人民幣匯率與我國沿海港口貨物吞吐量的關(guān)系

祝建，余思勤

(1.上海海事大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海 201306;2.上海海事大學(xué) 研究生部，上海 201306)

0 引言

2010年以來，美歐等國以其巨額貿(mào)易赤字為由壓迫人民幣升值，人民幣匯率問題再次成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)［1］.鑒于市場(chǎng)對(duì)人民幣升值的預(yù)期越來越強(qiáng)，人民幣升值已不再只是一個(gè)貨幣問題，而且關(guān)系到企業(yè)甚至是行業(yè)的存亡發(fā)展.那么，人民幣升值會(huì)對(duì)我國港口吞吐量形成怎樣的影響?人民幣匯率與我國沿海港口貨物吞吐量之間有怎樣的關(guān)系及這種關(guān)系是否因金融危機(jī)的發(fā)生而有所變化?本文將分別從定性和定量?jī)蓚€(gè)角度對(duì)上述問題進(jìn)行探討.

國內(nèi)關(guān)于研究港口吞吐量影響因素的文獻(xiàn)尚不多見，現(xiàn)有的文獻(xiàn)主要集中于定性地或運(yùn)用線性回歸的方法對(duì)地理位置、國民生產(chǎn)總值、人民生活水平、腹地資源開發(fā)等因素對(duì)港口吞吐量產(chǎn)生的影響作靜態(tài)的分析［2-10］.目前，國內(nèi)有關(guān)人民幣匯率與港口吞吐量之間的關(guān)系進(jìn)行研究的文獻(xiàn)相對(duì)較少，所有文獻(xiàn)在研究影響港口吞吐量的相關(guān)因素時(shí)均忽略了人民幣匯率這一不可忽略的因素.

本文以下先從傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法入手就人民幣升值對(duì)我國港口吞吐量可能形成的影響作定性分析，然后結(jié)合2005年1月～2010年6月人民幣實(shí)際有效匯率和我國沿海港口貨物吞吐量的月度數(shù)據(jù)為樣本對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行定量研究.

1 傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法

據(jù)國際收支理論中的彈性分析方法:本幣升值一方面可以起到減少出口的作用，另一方面可以起到增加進(jìn)口的作用.出口方面，假設(shè)匯率升值前，某種商品以本幣表示的出口價(jià)格為Pd0，匯率為r0，則該商品以外幣表示的價(jià)格Pf0=Pd0/r0;本幣升值后，匯率為r1，但該商品本幣表示的出口價(jià)格不變，仍為Pd0，則本幣升值后該商品以外幣表示的價(jià)格Pf1=Pd0/r1.由于r1＜ r0，所以Pf1＞ Pf0，即該商品的國外價(jià)格上升，從而抑制了國外進(jìn)口的意愿.進(jìn)口方面，假設(shè)匯率升值前，某種商品以外幣表示的進(jìn)口價(jià)格為Pf0，匯率為r0，則該商品以本幣表示的價(jià)格Pd0=Pf0*r0，本幣升值后，匯率為r1，但該商品以外幣表示的進(jìn)口價(jià)格不變，仍為Pf0，則本幣升值后該商品以本幣表示的價(jià)格Pd1=Pf0*r1.由于r1＜r0，所以Pd1＜Pd0，即該商品的國內(nèi)價(jià)格下降，從而刺激了本國進(jìn)口的意愿.由此方法分析可得，人民幣升值將減少我國的對(duì)外出口貿(mào)易量，而增加我國的對(duì)外進(jìn)口貿(mào)易量.

而所謂港口吞吐量是指報(bào)告期內(nèi)經(jīng)由水路進(jìn)、出港區(qū)范圍并經(jīng)過裝卸的貨物數(shù)量，其既包括出口貿(mào)易量又包括進(jìn)口貿(mào)易量以及中轉(zhuǎn)貿(mào)易量.而上述傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法僅僅定性地指出人民幣升值既減少我國的對(duì)外出口貿(mào)易量又增加我國的對(duì)外進(jìn)口貿(mào)易量，而并未定量地給出我國對(duì)外出口貿(mào)易的減少量和我國對(duì)外進(jìn)口貿(mào)易的增加量到底哪個(gè)數(shù)量更大，這就使得僅僅依靠傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法無法就人民幣升值對(duì)我國港口吞吐量可能形成的影響作出定性地判斷.

2 對(duì)傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法的一些修正

由上述傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法得出:人民幣升值將減少我國的出口貿(mào)易量，而增加我國的進(jìn)口貿(mào)易量.但當(dāng)結(jié)合我國對(duì)外貿(mào)易的實(shí)際情況考慮問題時(shí)，就會(huì)發(fā)現(xiàn)不能簡(jiǎn)單地套用傳統(tǒng)國際收支理論彈性方法來分析人民幣升值對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，原因在于:

2.1 出口商品的替代性

首先，中國對(duì)外出口的商品主要是低附加值的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，其中的一部分近似于經(jīng)濟(jì)學(xué)上所謂的“吉芬商品”，盡管人民幣升值會(huì)導(dǎo)致這部分商品的美元售價(jià)上升，但其需求量卻未必會(huì)減少.其次，中國對(duì)外出口的商品普遍價(jià)格低廉，即使人民幣有較大幅度的升值，用絕對(duì)美元價(jià)格來衡量單位商品價(jià)格上升有限，不至于減少外國消費(fèi)者對(duì)中國商品的需求.第三，中國對(duì)外出口的商品大多經(jīng)過生產(chǎn)商、出口商、轉(zhuǎn)口商、進(jìn)口商、批發(fā)商、零售商等諸多環(huán)節(jié)才進(jìn)入國外市場(chǎng)，這就使得人民幣升值的負(fù)擔(dān)并不由某一層次的廠商單獨(dú)承擔(dān)，所以，人民幣升值的負(fù)擔(dān)分?jǐn)偟矫恳粚哟螐S商其實(shí)并不大，各層次廠商利潤的稍許縮減就能抵消匯率的影響，因此人民幣升值未必會(huì)影響到中國的對(duì)外出口貿(mào)易量.

2.2 加工貿(mào)易

據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國的加工貿(mào)易已經(jīng)超過一般貿(mào)易占貿(mào)易總額的55%以上，是中國貿(mào)易順差的主要來源.中國加工貿(mào)易出口產(chǎn)品的進(jìn)口成本比重很高，加工貿(mào)易出口產(chǎn)品中只有20%是在國內(nèi)產(chǎn)生的增值.下面通過模型來對(duì)加工貿(mào)易和一般貿(mào)易對(duì)匯率調(diào)整反應(yīng)程度的不同加以解釋.假設(shè):加工貿(mào)易產(chǎn)品的外匯成本為Cpt，一般貿(mào)易產(chǎn)品的外匯成本為Cgt，國內(nèi)原材料價(jià)格為Pd，國外原材料價(jià)格為Pf，其它國內(nèi)成本為Cd，國內(nèi)工人工資為Wd，匯率為r，則:

當(dāng)r下降時(shí)，Cgt的提升幅度大于Cpt，也即，當(dāng)本幣升值時(shí)，加工貿(mào)易的外匯成本增加的幅度較小，而一般貿(mào)易的外匯成本增加的幅度較大;進(jìn)一步可得:加工貿(mào)易的產(chǎn)品在國外銷售時(shí)的價(jià)格增加要比一般貿(mào)易的產(chǎn)品在國外銷售時(shí)價(jià)格增加的幅度小［11］.這說明，本幣升值對(duì)加工貿(mào)易出口的抑制作用小于一般貿(mào)易出口.而鑒于我國加工貿(mào)易的這種“大進(jìn)大出，兩頭在外”的特點(diǎn)決定了我國自主進(jìn)口貿(mào)易的比重較低，這就使得人民幣升值對(duì)我國進(jìn)口貿(mào)易可能產(chǎn)生的影響就比較有限了.

2.3 貿(mào)易壁壘

貿(mào)易壁壘一直以來都是影響世界貿(mào)易自由化的障礙，而這種影響自金融危機(jī)以來更為顯著，以中美貿(mào)易為例，美國對(duì)華出口的大宗商品大致可分為兩類，一類是高附加值的資本技術(shù)密集型產(chǎn)品，另一類是農(nóng)產(chǎn)品.對(duì)于第一類產(chǎn)品，美國對(duì)華實(shí)行嚴(yán)格的貿(mào)易限制，這使得我國對(duì)于這部分商品的進(jìn)口貿(mào)易量并不取決于價(jià)格因素而主要取決于貿(mào)易政策，也即人民幣升值并不會(huì)增加我國對(duì)這部分商品的進(jìn)口貿(mào)易量.貿(mào)易壁壘的存在使得影響我國對(duì)外貿(mào)易量的因素中增加了許多非市場(chǎng)化因素.

綜上所述，鑒于傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法自身的不足以及我國對(duì)外貿(mào)易的實(shí)際情況，僅僅依靠傳統(tǒng)的國際收支理論中的彈性分析方法無法就人民幣升值對(duì)我國沿海港口貨物吞吐量形成的影響作出定性地判斷.

為了對(duì)人民幣匯率與我國沿海港口貨物吞吐量之間的關(guān)系進(jìn)行定量地考察，本文以下選取人民幣實(shí)際有效匯率(REER，以2005年為100)和我國沿海港口貨物吞吐量(HTTL，單位百萬噸)自2005年1月～2010年6月的月度數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)來源分別為:國際清算銀行網(wǎng)和中華人民共和國海關(guān)總署網(wǎng).為了減小樣本數(shù)據(jù)的振幅和異方差，本文先分別對(duì)我國沿海港口貨物吞吐量(HTTL)和人民幣實(shí)際有效匯率(REER)的樣本數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)(以下分別簡(jiǎn)記為L(zhǎng)NHTTL和 LNREER).圖1分別是 LNHTTL和LNREER的時(shí)間序列圖.

圖1 LNHTTL和LNREER的時(shí)間序列圖

3 人民幣實(shí)際有效匯率與我國沿海港口貨物吞吐量關(guān)系之實(shí)證研究

3.1 鄒突變點(diǎn)檢驗(yàn)

由圖1可知，這兩個(gè)變量由于受金融危機(jī)的影響分別在2008年左右呈現(xiàn)出顯著地急跌現(xiàn)象，為了避免由這種劇烈波動(dòng)引起的數(shù)據(jù)樣本結(jié)構(gòu)上的突變對(duì)最終實(shí)證結(jié)果可信度形成干擾，故有必要先對(duì)2005年1月～2010年6月期間兩變量的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行鄒突變點(diǎn)檢驗(yàn)，鄒突變點(diǎn)檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)在樣本范圍內(nèi)某一點(diǎn)是否發(fā)生顯著的變化，當(dāng)研究同一問題，在不同時(shí)段得到的兩個(gè)子樣本時(shí)，需要考察兩個(gè)不同時(shí)段的回歸系數(shù)是否相同，即回歸系數(shù)在不同時(shí)段是否穩(wěn)定.

選取2007年11月和2007年12月這個(gè)兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行鄒突變點(diǎn)檢驗(yàn)(檢驗(yàn)由Eviews5.0軟件完成，下同)，得到的結(jié)果如表1、表2所示.

由表1和表2可知，數(shù)據(jù)樣本在2007年11月這個(gè)時(shí)間點(diǎn)在1%顯著性水平上通過了突變點(diǎn)檢驗(yàn)，而在2007年12月這個(gè)時(shí)間點(diǎn)在1%顯著性水平上沒有通過突變點(diǎn)檢驗(yàn)，故可認(rèn)為本文所選取的HTTL和REER的數(shù)據(jù)樣本在2007年12月經(jīng)歷了結(jié)構(gòu)上的突變，故本文以2007年12月為分界點(diǎn)，把樣本數(shù)據(jù)分為金融危機(jī)之前和以來兩個(gè)階段(即2005年1月～2007年12月和2008年1月～2010年6月)，并對(duì)兩個(gè)階段樣本數(shù)據(jù)分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn).

表1 2007年11月鄒突變點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果

表2 2007年12月鄒突變點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 單位根檢驗(yàn)

若一個(gè)時(shí)間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)隨時(shí)間而改變，則該序列為非平穩(wěn)序列，即序列含有某種變動(dòng)趨勢(shì).為此，本文首先對(duì) LNHTTL和LNREER時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，這里采用擴(kuò)展的Dickey-Fuller(ADF檢驗(yàn))方法(檢驗(yàn)由Eviews5.0軟件完成)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4所示.

表3 2005年1月～2007年12月期間兩變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表4 2008年1月～2010年6月期間兩變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，2005年1月～2007年12月期間的LNHTTL序列在含常數(shù)項(xiàng)和不含趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，其ADF統(tǒng)計(jì)量均大于在不同顯著性水平下ADF統(tǒng)計(jì)量的臨界值，即LNHTTL序列不平穩(wěn)，故對(duì)其進(jìn)行一階差分處理，得到D(LNHTTL)序列，該序列在含常數(shù)項(xiàng)和不含趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，其ADF統(tǒng)計(jì)量均小于在不同顯著性水平下相應(yīng)ADF統(tǒng)計(jì)量的臨界值，即D(LNHTTL)平穩(wěn)，也即LNHTTL序列是一階平穩(wěn)序列，用符號(hào)表示為:LNHTTL～I(xiàn)(1)，同理可得:LNREER～I(xiàn)(1).

同理由表4可知，2008年1月～2010年6月期間的LNHTTL序列在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，其ADF統(tǒng)計(jì)量均大于在不同顯著性水平下ADF統(tǒng)計(jì)量的臨界值，即LNHTTL序列不平穩(wěn)，對(duì)其進(jìn)行一階差分處理后的D(LNHTTL)序列在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，其ADF統(tǒng)計(jì)量均小于在不同顯著性水平下相應(yīng)ADF統(tǒng)計(jì)量的臨界值，即該LNHTTL序列是一階平穩(wěn)序列，用符號(hào)表示為:LNHTTL～I(xiàn)(1)，同理可得:LNREER～I(xiàn)(1).

3.3 VAR 模型

根據(jù)前面的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出無論是2005年1月～2007年12月期間的數(shù)據(jù)還是2008年1月～2010年6月期間的數(shù)據(jù)，都顯示LNHTTL和LNREER同是一階單整序列，滿足建立VAR模型的條件.VAR模型由于其較少受經(jīng)濟(jì)理論對(duì)變量解釋的限制以及其充分考慮到了各變量受其滯后期的影響而被廣泛應(yīng)用.VAR模型的一般形式為:

其中，εt為白噪聲.

由于本文重點(diǎn)研究人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國沿海港口貨物吞吐量的影響，故以下給出LNHTTL關(guān)于LNREER滯后期及其自身滯后期的滯后二期的VAR方程，即:

根據(jù)金融危機(jī)前、后的樣本數(shù)據(jù)分別經(jīng)過Eviews軟件處理后，得到的模型結(jié)果為:

2005年1月～2007年12月期間兩變量的VAR結(jié)果:

2008年1月～2010年6月期間兩變量的VAR結(jié)果:

括號(hào)里是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差

圖2、圖3分別為上述兩個(gè)模型的AR特征多項(xiàng)式的逆根圖.

圖2 2005年1月～2007年12月期間AR特征多項(xiàng)式逆根圖

圖3 2008年1月～2010年6月期間AR特征多項(xiàng)式逆根圖

由圖2和圖3可知，兩階段VAR模型的所有單位根均位于單位圓內(nèi)，故上述兩個(gè)模型結(jié)構(gòu)均穩(wěn)定，即無論是2005年1月～2007年12月期間還是2008年1月～2010年6月期間的VAR模型的擬合效果都較好.故可以就(1)式和(2)式分別分析金融危機(jī)發(fā)生之前和以來，人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)對(duì)我國沿海港口貨物吞吐量形成的短期影響:由(1)和(2)式可知:無論是金融危機(jī)發(fā)生之前還是以來，LNHTTL和LNREER滯后一期的數(shù)值之間都存在正相關(guān)關(guān)系，即前一期人民幣實(shí)際有效匯率上升(即人民幣貶值)都將導(dǎo)致此期我國沿海港口貨物吞吐量的增加.但是，對(duì)比(1)式和(2)式LNREER前的系數(shù)可知:金融危機(jī)發(fā)生以來的我國沿海港口貨物吞吐量受人民幣實(shí)際有效匯率滯后期數(shù)值的(無論是一期還是二期)影響程度比金融危機(jī)發(fā)生前有顯著地減小，這表明:金融危機(jī)發(fā)生以來，我國沿海港口貨物吞吐量對(duì)人民幣匯率波動(dòng)的反應(yīng)程度較之金融危機(jī)發(fā)生之前變得更為不敏感了.也即我國沿海港口貨物吞吐量受人民幣實(shí)際有效匯率的影響在金融危機(jī)發(fā)生以來得到了削弱.

3.4 協(xié)整檢驗(yàn)

上述VAR模型顯示了我國沿海港口貨物吞吐量和人民幣實(shí)際有效匯率之間的短期相互作用，而以下的協(xié)整檢驗(yàn)則反映了這兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系.

本文采用E-G兩步法分別對(duì)2005年1月～2007年12月期間和2008年1月～2010年6月期間兩個(gè)變量的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，E-G兩步法由先對(duì)兩變量之間進(jìn)行線性回歸，再對(duì)回歸后的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)完成，檢驗(yàn)結(jié)果分別如表5～8所示.

表5 2005年1月～2007年12月期間LNHTTL和LNREER的回歸結(jié)果

表6 2005年1月～2007年12月期間殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表7 2008年1月～2010年6月期間LNHTTL和LNREER的回歸結(jié)

表8 2008年1月～2010年6月期間殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，2005年1月－2007年12月期間兩變量數(shù)據(jù)回歸結(jié)果的殘差序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于1%顯著性水平下ADF統(tǒng)計(jì)量的臨界值，故可以認(rèn)為該殘差序列平穩(wěn)，即金融危機(jī)前，LNHTTL和LNREER之間存在著協(xié)整關(guān)系.進(jìn)一步由表5可知，在此期間的LNHTTL和LNREER之間存在著顯著地正相關(guān)關(guān)系(系數(shù)為2.887 167)，即金融危機(jī)發(fā)生之前，人民幣實(shí)際有效匯率的上升(即人民幣貶值)將導(dǎo)致我國沿海港口貨物吞吐量上升，反之亦然.

由表8可知，在不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，2008年1月～2010年6月期間兩變量數(shù)據(jù)回歸結(jié)果的殘差序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量甚至大于10%顯著性水平下ADF統(tǒng)計(jì)量的臨界值，故可以認(rèn)為該殘差序列不平穩(wěn)，即金融危機(jī)發(fā)生以來，LNHTTL和LNREER之間不存在協(xié)整關(guān)系.也即此次金融危機(jī)的發(fā)生打破了金融危機(jī)之前人民幣實(shí)際有效匯率和我國沿海港口貨物吞吐量之間存在著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系.

4 結(jié)論

本文先用傳統(tǒng)國際收支理論彈性方法定性分析了人民幣升值可能對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易量可能產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)鑒于傳統(tǒng)國際收支理論彈性分析方法自身的不足以及我國對(duì)外貿(mào)易的實(shí)際情況，僅僅依靠傳統(tǒng)的分析方法無法就人民幣升值對(duì)我國沿海港口貨物吞吐量形成的影響作出定性判斷.為了對(duì)人民幣匯率與我國沿海港口貨物吞吐量之間的關(guān)系進(jìn)行定量地考察，本文以2005年1月～2010年6月人民幣實(shí)際有效匯率與我國沿海港口貨物吞吐量的月度數(shù)據(jù)為樣本，并把樣本分為金融危機(jī)發(fā)生之前和發(fā)生以來兩個(gè)階段分別進(jìn)行實(shí)證研究.由VAR模型可知:短期內(nèi)，人民幣升值將減少我國沿海港口貨物吞吐量，并且我國沿海港口貨物吞吐量受人民幣匯率波動(dòng)的影響在金融危機(jī)發(fā)生以來得到了削弱;由協(xié)整檢驗(yàn)可知:金融危機(jī)發(fā)生之前，人民幣匯率與我國沿海港口貨物吞吐量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且人民幣升值將減少我國沿海港口貨物吞吐量，但金融危機(jī)以來，人民幣匯率與我國沿海港口貨物吞吐量之間不再具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即長(zhǎng)期看，金融危機(jī)發(fā)生以來人民幣升值未必會(huì)減少我國沿海港口的貨物吞吐量.由此推理，美歐等國以縮小其巨額貿(mào)易赤字為由而壓迫人民幣升值的邏輯是站不住腳的.

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