人民币汇率波动对我国加工贸易的影响分析.doc

1、1人民币汇率波动对我国加工贸易的影响分析摘要1990 年以后加工贸易出口额在我国出口总额的比重一直保持在 40%以上，加工贸易进口额占我国进口额的比重也在 30%以上，加工贸易在推动我国经济快速增长和外贸发展上起到了积极的作用。与此同时，与加工贸易相对应的一般贸易占我国外贸总额的比重由 90%下降到 40%左右并一直稳定在其附近。汇率作为外贸发展的价格纽带，对我加工贸易的发展必然能够起到一定的作用。本文主要分析了人民币汇率波动对加工贸易的发展起到的作用，以及人民币汇率的调整是否有利于推动加工贸易的转型升级。 关键词汇率波动；加工贸易 doi：10.3969/j.issn.1673-0194.2

2、013.08.017 中图分类号F72文献标识码A文章编号1673-0194（2013）08-0030-03 1 文献综述 针对加工贸易在我国外贸发展中的特殊作用，国内学者对于加工贸易的研究从未停止过，特别是近年来开始关注的焦点在于怎样在机制、体制上推动加工贸易转型升级，而很少有学者研究人民币汇率和加工贸易发展的关系。李建伟、余明是较早开始研究人民币汇率变动对加工贸易的影响的，在 2003年的研究中他们使用了两阶段最小二乘法针对这一问题进行了研究。结果显示，人民币实际有效汇率的贬值可以带来一般2贸易出口的增长，加工贸易增速的降低。胡均民（2006）利用了协整分析方法检验了人民币实际汇率的波动与

3、加工贸易出口的关系，指出人民币的升值能够改变我国加工贸易的产业结构。随后，杨晓林以上海为例研究了在 1985年到 2004年间，人民币实际有效汇率对于上海市不同贸易方式下出口额的影响。检验结果显示出人民币名义汇率的升值对于加工贸易的阻碍作用要大于其对于一般贸易的阻碍作用。喻卫斌和苏国强（2006）以广东省为例，采用普通最小二乘法针对 1995年到 2005年的相关数据进行了分析。他们认为人民币汇率的升值会降低我国加工贸易的出口增长速度。李辉（2008）和吴玉兰（2008）也得出了人民币升值会阻碍我国加工贸易出口增长的结论。 2 人民币汇率波动对加工贸易的影响分析 本部分主要针对人民币汇率波动对

4、加工贸易的影响进行计量分析。选取人民币实际有效汇率、外资因素、国内技术水平进步、对外开放程度作为模型的变量进行实证分析。 2.1 模型的建立及变量的选取 加工贸易在我国迅速发展的同时，外商直接投资也在迅猛增长。外资不仅丰富了我国各项发展资金，而且其所外溢的技术对我国经济社会发展也起到了一定的作用，从而外资对我国加工贸易的发展也做出了一定的贡献。因此在模型中必须包含外资因素，我们以各年实际利用外资额来表示外资因素，单位为亿美元，以 FDI来表示。 国内技术水平的进步也是影响加工贸易发展的因素，一般来说，技术水平越高，加工贸易产品的技术含量也越高，越利于加工贸易的转型3升级。以利用数据包络分析法（

5、DEA）计算出来的全要素生产率（TFP）来表示我国的技术水平。采用张军 等（2004）的估计方法对 TFP进行估计：本文以中国 1985-2009年的数据为研究对象，测算以 1978年为基期的不变价格计算的国内生产总值和固定资本存量；利用固定资本存量的估计结果、不变价格计算的 GDP和现有的劳动力数据，选择规模报酬不变模型，参考 Fare等（1994）构建的基于 DEA的 Malmquist生产率指数法测算我国 1995-2008年全要素生产率的变动。使用Coelli（1996）给出的数据包络分析软件包 Deap2.1软件，得出中国的全要素生产率（TFP）变动指数，以 MAL来表示。 贸易的发

6、展还与一国的对外开放程度有关，对外贸易开放度的扩大可能对东道国的外贸发展起到重要的促进作用，从而也必然对加工贸易的发展产生影响。以各年的出口额占国内生产总值的比重来表示对外开放度，单位为%。数值越大，代表对外开放度越高，以 OPEN来表示。 根据上述的分析及数据的选取，并考虑时滞因素，为了分析人民币汇率波动对我国加工贸易和一般贸易发展的影响，建立以下模型： PTRt=+1REEERt+2FDIt-1+3MALt-1+4OPENt+1（1） OTRt=+1REEERt+2FDIt-1+3MALt-1+4OPENt+（2） 式（1）和式（2）中，PTRt 代表 t年的加工贸易额，OTRt 表示 i

7、年的一般贸易额，数据均来自于各期的中国统计年鉴和商务部网站。 2.2 协整分析 2.2.1 变量的单位根检验 判别时间序列变量的平稳性常用的方法是单位根检验中的 4ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验，如果在序列无差分情况下，t 统计值小于临界值，则序列无单位根，是稳定的 I（0）序列；如果在序列无差分情况下不能拒绝检验，但在一阶差分情况下拒绝检验，则原序列是 I（1）序列；如果在序列无差分情况下和在一阶差分情况下均不能拒绝检验，但在二阶差分情况下拒绝检验，则原序列是 I（2）序列。 我们采用 ADF 方法对变量行单位根检验，通过单位根检验结果可知，变量 LPTR、LO

8、TR、LFDI、LTFP、LREER 和 OPEN变量的水平变量的 ADF统计值都明显地大于临界值，说明它们都是非平稳的时间序列，若应用于实证分析则很可能出现伪回归问题影响结果的可信度。把它们分别取一阶差分后进一步作检验，发现 ADF统计值小于临界值，因此它们都是平稳的一阶单整序列，可以进行下一步分析。 2.2.2 协整检验 由于本部分实证模型中所包含的变量较多，因此我们采用 Johansen方法对变量之间的关系进行协整检验，检验结果见表 1。 注：*、*分别表示在 1%和 5%的显著水平上拒绝原假设；协整方程的滞后阶数均为 1。 Johansen 协整检验的检验结果显示，各个变量在 5%的显

9、著水平上存在着两个协整方程。即表示在 95%的概率范围内，人民币实际有效汇率、利用外资、对外开放度和技术进步因素与我国的加工贸易额之间存在着长期的均衡关系。协整方程如下（括号内的为标准差）： LPTRt=0.154 555LFDIt-0.364 15REERt+71.441 24LFTPPt （0.603 88） （-0.02 06） （5.566 88） （3） 5+0.041 440OPENt+3.095 423 （0.004 27） （2.095 46） 由式（3）可以看出，长期来看，人民币实际有效汇率与加工贸易发展之间的关系为负。人民币实际有效汇率每增长（贬值）1%，我国的加工贸易额增

10、速降低 0.364 15%。近年来进料加工贸易成为我国加工贸易的主要形式，人民币贬值后造成我国的进口成本的增加，从而对加工贸易的发展起到了一定的阻碍作用。利用外资、对外开放度和技术进步因素均对我国加工贸易发展起到了正向的推动作用。其中，技术进步因素对我国加工贸易的发展的促进作用最大，技术进步每增长 1%，带动我国的加工贸易增长 71.441 24，进一步说明了技术因素在推动我国外贸发展的巨大引力作用；其次为利用外资水平，两者的相关系数为 0.154 555，外资在我国的发展带来了丰富的资本和相对先进的技术，长期来看会进一步推动我国加工贸易的发展；对外开放度的扩大也推动了加工贸易的发展，两者的相

11、关系数为 0.041 440。 2.2.3 误差修正模型 通过协整检验发现人民币实际有效汇率、利用外资、对外开放度和技术进步因素与我国的加工贸易额之间存在着长期的均衡关系。但是短期内无法得知这些变量偏离随机趋势时的调整速度是怎样的。为了研究因变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度，下面利用误差修正模型来进行检验。 首先，建立误差修正模型： 经过检验误差修正模型如下： 6式（4）显示，误差修正项系数 ecmt-1的系数为-0.529 3，符合反向修正机制，上年的人民币汇率、技术进步、利用外资和对外开放度等变量的非均衡误差以 0.529 3%的速度对本年度的加工贸易额做出修正。短期内人民币汇率每下降 1%，加工贸易额减少 0.078 70%以上，小于长期的影响系数（0.364 15） ，表示当变量变动时必须要经过若干期的调整才能达到协整方程显示的均衡水平。 2.2.4 格兰杰因果关系检验 协整检验和误差修正模型分析了变量之间在短期内和长期内的相互影响，但是却并不足以说明变量之间是否存在因果关系及因果关系的方向。下面我们采用格兰杰因果关系检验方法来考察各个变量以及它们的滞后变量之间的相互关系和传导机制。如果变量之间能够产生相互影响则称它们具有格兰杰因果关系，反之则它们之间不具有格兰杰因果关系。检验结果见表 2。