陈福炯，赵益华

（湖州职业技术学院 国际贸易实务教研室，浙江 湖州 313000)

一、理论综述

近年来，人民币汇率升值问题已成为学术界和国际社会关注的焦点，来自不同视角的研究集中于三个方面的探讨。（1）针对人民币汇率升值背景与原因的探讨。如林伯强、施建准（2005）等研究人民币均衡汇率的测算问题。（2）针对人民币汇率改革的探讨。如周茂荣（2004）等、李杨（2005）等探讨了人民币汇率制度改革。（3）人民币汇率升值宏观效应研究。张曙光（2005）分析了人民币升值的成本-收益，何新华等（2003）模拟分析了人民币升值对中国宏观经济产生的影响；卢向前、戴国强（2005）研究了进出口受实际汇率变化的影响；万解秋（2004）等分析了汇率调整对就业的影响；范金（2004）等采用社会核算矩阵乘数法分析了人民币汇率升值的综合影响；刘艳辉（2003）等描述性分析了人民币升值的影响；魏巍贤（2006）定量研究了人民币升值对中国经济的宏观效应，认为人民币升值对GDP增长的影响是非线性的，对就业不利，并促进进口抑制出口。

尽管如此，上述研究均极少对人民币汇率升值背景下贸易结构的调整问题有所涉及，而这一问题恰是人民币汇率升值态势下的一个重要论题。依据传统理论分析，如果出口商品以劳动密集型的产品与资源密集型为主，那么汇率的变动对产品的出口影响很小，因为这些产品的弹性很低。如果出口产品以附加值高的产品为主，那么汇率的变动对产品的出口影响很大，因为这些产品的弹性比较高。所以，一个国家如果想避免汇率升值所导致出口额的减少，需要增加出口产品中的高附加值产品比重，改善出口商品的结构。毕玉江（2005）分析认为SITC分类后的商品出口结构与人民币实际有效汇率和世界实际GDP之间不存在长期协整关系。郑恺（2006）研究了自1994年以来中国对美国按SITC出口贸易与实际汇率波动之间的关系。实证发现，出口贸易各部门中不同行业对汇率波动的反应不同，其中制造业产品出口受到的影响明显大于初级产品；此外制造业中不同产品对汇率波动的反应也不一致。陈宗伟（2005）认为，人民币汇率升值，将对包括纺织服装、家电等传统出口优势型行业产生一定影响。但是纺织、家电等出口企业现在利润一般比较低，人民币汇率调整，从长期来看，将会促使出口企业改变产品结构，提高产品附加值。同时，由于钢铁、轿车、石化、化纤及塑料、航空等行业每年均需要进口相关的原材料及部件，因此人民币汇率调整将使得这些行业的成本有一定的下降，附加值率提升，因此人民币汇率升值将有利于贸易结构的优化升级。

二、人民币汇率变动与贸易结构调整的同步趋势

（一）改革开放以来人民币汇率的变动趋势

改革开放后，人民币汇率制度大致经历了计划内部双轨制、盯住美元的管理浮动汇率制、单一的有管理的浮动汇率制与盯住“一篮子”货币的浮动汇率制四个阶段。自1997年亚洲金融危机始，人民币汇率实际上是钉住单一货币美元的浮动汇率制度。随着国内外形势的变化，人民币汇率制度存在的问题日益暴露，近年来人民币汇率升值压力便是证明。2005年7月，我国开始实行以市场供求为基础、参考一揽子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制。

改革汇率决定制度的同时，人民币汇率水平也经历了大幅的调整。本文以人民币兑美元为例反映人民币汇率水平，统计数据表明，1994年至2005年人民币兑美元汇率位于8.28元至 8.33兑换1美元的狭窄区域，除1994年升值3.5%，1995年升值1.6%以外，其余几年都保持在8.28元人民币兑换1美元左右的水平。尤其是1998年以来，人民币汇率几乎保持在8.2770—8.2800的波动区间。截至目前，人民币兑美元汇率已跑步升值至6.32的水平。

（二）改革开放以来我国对外贸易结构的调整与优化

出口商品结构是衡量一国对外贸易结构状况的重要依据。按照国际贸易标准分类和附加值的高低，出口商品的构成可分为初级产品和工业制成品两大类。其中初级产品附加值低，在国际市场上的竞争力弱，在粗放式的外贸增长方式、国内产业结构水平较低时所占比重较大。相比而言，工业制成品附加值高，竞争能力强，较高水平的集约型外贸增长方式和国内产业结构多以工业制成品的出口为主，应是工业化经济时代出口商品结构调整与优化的方向。

分析我国对外贸易出口商品结构可看出以下特征：我国工业制成品出口的绝对值与初级产品相比迅速增长；两者在出口中的比重成剪刀差；制成品出口略高于制成品进口。总的来说，随着我国工业化程度提高，我国出口商品结构不断改善，呈良好发展态势。工业制成品逐渐成为出口主导产品。改革开放后，随着我国工业生产的增长和技术进步，工业制成品出口有了长足发展，中国产业结构呈现不断优化的演进趋势。1980年，初级产品出口额91.1亿美元，占当年商品出口总额的50.3%，工业制成品出口额为90.1亿美元，占当年商品出口总额的49.7%，两者的比例基本相当。1981年，工业制成品的出口比重第一次超过初级产品的出口比重。此后，除1985年工业制成品的出口比重略低于初级产品的出口比重外，其余年份都是工业制成品占据主导地位。从1993年开始，工业制成品的出口比重已达80%以上，中国出口商品结构的初步升级已经实现。2003年工业制成品出口额已达4 034.2亿美元，占出口总额的92.1%。2004年工业制成品出口5 528.2亿美元，所占出口比重进一步提升至93.2%，工业制成品的主导地位牢不可破。

（三）人民币汇率变动与对外贸易结构调整的同步性

通过相关系数法及检验可以判断人民币汇率（eRMB）与商品贸易出口结构（TradeSTR）变化趋势的一致性与同步性。经Eviews5.0对人民币汇率与商品贸易出口结构的对数化序列进行相关性分析，经过计算求得二者相关系数r=0.9596，随后对相关系数进行显著性检验，给定α=0.05，自由度n-2=24，查相关系数临界表可得r0.05=0.358，得到>r0.05，即可以认为人民币汇率与商品贸易出口结构的正相关关系是较为显著的，即二者变化趋势具有同步性。

三、汇率变动影响贸易结构调整的实证分析

利用人民币汇率（eRMB）与商品贸易出口结构（TradeSTR）取自然对数后的时间序列LeRMB和LTradeSTR进行实证分析。对数化时间序列具有消除数据异方差性、平滑数据、回归方程系数反映弹性等分析的便利性。计量过程由Eviews5.0软件完成。

（一）因果性检验（Engel－Granger因果检验）

首先采用恩格尔－格兰杰 （Engel－Granger）因果关系检验法考察LeRMB与LTradeSTR序列之间的因果关系，从而说明二者之间的相互影响。本文对LeRMB与LTradeSTR序列之间的E-G因果关系检验的结果见表1。

从检验结果看，在选择不同滞后期（Lag＝1～3）情况下，对原假设 “LeRMB不是LTradeSTR的Granger成因”的相伴概率均在5%的显著性水平以下，表明可以拒绝原假设，即LeRMB是引起LTradeSTR变化的原因。而对原假设“LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”的相伴概率均很大，故接受原假设，即认为序列LTradeSTR对LeRMB的变化没有因果性影响。因此综合来看，人民币汇率与商品贸易出口结构之间存在前者对后者的单向因果关系，而商品贸易出口结构的调整与优化不是导致人民币汇率变动的成因。

（二）人民币汇率变动与贸易结构演变的协整分析

1.平稳性检验

单位根检验方法有DF检验、ADF检验和PP非参数检验，本部分对（LeRMB，LTradeSTR）使用被普遍采用扩展ADF检验方法，检验结果如表2所示。

从单位根检验结果看，对数化后的人民币汇率（LeRMB）与商品贸易出口结构（LTradeSTR）一阶差分后均为平稳序列，而原始序列不满足单位根过程，因此可以认为二者均服从I（1）过程，即为一阶（差分）单整序列。

2.协整关系分析

由于序列LeRMB与LTradeSTR均为同阶I（1）过程，因此可以进一步验证二者的协整关系（不同阶向量之间不存在协整关系）。协整揭示了变量之间的一种长期稳定的均衡关系，是均衡关系在统计上的表述，因此在实证检验中常用来作为判断变量间存在均衡关系的依据。比如两个变量，虽然它们具有各自长期趋势与短期波动规律，但如果它们是协整的，则其之间存在着长期稳定的均衡关系，虽然在短期内，这两个变量有可能偏离均衡关系，但这种偏离是暂时的，将会随着时间的推移而逐渐回到均衡状态。

农业合作化一定程度上克服了个体经济的脆弱性，为缺乏劳动力和生产工具的贫农提供了便利，促进了农业的发展，缓解了农村的贫富分化问题。然而，随着互助组向初级社、高级社的发展，农民自主经营的权利逐渐丧失，部分农民产生了抵触情绪，瞒产私分、扩大自留地，甚至出现了“拉牛退社”的现象。为了把农业个体所有制尽快建设成为社会主义集体所有，在农业实现合作化后，中央决定继续扩大农业生产规模，1958年陆续出台了《关于小型农业社适当地合并为大社的意见》、《关于在农村建立人民公社问题的决议》，在高级社的基础上，掀起了人民公社化运动，逐渐形成了人民公社制度。

表1 Engel-Granger因果关系检验

表2 平稳性检验（ADF）

本文基于Johansen极大似然迹估计进行协整检验，设定协整向量仅含截距项。协整检验结果如表3。分析发现，二者“不存在协整向量”即 “协整向量个数r=0”的零假设在Prob.＝0.0486<0.05的显著水平上被拒绝，说明协整关系存在；而从“协整向量个数≤1”的零假设接受概率Prob.=0.6485≥0.1说明假设成立。因此可以认为二者存在唯一的协整向量，即人民币汇率与商品贸易出口结构之间存在着一种长期稳定的均衡关系。均衡关系如式（1），表明以LeRMB与LTradeSTR线性组合表示的Coint.Eq序列为一单整平稳序列。

（三）人民币汇率变动与贸易结构演变的动态分析

1.向量误差修正模型（VECM）

本文基于协整分析，进一步选用向量误差修正模型 （Vector Error Correction Model，VECM）分析人民币汇率与商品贸易出口结构之间影响与制约的动态关系。向量误差修正模型是基于向量自回归（Vector Autoregression，VAR）模型经过协整变换建立。其中VAR模型避开了结构建模中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题；应用样本可以确定一个多变量VAR系统的参数，从而得到变量间的相互关系，因而向量自回归模型是在分析多变量时间序列的有力工具。

基于建立误差修正模型滞后期选择所依据的赤池信息量 （Akaike Information Criterion，AIC准则）与施瓦茨信息量（Schwarz Criterion，SC准则）最小的原则，本文VECM模型滞后期选择P＝3，同Johnson协整检验一致亦仅含截距项。误差修正模型VECM分析结果如表4。

表4结果显示，回归方程拟合优度较高。以LeRMB与LTradeSTR为因变量的拟合方程R2分别为0.965452与0.942204，反映方程整体显著性的F值也都很大，说明两个方程整体显著性水平均很高。从反映各个回归系数显著性的t值看，滞后1—2期的LeRMB对自身的影响显著。从滞后1—3期的LeRMB对LTradeSTR的影响系数的t值来看，显示出人民币汇率的升值会带来商品贸易出口结构的优化，LeRMB影响未来三期LTradeSTR的弹性系数分别为0.184787、0.033691与0.012535，即人民币汇率升值1%，会导致三期以内的商品贸易出口结构分别优化0.184787%、0.033691和0.012535，调整的弹性系数虽小，但具有很强的统计显著性。同样，滞后1期的LTrade-STR对LTradeSTR的变化有显著性的影响，对未来1期贸易出口结构的调整产生积极的累积效应，弹性系数为0.383687。贸易出口结构LTrade-STR的升级与优化对人民币汇率出现升值的趋势不构成显著影响，一期至三期的影响系数的统计检验t值均很小，不具有较强的统计显著性。这与因果检验结论基本一致。

表4 （LeRMB，LTradeSTR）’向量的误差修正模型（VECM）

另外误差修正项系数都是显著的，这进一步验证了本文所考察的变量间长期均衡关系存在，短期波动的偏离会出现向均衡调整的趋势。负数反映了人民币汇率的变化会抵消其与贸易出口结构长期均衡的偏离程度；而贸易出口结构的优化则会使其进一步加大其对人民币汇率长期均衡的偏离；二者调整的速度分别为-0.649080与0.144282。

2.脉冲响应函数（Impulse Response Fnction）

脉冲响应函数是一种非参数模型辨识方法，可用来分析各变量方程发生自发性扰动 （方程预测误差）时，对各因变量未来各期直接与递归影响。本文计算的脉冲响应函数如图1所示。 （1）当LeRMB方程实际值与预测值之间存在一个标准差偏误时，对未来一期LeRMB的影响程度较大，二期之后迅速衰减，四期之后影响程度平缓下降；而LTradeSTR方程发生一个标准差预测偏误时，对本期LeRMB不会产生影响，说明LTradeSTR方程的误差项满足与本期因变量的不相关性，一期之后影响为负，至2期以后逐步由负趋正，四期后衰减，影响程度始终不大，这与EG因果检验接受 “LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”假设、VAR检验的结果基本一致。 （2）当LTradeSTR方程发生一个标准差偏误时，对未来一期LTradeSTR的影响程度很大，至3期之后影响不再强烈；而由LeRMB方程发生的一个标准差偏误则结果系统递归对未来3期内的LTradeSTR造成逐步加强的冲击，4期之后开始下降但至10期影响程度依然很高。这同样与EG因果检验拒绝 “LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”假设、VAR检验的结果基本一致。

图1 （LeRMB，LTradeSTR）系统的脉冲响应函数分析

3.方差分解（Variance Decomposition）

在分析了预测误差对未来系统的冲击之后，再根据方差分解考察系统各方程中预测误差的来源。可将任意一个内生变量的预测均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献，然后计算每一个变量冲击的相对重要性，即变量的贡献与总贡献的比例。本文根据这个比例值的大小来判断变量间因果关系的强弱，得到结果如表5所示。

从LeRMB的方差分解结果看，5期内LeRMB的扰动均可以从自身冲击中得到解释，受LTrade-STR的干扰影响不大。而从LTradeSTR的方差分解结果看，短期（1—3）内，LTradeSTR 的波动受自身的冲击特别显著，LeRMB的冲击则不太明显；中期分解则显示了来自LeRMB的冲击具有加强的趋势。这显示了与前文基本一致的结果：即人民币汇率与商品贸易结果之间存在着单向因果关系，人民币汇率是因，商品贸易出口结构是果；商品贸易出口结构调整与升级是人民币升值成因的看法则缺乏实证的支持。

表5 （LeRMB，LTradeSTR）系统动态冲击的方差分解

四、简要结论与政策建议

通过实证分析发现：（1）相关性检验认为，人民币汇率与商品贸易出口结构之间关联性很强，且具有统计显著性；（2）协整分析得出，人民币汇率与商品贸易出口结构之间存在着长期稳定的均衡关系。（3）EG因果检验、VECM模型、脉冲响应函数以及方差分解的结果基本一致，VECM模型显示前者对后者近期影响的弹性系数为0.184787，即人民币汇率升值1%，会导致商品贸易出口结构优化0.184787%；而商品贸易出口结构的波动对人民币汇率的变动影响不大，且统计检验不显著。因此可以认为人民币汇率的升值会带来商品贸易出口结构的优化，而商品贸易出口结构调整与升级是人民币升值成因的看法则缺乏实证的支持。

结合当前人民币汇率升值的国内外压力与背景形势，最后本文认为：（1）大力推动科技兴贸战略，加大对外贸易产业的知识、技术、人力资本的投入，提高贸易商品的技术含量和附加值；（2）进一步改革人民币汇率形成与决定机制，逐步完善汇率机制、财政货币政策机制、产业贸易政策机制的联系，使人民币汇改走上良性的循环轨道，从而更深层次地促进国内经济与对外贸易的全面协调与可持续发展。

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[3]刘艳辉，张静，汪寿阳.人民币升值对中国和世界经济的影响分析[J].国际技术经济研究，2003（4）：1-8.

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