我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的匯率敏感度分析

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1、我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的匯率敏感度分析 　摘要：本文利用ARDL模型研究實際有效匯率變化對我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響。研究表明：一、馬歇爾-勒納條件只對于部分國家成立；二、無論從范圍還是程度上講，實際有效匯率變化對我國初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響大于加工農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的影響。三、在分別使用國家間的加總數(shù)據(jù)時，都出現(xiàn)了"總和偏倚";現(xiàn)象。 　　關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品；實際有效匯率；自回歸分布滯后；總和偏倚 　　中圖分類號：F304.3 文獻(xiàn)識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）013-000-01 　　2005年7月2

2、1日，我國匯率制度開始實行浮動匯率制度，匯率的波動幅度放寬，人民幣兌美元匯率表現(xiàn)出持續(xù)升值的狀態(tài)，人民幣的持續(xù)升值加劇我國農(nóng)產(chǎn)品的內(nèi)外價差，對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品市場造成嚴(yán)重的沖擊。因此，研究人民幣匯率變動對我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響變得尤為重要。 　　一、實證模型 　　1.實證模型的構(gòu)建及變量說明 　　由于農(nóng)產(chǎn)品量綱不同并且雙邊進(jìn)出口價格很難獲得，無法計算出口或進(jìn)口的需求價格彈性，因此，本研究用進(jìn)、出口金額替代進(jìn)、出口需求量，得到以下方程： 　　計量研究表明，要更好地估計變量間的長期關(guān)系，需將短期動態(tài)過程也納入估計，并通過誤差修正模型（ECM）體現(xiàn)，本文利用Peseran etc. （2001

3、）的自回歸分布滯后（ARDL）模型進(jìn)行協(xié)整檢驗，將（1）和（2）式寫成誤差修正模型的形式得到方程（3）和（4）： 　　如果測出的F值很高（高于Pesaran提供的F值的上界，F(xiàn)統(tǒng)計量的上限為3.77，下限為2.72），說明變量間存在長期的均衡關(guān)系。 　　其次，利用對b、c和d的估計量形成誤差修正項ECMt-1（ECMt-1=LnVX+c/b*LnYj+d/b*LnRE+C），代替方程（3）、（4）中的一階滯后變量，再次估計模型以檢驗短期動態(tài)過程是否以合適的速度向長期均衡收斂。誤差修正項ECMt-1的系數(shù)顯著為負(fù)，這是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的另一條件。只有當(dāng)雙邊進(jìn)口或出口的F 統(tǒng)計量的值大于臨

4、界值的上限并且誤差修正項ECMt-1的系數(shù)顯著為負(fù)的時，才能說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。 　　2.數(shù)據(jù)來源 　　考慮到2005年7月人民幣匯率改革之后，我國開始實行浮動匯率制，本文以2005年第二季度至2015年第一季度的月度數(shù)據(jù)作為研究樣本。 　　二、實證結(jié)果及分析 　　1.初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的匯率敏感性分析 　　本文將使用AIC準(zhǔn)則以選取最合適的滯后結(jié)構(gòu)，對3式和4式的ARDL模型進(jìn)行檢驗。本文進(jìn)行檢驗時，使用以美元計價的進(jìn)出口貿(mào)易金額。由于本文是對貿(mào)易額、國民收入及人民幣實際有效匯率的長期關(guān)系進(jìn)行研究，因此，本文將不對J曲線效應(yīng)進(jìn)行說明。 　　實證結(jié)果①表明，就初級農(nóng)產(chǎn)品的出口需

5、求而言，考慮ecm（-1）顯著為負(fù)，且F檢驗的統(tǒng)計值大于臨界值3.77，僅我國對美國和泰國出口需求的系數(shù)間存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系，這表明對美國和泰國而言，收入及人民幣實際有效匯率變動是影響他們對中國初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求的原因。我國對其余八國初級農(nóng)產(chǎn)品出口需求對人民幣實際有效匯率變動不敏感。 　　就初級農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口需求而言，我國對美國、巴西、加拿大、阿根廷、泰國、印尼、澳大利亞和法國八國初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口金額與我國國民收入和人民幣實際有效匯率之間存在長期均衡關(guān)系，考慮LNRE系數(shù)顯著為正，我國對澳大利亞和法國初級農(nóng)產(chǎn)品的需求對人民幣實際有效匯率的變化反應(yīng)敏感，對其他國的初級農(nóng)產(chǎn)品需求對人民幣實

6、際有效匯率變化皆不敏感。 　　對比初級農(nóng)產(chǎn)品出口需求方程和初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求方程的長期系數(shù)關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求方程系數(shù)間大多存在協(xié)整關(guān)系；而出口需求方程系數(shù)間只有兩個國家存在協(xié)整關(guān)系。這表明對于我國而言ARDL模型對于我國初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求的擬合度更好。 　　2.加工農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的匯率敏感度分析 　　本文同樣使用AIC準(zhǔn)則以選取最合適的滯后結(jié)構(gòu)，對3式和4式的ARDL模型再次進(jìn)行檢驗。 　　實證結(jié)果表明，加工農(nóng)產(chǎn)品出口需求方程系數(shù)間存在協(xié)整關(guān)系的國家中，滿足理論性預(yù)期，即LNYj系數(shù)大于0，且LNRE系數(shù)小于0的國家有三個，分別為香港、韓國和印尼。 　　就加工農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需

7、求而言，存在協(xié)整關(guān)系的國家中，LNRE系數(shù)都為負(fù)值且在10%的顯著性水平下顯著為負(fù)，與理論性預(yù)期不符。其原因之一，可能是各國為保持在中國這一大市場的市場份額，當(dāng)人民幣實際有效匯率升值時，會選擇降價，以保持份額，從而以美元表示的進(jìn)口金額反而下降。 　　通過對比通過對比加工農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口需求方程，可以發(fā)現(xiàn)，初級農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口需求方程比加工農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口需求方程的結(jié)果更加符合理論預(yù)期。 　　3.總和數(shù)據(jù)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口的匯率敏感性分析——并對"總和偏倚";進(jìn)行檢驗 　　實證結(jié)果表明，當(dāng)使用總和數(shù)據(jù)時，四個需求方程中，進(jìn)出口金額、實際國民收入和人民幣實際有效匯率均不存在協(xié)整關(guān)系，因

8、此，總和偏倚現(xiàn)象在這三個方程中是存在的。 　　三、結(jié)論及政策建議 　　以往研究匯率變化對貿(mào)易收支的影響多對貿(mào)易總量進(jìn)行研究，本文對比研究了初級農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易及加工農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對匯率變化的敏感度，并且使用多個雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。一方面，避免此現(xiàn)象在本文中出現(xiàn)，另一方面，通過與總量數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果的對比，檢驗這種"總和偏倚";現(xiàn)象針對我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口是否存在。 　　本文研究最主要的幾大結(jié)論如下： 　　1.初級農(nóng)產(chǎn)品與加工農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的匯率敏感度不同，就出口而言，加工農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對匯率變化更加不敏感；而就進(jìn)口而言，初級農(nóng)產(chǎn)品受匯率變化的影響更小。 　　2.我國加工農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口金額與人民幣實際有效匯率同向變動，與馬歇爾-勒納條件不符。 　　3.就我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口而言，使用總量數(shù)據(jù)，會出現(xiàn)"總和偏倚";現(xiàn)象。 　　4.總體而言，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對匯率變化不是很敏感，因此，人民幣市場化對我國農(nóng)產(chǎn)品的影響不用過于擔(dān)憂，只需針對部分農(nóng)產(chǎn)品做出適當(dāng)?shù)霓r(nóng)業(yè)扶持政策即可。 　　注釋： 　?、儆捎谄邢?，文中不再對實證結(jié)果進(jìn)行展示，讀者如有需求可聯(lián)系本人獲取。 　　參考文獻(xiàn)： 　　[1]戴祖祥.我國貿(mào)易收支的彈性分析：1981～1995[J].經(jīng)濟(jì)研究，1997（7）：55-62. 　　[2]楊慶容.人民幣匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響研究[D].復(fù)旦大學(xué)，2008.