人民币汇率与我国沿海港口货物吞吐量的关系

祝建，余思勤

(1.上海海事大学 经济管理学院，上海 201306;2.上海海事大学 研究生部，上海 201306)

0 引言

2010年以来，美欧等国以其巨额贸易赤字为由压迫人民币升值，人民币汇率问题再次成为人们关注的焦点［1］.鉴于市场对人民币升值的预期越来越强，人民币升值已不再只是一个货币问题，而且关系到企业甚至是行业的存亡发展.那么，人民币升值会对我国港口吞吐量形成怎样的影响?人民币汇率与我国沿海港口货物吞吐量之间有怎样的关系及这种关系是否因金融危机的发生而有所变化?本文将分别从定性和定量两个角度对上述问题进行探讨.

国内关于研究港口吞吐量影响因素的文献尚不多见，现有的文献主要集中于定性地或运用线性回归的方法对地理位置、国民生产总值、人民生活水平、腹地资源开发等因素对港口吞吐量产生的影响作静态的分析［2-10］.目前，国内有关人民币汇率与港口吞吐量之间的关系进行研究的文献相对较少，所有文献在研究影响港口吞吐量的相关因素时均忽略了人民币汇率这一不可忽略的因素.

本文以下先从传统国际收支理论弹性分析方法入手就人民币升值对我国港口吞吐量可能形成的影响作定性分析，然后结合2005年1月～2010年6月人民币实际有效汇率和我国沿海港口货物吞吐量的月度数据为样本对两者之间的关系进行定量研究.

1 传统国际收支理论弹性分析方法

据国际收支理论中的弹性分析方法:本币升值一方面可以起到减少出口的作用，另一方面可以起到增加进口的作用.出口方面，假设汇率升值前，某种商品以本币表示的出口价格为Pd0，汇率为r0，则该商品以外币表示的价格Pf0=Pd0/r0;本币升值后，汇率为r1，但该商品本币表示的出口价格不变，仍为Pd0，则本币升值后该商品以外币表示的价格Pf1=Pd0/r1.由于r1＜ r0，所以Pf1＞ Pf0，即该商品的国外价格上升，从而抑制了国外进口的意愿.进口方面，假设汇率升值前，某种商品以外币表示的进口价格为Pf0，汇率为r0，则该商品以本币表示的价格Pd0=Pf0*r0，本币升值后，汇率为r1，但该商品以外币表示的进口价格不变，仍为Pf0，则本币升值后该商品以本币表示的价格Pd1=Pf0*r1.由于r1＜r0，所以Pd1＜Pd0，即该商品的国内价格下降，从而刺激了本国进口的意愿.由此方法分析可得，人民币升值将减少我国的对外出口贸易量，而增加我国的对外进口贸易量.

而所谓港口吞吐量是指报告期内经由水路进、出港区范围并经过装卸的货物数量，其既包括出口贸易量又包括进口贸易量以及中转贸易量.而上述传统国际收支理论弹性分析方法仅仅定性地指出人民币升值既减少我国的对外出口贸易量又增加我国的对外进口贸易量，而并未定量地给出我国对外出口贸易的减少量和我国对外进口贸易的增加量到底哪个数量更大，这就使得仅仅依靠传统国际收支理论弹性分析方法无法就人民币升值对我国港口吞吐量可能形成的影响作出定性地判断.

2 对传统国际收支理论弹性分析方法的一些修正

由上述传统国际收支理论弹性分析方法得出:人民币升值将减少我国的出口贸易量，而增加我国的进口贸易量.但当结合我国对外贸易的实际情况考虑问题时，就会发现不能简单地套用传统国际收支理论弹性方法来分析人民币升值对我国进出口贸易的影响，原因在于:

2.1 出口商品的替代性

首先，中国对外出口的商品主要是低附加值的劳动密集型产品，其中的一部分近似于经济学上所谓的“吉芬商品”，尽管人民币升值会导致这部分商品的美元售价上升，但其需求量却未必会减少.其次，中国对外出口的商品普遍价格低廉，即使人民币有较大幅度的升值，用绝对美元价格来衡量单位商品价格上升有限，不至于减少外国消费者对中国商品的需求.第三，中国对外出口的商品大多经过生产商、出口商、转口商、进口商、批发商、零售商等诸多环节才进入国外市场，这就使得人民币升值的负担并不由某一层次的厂商单独承担，所以，人民币升值的负担分摊到每一层次厂商其实并不大，各层次厂商利润的稍许缩减就能抵消汇率的影响，因此人民币升值未必会影响到中国的对外出口贸易量.

2.2 加工贸易

据统计，中国的加工贸易已经超过一般贸易占贸易总额的55%以上，是中国贸易顺差的主要来源.中国加工贸易出口产品的进口成本比重很高，加工贸易出口产品中只有20%是在国内产生的增值.下面通过模型来对加工贸易和一般贸易对汇率调整反应程度的不同加以解释.假设:加工贸易产品的外汇成本为Cpt，一般贸易产品的外汇成本为Cgt，国内原材料价格为Pd，国外原材料价格为Pf，其它国内成本为Cd，国内工人工资为Wd，汇率为r，则:

当r下降时，Cgt的提升幅度大于Cpt，也即，当本币升值时，加工贸易的外汇成本增加的幅度较小，而一般贸易的外汇成本增加的幅度较大;进一步可得:加工贸易的产品在国外销售时的价格增加要比一般贸易的产品在国外销售时价格增加的幅度小［11］.这说明，本币升值对加工贸易出口的抑制作用小于一般贸易出口.而鉴于我国加工贸易的这种“大进大出，两头在外”的特点决定了我国自主进口贸易的比重较低，这就使得人民币升值对我国进口贸易可能产生的影响就比较有限了.

2.3 贸易壁垒

贸易壁垒一直以来都是影响世界贸易自由化的障碍，而这种影响自金融危机以来更为显著，以中美贸易为例，美国对华出口的大宗商品大致可分为两类，一类是高附加值的资本技术密集型产品，另一类是农产品.对于第一类产品，美国对华实行严格的贸易限制，这使得我国对于这部分商品的进口贸易量并不取决于价格因素而主要取决于贸易政策，也即人民币升值并不会增加我国对这部分商品的进口贸易量.贸易壁垒的存在使得影响我国对外贸易量的因素中增加了许多非市场化因素.

综上所述，鉴于传统国际收支理论弹性分析方法自身的不足以及我国对外贸易的实际情况，仅仅依靠传统的国际收支理论中的弹性分析方法无法就人民币升值对我国沿海港口货物吞吐量形成的影响作出定性地判断.

为了对人民币汇率与我国沿海港口货物吞吐量之间的关系进行定量地考察，本文以下选取人民币实际有效汇率(REER，以2005年为100)和我国沿海港口货物吞吐量(HTTL，单位百万吨)自2005年1月～2010年6月的月度数据为样本进行实证检验，数据来源分别为:国际清算银行网和中华人民共和国海关总署网.为了减小样本数据的振幅和异方差，本文先分别对我国沿海港口货物吞吐量(HTTL)和人民币实际有效汇率(REER)的样本数据取对数(以下分别简记为LNHTTL和 LNREER).图1分别是 LNHTTL和LNREER的时间序列图.

图1 LNHTTL和LNREER的时间序列图

3 人民币实际有效汇率与我国沿海港口货物吞吐量关系之实证研究

3.1 邹突变点检验

由图1可知，这两个变量由于受金融危机的影响分别在2008年左右呈现出显著地急跌现象，为了避免由这种剧烈波动引起的数据样本结构上的突变对最终实证结果可信度形成干扰，故有必要先对2005年1月～2010年6月期间两变量的数据样本进行邹突变点检验，邹突变点检验用于检验模型参数在样本范围内某一点是否发生显著的变化，当研究同一问题，在不同时段得到的两个子样本时，需要考察两个不同时段的回归系数是否相同，即回归系数在不同时段是否稳定.

选取2007年11月和2007年12月这个两个时间点进行邹突变点检验(检验由Eviews5.0软件完成，下同)，得到的结果如表1、表2所示.

由表1和表2可知，数据样本在2007年11月这个时间点在1%显著性水平上通过了突变点检验，而在2007年12月这个时间点在1%显著性水平上没有通过突变点检验，故可认为本文所选取的HTTL和REER的数据样本在2007年12月经历了结构上的突变，故本文以2007年12月为分界点，把样本数据分为金融危机之前和以来两个阶段(即2005年1月～2007年12月和2008年1月～2010年6月)，并对两个阶段样本数据分别进行实证检验.

表1 2007年11月邹突变点检验结果

表2 2007年12月邹突变点检验结果

3.2 单位根检验

若一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，则该序列为非平稳序列，即序列含有某种变动趋势.为此，本文首先对 LNHTTL和LNREER时间序列数据的平稳性进行检验，这里采用扩展的Dickey-Fuller(ADF检验)方法(检验由Eviews5.0软件完成)，检验结果如表3、表4所示.

表3 2005年1月～2007年12月期间两变量的ADF检验结果

表4 2008年1月～2010年6月期间两变量的ADF检验结果

由表3可知，2005年1月～2007年12月期间的LNHTTL序列在含常数项和不含趋势项的情况下，其ADF统计量均大于在不同显著性水平下ADF统计量的临界值，即LNHTTL序列不平稳，故对其进行一阶差分处理，得到D(LNHTTL)序列，该序列在含常数项和不含趋势项的情况下，其ADF统计量均小于在不同显著性水平下相应ADF统计量的临界值，即D(LNHTTL)平稳，也即LNHTTL序列是一阶平稳序列，用符号表示为:LNHTTL～I(1)，同理可得:LNREER～I(1).

同理由表4可知，2008年1月～2010年6月期间的LNHTTL序列在不含常数项和趋势项的情况下，其ADF统计量均大于在不同显著性水平下ADF统计量的临界值，即LNHTTL序列不平稳，对其进行一阶差分处理后的D(LNHTTL)序列在不含常数项和趋势项的情况下，其ADF统计量均小于在不同显著性水平下相应ADF统计量的临界值，即该LNHTTL序列是一阶平稳序列，用符号表示为:LNHTTL～I(1)，同理可得:LNREER～I(1).

3.3 VAR 模型

根据前面的单位根检验结果可以看出无论是2005年1月～2007年12月期间的数据还是2008年1月～2010年6月期间的数据，都显示LNHTTL和LNREER同是一阶单整序列，满足建立VAR模型的条件.VAR模型由于其较少受经济理论对变量解释的限制以及其充分考虑到了各变量受其滞后期的影响而被广泛应用.VAR模型的一般形式为:

其中，εt为白噪声.

由于本文重点研究人民币实际有效汇率对我国沿海港口货物吞吐量的影响，故以下给出LNHTTL关于LNREER滞后期及其自身滞后期的滞后二期的VAR方程，即:

根据金融危机前、后的样本数据分别经过Eviews软件处理后，得到的模型结果为:

2005年1月～2007年12月期间两变量的VAR结果:

2008年1月～2010年6月期间两变量的VAR结果:

括号里是估计系数的标准差

图2、图3分别为上述两个模型的AR特征多项式的逆根图.

图2 2005年1月～2007年12月期间AR特征多项式逆根图

图3 2008年1月～2010年6月期间AR特征多项式逆根图

由图2和图3可知，两阶段VAR模型的所有单位根均位于单位圆内，故上述两个模型结构均稳定，即无论是2005年1月～2007年12月期间还是2008年1月～2010年6月期间的VAR模型的拟合效果都较好.故可以就(1)式和(2)式分别分析金融危机发生之前和以来，人民币实际有效汇率的波动对我国沿海港口货物吞吐量形成的短期影响:由(1)和(2)式可知:无论是金融危机发生之前还是以来，LNHTTL和LNREER滞后一期的数值之间都存在正相关关系，即前一期人民币实际有效汇率上升(即人民币贬值)都将导致此期我国沿海港口货物吞吐量的增加.但是，对比(1)式和(2)式LNREER前的系数可知:金融危机发生以来的我国沿海港口货物吞吐量受人民币实际有效汇率滞后期数值的(无论是一期还是二期)影响程度比金融危机发生前有显著地减小，这表明:金融危机发生以来，我国沿海港口货物吞吐量对人民币汇率波动的反应程度较之金融危机发生之前变得更为不敏感了.也即我国沿海港口货物吞吐量受人民币实际有效汇率的影响在金融危机发生以来得到了削弱.

3.4 协整检验

上述VAR模型显示了我国沿海港口货物吞吐量和人民币实际有效汇率之间的短期相互作用，而以下的协整检验则反映了这两者之间的长期均衡关系.

本文采用E-G两步法分别对2005年1月～2007年12月期间和2008年1月～2010年6月期间两个变量的数据样本进行协整检验，E-G两步法由先对两变量之间进行线性回归，再对回归后的残差进行ADF检验完成，检验结果分别如表5～8所示.

表5 2005年1月～2007年12月期间LNHTTL和LNREER的回归结果

表6 2005年1月～2007年12月期间残差序列的单位根检验结果

表7 2008年1月～2010年6月期间LNHTTL和LNREER的回归结

表8 2008年1月～2010年6月期间残差序列的单位根检验结果

由表6可知，在不含常数项和趋势项的情况下，2005年1月－2007年12月期间两变量数据回归结果的残差序列的ADF检验统计量小于1%显著性水平下ADF统计量的临界值，故可以认为该残差序列平稳，即金融危机前，LNHTTL和LNREER之间存在着协整关系.进一步由表5可知，在此期间的LNHTTL和LNREER之间存在着显著地正相关关系(系数为2.887 167)，即金融危机发生之前，人民币实际有效汇率的上升(即人民币贬值)将导致我国沿海港口货物吞吐量上升，反之亦然.

由表8可知，在不含常数项和趋势项的情况下，2008年1月～2010年6月期间两变量数据回归结果的残差序列的ADF检验统计量甚至大于10%显著性水平下ADF统计量的临界值，故可以认为该残差序列不平稳，即金融危机发生以来，LNHTTL和LNREER之间不存在协整关系.也即此次金融危机的发生打破了金融危机之前人民币实际有效汇率和我国沿海港口货物吞吐量之间存在着的长期均衡关系.

4 结论

本文先用传统国际收支理论弹性方法定性分析了人民币升值可能对我国进出口贸易量可能产生的影响，发现鉴于传统国际收支理论弹性分析方法自身的不足以及我国对外贸易的实际情况，仅仅依靠传统的分析方法无法就人民币升值对我国沿海港口货物吞吐量形成的影响作出定性判断.为了对人民币汇率与我国沿海港口货物吞吐量之间的关系进行定量地考察，本文以2005年1月～2010年6月人民币实际有效汇率与我国沿海港口货物吞吐量的月度数据为样本，并把样本分为金融危机发生之前和发生以来两个阶段分别进行实证研究.由VAR模型可知:短期内，人民币升值将减少我国沿海港口货物吞吐量，并且我国沿海港口货物吞吐量受人民币汇率波动的影响在金融危机发生以来得到了削弱;由协整检验可知:金融危机发生之前，人民币汇率与我国沿海港口货物吞吐量之间存在着长期均衡关系，并且人民币升值将减少我国沿海港口货物吞吐量，但金融危机以来，人民币汇率与我国沿海港口货物吞吐量之间不再具有长期均衡关系，即长期看，金融危机发生以来人民币升值未必会减少我国沿海港口的货物吞吐量.由此推理，美欧等国以缩小其巨额贸易赤字为由而压迫人民币升值的逻辑是站不住脚的.

［1］Mohsen Bahmani-Oskooee.Exchange Rate Sensitivity of U.S.Trade Flows:Evidence from Industry Data［J］.Southern Economic Journal，2006，72(3):542-559.

［2］徐剑华，姜颖珲.影响宁波港运输需求的因素分析［J］.综合运输，2004(5):53-55.

［3］张萍，严以新，许长新.港口吞吐量的内在影响因素提取［J］.中国港湾建设，2006(6):70-72.

［4］曹阳 ，李剑武 .人民币实际汇率水平与波动对进出口贸易的影响［J］.世界经济研究 ，2006(8):12-19.

［5］江舰，王海燕，杨赞.集装箱吞吐量及主要影响因素的计量经济分析［J］，大连海事大学学报，2007(2):83-86.

［6］李晶，吕靖.腹地经济发展对港口吞吐量影响的动态研究［J］.水运工程，2007(11):49-51.

［7］王丹，杨赞.港口吞吐量影响因素分析［J］.水运工程，2007(1):45-48.

［8］刘林奇.人民币对美元实际汇率与中美贸易净出口关系的研究［J］.国际贸易问题 ，2007(11):116-122.

［9］张丽君，刘佳骏.中国沿海港口吞吐量内在影响因素研究［J］，中国水运，2008(10):54-56.

［10］陈涛焘，高琴.港口集装箱吞吐量影响因素研究［J］.武汉理工大学学报，2008(12):992-999.

［11］许恋梅.人民币升值对降低我国贸易顺差的作用分析［J］.国际贸易问题 ，2008(1):104-108.