匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)東盟蔬菜貿(mào)易量的影響
——基于引力模型的實(shí)證分析

胡亞權(quán)

(湖北工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 孝感 432000)

匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)東盟蔬菜貿(mào)易量的影響
——基于引力模型的實(shí)證分析

胡亞權(quán)

(湖北工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 孝感 432000)

在自由貿(mào)易條件下，商品的貿(mào)易量通常受比較優(yōu)勢(shì)的影響，但是如果受到各類(lèi)政府措施的干預(yù)，如匯率波動(dòng)的影響，貿(mào)易量就會(huì)發(fā)生扭曲性變化。本文利用特定商品的引力模型，基于1992～2013年的數(shù)據(jù)分析了匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)東盟蔬菜貿(mào)易量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：匯率的波動(dòng)性對(duì)貿(mào)易量有顯著的負(fù)向作用，簽訂自由貿(mào)易協(xié)定有助于增加貿(mào)易量。

匯率波動(dòng)性；中國(guó)東盟；貿(mào)易量；引力模型

一般來(lái)說(shuō)，在自由貿(mào)易體制下，商品的國(guó)際貿(mào)易量受比較優(yōu)勢(shì)因素的影響。但是，受政府的干預(yù)或者匯率波動(dòng)等其他因素的影響，商品的貿(mào)易量會(huì)增加或者減少。以前的研究多用引力模型來(lái)分析總量意義上的貿(mào)易量的決定因素，引力模型雖然應(yīng)用廣泛，但是模型假設(shè)影響貿(mào)易量的因素在各產(chǎn)業(yè)部門(mén)之間是一致的，很少有人分析影響特定商品貿(mào)易量的決定因素。

匯率作為影響國(guó)際貿(mào)易量的重要宏觀經(jīng)濟(jì)變量，它的不確定性對(duì)貿(mào)易量的影響還存在爭(zhēng)議。早期的研究多分析總量意義上的貿(mào)易量，這就意味著匯率的波動(dòng)對(duì)各類(lèi)商品貿(mào)易量的影響效果是一樣的。由于使用總量意義上的貿(mào)易量數(shù)據(jù)，而忽視匯率波動(dòng)對(duì)不同商品貿(mào)易量影響的差異性，所以研究結(jié)論就有些模棱兩可。一般認(rèn)為，如果匯率發(fā)生波動(dòng)，貿(mào)易伙伴國(guó)之間的貿(mào)易量一定會(huì)受到影響。如果貿(mào)易伙伴是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，隨著匯率不確定性的增大，貿(mào)易量將會(huì)減少。如果匯率是受到管制的，匯率的波動(dòng)性會(huì)導(dǎo)致貿(mào)易量的增加。

一些學(xué)者的研究用引力模型分析匯率波動(dòng)性對(duì)產(chǎn)業(yè)部門(mén)貿(mào)易量的影響，得到的結(jié)論是不統(tǒng)一的。Thursby[1]和Cushman[2]認(rèn)為匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易量有負(fù)的影響，而Klein[3]發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)對(duì)出口部門(mén)有正的影響。Rose[4]和Cho等[5]則認(rèn)為匯率波動(dòng)對(duì)部門(mén)貿(mào)易量有負(fù)的影響。經(jīng)典的匯率理論認(rèn)為未預(yù)料到的匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易量有負(fù)的影響。Pick[6]認(rèn)為，匯率的變化不會(huì)顯著影響發(fā)達(dá)國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量，但是會(huì)減少對(duì)發(fā)展中國(guó)家的出口量。上述研究也都只考慮總量意義上的貿(mào)易量，沒(méi)有考慮匯率的不確定性對(duì)特定商品貿(mào)易量產(chǎn)生的影響，Sheldon等[7]的研究認(rèn)為匯率的不確定性對(duì)小麥的貿(mào)易量有負(fù)的影響，本文借鑒Sheldon等[7]的研究方法，應(yīng)用引力模型分別分析匯率波動(dòng)的短期效應(yīng)與長(zhǎng)期效應(yīng)對(duì)中國(guó)與東盟蔬菜貿(mào)易量的影響。

一、引力模型的構(gòu)建

國(guó)際貿(mào)易中的引力模型認(rèn)為，兩個(gè)國(guó)家的貿(mào)易量與他們的GDP成正比例，與他們之間的貿(mào)易壁壘成反比例， 兩國(guó)之間的雙邊貿(mào)易量可用下列方程表示：

Vjk=β0(Yj)β1(Yk)β2(Djk)β3(Ajk)β4ujk

(1)

其中，Ajk是貿(mào)易國(guó)之間的進(jìn)出口量，Yj、Yk是貿(mào)易國(guó)的名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，Djk是貿(mào)易國(guó)之間的距離，Ajk是影響兩國(guó)貿(mào)易量的其他一些因素組成的向量，ujk是滿(mǎn)足條件E(ln(ujk))=0的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

引力模型被用來(lái)分析兩國(guó)之間的貿(mào)易量的決定因素，與內(nèi)在的微觀基礎(chǔ)相一致，兩國(guó)之間GDP的乘積與貿(mào)易量正相關(guān)，用來(lái)代表運(yùn)輸成本的距離變量與貿(mào)易量負(fù)相關(guān)，標(biāo)準(zhǔn)的引力模型還包含其他影響貿(mào)易量的因素以及是否為貿(mào)易協(xié)議的成員國(guó)等變量，借鑒Sun等2002年的研究方法，考慮匯率波動(dòng)性的引力模型設(shè)定如下：

lntradeij,t=αi,j+β1ln(yityjt)+β2ln(popitpopjt)+β3uncertij,t+β4disij+β5cafaij,t+μij,t

(2)

其中，tradeij,t是貿(mào)易雙方總的進(jìn)出口額，yityjt是t時(shí)期兩國(guó)GDP的乘積，popitpopjt是t時(shí)期兩國(guó)總?cè)丝诘某朔e，uncertij,t是度量t時(shí)期匯率不確定性的變量，disij是度量?jī)蓢?guó)距離的變量，cafaij,t是一虛擬變量，表示貿(mào)易國(guó)是否是中國(guó)東盟自由貿(mào)易協(xié)定成員國(guó)。

二、數(shù)據(jù)說(shuō)明

方程(2)被用來(lái)估計(jì)1992～2013年中國(guó)東盟蔬菜貿(mào)易量，由于變量數(shù)據(jù)的缺失，為了使用平衡面板數(shù)據(jù)，本文選取了東盟成員國(guó)里面的五個(gè)國(guó)家：印度尼西亞，馬來(lái)西亞，菲律賓，泰國(guó)和新加坡。蔬菜貿(mào)易量的數(shù)據(jù)來(lái)自于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)(UNComtradeDatabase),實(shí)際GDP數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)際貨幣基金組織國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)庫(kù)(InternationalFinancialStatisticsoftheIMF)，人口數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)人口普查局國(guó)際數(shù)據(jù)庫(kù)(U.S.CensusBureau,InternationalDataBase)，貿(mào)易國(guó)之間的距離數(shù)據(jù)由北京距東盟各國(guó)首都的距離代替，實(shí)際匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)農(nóng)業(yè)部經(jīng)濟(jì)研究中心數(shù)據(jù)庫(kù)(www.ers.usda.gov/)，虛擬變量的數(shù)據(jù)確定：在1992～2013年，如果某個(gè)國(guó)家與中國(guó)簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定，相應(yīng)的變量取值為1，否則取值為0。

有很多種測(cè)度匯率波動(dòng)性的方法，大都使用匯率某種形式的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)度量匯率的不確定性，例如，匯率變化率的標(biāo)準(zhǔn)差或者匯率對(duì)數(shù)的一階差分的標(biāo)準(zhǔn)差?？紤]到面板數(shù)據(jù)的時(shí)間特征，這種匯率波動(dòng)性的度量方法會(huì)是時(shí)變的，本文使用以下方式表示匯率的波動(dòng)性：

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析結(jié)果

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在對(duì)方程(2)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前，先對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以避免出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。由于虛擬變量和距離變量不隨時(shí)間的變化而變化，所以對(duì)其不進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

表1是各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果，由表1可以看出，除匯率波動(dòng)性變量是平穩(wěn)的，其余變量都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分變量都是平穩(wěn)的，即均為一階單整序列。對(duì)于同階單整序列，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

表1 模型變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整檢驗(yàn)。

1)Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 Pedroni 殘差協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2)Kao協(xié)整檢驗(yàn)。

表3 Kao殘差協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表2與表3的結(jié)果可以看出，在α=0.01的顯著性水平下，模型各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以分析它們之間長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。

3.模型的參數(shù)估計(jì)。由表4的回歸結(jié)果可以看出，在控制國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人口總數(shù)、地區(qū)距離、是否簽訂自由貿(mào)易等變量的基礎(chǔ)上，我們發(fā)現(xiàn)匯率的波動(dòng)性對(duì)中國(guó)東盟間的貿(mào)易量有負(fù)向的作用，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、地區(qū)總?cè)丝诘囊?guī)模的擴(kuò)大顯著增加地區(qū)間的貿(mào)易量，簽訂貿(mào)易協(xié)定等能促進(jìn)貿(mào)易量的增長(zhǎng)。

表4 個(gè)體固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：各國(guó)的個(gè)體固定效應(yīng)結(jié)果分別是：印度尼西亞:12.21570，馬來(lái)西亞:-3.870526，菲律賓:5.756101，泰國(guó):3.641243，新加坡:-17.74252。

四、結(jié)論及政策建議

本文分析了匯率的不確定性對(duì)中國(guó)東盟蔬菜貿(mào)易量的影響，運(yùn)用中國(guó)與東盟代表性五國(guó)1992～2013年的數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)造一個(gè)特定商品貿(mào)易量的引力模型，在控制國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人口總數(shù)、地區(qū)距離，是否簽訂自由貿(mào)易等變量的基礎(chǔ)上，我們發(fā)現(xiàn)匯率的波動(dòng)性對(duì)中國(guó)與東盟間的貿(mào)易量有負(fù)向的作用，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、地區(qū)總?cè)丝诘囊?guī)模顯著增加地區(qū)間的貿(mào)易量，簽訂貿(mào)易協(xié)定等能促進(jìn)貿(mào)易量的增長(zhǎng)。因此，保持地區(qū)間匯率的穩(wěn)定性，建立中國(guó)東盟自由貿(mào)易區(qū)，取消貿(mào)易壁壘都有助于促進(jìn)地區(qū)間貿(mào)易量的增長(zhǎng)。

[1] Thursby J G，Thursby M C. Bilateral trade flows, the Linder hypothesis and exchange risk[J].Review of Economics and Statistics, 1987(69):488-495.

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(責(zé)任編輯：胡先硯)

2015-07-15

湖北省教育廳科研項(xiàng)目(B20092601)

胡亞權(quán)(1974- ),男,湖北安陸人,湖北工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，博士。

F83

A

2095-4824(2015)05-0100-03