mào)易平衡的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率貶值將改善貿(mào)易平衡，他們的結(jié)論是，馬歇爾—勒納條件對中國不適用[3]。Arize（2001）發(fā)現(xiàn)新加坡的經(jīng)濟(jì)在出口及其決定因素之間存在一個長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。

Guisan和Cancelo（2002）估計了出口需求函數(shù)，這個函數(shù)考慮了供給方的決定因素，如國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、國內(nèi)私人消費和人力資本，但不包括外匯收入和相對出口價格。Kumar（2009）發(fā)現(xiàn)菲律賓的出口需求函數(shù)有一個結(jié)構(gòu)間斷，并斷言在實際出口量、實際收入和相對價格之間存在一種協(xié)整關(guān)系。在另一項研究中，Kumar（2009）估計了中國的出口需求函數(shù)并發(fā)現(xiàn)了顯著的長期收入和相對價格彈性[4]。

許多研究使用替代估計技術(shù)測試了亞洲各國出口帶動經(jīng)濟(jì)增長的假設(shè)，結(jié)果差別很大：從一些國家找到了支持的證據(jù)，從另一些國家找到了反對的證據(jù)。對出口帶動經(jīng)濟(jì)增長假說持支持觀點的有Dhawan 和Biswal （1999）、Petreski（2010）、Bodman（2008）和Husein（2009）；另外一些研究發(fā)現(xiàn)出口帶動經(jīng)濟(jì)增長假說的支持證據(jù)有限，如Hutchinson和Singh（1992）、Dodaro（1993）、Colombatto（1990）。通過對出口帶動經(jīng)濟(jì)增長假說的綜合調(diào)查，Bahmani-Oskooee（2005）和Medina-Smith（2001）認(rèn)為大多數(shù)相關(guān)研究至多是不能找出得出確定結(jié)論的證據(jù)[5]。

本文的目的是利用Rao 和Singh（2010）提出的新規(guī)范，估計亞洲發(fā)展中國家（印度、中國、菲律賓、印尼、新加坡和馬來西亞）的出口需求函數(shù)，并對該函數(shù)進(jìn)行分析。具體的方法是利用最大似然法（JML）和Phillip-Hansen 充分修正的普通最小二乘法（FMOLS）估計1970-2012年期間的出口需求方程，同時利用Granger 因果關(guān)系檢驗出口、收入和相對價格之間的因果關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來源及實證方法

根據(jù)已有文獻(xiàn)，許多研究都估計下列形式之一的出口需求（方程）：

其中，Xt是以出口價格指數(shù)平減的商品和服務(wù)的出口總額；PD是國內(nèi)的出口價格；PF是貿(mào)易伙伴的價格水平；E 是以本幣匯率衡量的外幣價格；YF是貿(mào)易伙伴的收入。方程（1）和（2）都很簡單，而相對價格變量沒有得到適當(dāng)?shù)陌l(fā)揮。當(dāng)使用充分修正的普通最小二乘法（FMOLS）對上述方程進(jìn)行估計時，發(fā)現(xiàn)選定的少數(shù)幾個國家中，價格彈性規(guī)模很小，幾乎微不足道。Rao 和Singh（2010）強調(diào)了這個問題，如果相對價格變量不能恰當(dāng)?shù)赜霉奖硎?，?dāng)貨幣貶值（或升值）因素在樣本中占主導(dǎo)地位時，價格彈性可能被低估（或高估）。因此，在Rao 和Singh（2010）研究的基礎(chǔ)上，本文重新定義出口需求函數(shù)如下：

相對價格變量有三個組成部分，即PD、E 和PF。將使用這個修正后的版本估計出口需求函數(shù)，并確定為一組亞洲國家的變量之間的因果關(guān)系。使用年度數(shù)據(jù)，對所有國家的采樣周期均為1970-2012年。本文數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫和亞洲開發(fā)銀行數(shù)據(jù)庫（ADB，2012）。Xt是出口的商品和服務(wù)（離岸價格）平減的出口價格指數(shù)。YF是一個國家的主要貿(mào)易伙伴貿(mào)易加權(quán)平均的實際收入。相對于主要國家的貿(mào)易總額，貿(mào)易權(quán)重用于計算各貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易份額。印度的主要貿(mào)易伙伴是美國、英國、新加坡、阿聯(lián)酋和瑞士；新加坡的主要貿(mào)易伙伴是美國、馬來西亞、印度尼西亞、日本和中國；菲律賓的主要貿(mào)易伙伴是美國、日本、荷蘭、中國和新加坡；中國的主要貿(mào)易伙伴是美國、中國香港、日本、韓國和中國臺灣；印尼的主要貿(mào)易伙伴是美國、日本、新加坡、中國和韓國；馬來西亞的主要貿(mào)易伙伴是美國、日本、新加坡、中國和泰國。PD是一個國家出口貨物的價格，用于計算該國主要國內(nèi)出口商品的單位價值指數(shù)的加權(quán)平均數(shù)。Et是加權(quán)平均匯率，同時也是外幣在國內(nèi)的貨幣單位價格。PF是主要貿(mào)易伙伴的出口價格指數(shù)的進(jìn)口加權(quán)平均，進(jìn)口權(quán)重用于計算進(jìn)口總額中的各自進(jìn)口份額。

三、實證結(jié)果

（一）最大似然法（JML）估計

首先使用ADF 檢驗方法測試變量的平穩(wěn)性，計算的ADF 檢驗統(tǒng)計量和一階差分變量見表1 所示。ADF 檢驗被用于帶有截距和時間趨勢的序列及其一階差分。根據(jù)ADF檢驗的結(jié)果，變量不存在單位根的原假設(shè)在5%的顯著性水平上不能被拒絕，即變量存在單位根，但是它們的一階差分沒有單位根。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

JML方法（最大似然法）被廣泛應(yīng)用于實證研究中，用四階模型測試出向量自回歸的最佳滯后期長度，包括所有國家的常數(shù)項和趨勢項。用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨貝葉斯準(zhǔn)則（SBC）選擇變量（VAR）的滯后長度，顯示印度、新加坡、中國和馬來西亞各自的滯后長度均為1 期，而AIC 和SBC 顯示印度尼西亞和菲律賓的滯后長度分別為2 期和3 期。對菲律賓的選取方法是無截距項和無趨勢項，對印度尼西亞的選取方法是有截距項和無趨勢項。對于新加坡、中國和馬來西亞的選取方法是無截距項但有趨勢項。跡統(tǒng)計量（trace）和特征值都在95%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但沒有不表示不存在協(xié)整向量，各個國家的跡統(tǒng)計量（trace）和特征值統(tǒng)計的詳情見表2所示。

表2 JML協(xié)整檢驗（1970-2012年）

各個國家隱含的協(xié)整向量標(biāo)準(zhǔn)化為lnX 的值在表3 中給出，估計結(jié)果顯示的收入彈性介于1～1.3之間。新加坡和中國的收入彈性最高，都在1.3 左右，而菲律賓和印度尼西亞的收入彈性則在單位彈性1 附近，馬來西亞和印度的收入彈性都在1.2 左右。所有國家的相對價格彈性也都是顯著的。這里單位值附近的收入彈性代表著國外貿(mào)易伙伴的收入每增加1%，會帶來1%～1.3%的出口需求增加，意味著出口應(yīng)被視為亞洲國家經(jīng)濟(jì)增長的一個重要引擎，因此促進(jìn)出口的政策，如補貼和稅收優(yōu)惠應(yīng)該受到鼓勵。相對價格彈性意味著價格每上升1%，會導(dǎo)致1%～1.4%的出口需求減少，這意味著出口提供了在全球市場中更具競爭力的產(chǎn)品。

（二） FMOLS估計

通過Phillip-Hansen（1990）的FMOLS 方法獲得了估計值，估計的協(xié)整系數(shù)變量有l(wèi)nXt、lnYF和ln｛PD/（E×PF）｝，與JML不同的是FMOLS方法無法限制VAR的截距項，用Parzen滯后窗口選項來估計所有國家的協(xié)整方程時選擇的VAR窗口的滯后長度會比較靈活。首先嘗試較小的滯后長度，并在注意保持估計彈性不變的情況下增加滯后長度的大小，當(dāng)顯示系數(shù)沒有顯著的變化時，就停止改變滯后長度。因此，滯后窗口長度為2 的有印度、新加坡、印度尼西亞和馬來西亞，中國和菲律賓的滯后長度為4。

表3也給出了各自國家出口需求的FMOLS長期彈性。值得注意的是，與JML方法相比，估計的收入和相對價格彈性沒有顯著性差異。印度的相對價格彈性在10%的水平是顯著的。因此，在所有情況下的收入和相對價格彈性都是顯著的和可信的。

表3 隱含的長期出口彈性

（三）Granger因果關(guān)系

協(xié)整的存在意味著存在Granger 因果關(guān)系，然而，這并未表明因果關(guān)系的方向。為了估計這個方向，采用了JML建模。如果關(guān)注的變量是協(xié)整的，應(yīng)該用JML來估計方程，而不是作為一個標(biāo)準(zhǔn)的Granger 因果關(guān)系檢驗的變量（VAR）估計。因此，根據(jù)恩格爾和Granger（1987），估計了一個Granger因果關(guān)系檢驗的JML模型，具體表示如下：

其中，ECTt-1是來源于長期協(xié)整關(guān)系滯后的誤差修正項；ε1t、ε2t和ε3t是連續(xù)獨立的隨機(jī)誤差。在每一種情況下，因變量是對其本身的過去值和其他變量的過去值的回歸。基于Granger因果關(guān)系檢驗的JML（方法）應(yīng)用于短期和長期運行的情況，表4列出了這些結(jié)果。

由表4可知，短期內(nèi)相對價格在5%的顯著性水平下在所有的方程中都不顯著，這表明相對價格在短期內(nèi)不是出口和收入的Granger 原因。然而，中國、印度尼西亞和菲律賓的出口需求與收入之間存在雙向因果關(guān)系。另外，印度、新加坡和馬來西亞的出口需求方程在5%的水平上對收入是顯著的，這表明收入是這些國家出口的Granger 原因。從長期結(jié)果來看，修正后的帶有負(fù)號的滯后誤差項系數(shù)ECTt-1在5%的水平上是顯著的，這表明從長期而言收入和價格是出口的 Granger原因。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果（1970-2012年）

四、結(jié)論及建議

本文使用Rao和Singh（2010）提出新的規(guī)范，來估計亞洲發(fā)展中國家（印度、中國、菲律賓、印度尼西亞、新加坡和馬來西亞）1970-2012年期間的出口需求方程。用JML 和FMOLS方法得到的結(jié)果表明，收入彈性介于1～1.3之間，這表明出口應(yīng)被視為亞洲國家經(jīng)濟(jì)增長的一個重要發(fā)動機(jī)，同時諸如補貼和稅收優(yōu)惠等促進(jìn)出口的政策對經(jīng)濟(jì)的長期增長確實起到了積極作用，應(yīng)當(dāng)受到鼓勵并在未來予以堅持。相對價格彈性介于-1～-1.4之間，這表明這些國家的出口在國際市場上是具有較強的競爭力的，雖然實際貨幣貶值會推高進(jìn)口成本，但是這些國家還是可以通過選擇貨幣貶值來提高出口收入。雖然貨幣貶值會惡化貿(mào)易條件（Terms of Trade），使貿(mào)易條件的數(shù)值減小，但是這種情況最終會促使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)使用進(jìn)口替代等方式抵消掉這種影響，從而獲得出口增長的政策所帶來的好處。Granger因果關(guān)系的結(jié)果揭示了這些國家出口的長期收入和相對價格的Granger 原因，借助這些研究成果，本文認(rèn)為包括中國在內(nèi)的亞洲發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，可以有效地采取重點增加出口的政策，并通過增加國外貿(mào)易伙伴收入的和降低相對價格來實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的增長。

在改革開放初期資本積累不足和技術(shù)水平落后的基礎(chǔ)上，中國選擇了依靠FDI 和出口導(dǎo)向型產(chǎn)業(yè)政策“雙引擎”拉動經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展模式（如圖2所示）。中國發(fā)展的加工貿(mào)易是跨國公司國際分工的結(jié)果，跨國國公司通過FDI的資本性輸入把非核心技術(shù)移植到中國來，同時自己保有核心技術(shù)和品牌，利用中國廉價的勞動力和低廉的資源價格來進(jìn)行生產(chǎn)，產(chǎn)業(yè)鏈中的一部分技術(shù)含量較高的零配件和生產(chǎn)資本由日本和亞洲四小龍?zhí)峁a(chǎn)業(yè)鏈中的很多自然資源由中東、俄羅斯等提供，經(jīng)跨國國公司整合后產(chǎn)業(yè)鏈的最終產(chǎn)品出口到歐美等發(fā)達(dá)國家。這種情況下，F(xiàn)DI 的流入使中國獲得了急需的資本和技術(shù)，同時在內(nèi)需尚未啟動的情況下利用世界產(chǎn)業(yè)分工轉(zhuǎn)移的機(jī)會開啟了使用外需實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)騰飛的大門。部分國內(nèi)資金為了獲得FDI的身份并享受優(yōu)惠政策，流出到開曼群島和維爾京群島等中轉(zhuǎn)地區(qū)，并在這些地區(qū)迂回流入到中國，但現(xiàn)有研究表明這些資金占中國每年實際利用的外資不到5%，所以對此本文不做重點研究。中國對俄羅斯等資源出口國和日本等零部件提供國出現(xiàn)貿(mào)易逆差，對最終消費實現(xiàn)的歐美等國出現(xiàn)貿(mào)易順差，而貿(mào)易順差大于貿(mào)易逆差，整體表現(xiàn)為貿(mào)易順差。巨額貿(mào)易順差形成的外匯儲備在金融市場不發(fā)達(dá)的情況下，只能轉(zhuǎn)而投向歐美的金融市場，其中大部分用于購買國債，而這種儲備資產(chǎn)運用形成了對歐美的一種貨幣投放，使歐美經(jīng)濟(jì)體在這種變相的擴(kuò)張性貨幣政策中得到了充沛的流動性，同時中國的儲備資產(chǎn)運用也為歐美的消費提供了融資，歐美的消費增加又?jǐn)U大了對中國產(chǎn)品的需求，這種循環(huán)成為中國經(jīng)濟(jì)增長的一種動力。在FDI和出口導(dǎo)向型產(chǎn)業(yè)政策“雙引擎”的推動下，中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)了高速增長。

針對這種情況，中國最好能維持一個較低的人民幣匯率以刺激出口，保持中國產(chǎn)品的出口優(yōu)勢，同時還可以通過對外貿(mào)企業(yè)的出口補貼、發(fā)展出口信貸等政策促進(jìn)出口，這樣就能夠通過經(jīng)濟(jì)的增長為城市化進(jìn)程的推動提供較多的就業(yè)機(jī)會，并通過城市化過程中進(jìn)城農(nóng)民工創(chuàng)造的需求解決長期困擾中國的內(nèi)需不足問題。當(dāng)然這需要一個過程，城市化的推進(jìn)需要以工業(yè)化創(chuàng)造的社會財富為基礎(chǔ)，為轉(zhuǎn)為市民的農(nóng)民提供基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)和相應(yīng)的城市福利待遇，并且解決農(nóng)民工子女的教育問題。據(jù)中國社科院工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所的估算，把一名農(nóng)民轉(zhuǎn)為市民需要社會至少50萬元的投資，而這一切的投資需要的財富積累都必須建立在一個長期穩(wěn)定增長的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上，出口對經(jīng)濟(jì)增長帶來長期作用的確是保持經(jīng)濟(jì)增長的一個關(guān)鍵點。2012年中國的城市化率僅為48%，一般認(rèn)為城市化完成時的城市化率應(yīng)為80%，以1.5%的年均城市化率速度推進(jìn)也需要20余年的時間才能完成。因此本文認(rèn)為在中國的城市化進(jìn)程尚未完成之前，人民幣不宜升值太多，同時國家鼓勵出口的政策不宜出現(xiàn)很大程度的減少，否則會很大程度上影響經(jīng)濟(jì)的增長并打亂城市化的進(jìn)程。只有等到中國城市化進(jìn)程結(jié)束即城市化率達(dá)到80%之后才能允許人民幣出現(xiàn)大幅的升值，因為城市化的結(jié)束標(biāo)志著中國內(nèi)需的真正形成，此時經(jīng)濟(jì)增長主要靠內(nèi)需拉動，不再需要大量的出口了；較大的國內(nèi)需求主要靠一個較高的城市化率為支撐，但是在城市化率較低的現(xiàn)實情況下，內(nèi)需尚不足以支撐經(jīng)濟(jì)的持久增長，中國的經(jīng)濟(jì)增長在很大程度上還是要依靠出口拉動。

圖2 中國國際貿(mào)易和資本流動圖

從本文研究結(jié)果可以看出，包括中國在內(nèi)的亞洲國家的長期經(jīng)濟(jì)增長都與出口有著很大的關(guān)系，出口的減少會對長期的經(jīng)濟(jì)增長造成一定的負(fù)面影響。同時人民幣升值帶來的人民幣升值預(yù)期導(dǎo)致國外熱錢大量進(jìn)入中國進(jìn)行投機(jī)活動，據(jù)國家外匯管理局的計算，如果認(rèn)為外匯儲備的增加額減去貿(mào)易盈余和外商投資得到的不可解釋部分為國外熱錢，則在中國的國外熱錢的金額約為7000億美元（而熱錢的實際金額可能比這個數(shù)字更高），這些熱錢的投機(jī)行為給中國經(jīng)濟(jì)的正常運行造成了一定混亂，同時沖銷這部分外匯儲備發(fā)行的人民幣又使得中國的貨幣政策在一定程度上受到了干擾，喪失了獨立性。

因此，必須重新審視2005年之后的人民幣匯率政策，同時重新落實一些對出口企業(yè)的保護(hù)政策，以期為中國經(jīng)濟(jì)的長期增長提供保障。

［1］高鐵梅. 計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［M］. 北京：清華大學(xué)出版社，2006.

［2］Johansen S，Juselius K. Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for Money［J］. Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1990，52（3）：169-210.

［3］Nieh C C，Lee C F. Dynamic Relationship Between Stock Prices and Exchange Rates for G7 Countries［J］.Quarterly Review of Economics and Finance，2001，41（7）：477-490.

［4］Klaassen F. Why is it so Difficult to Find an Effect of Exchange Rate Risk on Trade?［J］. Journal of International Money Finance，2004，23（12）：817-839.

［5］Chou W L. Exchange Rate Variability and China′s Exports［J］. Journal of Comparative Economics，2000，28（5）：61-79.