RCEP框架下匯率變動對中國水產品進口貿易的影響

孫 琛 陳 穎

上海海洋大學經濟管理學院 上海201306

2020 年11 月15 日，《區域全面經濟伙伴關系協定》（Regional Comprehensive Economic Partnership，RCEP）簽署儀式啟動，15 個成員國經貿部長正式簽署該協定。RCEP 是世界上最大的自由貿易集團，其成員占全球經濟活動的近三分之一。該協定的簽署標志著世界上人口數量最多、成員結構最多元、發展潛力最大的東亞自貿區建設成功啟動。RCEP 成員國中越南、印度尼西亞、澳大利亞、新西蘭是我國水產品主要進口來源國。研究中國自RCEP 水產品進口貿易的影響因素，將對區域經濟合作具有重要指導意義。

隨著我國居民生活水平的提升，消費結構不斷優化和改善，水產品在膳食結構中的比重不斷增加，年均消費量以3%的速度增長。2019 年，中國已經從水產品凈出口國逆轉成為凈進口國，進口量達到626.5 萬噸，進口金額達到187.0 億美元，同比增長19.9%、25.6%，我國貿易格局較以往發生了重大變化。匯率是影響水產品進口貿易的重要影響因素之一。自2014年開始，人民幣匯率逐漸進入雙向波動的新常態，并對水產品進口貿易產生越來越明顯的影響，分析其對水產品進口貿易的影響有利于為水產品貿易企業調整進口策略、規避風險提供借鑒，從而促進我國水產品市場形成以國內循環為主的國內國際雙循環的新格局。

自1976年，國際貨幣基金體系進入浮動匯率制年代后，學者們對匯率變動與進出口貿易之間關系的研究主要從“彈性分析法”的角度出發，運用非完全替代模型建立起匯率變動與進出口貿易之間的關系，并且將匯率的變動分為兩個類別，一種是匯率水平的變動(即匯率的升值和貶值)，另一種是匯率由于受到外部沖擊而引起的匯率波動。傳統的國際貿易理論認為，一國貨幣的升值會促進該國的進口。而匯率波動對貿易的影響則沒有一個統一的定論。隨著研究的深入，研究者們開始細化研究匯率變動對不同行業、不同地域間進出口貿易影響的區別，并且得出了不同的結論。在針對匯率變動對農產品進出口貿易影響的這個領域，國內外學者從品種、進出口來源地等多個方面進行了研究。外國學者們大致都認為匯率的水平變動對一國農產品的貿易存在顯著的負面影響，并且這種影響遠遠大于除農業以外的其他部門[1-3]。Kandilov發現長期匯率波動對農業出口的影響是巨大的、負面的，并且對發展中國家出口商的影響比發達國家出口商大得多[4]。我國學者經過研究也發現，人民幣匯率變動對我國農產品進出口貿易存在顯著影響[5-8]。但是對于選取的農產品品種，匯率影響呈現差異。張家勝等和安軍啟等分別選取大豆、稻米作為研究對象，認為人民幣匯率變動對其影響不顯著[9-10]。

以上分析均建立在匯率的變動對進口存在對稱的影響，如果匯率升值與貶值對進口的影響程度不同，這時匯率的影響是不對稱的。Granger 等創造了“隱藏的協整”這個術語，它描述了潛在變量的正負成分之間的長期均衡關系[11]。Shin 等指出在對稱模型中，推論僅限于變量之間的平均靈敏度，正負變化有時會趨于平均，從而嚴重限制了模型的推理或預測能力[12]。近幾年，國內外的學者關注到這個領域，通過建立NARDL 模型來驗證非線性效應的存在[13-14]，提出了匯率對進出口貿易存在非對稱效應的研究結論[15-16]。

然而，針對水產品貿易領域研究匯率影響的文獻較少，且主要針對雙邊水產品貿易進行研究[17]?，F有的研究指出：人民幣升值可以促進我國水產品出口[18]，但是細化水產品品種后發現人民幣貶值對水產品出口也有促進作用[19]；而且匯率變動對水產品的影響存在滯后效應，在我國水產品加工貿易中，當期人民幣匯率升值對水產品加工貿易的總額產生負面影響，而滯后一期的人民幣匯率對水產品加工貿易的總額產生正面影響[20]。目前的文獻中匯率變動對水產品的研究主要基于我國水產品出口貿易的角度，隨著我國從水產品貿易凈出口國轉變為凈進口國，研究匯率對水產品進口的影響十分有必要。

1 研究方法與數據來源

1.1 研究方法

根據傳統的國際貿易理論，一般而言，本國貨幣相對貿易國貨幣升值（直接標價法下，匯率貶值）有利于進口，不利于出口。而匯率波動幅度對進出口貿易的影響是不確定的。根據De Grauwe 1988 年提出的匯率波動的收入效應和替代效應理論，匯率波動增加可以帶來收入效應也可以帶來替代效應，替代效應意味著匯率波動變大減少了對風險規避型交易商從事風險活動的激勵，因而貿易量降低，收入效應則指進出口商預期匯率波動會降低收入，因此為了保持一定量的進口收入，匯率波動反而會促使更多企業主動擴大進口量以防止預期收入的下降。匯率波動對進口的最終影響大小以及方向是由兩者共同作用的結果?；诖?，本文的研究假設有兩個。

H1：匯率水平變動對進口貿易的影響是負向的；

H2：匯率波動對水產品進口影響效應取決于收入效應與替代效應。

根據以上理論假設，并且基于匯率水平變動與匯率波動對進口的影響，進口需求由國民收入、實際匯率和實際匯率的波動所決定。因此，進口模型見式（1）。

式中，Mt代表對貿易國的進口額，Yt代表國內實際收入，REXt代表兩國之間雙邊實際匯率(直接標價法)，Vt是基于GARCH 模型的REXt波動性度量。為消除異方差影響，本文對所有變量取對數?；谝话銍H貿易理論，預計α1的估計值為正，α2的估計值為負，α3的估計值不確定。

通過對公式（1）的估計僅可知其長期影響，為了同時評估它們的長短期影響，將其改寫成公式（2）概括的自回歸分布滯后模型（ARDL）的誤差修正形式：

誤差修正模型（ECM）是由Pesaran等[21]在2001年提出的，該模型具有一步估計短期和長期效應的優點。事實上，兩個模型中的短期效應都是由附加到一階差分變量的系數估計值反映出來的，而長期效應則是由公式（2）中的θ2—θ4（由θ1正態化之后）估計導出的。當方程（2）被估計之后，需要對滯后水平變量進行聯合顯著性檢驗以作為協整性的標志。這通常是通過FPSS檢驗來完成的。

FPSS的假設為:

對于FPSS檢驗，當計算的統計量低于其各自的較低臨界值時，則不能拒絕沒有長期關系的零假設；相反，如果計算的統計量高于臨界值上限，則證明存在長期協整關系；當統計量在兩個臨界值之間時，不能得出明確結論。此時需要使用誤差修正項ECMt-1進行進一步驗證。ECMt-1可以觀察該經濟模型在受到沖擊后向長期均衡狀態調整的情況，并且可以知道其調整速度。誤差修正項系數的絕對值越大，表明經濟受到沖擊后向均衡回復的速度越快。

如果短期動態過程是向長期均衡調整的，那么ECMt-1系數必然顯著并且為負，這表明變量之間存在協整關系。但是值得注意的是只有當FPSS檢驗的統計值居于上下臨界值之間，并且ECMt-1系數顯著為負時，才能證明變量之間存在長期協整關系。

2011年，美國國務院以向伊朗提供了兩船重整油為由，對委內瑞拉國家石油公司（PDVSA）進行制裁，隨后宣布該制裁僅針對委內瑞拉國家石油公司母公司而不包括其子公司[15]。2017年，美國政府經過5年調查發現，中興通訊通過其子公司，以將購買的美國技術和配件應用到出口至伊朗的產品中的方式，密謀規避美國對伊朗制裁，并對中興通訊母公司進行了制裁[16，17]。

1.2 數據來源及說明

本文基于RCEP 框架，選取我國水產品進口額排在前五名的5個國家，以2006年1月至2019年12月的月度數據作為樣本數據集進行研究?？紤]到數據的代表性以及可獲得性，選取的5 個國家為越南、印度尼西亞、泰國、日本、新西蘭（澳大利亞由于數據缺失，沒有選?。?。本文的數據來源于國家統計局、世界銀行、UN COMTRADE、EPS 統計數據庫、TRADING ECONOMICS數據庫。通過X12-ARIMA 方法對數據進行季節性調整，以消除季節因素影響。

1.2.1 被解釋變量

水產品進口貿易總額，用M表示，通常以美元計價，在運算中用當期美元兌人民幣匯率換算成以人民幣為單位。

1.2.2 解釋變量

國內實際收入用Y表示，由于GDP（國內生產總值）沒有月度數據，所以本文用工業增加值數據進行代替[22]。REX為中國與RCEP 五國之間的雙邊實際匯率，用名義匯率與中國和各國消費價格指數進行調整得到。V表示中國與RCEP 五國的匯率波動，本文遵循BAHMANI-OSKOOE 等[23]的方法，將波動定義為從REX獲得的條件標準差并通過廣義自回歸條件異方差模型GARCH（p，q）獲得。GARCH 模型假設變量REXt是隨機的并且遵循一階自回歸過程。在式（3）中，εt是白噪聲，E(ε)=0，δ2(ε)=h2。在式（4）中表示條件方差，式（2）中的Vt為其條件標準差。p為h2的自回歸階數，q為ε2的滯后階數。為ARCH 項，為GARCH項。

在確定序列具有ARCH 效應之后，可以用上述方程估計匯率的波動。式（3）和式（4）是在確定序列具有ARCH效應之后同時估計的結果。GARCH 的階數由式（4）中b和?的顯著性決定。如果p，q很大，則需要估計很多參數，會損失樣本容量，大多數情況下，GARCH（1，1）就足夠了。

為了判斷所建立的方程是否合適，再次進行檢驗，判斷是否存在ARCH 效應，檢驗結果顯示不能拒絕原假設，表明中國與日本雙邊實際匯率不再存在條件異方差。表1列出滯后5階檢驗結果。

表1 ARCH-LM檢驗結果

在一般情況下，b和?的估計都應該是正的。即條件方差滿足要求b1≥0，bj≥0（j=1,2,…,q），?j≥0（j=1,2,…,p）。并且估計系數滿足b2+?1＜1，因此，上述關于中國與日本雙邊實際匯率的GARCH 模型的估計是合理的。在此應該注意的是，如果在進行估計時，項系數不顯著，轉而使用GARCH（1，0）模型進行估計時，GARCH 模型就轉變為ARCH 模型。在GARCH（1，0）模型中，?=0，表明條件方差僅反映一階自回歸過程，即為ARCH（1）模型。對于其他4 個國家雙邊匯率波動的測量皆采取以上方法和步驟，在此不贅述。

2 實證分析

2.1 對稱性效應檢驗分析

由于ARDL 方法克服了一般標準協整檢驗方法要求各個變量是同階單整過程的限制條件，只要求變量是i（0）和i（1）的組合，而不是i（2）的組合即可，具有一定的優越性。因此，首先將ADF（Augmented Dickey-Fuller）單位根檢驗應用于取對數之后的各變量的水平變量和一階差分變量，發現所有的變量非i（0）即i（1），符合要求，可以進行ARDL模型估計。

本文根據AIC（Akaike Information Criterion）信息準則，對每個模型中采取“一般到特殊”的方法，從最大滯后階數12階開始，將各差分變量充分滯后，逐步剔除所有不顯著的變量，模型長期估計結果如表2所示。短期估計系數滯后項較多，且多不顯著，所以本文并未列出。自越南進口的FPSS值處于臨界值上下界之間，但是ECMt-1估計系數顯著并且為負（-0.010），表明將以1%的速度向長期均衡狀態調整。從其他國家的進口均通過了FPSS檢驗，表明長期均衡關系成立。除日本以外，從AdjustedR2可以看出模型的擬合程度較好；在進一步進行了拉格朗日乘數序列相關LM 檢驗（服從兩個自由度的χ2分布）之后，沒有拒絕原假設，表明殘差項不存在自相關，DW值接近2也表明了這一點。同時Ramsey RESET 檢驗（服從具有一個自由度的χ2分布）不拒絕原假設，說明檢驗結果可信。

根據表2的估計結果可以看出，從長期影響來看，國民收入對水產品進口的影響都是顯著并且為正的，但是對不同國家的收入需求彈性不同。我國對印度尼西亞、新西蘭的進口收入需求彈性大于1，對泰國的進口收入需求彈性小于1。匯率水平變動在不同國家對水產品進口影響是不同的。在我國自印度尼西亞與泰國的水產品進口中，匯率水平變動影響顯著。自印度尼西亞的進口對匯率水平變動具有負效應，而在自泰國的進口中則相反。匯率波動對自印度尼西亞與日本兩國水產品進口呈現顯著的負向影響，表明匯率波動增加，我國從這兩個國家進口水產品將減少。這是符合理論預期的，因為匯率波動過大會導致風險增加，因此企業為了規避匯率波動帶來的貶值風險，從而會考慮減少進口。

對于越南，進口額與國民收入、匯率水平變動和匯率波動存在長期均衡關系，但是影響不顯著。進口貿易的影響因素有很多，既有匯率、關稅、又有技術貿易壁壘、FDI 投資等。在當前的境況下，匯率可能不是主要影響因素。近年來，我國從越南進口水產品數量與金額大增，2019 年進口數量與金額分別同比增長59.78%、56.53%①通過《中國水產品進出口貿易統計年鑒》計算得出。，主要的原因是我國水產品進口關稅下調；并且由于中美貿易戰美國對中國水產品征收30%的高關稅，從而產生了一定的貿易轉移效應。

2.2 非對稱性效應檢驗分析

本文通過建立非線性自回歸分布滯后模型進行對比分析，來驗證是不是由于忽略了匯率升值貶值對水產品進口影響的不同從而導致匯率的水平變動對進口的影響不顯著。該模型是由Shin 等[12]提出的一種非對稱協整方法，這種方法的非對稱性和非線性是通過將解釋變量分解為正向變動的累積和與負向變動的累積和兩個部分來實現的，可用于檢驗變量間短期和長期關系，進而討論長期和短期的非對稱影響。本文將匯率水平變動分解為式（6），POS表示匯率升值部分的時間序列變量，NEG表示匯率貶值部分的時間序列變量。將其代替LnREX代入式（2）中，得到式（7）

式（7）是匯率影響進口貿易的NARDL 模型。本文運用非對稱性檢驗以判斷非對稱性是否存在于進口貿易當中。非對稱性主要體現在以下兩方面：其一，如果ΔPOS和ΔNEG系數估計值不同，則可以說明匯率升值和貶值短期效應的大小和方向存在差異；如果估計的ΔPOS和ΔNEG存在不同滯后結構，則可以說明匯率升值和貶值影響貿易的短期“調整不對稱性”。其二，可進行假設檢驗來驗證非對稱效應。通過拒絕原假設，來驗證和判斷匯率升值和貶值的短期非對稱效應；通過拒絕原假設，來驗證和判斷匯率升值和貶值的長期非對稱效應。本文對兩種假設進行Wald 檢驗，其余相關檢驗與對稱模型相同。非對稱模型估計結果如表3所示。

表3 非對稱模型長短期系數估計

通過檢驗，由于自越南、日本兩國的進口不存在長期協整關系，自新西蘭、印度尼西亞、泰國三國的進口存在長期協整關系，因此，本文僅對我國自新西蘭、印度尼西亞、泰國進口進行非對稱效應檢驗。結果表明：匯率水平變動對中國自不同國家進口水產品影響不完全一致，有的存在長期非對稱效應，有的存在短期非對稱效應。匯率水平變動對自新西蘭水產品進口存在長期非對稱效應，但是不存在短期非對稱效應。在自印度尼西亞和泰國兩國進口中，匯率水平變動的短期非對稱效應顯著（ΔPOSt與ΔNEGt滯后階數與顯著性不同也是短期非對稱效應存在的一種標志），長期非對稱效應不顯著。

在自新西蘭的進口中，匯率貶值從長期來看影響顯著，匯率降低1%，我國自新西蘭水產品進口增加1.815%，而匯率升值影響不顯著。從短期影響來看，我國自印度尼西亞和泰國進口與匯率貶值呈現正向變動關系，而且在自泰國的進口中匯率升值表現出滯后效應。與假設預期相符，匯率升值，本幣相對貶值，進口將減少。

從檢驗結果還可以看出我國自泰國進口在短期內匯率貶值對進口促進作用更明顯，而匯率升值對進口雖有抑制作用但較前者要弱。在對稱模型分析中，由于對匯率水平變動并未區分升值和貶值，因而將匯率水平變化對進口的影響平均化了，所以得到的檢驗結果是匯率水平變動對水產品進口的影響是正向的。實際上，從我國對泰國進口水產品的結構來看，也表明這一結果具有一定的合理性。根據中國海關總署公布的數據，我國主要向泰國進口對蝦產品，2019 年我從泰國進口對蝦的進口額已經占從泰國進口水產品進口額的60.37%②根據《中國水產品進出口貿易統計年鑒》計算得出。。早在2017 年我國就從對蝦凈出口國轉變為對蝦凈進口國。泰國是我國對蝦主要進口市場之一，其養殖的對蝦規格較大、品質高，一直備受我國消費者青睞。國內對蝦養殖受病害多發、種苗質量下降、養殖環境惡化等因素影響，水產養殖產量的增長幅度不能滿足快速增長的消費需求，最終導致國內對蝦市場供給不足，進而轉向進口。所以，匯率小幅變動對我國自泰國進口并未造成實質性影響。

比較對稱模型與非對稱模型的實證結果表明：匯率水平變動對我國進口的影響存在不同的效應。非對稱模型從升值和貶值兩個方面考慮匯率水平變動對進口的影響效應，可以更加深入地探討其對我國水產品進口的影響。如對新西蘭的進口，在對稱模型中匯率水平變動對進口影響不顯著，但是轉至非對稱模型可以發現，匯率的貶值對進口影響顯著，匯率的升值對進口影響不顯著，證明了匯率水平變動的非對稱效應存在于我國與新西蘭水產品進口貿易中。而在使用對稱模型進行研究時則掩蓋了這種特征。

3 結論與政策建議

在RCEP 框架下，匯率變動對我國水產品進口的影響在不同的國家間表現出異質性特征：匯率水平變動對自印度尼西亞、泰國、新西蘭的水產品進口影響顯著，對自印度尼西亞的水產品進口產生抑制作用，對自泰國的水產品進口產生促進作用。對自新西蘭的水產品進口影響較為復雜，匯率貶值表現出促進作用，而匯率升值的影響不顯著。匯率波動對自印度尼西亞與日本水產品進口的影響較為顯著，并且表現出抑制作用?；谝陨涎芯拷Y論，本文提出如下政策建議。

第一，我國自貿區規模的不斷擴大將極大地助推水產品貿易發展，RCEP 的建成更是為水產品貿易帶來了新的機遇。我國水產品貿易要加強國際循環，就應該調整水產品進口結構，拓寬進口市場。RCEP 協議中的多個成員國降低了水產品關稅，水產貿易企業應抓住這個機遇，借助RCEP 的落實調整水產品貿易結構，拓寬進口渠道，減少對單一國家、單一品種的進口依賴，助力我國水產品貿易健康發展。

第二，我國水產養殖業應該加大科研投入力度，調整和創新養殖模式，通過技術進步和技術效率的提升來提高全要素生產率，解決因為病害、苗種質量參差不齊等問題造成的養殖效率低下、產量不高等問題，促進水產養殖業轉型升級，提升水產養殖生產力，從而減少國內市場需求缺口，暢通國內大循環。

第三，貿易企業應該樹立正確的匯率避險意識，減少投機行為，通過構建多幣種結算體系、縮短交貨時間、實施期貨交易、運用金融工具等多種方式來規避匯率波動風險，并通過5G、大數據、人工智能等互聯網新技術，建立匯率監測體系，進一步創新經營模式，提升企業核心競爭力，從根本上提高企業適應匯率波動的能力。