(邵冰：北京大学博士后北京100033；杜征征：中国社会科学院金融所博士后流动站，国开证券研究中心北京100732)
［摘要］近年来中亚国家对华贸易发展迅猛，有关中亚国家汇率和贸易的研究也愈发受人关注。本文在对中亚五国汇率和贸易状况等进行理论分析的基础上，选取中亚与我国关系最为密切的哈萨克斯坦为例，通过实证的方法得出了哈萨克斯坦汇率波动对我国贸易的影响，结果显示，人民币相对哈国货币坚戈的贬值，并不能提升我国对哈的出口，反而会提升进口程度，这不符合马歇尔－勒纳条件。而中哈的贸易商品结构无疑是造成这个原因的重要因素。
［关键词］汇率波动；弹性分析法；协整分析
［中图分类号］F830.92［文献标识码］A［文章编号］1000－1549(2011)09－0025－05
一、引言
中亚国家主要是指中亚五国，包括哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、乌兹别克斯坦、土库曼斯坦和塔吉克斯坦。中亚五国独立后，多边贸易发展很快，使得我国西北地区成为中亚五国的重要贸易伙伴。尤其是近年来，在上合组织框架下，中亚对华经贸合作有了更加突飞猛进的发展。以哈萨克斯坦为例，数据显示，2010年上半年中国已成为哈萨克第一大出口目的国和第二大进口来源国。可见，中亚地区已成为我国实施向西开放战略的重要目标市场。
基于中亚和我国越来越密切的经贸关系和日益加深的外贸依存度，对中亚国家的汇率波动情况及对华双边经贸状况的研究逐渐越来越多，但实证研究成果相对较少，对现实的指导意义也相对不足。为此，本文作者尝试利用实证研究的手段，以哈萨克斯坦为代表，通过弹性理论分析，对中亚国家汇率波动带来的对华经贸往来变动情况进行实证研究。
二、中亚国家汇率波动与对华经贸往来
(一)中亚国家汇率综述
在金融危机之前，中亚各国对外汇市场有较强的干预政策，汇率走势相对稳定。受金融危机影响，从2008年起，大多数国家放弃了事实上的盯住汇率，并允许货币对美元和俄罗斯卢布贬值。2008年7月至2009年2月，俄罗斯卢布兑美元比率贬值55%，引致哈、吉、塔三国货币贬值约25%。哈萨克斯坦宣布更宽的汇率走廊，从而使央行更有效地调整国内目标，同时保持竞争力。
2010年来，中亚汇率波动重归稳定。自年初来，中亚各国的名义汇率(1美元兑本国货币)均保持稳定，波动极小。哈国为148.46－147.33坚戈、吉国为44.09－46.71索姆、塔国为4.37－4.38索莫尼。乌国奉行汇率缓慢贬值以支持其工业出口。土国遵循事实上盯住美元的汇率政策。
(二)中亚国家对华贸易概况
中国与哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦、塔吉克斯坦、吉尔吉斯斯坦、土库曼斯坦等中亚五国自建交以来，经贸合作17年来发展迅猛，贸易额增长近50倍。
据中方统计，1992年中国与中亚五国的贸易额仅为5.27亿美元，到了2008年已经达到252亿美元，2009年上半年双方贸易额达到104亿美元[1]。中国已经成为吉、乌、哈三国的第三大贸易伙伴，成为塔吉克斯坦的第四大贸易伙伴，土库曼斯坦也已成为中国在独联体地区的第七大贸易伙伴。据中国商务部统计，截至2007年底，中国对中亚地区累计投资约86亿美元，涉及资源、机械、汽车、农业等多个领域。以中哈两国为例，目前中国在哈萨克斯坦的中资企业有1500多家，哈萨克斯坦在华投资项目也达70多个。
同时，中国与中亚各国的经济技术合作水平也取得重大突破，从产品的初级加工逐步扩展到了劳务输出、原料加工、专利转让、大型基础设施合作等多领域、多层次合作。如中哈石油管道和油气开发、在土天然气开发及中土天然气管道建设、在哈氧化铝厂等。中亚五国现已成为中国企业贯彻实施“走出去”战略、开展境外投资合作的热点区域。
表1 2005－2010前三季度中亚五国对新疆贸易统计(亿美元)
| 年份 | 2005 | 2006 | 2007 | 2008 | 2009 | 2010前三季度 |
| 哈萨克斯坦 | 50.16 | 50.14 | 69.74 | 90.72 | 68.97 | 61.16 |
| 吉尔吉斯斯坦 | 12.20 | 18.57 | 32.50 | 79.73 | 29.72 | 17.01 |
| 乌兹别克斯坦 | 1.39 | 2.67 | 3.35 | 4.36 | 3.86 | 2.05 |
| 塔吉克斯坦 | 0.99 | 2.18 | 3.76 | 12.55 | 8.67 | 6.83 |
| 土库曼斯坦 | 0.14 | 0.44 | 0.40 | 0.78 | 0.73 | 1.06 |
数据来源：中国海关统计数据。
(三)中哈贸易和汇率波动情况
中亚五国中无疑哈萨克斯坦与我国的贸易关系更加密切，鉴于中亚五国经济上的相似性，因此本文的研究选择哈萨克斯坦为代表。中哈贸易增长迅速，自1991哈萨克斯坦独立至2008年期间两国贸易额以年均27.3%的速度递增，尤其是2000－2009年期间年均增速高达36.1%。中哈贸易联系紧密，2001－2007期间中国对哈国的贸易结合度平均为2.403。按贸易额排名，2009年中国由2008年哈第三大贸易伙伴上升为第二位，在哈出口和进口中均列第二[2]。
从贸易商品结构上来看，2002－2007年间，中国对哈出口中低附加值商品所占比重由2002年的49.8%下降至2007年的34.01%，高附加值商品所占比重则由50.2%上升至65.99%；中国从哈进口中低附加值商品所占比重由2002年的96.37%微幅升至98.90%，高附加值商品比重则从3.63%下降至1.1%。以2008年为例，中国向哈萨克斯坦出口商品结构为：石油天然气管道占24%，钻机和掘进机等工程机械占3%，通讯设备占2.34%，钢材构件占2%。中国从哈萨克斯坦进口的商品中，原油和矿产品占66%，加工产品占34%，其中90%是工业原料制品[3]。
从以上分析中可以看出，虽然中哈贸易商品结构近年来发生了较大的改观，但在两国贸易商品结构中，低附加值商品所占份额仍然很大，而高附加值商品所占份额相对较小。造成这种结果的原因是哈萨克斯坦工业结构单一、工业层次较少。其工业结构中主要包括矿山开采业及加工工业，矿山开采业所占比重由2002年的47.9%增加到2007年的56.7%，加工工业的比重则逐年下降，造成其出口商品结构单一。
中哈两国的汇率体制均为有管理的浮动汇率体制。在我国坚戈为非兑换货币，我国与哈萨克斯坦间的 资金结算一般采用美元、欧元等货币，因此中哈的名义双边汇率是由美元汇率套算而来。在2000年至2008年间，坚戈兑美元的趋势是小幅升值，而人民币对美元同样是升值趋势，因此坚戈对人民币的汇率走势相对十分平稳；2008年底以后，由于金融危机的影响，坚戈对美元大幅贬值，使得坚戈对人民币同样大幅贬值，在此期间人民币对坚戈大约升值达30%。
四、模型构建及数据处理
(一) 模型构建
经典的国际贸易理论认为，一国进出口主要与进出口商品的相对价格和国民收入水平有关，对于进出口的收入弹性和 价格弹性，可以建立如下方程：
其中，
表示 t 期出口和进口的总额，A，B 为系数，
为 t 期出口、进口商品的相对价格，
为外国和本国的实际国民收入，
为出口，进口的需求价格弹性，
为出口，进口需求的收入弹性。方程两边同时取对数，即可得到如下方程：
对上述方程进行回归即可得出进出口方程的价格弹性和收入弹性。用
分别代表 t 期国外和本国的价格水平，Et表示 t 期汇率，采用直接标价法，即1 外币 = Et人民币表示，Yft表示外国的名义国民收入，Yct表示中国的名义国民收入，则:
其中中国和国外的 t 期价格水平可以用 t 期中国和外国的消费价格指数来表示。
(二) 数据处理
在数据的选择上，本文在综合考虑后使用 2000 年至 2010 年第 3 季度的季度数据进行实证。坚戈对人民币的名义汇率取自哈萨克斯坦央行; 物价指数选择两国的 CPI 指数并以 2000 年为基期，哈萨克斯坦CPI 取自哈统计局，中国 CPI 取自中国统计年鉴; 两国的名义国民收入使用 GDP 来替代，哈萨克斯坦GDP 取自该国央行，中国 GDP 取自中国统计年鉴; 名义进出口额取自 WIND 数据库，以上 GDP、进出口额均需经消胀处理，并将季节数据进行季节调整。同时，为消除异方差，对上述变量取对数。
表2 各变量单位根检验结果
| 变量 | 检验形式(c,t,q) | ADF 检验 | 1%临界值 | 5%临界值 | 结论 |
| lnX | ( c，t，1) | － 1. 7095 | － 3. 6155 | － 2. 9411 | 不平稳 |
| △lnX | ( c，t，1) | －6. 4075 | －4. 2349 | －3. 5403 | 平稳 |
| lnM | ( c，t，1) | － 3. 1521 | － 4. 2268 | － 3. 5366 | 不平稳 |
| △lnM | ( c，t，1) | －4. 1061 | －4. 2349 | －3. 5403 | 平稳 |
| lnE | ( c，t，1) | － 0. 7945 | － 4. 1923 | － 3. 5207 | 不平稳 |
| △lnE | ( c，t，1) | －6. 0240 | －4. 1985 | －3. 1929 | 平稳 |
| lnYc | ( c，t，1) | － 2. 5767 | － 4. 2118 | － 3. 5297 | 不平稳 |
| △lnYc | ( c，t，1) | －2. 9138 | －3. 6104 | －2. 7436 | 平稳 |
| lnYk | ( c，t，1) | － 1. 3029 | － 3. 6104 | － 2. 9389 | 不平稳 |
| △lnYk | ( c，t，1) | －2. 0845 | －4. 2349 | －3. 5403 | 不平稳 |
| △△lnYk | ( c，t，1) | －6. 1404 | －4. 2268 | －3. 5366 | 平稳 |
注: 检验形式 ( c，t，q) 分别表示单位根检验方程包含常数项、时间趋势和滞后阶段。△表示一阶差分。
五、实证分析
(一) 单位根检验
GDP、进出口数据为典型的时间序列，具有显著的趋势和非平稳特征。不平稳时间序列数据使用传统的 OLS 估计法会出现伪回归现象，一般采用ADF ( Augmented Dickey － Fuller) 来检验上述变量之间是否存在单位根。经过季节调整和取对数后，为方便表示，将中国对哈实际出口设为 lnX，中国对哈实际进口设为 lnM，两国双边实际汇率设为lnE，中国实际 GDP 设为 lnYc，哈萨克斯坦 GDP 设为 lnYk。
从各变量的单位根检验中可以看出，在 5% 的显著水平下，除了 lnYk 是二阶单整的以外，其他变量均为一阶单整。即 lnX、lnM、lnE、lnYc 在样本考察期为 I ( 1) 非平稳过程，lnYk 为 I ( 2) 非平稳过程。那么 lnM、lnE 和 lnYc 满足协整检验的要求，而 lnX、lnE 和 lnYk 由于不是同一水平的平稳序列而不满足协整检验要求。
(二) 协整检验
协整检验的目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系，常用检验方法为 Johan-sen 协整检验。在进行协整分析之间，需要对 lnM、lnE 和 lnYc 建立 VAR 模型，根据 VAR 模型的 LR，FPE，AIC，SC 和 HQ 准则将 VAR 模型的滞后阶数设定为 2 阶，且满足稳定性要求。且每个方程的R2均大于 0.99，从而说明所估计的方程具有较好的拟合度。
表3 迹统计量和最大特征值检验结果
| 原假设 | 迹统计量 | 临界值(5%) | 概率 | 最大特征值 | 临界值(5%) | 概率 |
| 0 | 37.8122 | 29.7970 | 0.0048 | 32.2640 | 21.1216 | 0.0009 |
| 至多1个 | 5.5481 | 15.4947 | 0.7482 | 5.0316 | 14.2646 | 0.7378 |
| 至多2个 | 0.5165 | 3.8414 | 0.4723 | 0.5165 | 3.8414 | 0.4723 |
Johansen 协整关系的检验统计量主要有 Trace 统计量和 Max － Eigen 统计量。在迹统计量检验中，“None”表示检验原假设是 “存在零个协整关系”，该假设下的迹统计量等于37. 8122，5% 临界值等于 29. 7971，迹统计量大于临界值，因此拒绝原假设从而表明至少存在一个协整关系。再考察 “At most 1”，其表示 “至多存在 1个协整关系”原假设，该假设下的迹统计量是 5. 5481，小于 5% 的临界值 15. 4947，因此不能拒绝原假设，从而迹统计量检验结果表明在 5%的水平上存在一个协整关系。同理，对于最大特征值统计量的检验也满足上述条件。
对于存在 1 个协整关系的情况，可以据此写出协整方程:
上式反映了 2000 年一季度至 2010 年三季度间中哈两国汇率与中国对哈进口的一种长期均衡关系。括号中给出的是参数估计值的惟一的渐进标准误差。由于中国对哈萨克斯坦的进口可以看做是哈萨克斯坦对中国的出口，因此这里得到了哈萨克斯坦与中国的双边实际汇率变动对中国经贸的影响，由于实证模型是对数模型，则各系数表明长期的弹性关系。实证结果表明: 当中哈汇率上升，即坚戈升值，人民币贬值1% 时，将使得中国对哈的进口额增加 0. 83% ，即哈对中出口额增加 0. 8% ; 当中国实际 GDP 增加 1% 时，将使得中国增加对哈的进口额 1. 67%，即哈对中出口额增加 1. 67%。从实证数据来看，中哈贸易分析与弹性分析法相悖，即中哈贸易不符合马歇尔 － 勒纳条件，当坚戈升值时，不但不会减少对中国的出口，反而会增加出口而使得本国贸易条件得到改善。
造成这个现象的原因应该与两国间的贸易结构十分密切。从贸易结构上看，中国从哈萨克斯坦进口的商品中多以石油、矿产及工业原料制品为主，在我国近年来的高速发展中，对原材料的需求量十分大，从周边邻国进口这些战略资源的要求十分迫切，再加上原材料一般需求弹性十分低，且这些资源类商品的进出口往往涉及其他人为因素，因此中国对哈的商品进口受汇率波动的影响十分小。在中国对哈出口产品 中，则大多是大型机械设备，且近年来两国间的项目合作日益频繁，汇率对其的影响同样不是主要原因。纵观中哈贸易，乃至与整个中亚的贸易，都与中国同美国等西方发达国家间的贸易不同，缺少传统意义上的贸易类型。故而，中哈两国贸易收支与汇率的关系并不符合马歇尔 － 勒纳条件。由于贸易结构失衡的存在，汇率波动在中哈贸易中没有成为主导进出口的主要因素。
(三) 向量误差修正模型分析
协整检验只是表明变量之间的长期平稳关系，而大多经济变量之间既存在长期影响也有短期波动。对lnM、lnE、lnYc 建立该模型，则有如下结果：
ECM 系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，系数越大表明调整力度越大，自我修正功能也越强。方程中的 ECM 系数为 －0. 03，说明其长期趋势的偏离趋向于收敛。由回归结果分析，第一，滞后一期的汇率系数为负值，说明第一期内人民币相对坚戈贬值会使得中国对哈的进口下降，但后一期进口额即会回升且第二期进口额的增长幅度大于第一期进口额的下降幅度，使得长期来看中国对哈的进口增加。第二，滞后一期的中国实际收入 ( GDP) 系数为正，即 GDP 的增加会使得进口额增加，这也符合经济学原理，在滞后第二期 GDP 的增加则会使得进口额下降，但第一期的 GDP 增幅大于第二期的 GDP 降幅，使得长期来看中国对哈的进口增加。
六、结论
本文运用协整检验与向量误差修正模型分析等方法，对 2000 年至 2010 年三季度的季度数据进行了实证检验，得出了以下结论:
中国与哈萨克斯坦的的贸易情况并不符合马歇尔 － 勒纳条件。虽然实证表明中国对哈进口与汇率波动存在着协整关系，但人民币相对坚戈的贬值却不能带动中国对哈出口增加，反而会带动进口的增加。从哈萨克斯坦的角度来说，即坚戈的升值会在一定程度上带动哈萨克斯坦的出口，中国国民收入的增加同样也会带动哈的出口，而且效果要强于汇率的升值。另外，进一步实证显示汇率与中对哈出口之间的协整关系其弹性仅为 0. 16，影响度十分微小，因此，说明汇率波动的作用更大程度上影响的是在中国对哈的进口和哈对中国的出口上。
在这个结论下，基于目前形势提出下列建议:
首先，大力优化调整中哈贸易结构。中哈贸易问题很大程度上的原因都是来自与贸易结构，由于贸易结构失衡的存在，汇率波动在中哈贸易中没有成为主导进出口的主要因素。从中哈贸易以来，两国间贸易商品低附加值占比过大的现状并没有改变，这在很大程度上制约了贸易的发展。哈萨克斯坦出口商品结构过于单一、我国对其能源材料依赖程度增大，中哈的这种 “非常态”贸易使得过多的人为因素会掺杂在其中，使其不符合一般理论实证结果。今后的发展，中国应从低附加值产品出口过渡到高附加值产品出口，增加电子、高新科技等产业的出口产值，优化我国贸易结构。
其次，致力于扩大贸易贸易的自由化，建立贸易自由区。贸易自由化程度的加大将打破贸易桎梏，以中哈霍尔果斯边境自由贸易区为例，无论在边疆地区 ( 地方) 层面上，还是在国家层面上，建立中哈霍尔果斯边境自由贸易区都具有极强的迫切性和现实的必要性。这既是实施我国西部大开发战略，落实中央 对新疆经济发展与社会稳定的总体部署的要求，又可推进上海合作组织区域经济合作的进程，并提升我国在本区域合作中的主导作用和影响力，因而是具有双重历史使命的任务。
最后，双方政府和各大企业应进一步加强交流，积极参与各领域的科研工作，时刻了解和掌握对方经济发展现状和经济结构，政府为双方各大企业和集团进行合作创造便利的条件和优惠政策。
注释：
[1]数据来源: 我驻哈大使馆经济商务参赞处，http://kz.mofcom.gov.cn/。
[2]从2005年起，我国开始在与哈萨克斯坦的贸易中取得顺差。
[3]在原油和矿产品中，石油占53%，铁矿、铬矿及铜矿矿石占8%。加工产品中包括金属制品(铜线、锌、铁铬合金及钢材轨件等)占56%，燃油占11%，铀占8%，皮革制品占14%，羊毛等毛织物占2%。
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Abstract: In recent years，the trade between the Central Asian countries and China has a rapid development，and the Central Asian countries＇ exchange rate and trade have an increasing attention in the research． In this paper，first we have a theoretical analysis of the five countries of Central Asia＇s exchange rate and trade status，and then use Kazakhstan，which has the most closely relationship with China in the five countries，as a typical example to find the influence between the fluctuation in Kazakhstan＇s exchange and China＇s trade status． The result shows that the RMB＇s devaluation can not increase China＇s exports to Kazakhstan; conversely，it will enhance the level of imports，which do not meet the Marshall-Lerner Condition． The commodity structure of trade between Kazakhstan and China is undoubtedly an important factor for this．
Key words: Fluctuation in exchange rate Elasticity approach Cointegration analysis
作者简介: 邵冰，女，河南人，北京大学博士后，北京银行博士后，研究方向: 金融理论与实务; 杜征征，男，安徽人，中国社会科学院金融研究所博士后，现就职于国开证券研究中心，研究方向: 金融理论与证券投资。
(责任编辑: 韩元)