丁芳萍

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國貿(mào)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

*收稿日期：2013-10-29

一、引言

2005年，我國對人民幣匯率形成機制進行改革，開始實施以市場供給為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣，有管理的浮動匯率制度。自那以后，人民幣匯率進入了一個升值過程，到2008年，人民幣兌美元累計升值了15.2%。2008年以后，人民幣匯率繼續(xù)升值，其升值的幅度較緩。與此同時，自2005年以來，我國出口貿(mào)易額逐年攀升，到2008年我國出口貿(mào)易額達到1.43億美元，此后受金融危機的影響，出口貿(mào)易出現(xiàn)了下滑，2009年出口貿(mào)易同比下降了16%，由于國家出臺相應(yīng)的政策，2010年出口貿(mào)易出現(xiàn)強勁增長，基本恢復(fù)到2008年貿(mào)易水平。2011年進出口貿(mào)易增速持續(xù)走低，但貿(mào)易發(fā)展趨向于平衡，進出口貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展，特別在“擴大進口”的政策的引導(dǎo)下，出口增速同比進口增速下降4.6個百分點。2012年以來，受全球經(jīng)濟不景氣的影響，我國出口貿(mào)易增長7.9%，增幅比2011年回落了12.4個百分點 。從以上可以看出，人民幣匯率與出口貿(mào)易呈負相關(guān)關(guān)系，出口貿(mào)易的增幅與人民幣的升值趨勢基本一致。具體來看，2005年至2008年期間，人民幣持續(xù)升值，出口貿(mào)易額隨之逐年增長。此后受金融危機的影響，2009年以后出口貿(mào)易增長緩慢，同時人民幣升值幅度趨緩。在此基礎(chǔ)上，研究人民幣匯率的變動對我國出口貿(mào)易的影響，具有一定的實際意義。

二、相關(guān)文獻回顧

本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，依據(jù)1994～2012年的年度數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析方法分析人民幣實際有效匯率對我國進出口貿(mào)易的影響。

三、人民幣實際有效匯率對我國出口貿(mào)易的實證研究

(一)構(gòu)建模型與收集數(shù)據(jù)

1. 構(gòu)建模型

國內(nèi)生產(chǎn)總值作為一國出口貿(mào)易的規(guī)模變量，代表著影響出口的地區(qū)或國家的供給能力。根據(jù)本地市場效應(yīng)，一國或地區(qū)的出口能力與市場經(jīng)濟規(guī)模相關(guān)，一般而言，市場經(jīng)濟規(guī)模越大，出口貿(mào)易量就越大，反之越小。影響出口的因素，除了國內(nèi)生產(chǎn)總值，還有人民幣實際有效匯率、FDI等。在進出口商品成本一定的情況下，人民幣實際有效匯率上升，用外幣表示的本國出口商品價格上漲，導(dǎo)致本國出口商品失去價格優(yōu)勢，市場份額相應(yīng)減少，企業(yè)利潤縮減，出口量將減少。20世紀以來，經(jīng)濟全球化的迅猛發(fā)展使外商直接投資獲得快速發(fā)展，外資企業(yè)每年在中國進出口貿(mào)易所占比重都在50%以上，對我國外貿(mào)發(fā)展有很大促進作用。因此，在研究人民幣實際有效匯率對我國外貿(mào)影響時，需控制FDI存量對我國外貿(mào)的影響。

根據(jù)上文分析，建立出口貿(mào)易模型

EX=f(REER，GDP,FDI)

為了使變量盡快實現(xiàn)平穩(wěn)，對各變量進行對數(shù)變換如下

（2）節(jié)假日因素。節(jié)假日對于用戶以及企業(yè)用電都有很大的差別，我們在處理時將其離散化，0表示工作日，1表示節(jié)假日。

LNEX= LNC +αLNREER + βLNGDP +γLNFDI+ U

式中C為常數(shù)項，α、β、γ為待定參數(shù)，U為隨機誤差項，EX 表示我國出口貿(mào)易額，REER為人民幣實際有效匯率，GDP 表示我國國內(nèi)生產(chǎn)總值，F(xiàn)DI 表示外商直接投資。

2．數(shù)據(jù)說明及來源

本文選取的樣本區(qū)間為1994～2012年年度數(shù)據(jù)，主要是基于匯率改革后，匯率市場化程度的提高。另外，在本文選取樣本中，所有變量經(jīng)過了居民消費價格指數(shù)調(diào)整，其數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織以2005年為基期而得來的，本文所有檢驗過程均通過Eviews6.0進行的。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗

由于宏觀經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)性，即單位根，用非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)建立計量經(jīng)濟模型會存在“偽回歸”現(xiàn)象。因此，在分析人民幣實際有效匯率對我國出口貿(mào)易的影響之前，必須對這些數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，確定是否是平穩(wěn)序列，如果是平穩(wěn)序列，進一步檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文采用ADF方法檢驗時間序列的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如下：

表1 單位根檢驗結(jié)果

注：表中c表示常數(shù)項，t表示趨勢項，p滯后期數(shù)，滯后期的選擇標準是以AIC和SC的值最小為準則。

在5%的顯著性水平下，序列LNEX、LNGDP、LNREER和LNFDI的ADF檢驗值均大于其對應(yīng)的臨界值，表明存在單位根，即它們都是非平穩(wěn)序列；而序列△LNEX，△LNGDP、△LNREER和△LNFDI的ADF檢驗值均小于其對應(yīng)的臨界值，表明不存在單位根，即它們都是平穩(wěn)序列。因此△LNEX，△LNGDP、△LNREER和△LNFDI均是一階單整序列，可以對變量關(guān)系進行協(xié)整關(guān)系檢驗。

(三)協(xié)整分析

根據(jù)協(xié)整檢驗的主要思想，如果兩個(或兩個以上)時間序列變量是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過某種線性組合實現(xiàn)了平穩(wěn)，則該兩個(或兩個以上)時間序列變量存在協(xié)整關(guān)系(長期穩(wěn)定關(guān)系)。在本文中，由于所有變量的時間序列都是一階單整序列，所以可以進行協(xié)整檢驗。經(jīng)Johansen協(xié)整檢驗，在5%的顯著性水平下，我國出口貿(mào)易額與國內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣實際有效匯率、FDI之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即本文采用Engle-Granger兩步法對我國出口貿(mào)易額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣實際有效匯率、FDI進行協(xié)整檢驗，得到標準化的協(xié)整關(guān)系方程：

LNEX=3.8952-2.0608LNREER+1.3836LNGDP-0.02619LNFDI

(2.4537)(-5.4788)(23.8001) (-1.0951)

從協(xié)整方程可以看出，該方程的DW為0.9222，存在自相關(guān)關(guān)系，通過廣義差分方法對該方程進行修正，得到修正后的方程為：

LNEX=5.1206-2.3832LNREER+1.3691LNGDP+0.02676LNFDI

(2.4595) (-4.5216) (13.9562) (1.2419)

R2=0.9931 F=465.627 DW=2.4132

根據(jù)回歸結(jié)果顯示，可決系數(shù)為0.9931，說明該方程的擬合優(yōu)度高，DW為2.4132，在5%的顯著性水平下，查表得d1=0.967,du=1.685,而 DW在du和2之間，所以殘差項不存在自相關(guān)。

對殘差序列e進行平穩(wěn)性檢驗(包含常數(shù)項和趨勢項)，ADF值為(-3.8019)小于顯著性水平5%的臨界值(-3.7332)，說明殘差序列是平穩(wěn)的，即表明方程各變量存在長期均衡關(guān)系，所以我國出口貿(mào)易額和人民幣實際有效匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值、FDI之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)協(xié)整方程，從長期來看，在其他條件不變的情況下，人民幣實際有效匯率彈性系數(shù)為-2.3832，即人民幣實際有效匯率每變動1%，我國出口貿(mào)易額將平均反向變動2.3832個百分點。人民幣實際有效匯率上升，本幣升值，以外幣表示的本國商品在國際市場價格上升，本國商品的競爭力減弱，企業(yè)利潤縮減，就會減少其出口。根據(jù)方程，F(xiàn)DI和GDP與我國出口貿(mào)易呈正相關(guān)關(guān)系，匯率彈性系數(shù)為1.3691和0.0267，其中FDI的彈性系數(shù)較小，這說明FDI對外貿(mào)出口作用有限，在一定程度上改善了我國出口商品結(jié)構(gòu)，增強了我國商品在國際市場的競爭力，使出口增加?？傊嗣駧艑嶋H有效匯率對我國出口貿(mào)易有負向作用，國內(nèi)生產(chǎn)總值和FDI對出口貿(mào)易額有正向的促進作用。

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