实际有效汇率变化对中国加工出口贸易的影响

对于中国加工出口贸易，由于其出口中将近一半的附加值来自东亚等其他国家，因此其出口不仅受国内实际有效汇率的影响还受到供应链上其他国家和地区的汇率变动的影响。因此，仅使用传统的汇率指数考察汇率变动对加工出口的影响会存在一定的偏误。基于此，本书利用第三章针对中国加工出口测算的整合实际有效汇率(IRER)考察汇率对中国加工出口贸易的影响。

接下来，我们以Goldstein and Khan(1985)的不完全替代模型为理论基础构建汇率与加工出口的DOLS计量模型，并介绍变量和数据来源。在此基础上进行实证分析，考察汇率变动对加工出口的影响。

一、计量模型

与本章第一节相同，本部分的计量模型构建基于Goldsteinand Khan(1985)的不完全替代模型。同时，因中国加工贸易出口中84%是由外国投资企业生产，所以对外直接投资存量是影响中国加工出口供给数量的一个重要因素，有必要在方程中控制FDI存量这一变量。基于此，加工出口方程为:

ext=α10+α11rert+α12RGDPt+α1FDIt+εt(5.2)

其中，ext代表了实际出口，rert代表了实际汇率，即本书中整合的实际有效汇率irert，RGDPt代表外国实际收入，FDIt代表对外直接投资存量，各变量均取对数。

二、变量及数据来源

除了汇率变量(irer、reerf和chinareer)外，本模型中其他重要变量如下。

(1)中国实际加工出口(ex):Eichengreen等(2004)指出可以使用美国消费者价格指数(CPI)平减中国的加工出口。参考Thorbecke(2011)，用美国消费者价格指数对中国的加工出口总值进行平减。

(2)主要出口国家收入水平(RGDP):中国加工出口的大部分销售到欧美日等高收入水平的国家。因此，参考Thorbecke(2011)，加总欧盟、北美、日本、韩国和澳大利亚的GDP水平来表示进口国家的需求能力。

(3)FDI存量(FDI):外国投资企业是中国加工贸易出口的主体，因此控制FDI存量。

(4)时间趋势项(time):考虑到加工贸易出口具有时间趋势，因此加入时间趋势项。

中国加工出口额来自国研网数据库，并进行了季节调整[1]；美国消费者价格指数(CPI)为来自联合国商品贸易统计数据库的经过季节性调整的月度数据[2]；主要出口国家GDP水平数据为来自经济合作与发展组织(OECD)[3]的经过了季节性调整的季度数据；FDI存量数据为来自联合国商品贸易统计数据库的年度数据[4]。对于季度数据和年度数据，我们都参考Thorbecke(2011)，使用插值法调整为月度数据[5]。

三、计量方法计量方程

由于本书回归方程中的解释变量如收入水平RGDP、汇率irer都具有内生性，如果直接使用OLS估计方法可能会得到系数有偏非一致估计量。由于DOLS (Dynamic Ordinary Least Squares)方法能克服回归变量之间可能存在的联立性偏误，因此，参考以往国外经济学家如Cheung等(2009)、Thorbecke(2011)等，我们使用DOLS计量方法进行计量回归[6]。DOLS估计左边是被解释变量，右边是解释变量及其差分项的若干超前和滞后。方程形式如下:

回归中，除时间趋势项外各变量都取对数形式。其中，取差分项的超前和滞后期P=1[7]。另外，鉴于中国加工出口增长在2008年因金融危机而放缓，考虑时间趋势及其平方项。

四、实证结果及分析

该部分，我们分别从国家层面、贸易方式层面、商品大类层面考察供应链国家汇率变动对加工出口的影响。

(一)实际有效汇率变化对加工出口总值的影响

表5.5给出了国家层面汇率变动的回归结果。其中，第1、2列分别考察了有无时间平方项情况下整合实际有效汇率irer对加工出口的回归结果(为节约篇幅，无时间趋势项回归结果省略)。第3、4列考察中国的实际有效汇率chinareer和其他供应链国家加权汇率reerf单独变动时的回归结果。我们发现，irer、chinareer和reerf的系数显著为负，且irer对中国加工出口的影响程度远大于chinareer和reerf的影响。

rgdp的影响系数为5～6，远大于汇率的影响，这与姚枝仲等(2010)指出中国出口收入弹性远大于价格弹性的结论一致。时间趋势项的系数一次项为正，平方项为负，这主要源于2004年后中国政府开始注重加工贸易增长质量，对加工贸易出口产品加强管理，最终导致中国加工贸易出口增长放缓(傅钧文，2008)。

(二)实际有效汇率变化对来料加工出口和进料加工出口的影响

加工贸易主要由来料加工和进料加工组成，二者的重要差别之一就是进料加工企业要通过市场交易从国外购买所需原料、部件，然后自行销售；而来料加工接近于公司内部交易，仅仅收取加工费，不需要承担原料、部件的购买以及产成品的销售。基于二者在交易性之上的重要差异，Thorbecke(2011)认为，实际有效汇率变动对二者的影响可能存在差异。

我们初步预期接近于市场交易的进料加工贸易出口更易受市场价格即汇率变动的影响。首先，我们根据实际有效汇率指数计算公式得到与两种加工贸易形式对应的irer。在此基础上，通过格兰杰因果关系检验我们发现，irer是进料加工出口的格兰杰原因，但不是来料加工出口的格兰杰原因。进一步，通过协整关系检验，我们发现进料加工出口与irer、RGDP、FDI之间存在协整关系，而来料加工出口与这些变量之间不存在协整关系。

鉴于此，我们仅仅考察汇率变动对进料加工出口的影响。表5.5中第(5)、(6)、(7)、(8)列的回归结果显示，irer对于进料加工出口的影响十分显著，大于对总加工出口的影响系数。

(三)实际有效汇率变化对不同类型产品加工出口的影响

接下来，我们考察三大类商品加工贸易对应的实际有效汇率对其出口的影响差异。由于篇幅限制，纺织类、机电类仅考虑时间趋势的一次项，但运输设备类在一次项时存在序列相关，因此考虑二次项形式。

回归结果(见表5.6)显示，实际有效汇率对三大类商品加工贸易出口的影响都很显著，但存在较大差异。首先，不同商品的irer的系数显著不同，最主要的原因是三大类商品出口中来料加工和进料加工出口所占比例不同。由前面可知，相对于来料加工贸易，进料加工出口受汇率影响更为显著。因此，进料加工所占比例越高的商品大类受汇率的影响程度越大。运输设备类商品加工出口中进料加工出口所占比例最高，因此受汇率影响也最大，机电类商品次之，最后是纺织类。其次，三大类商品受chinareer和reerf的相对影响程度也存在明显差异，这主要源于三大类商品加工出口中的国内附加值比例不同。国内附加值比例越低的商品大类如纺织类，chinareer系数越小，反之，国内附加值比例越高如运输设备类，受chinareer影响越大。

[1] 由于中国的加工出口具有季节性特征，因此本书使用Eviews8.0中的X-11方法对有季节性的月度加工贸易数据进行季节性调整。

[2] http:∥stats.oecd.org/Index.aspx？Data Set Code=MEI_PRICES.

[3] http:∥stats.oecd.org/index.aspx？queryid=61429.

[4] http:∥unctadstat.unctad.org/wds/Report Folders/report Folders.aspx？s RF_Active Path=P，5，27&s RF_Expanded=，P，5，27.

[5] “前面在GDP平减指数频率转换时已经对插值法进行了介绍，对于FDI存量使用插值法与上述方法类似，除了年度FDI的值为年末值。仍然假定季度数据为该季度中间值。则1993Q1的值距离1992年年末有1.5个月，距离1993年年末10.5个月，则1993Q1的FDI值=(10.5/12)×(1992年FDI的值)+(1.5/12)×(1993年FDI的值)，依此可计算其他季度的值。季度数据转换成月度数据方法与之类似。

[6] 对对数形式的中国实际加工出口xt、整合的实际有效汇率指数ireri、世界其他国家收入水平RGDPt、外商直接投资存量FDIt进行协整关系检验，在样本期间变量之间存在长期协整关系。因此，DOLS作为估计协整关系的方法是合适的。

[7] 之所以取P=1是因为当我们在回归中尝试增大超前和滞后期数时，回归结果并没有明显改善。