（华中农业大学，湖北 武汉  430070）

 

摘要：文章首先根据我国食用植物油主要贸易伙伴国的双边汇率和贸易权重分别测算了我国食用植物油进出口的实际有效汇率，在此基础上，通过汇率标准差的移动平均值度量了进出口实际有效汇率的波动性，并就实际有效汇率水平及其波动对我国食用植物油进出口的影响冲击进行了实证分析。实证结论表明：实际有效汇率水平及其波动均未对我国食用植物油进口产生显著影响；实际有效汇率水平的变动对出口有负面影响，但其波动对出口存在正面影响。

关键词：实际有效汇率；波动性；食用植物油 ；贸易

 

2005年7月21日我国开始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度。到2011年8月，在实行汇改6年后，人民币对美元中间价突破6.4关口，达到6.3925，仅在2011上半年就升值了2.3%。与此同时，我国食用植物油进口以年均20%以上的速度增长，而且在未来一段时期内这种依赖进口的格局难以发生根本性逆转。二者之间是否存在某种关系，人民币的升值是否促进了我国食用植物油的进口？尽管近年来国内出现了一些研究人民币汇率与贸易之间关系的文献，但这些文献主要分析了汇率对我国进出口总额的影响，研究实际有效汇率波动与农产品贸易之间关系的文献并不多。在人民币不断升值以及我国食用植物油进口不断增长的背景下，本文重点分析人民币汇率波动对我国食用植物油贸易造成的影响，以期考察人民币升值是否会加大我国食用植物油贸易逆差，并在此基础上提出保障我国食用植物油产业安全和健康发展的相关政策建议。

自从布雷顿森林体系瓦解后，国内外学者就汇率与贸易收支间的关系作了大量研究。这些研究总体上可以分为两个方面：汇率水平值与贸易收支关系的研究和汇率波动率与贸易收支关系的研究。关于汇率水平值与贸易收支的关系，大部分研究主要根据国际收支的弹性分析法，通过估计汇率的弹性来验证马歇尔—勒纳条件是否成立。在马歇尔—勒纳条件成立的基础上则通过进一步建模考察是否存在“J曲线”效应，以此来估计汇率变动对贸易的短期影响。早期的研究主要采用OLS方法进行估计，没有考虑数据的平稳性，随着计量经济学的发展，近期的研究如Rose（1991）、Boyd（2001）、戴祖祥（1997）、谢建国（2002）、殷德生（2004）及卢向前等（2005），多使用协整的方法来估计长期贸易弹性，但其结论依然是各不相同。关于汇率波动率对贸易收支的影响，在实证研究方面经验数据对于汇率波动率和贸易收支之间的关系还没有形成一致结论。Hooper和Kohlhagen（1978）、Kroner和Lastrapes（1993）、Goldberg和Klein（1997）、Arize（2000）和SaangJoon BAAK（2008）等的研究表明汇率波动对贸易有负面影响，即汇率波动会导致贸易量减少。而Cote（1994）、Solakoglu （2005）的研究则显示汇率波动与贸易之间并无显著的关系。国内的李广众等（2004）、曹阳、李剑武（2006）、郑恺（2006）、谷宇和高铁梅（2007）等则得出汇率波动性对不同部门和进出口的影响都是不一样的。综合来看，无论是汇率水平值还是其波动率对贸易收支的影响在实证方面目前都没有形成定论。

关于汇率对农产品贸易的影响，蔡昉（1994）、顾焕章等（1994)）、李小云（2005）测算了相关农产品及其副产品的汇率弹性。宋海英（2005）分析得出我国农产品出口与当年人民币实际有效汇率显著反向相关，滞后2期的人民币名义汇率对农产品出口贸易的影响程度不如当期人民币实际有效汇率影响大。朱小梅等（2006）和陈龙江（2007）都分析了中日双边汇率对我国农产品出口的影响，前者发现人民币汇率变动对中国农产品进出口总量有实际影响，但在出口中“J曲线”效应并不显著；后者研究发现，当前人民币实际汇率升值对农产品实际出口将产生双重负效应：升值本身所产生的负效应和汇率风险所引致的负效应。

上述文献在研究人民币汇率对农产品贸易的影响时，多采用的是名义汇率，没有剔除价格因素的影响，这在一定程度上可能会影响研究结论。同时，在研究实际有效汇率的影响时也是直接采用IMF公布的人民币实际有效汇率，由于我国农产品贸易量占贸易总量的比重较小，且其主要贸易伙伴国与工业制成品的也不尽相同，因此，IMF公布的有效汇率可能不能准确地反映人民币汇率与农产品贸易间的真实关系。基于以上研究的不足，本文将针对我国食用植物油贸易的具体情况测算相应的实际有效汇率，并衡量其波动性，再分别分析汇率水平值及其波动性对我国食用植物油进出口的影响。

实证研究中分析汇率变动如何影响贸易收支时，一般假定进口需求是本国国民收入 、进口产品价格 、国内产品价格 和汇率 等变量的函数；出口需求是贸易伙伴国收入水平 、本国出口产品价格 、贸易伙伴国出口产品价格 和汇率 等变量的函数（Wilson和Takacs, 1979；Reinhart, 1995）。据此可以得到进、出口的需求函数：

                                           （1）

                                            （2）

这里， 表示进口需求， 表示出口需求。同时，假定商品供给的价格弹性无穷大，式（1）和式（2）即为标准贸易方程。为简化计算，假设 ， 表示本国一般物价水平； ， 表示贸易伙伴国一般物价水平。在间接标价法下则有实际汇率 。因此，上式可简化为：

                                                   （3）

                                                   （4）

由于本文考察的是人民币实际有效汇率及其波动性对我国食用植物油进出口的影响，因此，采用我国食用植物油进出口的人民币实际有效汇率 和 ，代替式（3）和式（4）中的 ，并将其波动率 一并引入，有：

                                           （5）                             

                                           （6）                          

假定上述变量采取乘积的函数形式（Wilson 和 Takacs, 1979），并在等式两边取对数，则有：

                     （7）

                    （8） 

式（7）中 表示我国食用植物油的实际进口额，用名义进口额除以进口价格指数[①]计算得出； 表示我国的实际收入，用我国的实际GDP进行衡量，一般本国收入增加会增加进口，故 ； 为我国食用植物油的进口实际有效汇率，因为是采用间接标价法计算，所以 增加表示人民币升值，一般一国货币升值会促进进口，所以 ； 表示进口实际有效汇率的波动性，其效应还不确定。式（8）中， 表示我国食用植物油的实际出口额，用名义出口额除以出口价格指数计算得到； 表示我国食用植物油主要贸易伙伴国（地区）的实际收入，此处为香港、日本、韩国、马来西亚、美国和荷兰的实际GDP之和，一般外国收入增加会增加对本国商品需求，故 ； 表示我国食用植物油的出口实际有效汇率，其增加表示升值，一般会使出口减少，故 ； 效应不确定。

本文样本区间为1990-2009年。我国与各国食用植物油进（出）口额来自联合国商品贸易数据库（UN comtrade）。食用植物油的进（出）口额是根据UN comtrade SITC Rev.2 分类，第4大类中42类的进（出）口总额减去蓖麻油（4245）和其他未分类植物油（4249）的进（出）口额所得，包括了豆油（4232）、棉籽油（4233）、花生油（4234）、橄榄油（4235）、葵花籽油（4236）、菜籽油（42391）、芝麻油（42392）、亚麻籽油（4241）、棕榈油（4242）、椰子油（4243）以及棕榈仁油（4244）的贸易额。同时，根据我国食用植物油进（出）口的价格指数剔除了贸易额中价格因素的影响，得到实际的进（出）口额。各国GDP数据源自世界银行，均以美元为单位，同样根据各国当年的CPI指数剔除了价格的影响。文中实际有效汇率及其波动率由笔者经计算得出。所有数据均取对数形式。

有效汇率有名义有效汇率和实际有效汇率两种，后者在前者的基础上消除了价格指数的影响，能更好地反映一国相对于其贸易伙伴国的竞争力。国际货币基金组织（IMF）公布的人民币实际有效汇率是根据我国前16位[②]主要贸易伙伴国进行测算的，但由于近年来我国农产品贸易量只占贸易总额的较小比例，且我国农产品的主要贸易伙伴国与工业制成品的也不尽相同。因此，为更好地反映我国食用植物油的贸易情况，本文结合我国食用植物油进出口的主要贸易国来测算实际有效汇率，其计算公式如下：

                          （9）

其中， 是本国对于i 国的双边名义汇率指数，双边名义汇率用间接标价法表示；n 为贸易伙伴国总数； 表示权重，等于i 国与我国进（出）口贸易额占所有贸易伙伴与我国食用植物油进（出）口总额的比重； 和 分别指我国和i 国的国内消费价格指数，用来代替绝对价格水平进行外部实际汇率的测算。

根据联合国商品贸易库（UN comtrade）数据统计，我国食用植物油进口来源国的前6位为马来西亚、阿根廷、印尼、巴西、加拿大和美国[③]；我国食用植物油出口对象的前6位是香港、日本、韩国、美国、马来西亚和荷兰[④]。我国与各主要贸易伙伴的双边名义汇率和CPI指数来自世界银行统计数据库。其中，将汇率转换为以间接标价法标示，即以一定单位的人民币为基准，将其折合为一定外币的标价方法，并以1990年为基期进行了指数化处理。同样，各国CPI指数也调整为以1990年为基期[⑤]。样本区间为1990—2009年，测算结果如图1所示：

 

由图1可以看出，1990年到1993年间我国食用植物油进出口的实际有效汇率基本一致，但1994年后进口实际有效汇率开始上升，虽然中间小有波动，但总体呈上升趋势。而我国食用植物油出口的实际有效汇率在1994年有所下降，此后保持缓慢上升，但一直小于进口实际有效汇率。由此可见，1994年我国实行以市场供求为基础的、单一的，有管理的浮动汇率制度促进了我国食用植物油进出口有效汇率的上升。

    关于汇率波动率的测算，目前最常用的方法有两种：一是用汇率标准差的移动平均值（Bini-Smaghi, 1991；Keren和Rodrik, 1986）来测算汇率波动性；二是基于GARCH模型的条件方差（Kroner和Lastrapes，1993）来衡量。GARCH模型在月度或季度数据中效果较好，但本文所用数据为年度数据，所以选用汇率标准差的移动值来度量汇率波动性。其计算公式如下：

                                   （10）

其中， 为移动平均的阶数，Keren 和Rodrick（1986）将 值取8，但他们使用的是月度数据，且他们研究发现 值的选取不影响结果的显著性。由于本文使用的是年度数据，样本有限，故为了得到足够多的样本，将 值取3，这样既可以衡量汇率波动性又不至于损失过多数据。据此所得的我国食用植物油进、出口实际有效汇率的波动情况如图2所示：

 

由图2可以看出，在1993-2005年我国食用植物油进、出口的实际有效汇率波动幅度较小，且进口有效汇率波动幅度大于出口。但从2005年后进口有效汇率波动幅度开始减小，而出口有效汇率波动幅度却大幅增加，超过了进口有效汇率的波动幅度。由此可见，2005年的汇改增加了我国食用植物油进出口实际有效汇率的波动性。

为避免出现“伪回归”，本文运用EVIEWS 5.0 对数据作了ADF检验，检验结果如表1：

变量	检验形式	t统计量	变量	检验形式	t统计量
	(1,t,c)	-2.8654		(1,nt,c)	-3.7017**
	(0,t,c)	-2.1239		(0,nt,nc)	-4.6832***
	(1,t,c)	-1.2914		(1,t, c)	-3.6620**
	(1,t,c)	-3.3991*		(1,nt,c)	-5.0159***
	(0,nt,c)	-2.3426		(0,nt,nc)	-3.9082***
	(3,t,c)	-2.1610		(2,t,c)	-3.6477*
	(0,nt,nc)	-0.5125		(0,nt,nc)	-3.1367***
	(0,t,c)	-2.5358		(0,t,c)	-6.5269***

注：表中ADF检验的最大滞后阶数为3，(n, nt, c)表示（滞后阶数，无趋势项，有截距）的检验形式，(n, nt, nc)表示（滞后阶数，无趋势项，无截距）的检验形式，其中滞后阶数根据SIC准则确定。*表示在10%的置信度下拒绝原假设；**表示在5%置信度下拒绝原假设；***表示在1%的置信度下拒绝原假设。

 

由表1可以看出各变量原值都是I(1)过程，而在10%的置信水平下各差分变量都是I(0)过程，所以可以用Engle-Granger两步法来判断上述变量之间的长期关系。

用EVIEWS对进口模型进行估计，其结果见式（11），括号里的值为t 统计量，对残差进行单位根检验，ADF值为（-3.4030），小于1%显著性水平下的（-2.7283），因此各变量间存在稳定的长期关系。

               （11）

       (-3.7829)  (5.3160)     (-0.7139)        (-0.5151)

     

由上式可以看出，我国食用植物油的进口主要受国内实际收入的影响，实际GDP每上升1%，我国食用植物油进口将增加1.94%。近年来我国GDP增速一直保持在10%左右，而我国食用植物油进口则以接近年均20%的速度增加，其关系可见一斑。而实际有效汇率及其波动对进口的影响并不显著。这说明我国食用植物油进口主要受国内需求的影响，作为一种必须品其进口对价格水平的变动反映并不明显。

同样，出口模型的估计结果如式（12）所示。对残差进行单位根检验，ADF值为(-2.1830)，小于5%显著性水平下的(-1.9644)，因此各变量间存在稳定的长期关系。

                    （12）

          (1.8135)  (-1.1567)     (-2.8022)         (4.0222)

     

由估计结果我们可以发现，贸易伙伴国的实际收入对我国食用植物油出口的影响并不显著，而实际有效汇率每增加1%，出口将减少4.56%，即人民币升值会导致出口减少。这符合一般理论预期，但由此也可以看出我国食用植物油出口的需求价格弹性较大，出口受价格波动的影响比较明显。相反，实际有效汇率的波动对我国食用植物油的出口却存在正面影响。对于汇率风险的贸易效应，Granwe（1987）指出这依赖于厂商的风险效用函数形式和风险态度。如果效用函数是凸函数，即厂商为风险偏好者，那么风险上升将增加出口水平；如果是凹函数，即厂商为风险厌恶者，则将降低贸易水平。在汇率风险上升的情况下增加出口，这说明我国食用植物油出口商的效用函数可能为凸函数，在预期人民币升值的情况下，出口商愿意增加出口以获取尽可能多的收益。

由以上分析我们可以得出，从长期看，人民币实际有效汇率及其波动对我国食用植物油的进口影响并不显著，但对出口影响较大。从出口模型的估计结果可知，实际有效汇率每增加1%，出口将减少4.56%；汇率波动每增加1%，出口增加1.02%，笔者认为这可能是出口商在对人民币升值存有较强预期时，为追求高收益而有意在汇率波动情况下增加出口所导致的结果。此外，我们还发现实际GDP是影响我国食用植物油进口的主要因素，实际GDP每增加1%，我国食用植物油进口将增加1.95%。然而，进口国的实际GDP对我国食用植物油的出口并无显著影响。

总结以上分析，我们可以得出一下三点结论：（1）人民币升值不会显著增加我国食用植物油的进口，但随着我国GDP的不断增长，对食用植物油的需求也会越来越大。在我国耕地面积不断减少，且农户普遍存在“重粮弃油”心理的情况下，未来较长时间内我国食用植物油的进口势必越来越大。（2）我国食用植物油的出口竞争力不强，具有很大的替代性。这一点可以从进口国GDP与我国食用植物油出口的关系看出来，进口国收入的增加并不会增加对我国的进口，相反汇率的波动对其进口量影响较大，这说明我们食用植物油的出口仍然主要是依靠价格优势，而在人民币升值趋势日益明显的情况下，单靠价格优势显然不是长久之计。（3）综合看来，随着我国经济的不断发展和人民币的升值，我国食用植物油的贸易逆差会越来越大，若不遏制可能会危及我国油脂产业的安全。

针对上述结论，笔者认为应从以下几个方面采取有效措施以保证我国食用植物油的供应安全：（1）政府要加大对油料种植的资金和科技投入，特别是加大对油料作物育种和病虫害防治，以及机械化生产方面的投入，鼓励农民种植油料作物，降低农民种植油料的成本和劳动强度。（2）在保证物价稳定的同时尽可能的制定相关政策支持加工企业的收购和销售工作，保证企业顺利经营，增强企业抵抗各种风险的能力。（3）完善我国食用植物油的进口结构，包括商品结构和与各贸易伙伴国的贸易比重。结合国内消费需求情况，尽量使各品种及从各国进口的贸易额保持一个合理的均衡水平，分散因进口过分集中而造成的贸易风险。（4）加强我国食用植物油的出口竞争力，鼓励企业进行深加工，提高出口食用植物油的质量。