却14年第3期No. 3, 2014 4、.，.，仔记(总第405期)General No. 405 人民币升值究竟对中国出口影响几何王宇哲张明(清华大学公共管理学院，北京1ω084;中国社科院世界经济与政治研究所，北京1∞732) 摘要:为评估汇改七年来人民币汇率变动对中国出口的影响，我们用分布滞后模型与自回归模型估计了人民币的汇率传递效应，用自回归分布滞后误差修正模型估计了中国出口的价格弹性与收入弹性。研究发现，在考虑汇率传递效应及进口国收入变动的情况下，人民币名义有效汇率升值仍会对中国出口(数量及总额)产生显著负面影响。在人民币盯住美元时期内，名义有效汇率升值对出口的负面影响比人民币对美元升值时期更加明显。关键词:中国出口;汇率传递;贸易弹性JEL分类号:C32，F14，F31文献标识码:A文章编号:1∞2 -7246(2014)03-∞27 -14 一、引言2005年7月21日，中国人民银行宣布实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制。2005年7月至2012年12月，人民币对美元升值了32%，而人民币名义与实际有效汇率分别升值了230毛与32%。尽管迄今为止人民币汇率已大幅升值，但学术界关于人民币升值对中国出口影响程度的争论并未停止。在外部需求波动剧烈的背景下，要回答人民币升值究竟对中国出口影响几何的问题，就必须全面考虑汇率变动对出口的影响机制:第一，汇率变动对出口商品价格的影响，即汇率传递(ExchangeRate Pass -Through , EPT)效应;第二，在控制了外部需求变动后，出口商品价格变动对出口商品数量的影响，即同时估计出口商品需求的价格弹性与收入弹性。目前在人民币升值的汇率传递效应以及中国出口商品的价格弹性方面，国内学者都进行了大量研究。但迄今为止，我们尚未发现有任何研究同时估算汇率传递效应与出口收稿日期:2013-05 -26 作者简介:王宇哲，博士研究生，清华大学公共管理学院，Email:町z05@mails. tsinghua. edu. cn. 张明，副研究员，中国社会科学院世界经济与政治研究所，Email: zhangming@. *作者感谢匿名审稿人提出的宝贵意见。感谢中国社科院创新工程项目"中国的对外投资战略"、中组部首批青年拔尖人才支持计划"中国政府应如何系统地管理短期国际资本流动"、国际社科基金重点项目"二十国集团面临的全球治理重点问题研究"(批准号llAGJ'∞1)的资助。作者文责自负。27
28 总第405期4、'"仔记，商品价格弹性，从而能够更加全面地分析汇率变动对出口增速的影响。本文将综合考虑汇率传递效应与出口价格弹性，利用人民币升值七年来的月度数据来估算汇率变动对出口的影响。二、文献综述(一)汇率传递效应汇率传递是指特定汇率变动使得出口商相应改变出口市场上商品价格的程度(Dixit，1989) ，它主要用来测度汇率变动带来的价格调整成本是如何在出口国和进口国之间分担的。与汇率传递密切相关的另一个概念是"以市定价"(Pricing ωMarket，问M)，它最早由Kn耶nan(1986)提出，用来解释国际市场上由汇率变动引起的出口商品价格与国内价格不-致。PTM弹性是以本币计价的出口价格变动幅度与汇率变动幅度之比，可以用来衡量以市定价的程度。基于PTM弹性，可以区分汇率完全传递，汇率完全不传递和汇率不完全传递这三种情形。中国学界对人民币汇率传递效应的实证研究除了考察汇率变动对商品进出口价格的影响外，也检验了人民币汇率变动对一般价格水平以及特定分行业价格指数的传递效应。表l梳理了近年来中国学界具有代表性的研究成果。从中可以看出，研究汇率传递的实证方法主要包括OLS(多为分布滞后模型)、向量自回归模型(VAR)或误差修正模型(ECM)、自回归分布滞后(ARDL)模型等。表l国内学界对人民币汇率传递效应的代表性实证研究成果文献估计方法数据区间汇率价格指标及汇率传递系数P -H 1990年l季度至名义有CPI:479毛卡永祥(2001) 两阶段方法2000年1季度效汇率PPI:53% 9年1月至2∞6名义有CPI: 1. 399毛封北麟(2∞6)递归VAR模型年3月效汇率PPI:%毕玉江、朱钟1985年1季度至实际有出口价格:239毛(短期)单一方程OLS橡(2007)N .~ ---2001年4季度效汇率103% (长期)陈六傅、刘厚1990年1月至2∞5名义有CPI:O∞769毛VAR模型俊(2007)年6月效汇率进口价格:%进口价格:529毛施建淮等1994年1季度至名义有结构VAR模型'ì毛(2008 ) 2007年2季度效汇率% 刘亚等1995年1月至2∞7名义有CPI:34% (不考虑食品价格冲ARDL模型(2008 ) 年9月效汇率击),% (考虑食品价格冲击)
2014年第3期人民币升值究竟对中国出口影晌几何29 续表文献估计方法数据区间汇率价格指标及汇率传递系数Cui等2005年1月至2009名义有单一方程OLS出口价格:50%(2009) 年3月效汇率进口价格:10% (1994斗侧)玉培辉、袁薇1995年1月至2∞9名义有单一方程OLS10% -40% (2∞1 -2∞7) (2010) 年12月效汇率70%(2∞8 -2α>9) CPI: % (汇改前)吴志明、郭予2002年1月至2∞9名义有'7毛(汇改后)VAR模型错(2010) 年8月效汇率PPI: 18. 79% (汇改前)% (汇改后)(二)出口价格弹性与出口收入弹性在估计出口价格弹性与收人弹性方面，常用方法包括OLS、联立方程估计、协整、VAR与ARDL等。更新的研究倾向于控制更多的自变量，例如国内生产能力、进口价格、出口退税率等。也有研究试图通过构建新的收入或价格变量来进行更准确的估计。表2对具有代表性的关于出口价格和收入弹性的研究成果进行了整理。表2国内学界对我国出口价格弹性和收入弹性的代表性实证研究成果文献估计方法数据区间价格弹性收入弹性戴祖祥(1997)对数线性1981年至1995年-1. 03 不显著张明(2∞1) 单方程回归1986年至1998年 朱真丽、宁妮(2∞2)多边贸易方程1981年至20∞年 1992年1季度至何新华等人(2∞3)China_QEM O. 1 2∞1年2季度殷德生(2∞4)协整1980年至2001年汇率弹性不显著 2∞5年2季度至曹永福(2∞5)China_QEM 2008年4季度[ , -0. 56J 模基于拟2∞0年数据的汇率弹性>1魏巍贤(2∞6)CGE 许统生、涂远芬(2∞6)向量自回归1994年至2∞5年无弹性绝对值>2姚枝仲等人(2010)自回归分布滞后1992年至2∞6年 4年1季度至金洪飞等人(2011) 自回归分布滞后汇率弹性甲 2010年2季度
30 总第405期4、Jr'何也三、实证研究本文的实证研究分为三步。第一步估算人民币汇率变动的传递效应;第二步估算中国出口需求的价格与收入弹性;第三步计算人民币升值对中国出口的综合影响。(一)人民币汇率变动的出口价格传递我们将通过计量模型来估计人民币汇率变动对中国出口商品价格的传递效应。我们以Cui等(2009)的计量模型为基础，拓展了研究的样本区间(2005年7月至2012年6月的月度数据)，并通过引人结构断点反映在样本区间内汇改的暂停与重启。具体的计量方程如下①:.:11n (PX), =α+ .:11n(NEER), +三二θ夕阳k;+δibreak;* .:11n( NEER) , ] + I.:=O’Y)n(MC)t-i (1) PX为以人民币计价的单位出口商品价格指数。从2005年1月起，中国海关开始发布以美元计价的中国出口商品同比价格指数，我们用外管局公布的美元兑人民币月度平均汇率将其转换为以人民币计价的出口价格指数。NEER为通过贸易加权的人民币名义有效汇率指数，原始数据来源于国际清算银行，我们将其转换为同比指数。该指数上升代表人民币升值。MC为中国出口商品的边际生产成本，这里用统计局公布的月度生产者价格同比指数(PPI)代替。breakι(i=1，2)代表两个结构断点的虚拟变量②，对应时间分别为2∞8年7月和2010年6月，它们将整个样本区间划分为三段:第一段为2005年7月至2008年6月，人民币汇率形成机制为参照一篮子货币的管理浮动汇率制，该区间(后简称子区间1)内break;和breα时的值均为0;第二段为2∞8年7月至2010年5月，在这段时期内，为应对国际金融危机冲击，人民币汇率形成机制改为重新盯住美元，该区间(后简称子区间2)内break; :::: 1，而break;= 0第三段为2010年6月至2012年6月，在这段时期内，恢复了参照一篮子货币的管理浮动汇率制，人民币汇率弹性显著增强。该区间(后简称子区间3)内break~= 0，而break;。我们将考虑这两个断点对回归方程截距及汇率传递系数的影响(用交互项表示)0 ①值得一提的是，方程(1 )中的所有变量都为同比指数，且(1 )中的变量差分"/:;"实际上是用当期(t)数据与滞后12期(t-12)数据作差，而并非传统的与滞后1期的数据相减，这也使得最终的差分对数变量为同比变化率。② 对于断点位置的选取，我们采用了未知断点的chow检验与事件分析确定断点相结合的方法。前者将整个样本区间中部的70<)毛作为搜索域，并对其中所有点进行chow检验，找到其中F统计量值最大所对应的时间为2010年5月。基于本部分所研究的汇率传递问题，我们用事件分析的方法，认为自2005年7月汇改以来，人民币汇率形成机制的两个明显结构断点应为2008年7月和2010年6月。我们认为，chow检验找到的断点可能是对事件分析所确立的两个结构断点的折中，而采取两个结构断点的分析更加符合汇率制度发生转变的实际情况，故而采用了两个结构断点的模型形式。该设定也被下文的计量结果所验证。
2014年第3期人民币升值究竟对中国出口影晌几何31 1.描述性分析2∞5年7月至2012年6月，人民币对美元汇率升值了%，人民币名义有效汇率升值了%。然而如图1所示，在不同区间内，人民币对美元汇率与人民币名义有效汇率的走势有着显著的不同。在子区间1内，人民币对美元持续升值，而人民币名义有效汇率呈现出先水平波动、后快速升值的趋势。在子区间2内，人民币重新盯住美元，人民币名义有效汇率则呈现出先升后贬的趋势。在子区间3，人民币对美元持续升值，而人民币名义有效汇率再次呈现出先水平波动、后快速升值的趋势。此外，生产者价格指数与人民币名义有效汇率之间的相关性，远高于前者与人民币兑美元汇率之间的相关性。这是我们在方程(1)中使用人民币名义有效汇率而非人民币对美元汇率的原因。 110 105 100 95 90 \/叩模特麟憾率剧精黔然部部襟W…-入民币有效汇率指数一一一生产者价格指数…-…美元兑人民币汇率(右轴)国1人民币汇率与中国生产者价格指数数据来源:CEIC和作者的计算。汇改七年来，中国出口商品价格走势也呈现出阶段性特征。由于人民币或盯住美元或对美元升值，导致以人民币计价的中国出口商品价格同比增速或低于或等于以美元计价的相应指标。在子区间1内，以美元计价的出口价格同比增速呈现出波动中上行的趋势，而以人民币计价的出口价格同比增速呈现出水平波动的趋势;在子区间2内，无论是以美元计价还是以人民币计价的出口价格同比增速均呈现出先降后升的趋势;在子区间3内，两根曲线均呈现出先上升、后水平波动、再下降的趋势。中国PPI指数的波动特征在很大程度上与中国出口价格同比增速相类似，这意味着用PPI指数来模拟出口商品的边际成本具有一定的合理性。2.模型设定为更稳健地估计汇率传递系数，我们借鉴了Cui等(2009)的研究，将方程(1)变换为两类计量模型，并加入其他控制变量来估计长期以市定价弹性:首先，基准模型采用分布滞后结构，即考虑滞后的自变量，但并不加人滞后的因变量。在此设定下，长期以市定价弹性可以通过当期及滞后自变量的累积动态乘数(CumulativeDynamic Multipliers)加以估
32 总第405期4、"树也计;其次，除基准模型外，我们还使用了自回归模型，该模型方程右边是滞后的因变量和当期的自变量(估计结果详见第4小节稳健性检验)。对回归方程(1)中相关变量的单位根检验结果如表3所示，我们选用了DFGLS检验，以避免外生变量设置不当对平稳性检验造成的影响，滞后阶数根据AIC和SBC准则确定。不难看出，除了PX外，所有变量都是平稳的。如前所述，汇改的暂停和重启可能对中国出口商品价格产生结构性影响，因此我们认为PX可能是存在结构断点的平稳序列，随后我们采取了Clemente等(1998)的方法进行含有两个内生断点的平稳性检验，结果显示PX是平稳序列，且识别出的结构断点为2008年11月和2009年12月，均位于我们设定的子区间2内，这也在一定程度上证实了我们对汇改影响的判断。表3对回归方程(1)中相关变量的单位根检验结果MC NEER PX MCJesid OECD AIC SBC AIC SBC AIC SBC 断点AIC SBC AIC SBC 滞后阶数2 2 4 2 3 是否包含否否否否是是杏杏否否否趋势项统计量 川-1. 869’ -3. 132川-1. 561 -1. 561 -5. 353 -2. 125’ -2. 897’" " ’" 注:事川分别表示在，，的水平上显著，后表中标记的含义相同。对于基准模型，我们采取从一般到特殊的方法来确定滞后阶数。初始模型包含6期滞后值，然后逐步删除显著性低于5%的滞后值，直到确立最终的滞后阶数。结果显示，模型中自变量的滞后阶数均不超过2阶。对于自回归模型，我们通过AIC和SC准则相结合的方法，确立因变量滞后阶数为1阶。为避免异方差和自相关对回归结果的影响，我们在回归中使用了Newey-West估计量。从表4可以发现，只含有NEER→个自变量的模型(第1列)具有高阶自相关(没有通过LM检验)，并且存在模型设定的缺陷(没有通过Ramsey检验)。通过加人两个结构断，点(第2列)，模型设定得到改善，自相关程度也有所减弱。通过加入自变量MC(第3列)，模型顺利通过各项检验，且拟合系数显著提高。考虑到人民币汇率变动会通过影响进口商品价格的渠道来影响出口商品的生产成本，即MC和NEER之间存在相关性，我们沿用Cui等人(2009)的方法，以NEER为自变量，MC为因变量进行了辅助回归，并用与NEER不相关的该回归残差序列(MC_resid)代替MC进入回归方程，以提高新模型(第4列)所估计的以市定价弹性的准确性。此外需要指出的是，我们在基准模型中发现，使用当期的MC(或MCJesid)值会使得模型设定存在缺陷，而使用该变量的滞后值可以显著改善此问题。鉴于生产成本对出口价格的影响确实可能是滞后的，而且我们将在自回归模型中考虑当期MC的影响，因此我们在基准模型中仅使用MC(及MCJesid)的1，2两阶滞后值作为生产成本的代理变量。为增强模型的稳健性，我们引入了包括33个OECD成员国和6个非成员国的OECD
2014年第3期人民币升值究竟对中国出口影晌几何33 综合领先指数①(OECDComposite Leading Indicators)作为外部需求的控制变量，考虑了这一控制变量的回归结果如第5列所示。表4基准模型对以市定价弹性的估计和相关检验结果基准模型其他变量(3) (4) (5因变量(2) ) (1) O. 331 ..事 ..巾 ... NEER [ [∞] [0.∞OJ [∞] [0.∞2J ..事MC [∞] ..咿’" MC resid [ [ O.∞OJ ... ... ... ’" Breakl [ J [∞] [ [ 8. 830忡噜 ... ... ..噜Break2 [∞] [ [ O.∞OJ [ 嘟嘟 .. 忡... NEER * breakl [ J [ J [ [ NEER * break2 [ [ J [0. 550J [ J 叫OECD [ 2调整后 O. 850 O. 849 ... 帆布 1. 174 LM(4)检验[ O.∞OJ [0.删][0. 697J [ [0. 330J 1. 532 2. 153 1. 336 Jarque -Bera检验[ J [ J [0. 183 J [0. 175J [ " 1. 969 1. 572 1. 354 1. 174 Ramsey检验[ [0. 165J [ J [ J [ J ..事 .串串O. 889 1. 505 1. 273 White检验[ [ ] [∞] [0. 105 J [ 注:为了便子和同类研究加以比较，我们报告的汇率传递效应系数为-β(对应于NEER)及-i5(对应予Breakli * NEER) ，即采用的是直接标价的形式，将人民币折算为固定数量的外国货币，此时人民币升值对应名义汇率的降低。表格中[1内给出了P值(Pvalue)。① 数据来源:http://stats. oecd. orgllndex. aspx? DatasetCode =M EC CLl.
34 总第405期4、'"何也3.回归结果分析如表4所示，基准模型对长期以市定价弹性的估计值为(第3列)。在考虑汇率对生产成本有影响的情形下，估计值上升至(第4列)。由于外部需求对出口价格存在显著为正的影响，在加人该控制变量后，以市定价弹性的估计值进一步上升至(第5列)，与第4列相比并未发生大的变化。上述结果表明，人民币名义有效汇率变动对中国出口商品价格的传递效应并不是完全的，名义有效汇率升值10%会导致出口商品的人民币价格下降%，也即只有%的价格调整被传递至出口商品的外币价格上(汇率传递效应系数为-β，详见表4注释)0此外，通过比较表4的第3列和第4，5列，我们发现，在考虑了人民币汇率变动对生产成本的影响后，估计值会变大(第4列的系数和第5列的系数均大于第3列的系数)，这表明我们所估计的以市定价弹性不仅反映了厂商成本加成(利润)的下降，也包括了出口商品生产成本的F降。模型的估计结果也表明，结构断点的引入具有显著的影响。就对方程截距的影响而言，break;的系数为负且显著，而break~的系数为正且显著，这表明在金融危机期间，由于外需急剧萎缩而导致出口价格深度下滑。就对方程斜率的影响而言，break; * illn( NEER) ，的系数显著，而break~* illn (NEER) t的系数不显著，这说明在人民币重新盯住美元的子区间2内，以市定价弹性发生了显著改变;而在汇改重启的子区间3内，以市定价弹性与子区间1相比并无显著差异，这与我们的预期相符。在人民币重新盯住美元的子区间2内，以市定价弹性显著下降，大约在(第5列，减去)到(第4列，减去)之间。这意味着汇率传递效应显著增强了O这也与汇率传递理论相符，因为在该子区间内以人民币计价的出口价格变动和以美元计价的出口价格变动是一致的。这意味着中国出口商事实上采用了生产者货币定价(PCP)，故而接近于完全的汇率传递。4.稳健性检验为了对上述结果进行稳健性检验，我们又采用自回归模型进行了估计。表5显示，长期以市定价弹性的估计值约为(第9列)，略低于基准模型(1)的对应估计值(表4第4列)0此外，在考虑了人民币汇率变动对生产成本的影响后，估计值同样会变大(第9列的系数和第10列的系数均大于第8列的系数)。在子区间2内，以市定价降低至(第10列，减去)到(第9列，减去 )之间，丽基准模型的对应估计值则为(表4第5列)到(表4第4列)之间。综合来看，自回归模型与分布滞后模型的估计结果类似，因此在后文的实证结论处，我们将只报导基准模型的估计结果。值得一提的是，由于外部需求对中国出口商品价格的影响并不显著(第10列)，因此对于自回归模型的估计结果，我们主要使用了第9列的数据。此外，在分布浦后模型和自回归模型中，breαk; * illn( NEER) ，的系数值均不显著，而且该变量的引人带来了自回归模型设定的缺陷。所以，我们将其从自回归模型的自变量中删除。
2014年第3期人民币升值究竟对中国出口影晌几何35 表5自回归模型对以市定价弹性的估计和相关检验结果自回归模型其他变量因变量(6) (7) (8) (9) ( 10) 川*串串咖 ..事 NEER [ [ J [ [ [∞] MC [ J 忡* MC resid [ [ " "事一,.. 一 Break1 [ [0.∞OJ [ [ '串串 忡*Break2 [ [ [ [∞] 一一忡咿一，.事 NEER * break1 [0. 655J [ [ [ J OECD [ 2调整后RO. 748 O. 766 O. 826 O. 827 忡' ,.. 1. 271 1. 271 ’ LM(4)检验[ [ J [0. 289J J [ J [ J 2. 152 Jarque -Bera检验[ [ [0. 222J [ J [0. 322J ’ 1. 091 1. 091 O. 307 Ramsey检验[ J [ [0. 279J [0. 279J [ J O. 703 1. 303 1. 328 1. 328 1. 314 White检验[ J [0. 232J [0. 196J [0. 196J [0. 191J 注:根据自回归模型的设定，由于因变量的滞后阶数设定为1，为反映长期影响，所有自变量估计系数被调整为β/( 1 -川，其中β为自变量估计系数，p为滞后1期的因变量估计系数。(二)中国出口的价格弹性与收入弹性我们将通过模型来估计汇改七年来中国出口商品的价格弹性和收入弹性。在商品不完全替代的假设下，用来估计贸易弹性的出口需求模型如下:(2) 叫=α+Zf。ωJln(PJ+zfrJln(飞)其中，X为出口需求，P为出口商品的相对价格(出口商品价格与进口国物价之比), Y为进口国实际收人水平，ω和伊分别为出口需求的价格弹性和收入弹性。为了与测度汇率传递的方程(1)保持同样的形式，以使我们综合考虑汇率传递与出口商品的价格弹性和收入弹性，我们采用将当期数据与滞后12期数据相减的方式对(2)进行了差分，得到与公式(1 )形式类似的公式(3)。这样的处理也是基于以下雨点考虑:第一，我们所能获取的测度出口数量和价格以及进口国收入的数据均为同比指数;第二，同比数据可以部分剔除季节性因素的影响。
36 总第405期4、."仔也12 n .11nX, =α+ L;:o (P,-) + L ;:0 < ( Y,_) (3 ) j我们可以通过方程(3)来估计ω和伊的大小。我们同样采用2005年7月至2012年6月的月度数据来进行估计。在数据选择方面，我们用海关发布的出口商品同比数量指数来测度X，用贸易伙伴国的加权工业生产同比指数(IndustrialProduction Index)①来测度Y。对于P，我们首先将中国出口商品的同比价格指数通过国际清算银行公布的人民币名义有效汇率指数转化为以贸易伙伴国货币计价的同比价格指数，然后除以贸易伙伴国的加权消费者价格同比指数(consumer price index) ，以此作为相对价格的代理变量。不难看出，贸易伙伴国的篮子选取和权重设定对计算上述变量而言非常重要。我们仔细考察了2004年7月至2012年6月这8年时间里中国主要的出口贸易伙伴罔，初选了美国、欧盟、中国香港、日本、韩国、俄罗斯、印度、中国台湾、加拿大、澳大利亚、巴西，以及东盟的五个主要国家新加坡、泰国、印度尼西亚、马来西亚与菲律宾作为中国出口贸易伙伴国的代表篮子。在数据搜集过程中，我们没有找到中国香港、澳大利亚、泰国与印度尼西亚工业生产指数的月度数据，因此将这四个经济体剔除出篮子②。由剩余12个经济体构成篮子的进口额在样本区间的每个月内都超过中国出口额的70%，因此仍具有较强的代表性。③在各国权重的确定方面，考虑到国际清算银行用以计算有效汇率指数的贸易权重具有一定的滞后性，且中国主要出口贸易伙伴国的贸易占比在过去7年内发生了显著变化，因此我们采取了动态的权重计算方式，即每月根据篮子中各国当月从中国进口额占中国出口额的比重来确定权重。④1.描述性分析如图2所示，自2005年7月汇改启动以来，在人民币对美元升值期间(即子区间1和3) ，中国出口价值指数(以美元计价)的同比增速始终高于中国出口数量指数的同比增速，这表明在人民币对美元升值期间，中国出口商品的整体价格也在上升。相比之下，在人民币钉住美元的子区间2内，出现了中国出口价值指数同比增速低于中国出口数量指数同比增速的现象，这说明同期内中国出口商品的整体价格在下降。此外，在子区间2内，中国出口商品价格同比增速和剔除了进口国通货膨胀的相对价格之间出现了趋近甚至重合的现象，这显示了全球经济衰退造成的中国出口价格下跌。在危机期间与危机后，进口国加权工业生产指数似乎成为相对价格指数的先行指标。① 广义的工业生产指数包括代表产量变化和产值变化的两类数据，我们选用前者作为贸易伙伴国月度实际收入的代理变量。② 尽管在我国出口额中所占比重较大，但中国香港作为中国转口贸易的集散地，是否应该纳入篮子本身就存在争议。③ 对纳入篮子的12个经济体，为了统→数据标准，一律采用经过季节调整的工业生产指数，但考虑到最终所有数据均为同比值，该调整对结果的影响不大。⑧ 考虑到同际清算银行公布的名义有效汇率具有广泛的适用性，并且覆盖的国家更为全面，我们并没有根据我们自行计算的权重来确定名义有效汇率指数。
2014年第3期人民币升值究竟对中国出口影晌几何37 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% -10% -20% -30% d撼忡命忡忡忡蜒;彭总除燃这今以恋战:念:Gh~中'1-"")," ""吵r-:'t'))ν~γ")，"")，"""γ~ν~个'1-"")," ""今3、")，"，，"兮3、~出口数量指数同比增速出口价值指数同比增速圈2中国出口商品的价值指数和数量指数{同比增速)数据来源:CEIC。2.模型设定为简化符号，我们令λ=.1'lnA，。在设定模型之前，我们需要对飞，X，和P，三组时间序列数据进行单位根检验。如表6所示，通过利用不同准则设置滞后阶数的检验发现，立和P，都是平稳序列1(0)，而X，则是一阶单整序列1(1)。考虑到金融危机对我国出口的冲击，X，可能是存在结构断点的平稳序列，我们同样采取了Clemente等人(1998)的方法分别进行了含有一个和两个内生断点的平稳性检验，结果仍然显示X，是非平稳、序列。表6对飞，P，和叉的单位根检验结果于 , 1’, 111’, AIC SBC AIC SBC AIC SBC 单断双断AIC SBC 滞后阶数2 3 2 11 6 5 是否包含否杏否否是是杏杏否否趋势项统计量自" -2. 776 -3. 229 1. 775 " ’" 上述的检验结果表明，Y"主s和P，并不是同阶单整序列，所以无法采用协整分析来检验它们之间是否存在长期稳定的均衡关系。为了解决这一问题，我们采用Pesaran等人(1996)所拓展的ARDL(自回归分布滞后)模型进行贸易弹性的估计。这主要基于以下几点考虑:第一，该模型适用于1(0)和1(1)序列并存的情况，而并不要求变量序列为同阶单整;第二，该模型可以用于小样本数据，而克服了传统协整检验在小样本条件下结论不可靠的缺点。3.回归结果分析为了建立ARDL模型，我们首先需要建立与该模型对应的误差修正模型(ErrorCor›rection Model) ，如(4)式所示。
总第405期38 4、h'仔也臂、_T1_12 α+El;114Xt-J+ZJ=ωJAPE-J+ZJJJAYE-J+δ，t，+δ(4)点，+δ3飞。为了确定上述模型的滞后阶数，我们考察了最大滞后分别为58阶的所有可能模-p 型在综合考虑了AIC和SBC准则后，我们得到了两个备选模型，其依变量顺序(币，οt!Tl和1'2的顺序)所对应的自回归分布滞后模型分别为ARDL(300)和ARDL(463)，，，，。我们发现通过AIC准则选取的ARDL(463)具有最小的回归标准误差，且通过了模型设，，定检验，所以我们选择该模型作为最终的计量模型。表7给出了对该模型的估计结果，可以看出，该模型通过了除异方差在内的各项诊断检验。为了避免异方差对回归结果的影响，我们在回归中使用了Newey-West估计量。边限检验的结果显示，Wald统计量的值为，在1%的显著性水平上高于临界边限的上限值，故有理由认为对我国出口商品的总需求与出口商品相对价格和进口国实际收入之间存在长期稳定的关系。表7ARDLECM一的估计结果和相关检验①2检验LM(6)检验Ramsey检验Jarque-Bera检验white检验边限检验调整R咖啡事忡统计量 o. 792 2. 295 7. 长期系数收入弹性价格弹性叩]忡估计值1. 388[一 [ O. 034∞模型显示，中国出口商品的价格弹性为一，而收入弹性为，两者均在5%的水平上显著。这意味着，如果出口商品价格提高1%，出口量将会F降%，进一步的计算表明出口额会下降%(1 -101 % % )。* (兰)人民币升值对中国出口的综合影响根据本节第(一)部分的估计结果，在人民币对美元显著升值的时期(子区间1与子区间3)内，人民币汇率传递系数约为(长期以市定价弹性为)此结果与Cui0等人(2009)的估计值()较为接近。②根据第(二)部分的估计结果，中国出口商品价格弹性约为一，收入弹性约为我们同样将其与表2中所总结的国内学界对贸易弹性的实证结果相比，发现同时估算了价格弹性和收人弹性且结果显著的实证文献(朱真丽、宁妮2002;，何新华等人，2003;姚枝仲等人，2010)所估计的价格弹性均值为-1. 23，收入弹性均值为考虑到这些实证结果的数据区间大部分位于2000年之前，我们认为，本文估计得出口商品价格弹性(绝对值)较大的主要原因在于:近十年中，来自其他发展中经济体的竞争和中国劳动力成本的攀升削弱了中国出口商品的价格优势。综合考虑第(一)部分和第(二)部分的估计结果，人民币名义有效汇率升值1%，首① 介于滞后变量过多，而我们仅关注变量间的长期关系，所以表7中没有报告模型中各变量的系数，而仅报告了长期系数。② 从表l所总结的国内学界对人民币汇率传递效应的代表性实证研究成果中，我们可以看到，仅有Cui等人(2009)选取了名义有效汇率和出口价格作为测度汇率传递的相关变量，所以其实证结果对本文结论的印证意义最大。
2014年第3期人民币升值究竟对中国出口影晌几何39 先会导致中国出口商品的以进口国货币计价价格提高%，进而会导致中国出口量下降毛，以及出口额下降%。在人民币重新盯住美元的时期(子区间2)内，人民币汇率传递系数约为或(长期以市定价弹性约为或)。在这-时期内，如果人民币名义有效汇率升值1% ，首先会导致中国出口商品的以进口国货币计价价格提高毛或毛，进而导致中国出口量下降毛或毛，以及出口额下降毛或毛。不难看出，与人民币对美元显著升值时期相比，人民币名义有效汇率变动对出口量与出口额的影响明显变大。四、结论为评估汇改七年来人民币汇率变动对中国出口增速的影响，我们同时估计了人民币汇率传递系数与出口价格弹性。回归结果显示，在人民币对美元显著升值的时期(2005年7月至2008年6月以及2010年6月至2012年6月)，汇率传递系数约为;而在人民币重新盯住美元的时期(2008年7月至2010年5月)，汇率传递系数约为或;中国出口商品的价格弹性为，而收入弹性为。综合以上分析，我们可以计算不同时期内人民币汇率变动对中国出口的综合影响:在人民币对美元升值期间，如果人民币名义有效汇率升值1%，则中国出口量下降%, 出口额下降%;而在人民币钉住美元期间，升值1%将使得出口量下降毛或1. 620毛，出口额下降毛或毛。该结果说明，在考虑了汇率传递效应与进口国收入变动之后，人民币名义有效汇率升值仍会对中国出口产生显著负面影响。与人民币对美元升值期间相比，当人民币钉住美元时，人民币名义有效汇率升值对中国出口的负面影响将变得更为显著。本文研究表明，为降低人民币汇率变动对中国出口的负面影响，人民币汇率制度应该参考一篮子货币制订，而不应钉住美元，这在全球经济增长低迷时期尤为重要。参考文献[ 1 ]毕玉江和朱钟橡，2∞6，{人民币汇率变动的价格传递效应-基于协整和误差修正模型的实证分析~，{财经研究》第7期53-62页。[2J卡永祥，2001，{人民币汇率变动对国内物价水平的影响~，{金融研究》第3期78-88页。[3J曹永福，2005，{我国贸易弹性的模型实证研究~，{国际贸易问题》第10期10-13页。[4J陈六傅和刘厚俊，{人民币汇率的价格传递效应一基于VAR模型的实证分析~，{金融研究》第4期1-13页。[5J戴祖祥，1997，{我国贸易收支的弹性分析:1981 -1995~， {经济研究》第7期55-62页。[6J封北麟，2006，{汇率传递效应与宏观经济冲击对通货膨胀的影响分析~，{世界经济研究》第12期45斗1页。[7J何新华、吴海英和刘仕国，2∞3，{人民币汇率调整对中国宏观经济的影响~，{世界经济》第11期13-20页。[8J金洪飞、万兰兰和张翅，2011, {国际金融危机对中国出口贸易的影响~，{国际金融研究》第9期货-68页。[9J刘亚、李伟平和杨字俊，2∞8，{人民币汇率变动对我国通货膨胀的影响一汇率传递视角的影响~，{金融研究》第3
40 总第405期4、.Ir树也期28-41页。[WJ施建淮、傅雄广和许伟，2∞8，{人民币汇率变动对我国价格水平的传递~，{经济研究》第7期52ω64页。[11 J王培辉和袁薇，201O，{人民币汇率的价格传递效应:基于时变参数模型的分析~，{经济科学》第4期86-95页。[12J魏巍贤，2∞6，{人民币升值的宏观经济影响评价~，{经济研究》第4期47-57页。[13 J吴志明和郭予错，201O，{汇率制度改革前后人民币汇率传递效应研究~，{经济评论》第2期120-127页。[14J许统生和涂远芬，2∞6，{中国贸易弹性的估计及其政策启示}，{数量经济技术经济研究》第12期4-22页。[15 J姚枝仲、田丰和苏庆义，2010，{中国出口的收入弹性与价格弹性~，{世界经济》第4期3-27页。[16J殷德生，2∞4，{中国贸易收支的汇率弹性与收入弹性~，{世界经济研究》第11期47-53页。[17 J张明，2∞1，{人民币贬值与我国贸易收支的关系研究}，{金融教学与研究》第1期2-6页。[18J朱真丽和宁妮，2∞2，{中国贸易收支弹性分析~，{世界经济》第II期26-31页。[19J Clemer由1.,A. Montanes and M. Reyes, 1998, "Testing for a unit root in variables with a double change in the mean", Economics Letters, Vol. 59, pp. 175 -182. [20 J Cui 1. , C. Shu and 1. Chang, 2009, "Exchange rate pass -through and currency invoici吨inChina’s exports" , China Economic Issues, Hong Kong Monetary Authority, No. 2. [21 J Dixit A. , 1989, "Hysteresis, Import Penetration, and Exchange Rate Pass -出rough", Quarterly Joumal of Economics, Vol. 104, pp. 205ω228. [22JKru伊.anPaul. , 1986, "Pricing to Market When the Exchange Rate Changes", NBER Working Paper, No. 1926. [ 23 J Pesaran 旺，Y. Shin and R. J. Smith, 1996, "Testing for the existence of a long -run relationsl叩Universityof Cambridge Working Paper, No. 9622. The Impact of RMB Exchange Rate Appreciation on China’s Exports W ANG Yuzhe ZHANG Ming (School of Public Policy and Management, Tsinghua University; Institute of W orld Economics and Politics, Chinese Academy of SociaI Sci巳nces)Abstract: To evaluate the impact of RMB exchange rate appreciation on China’s exports since the RMB ex›change rate reform, we estimate the exchange rate pass -through effect, and the price elasticity and income e›lasticity of China’s exports. We found that RMB nominal effective exchange rate appreciation still significantly reduced Chinas exports even considering the pass一througheffect and the shocks on importers’ income. When pegging to U. S dollar, the nominal effective exchange rate appreciation of RMB would impair China’s export more severely. Key words: China’s expo巾，Exchange rate pass-through, Trade elasticity (责任编辑:王鹏)(校对:WH)
