人民币升值影响中国粮食出口贸易的实证分析

论文导读:：J曲线效应理论是探讨汇率变动影响出口贸易的重要理论之一，本文主要通过构建计量经济学模型对人民币汇率影响中国粮食出口贸易进行实证研究，结果表明该理论在人民币汇率影响中国粮食出口贸易方面得到了证实。研究还进一步显示，中国粮食出口与当年人民币的实际有效汇率显著地呈反向相关关系，且与前2年的人民币名义汇率变动的反向相关程度大于当年的实际有效汇率。此外，出口退税率和技术性贸易壁垒对粮食的出口贸易也产生了较大的影响。 论文关键词：汇率，J曲线效应理论，粮食出口，出口退税 一、问题的提出 近期，美国要求人民币升值的论调一浪高过一浪，大有山雨欲来风满楼之势:今年一有月，美国总统奥巴马在国情咨文中暗示要求人民币升值；3月，诺贝尔经济学奖得主保罗·克鲁格曼公开撰文批评人民币机制；4月美国130多国会议员又联名上书美商务部和财政部，要求对中国施压迫使人民币升值。面对各种呼声，我们不禁要问，人民币汇率真的需要升值吗？如果人民币汇率变动，对中国具有特殊性质的商品——粮食的出口贸易将产生怎样的影响？汇率影响国际贸易的J曲线效应（J-Curve Effect）理论在人民币汇率影响中国粮食出口贸易中能得到证实吗？ 现有的研究主要停留在汇率变动对进出口贸易影响的一般规律或对工业制品贸易影响（唐海燕，1995；许和连、赖明勇，2002）的层面上，专门针对粮食贸易的相关研究也停留在人民币汇率政策（郑琰，2000）的叙述或汇率并轨（蔡昉，1994；顾焕章等，1994）的影响上，对汇率变动影响粮食出口贸易的实证研究尚不多见。本研究通过构建计量经济学模型，对人民币汇率变动影响中国粮食出口贸易进行实证分析，并对汇率变动影响国际贸易的理论——J曲线效应理论加以检验。 二、汇率变动对出口贸易的影响机理 汇率变动影响出口贸易的理论有多种，以下主要从人民币汇率影响中国粮食出口贸易的一般原理和阶段性方面加以分析。 （一）一般原理 在一般情况下，若人民币对外贬值汇率，以外币表示的中国出口粮食的相对价格会下降，这样就能增强中国粮食的国际竞争力，使粮食的出口增加。反之，若人民币对外升值，以外币表示的中国出口粮食的相对价格将上升，这势必减弱中国粮食的国际竞争能力，使粮食的出口减少。 （二）J曲线效应理论 如上所述，若人民币对外贬值，中国的粮食将受到刺激而扩大出口。但这一现象的出现受到许多条件的约束，其中包括：（1）受贬值传导过程中时效性的制约；（2）受中国通货膨胀率的影响；（3）受粮食的进出口需求弹性的影响；（4）受中国及贸易伙伴国的金融政策的约束等。下面主要从时效性的角度，以人民币贬值为例进行分析。 在粮食贸易方面，首先，由于粮食出口合同通常是在粮食实际交付的前一年即已签订，他们是依据当时的汇率而确定的出口额。在人民币贬值后，这些合同不可能废除，因此在初期出口贸易额不会发生变动。其次，即使在旧合同执行完后，新的交易要完全适应相对价格的变动仍需一定的时间，从粮食的生产方面看，其生产周期相对工业品更长（畜产品的生产周期一般在一年半以上），农户增加投入、建立新的生产线需要时间；从销售方面看，国外消费者适应中国粮食以及在国外建立必要的粮食分销渠道同样需要时间。由于相对价格的下降和时滞性的存在，粮食出口贸易的变化是呈一条缓慢上升的J曲线（见图1），即出现J曲线效应论文提纲怎么写。据专家调查的结果反映，货币贬值改善出口的滞后时间在不同国家的表现并不一致，发达国家的时滞为9个月左右，而发展中国家需要1年多的时间。 人民币汇率贬值影响中国粮食出口贸易的过程表现在：在t0与至t1时间内，由于受粮食的生产周期和贬值前签订的粮食出口合同的支配，粮食出口不会急剧增加，只是缓慢地上升。进入t1至t2阶段，人民币贬值的作用得到发挥，粮食出口快速上升，新签订的粮食贸易合同开始生效，贸易收支也逐步从逆差转为顺差。当进入t2阶段后，在粮食的产出增长没有完全跟上出口需求时，就会出现对中国粮食的过度需求，从而导致国内物价上涨，当国内粮食价格上涨到一定程度后，就会完全抵消人民币贬值的作用，这时曲线开始走平。 三、研究方法 （一）研究假说 基于人民币汇率变动对中国粮食出口影响机理的分析汇率，本研究将通过实证分析检验以下两个假说： 假说一：人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系。 根据一般原理，人民币汇率升值，粮食的出口将减少；人民币汇率贬值，粮食出口将增加。本研究将借用人民币汇率时间序列数据，与中国粮食出口额进行回归分析，通过计量经济学模型来验证上述假说。如果这一假说正确，那么人民币汇率未来的变动趋势将对中国粮食的出口产生相应的影响，并为进一步的研究奠定基础。 假说二：中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度是不一样的。 根据J曲线效应理论，中国粮食的出口贸易受人民币汇率变动的影响将表现出阶段性。由于粮食的生产周期较长，需要1年甚至更长的时间，而粮食的国际贸易合同一般在产品交付的前一年即已签订，这就意味着中国粮食出口贸易受人民币汇率的影响滞后期要达到2年的时间。本研究将通过在计量经济学模型中设定人民币汇率的滞后变量（滞后2期），与中国粮食出口额进行回归分析，来验证上述假说。如果这一假说正确，就能说明人民币汇率变动对中国粮食出口贸易影响的滞后效应是存在的，进而为确定人民币汇率走势对中国粮食出口贸易的未来影响提供依据。 （二）模型构建 1.构建计量经济学模型验证假说一。根据假说一，人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系，由此建立中国粮食出口额（EXt）与人民币汇率变动（Rt）之间的函数关系，构建以下回归估计方程： EXt＝α＋βRt＋μt（1） 2.构建计量经济学模型验证假说二。根据假说二，中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，由于粮食的生产周期为1年甚至更长的时间，粮食进出口合同的签订一般在交付的前1年，所以笔者将上述模型中的人民币汇率滞后2期（Rt-2），分析中国粮食出口额受人民币汇率变动滞后效应的影响程度，建立以下回归估计方程： EXt＝α＋βRt-2＋μt（2） 3.变量的选择与模型的修正。（1）中国的出口退税政策与消费国的经济发展水平。从政策供给的角度看，中国于1985年开始对出口贸易实行退税优惠，这对中国粮食的出口产生了影响，为了与该政策相吻合，笔者将出口退税率（D）作为自变量考虑在模型之中；从需求的国家层面看，粮食进口国的经济发展水平对中国粮食的出口也会产生重要影响，因此，笔者以美国的国内生产总值为代表（G）将中国粮食消费国的经济发展水平引入模型之中，则（2）式可以变换为： EXt＝a＋βRt-2＋χD＋δG＋μt （3） （2）技术性贸易壁垒问题。随着发达国家对粮食技术标准的要求越来越高，中国粮食出口受技术性贸易壁垒的影响也越来越大（张亚斌等，2003）。国内粮食和食品的出口地位在不断下降，1980年中国粮食出口额占出口总额的17.22％，2003年的比例降到了4.89％。这其中有结构变迁的因素，但国外的技术性贸易壁垒对中国粮食出口的负面影响很大（见表1(略)）。 由于技术性贸易壁垒是一个定性变量，因此在模型中有必要引入一个虚拟变量（T）来衡量技术性贸易壁垒对中国粮食出口贸易的影响，则（3）式可变换为： EXt＝α＋βRt-2＋χD＋δG＋εT＋μt（4） （3）人民币汇率问题。汇率有名义汇率、名义有效汇率和实际有效汇率之分汇率，名义有效汇率是在名义汇率的基础上扣除对外贸易因素的汇率，而实际有效汇率则是在名义有效汇率的基础上再扣除通货膨胀因素计算出的汇率。为了比较人民币名义汇率与实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的不同程度，本研究将模型中滞后2期的名义汇率换为当期的实际有效汇率（RR），并将其他变量（出口退税率D，美国的国内生产总值G，技术性贸易壁垒T）一并引入模型之中，构建人民币实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的模型： EXt＝α＋βRR＋χD＋δG＋εT＋μt （5） 四、样本选取与数据来源 本文选取1992—2009年的人民币汇率（包括当期的实际有效汇率和滞后2期的名义汇率，均以1997年为100）与中国出口退税率（％）、美国的国内生产总值（万亿美元）、技术性贸易壁垒数据，同中国粮食出口贸易额（百万美元）进行回归分析，样本的选取主要考虑到中国从1985年才开始对出口实行退税优惠。技术性贸易壁垒虚拟变量数据的选取以对粮食出口产生了重大影响的年限为界。由于中国出口粮食的主要消费国——美国、日本和欧盟是在1999年显著提高技术标准的，因而模型中虚拟变量值以1999年为界，其中1999年前为0，1999年后（含1999年）为1论文提纲怎么写。尽管影响粮食进出口贸易的因素还有很多，如粮食的质量、营销措施、国内外政府的扶持政策等，但这些变量有的无法量化、有的无法找到合适的替代数据，所以模型未加考虑。 粮食出口贸易额数据来自联合国粮农组织网站；人民币名义汇率数据来自2009年中国统计年鉴；人民币实际有效汇率数据来自金俊峰的研究，并经笔者计算获得；各年份出口退税率数据来自商务部网站，并经笔者计算获得；美国国内生产总值数据来自李鹏伟的研究；技术性贸易壁垒数据来自张亚斌等的研究。 五、实证结果分析 本文运用Eviews3.1通过对中国1992—2009年粮食出口贸易数据进行回归得到了如下两个结果： 表2 滞后2期的的人民币汇率影响中国粮食出口贸易的回归结果 Dependent Vairiable: ExtMethod: Least Squares Sample : 1992---2009 VariableCoefficient t –StatisticProb. C– 2371.933 –2.62150 0.0211 Rt-2– 10.68927 –2.867564 0.0135 D516.68642.7635.6 0.0161 G1930.6802.895222 0.0125 T– 4314.120 –3.24403 0.0064 R–squared0.834709 Adjusted R–squared0.783851 F –statistic16.41234 Durbin–Watsonstat 1.852694 Prlob(F –statistic)0.000053 从表2(略)回归结果可以看出：每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。 从参数的系数可以看出：滞后2期的人民币名义汇率与中国粮食出口显著地反向相关，其比1997年每升值1个百分点就使中国粮食出口额下降1069万美元；出口退税与中国粮食出口严格呈正相关关系，出口退税率每增加1个百分点，就促使中国粮食出口额增加51668万美元；中国粮食消费国的经济发展水平与粮食贸易严格正相关，美国的国内生产总值每上升1万亿美元，中国的粮食出口额就增加193068万美元；技术性贸易壁垒的发生与中国粮食出口成反向相关关系，贸易壁垒一发生就使中国粮食出口下降431412万美元。 表3 人民币实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的回归结果 Dependent Variable : ExtMethod :Least Squares Sample : 1992—2009 VariableCoefficient t –StatisticProb. C8896.5882.617679 0.0213 R– 51.09368 – 3.3013280.0057 D 362.10092.476526 0.0278 G888.19473.301494 0.0057 T– 2660.565 –3.228375 0.0066 R –squared 0.908236 Adjusted R–squared 0.880001F –statistic 32.16682 Durbin–Watson stat1.725286 Prlob(F –statistic)0.000001 从表3(略)回归结果可以看出：每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。 从参数的系数可以看出：当期的人民币实际有效汇率比1997年每升值1个百分点，使中国粮食出口额下降5109万美元；出口退税率每增加1个百分点，就能促使中国粮食出口额增加36210万美元；美国的国内生产总值每上升1万亿美元，中国的粮食出口额就增加88819万美元；技术性贸易壁垒一发生，就使中国粮食出口下降266057万美元。 将以上两个模型的结果进行对比可以看出汇率，人民币汇率对中国粮食出口贸易的负面影响程度反映在当期的实际有效汇率的影响上（-5l09万美元）比反映在滞后2期的名义汇率的影响上（-1069万美元）更为明显，出口退税率、消费国的国内生产总值、以及技术性贸易壁垒对粮食出口的影响都非常强烈。 六、结论与政策含义 通过构建计量经济学模型，以人民币汇率和中国粮食出口贸易等数据为基础的研究结果表明，假说一和假说二都成立，即人民币汇率与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系、中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，这也进一步验证了J曲线效应理论的正确性。 就人民币汇率而言，滞后2期的人民币名义汇率对中国粮食出口贸易的影响程度不如当期的人民币实际有效汇率影响大，这表明人民币的实际有效汇率，而非官方名义汇率，才是影响中国粮食出口贸易的重要原因。而人民币官方名义汇率对中国粮食出口贸易的影响存在显著的滞后效应，而实际有效汇率对粮食出口贸易的影响并不明显。从这个意义上看，就促进中国粮食出口贸易而言，官方的名义汇率应该朝着人民币的实际有效汇率方向走，政府应考虑实际的购买力、对外贸易、通货膨胀等因素综合确定人民币的官方名义汇率，而在影响中国粮食的出口贸易方面，人民币名义汇率的滞后效应需加以重点考虑。 从出口退税的情况看，中国自从1985年实行出口退税政策以来，退税率对粮食出口的影响极为强烈，2004年调整部分粮食的出口退税率必将对中国粮食的出口产生较大的影响，调高退税率的粮食将受到刺激而扩大出口；相反，调低退税率的粮食将减少出口。就技术性贸易壁垒而言，中国粮食出口贸易受其影响颇为严重。从这个意义上说，了解粮食进口国的最新技术标准、提高中国粮食的技术水平、以及制订新的技术标准和规则、争取与国际标准接轨显得刻不容缓。