楊凱文，臧日宏

（中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易影響的VAR模型實(shí)證分析

楊凱文，臧日宏

（中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

基于2005年7月人民幣匯率制度改革以來的進(jìn)出口貿(mào)易總量數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響。研究發(fā)現(xiàn)人民幣匯率、我國(guó)的經(jīng)濟(jì)情況以及國(guó)際貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；在現(xiàn)行匯率制度下，我國(guó)國(guó)際貿(mào)易基本上不會(huì)受到人民幣匯率變動(dòng)的影響，國(guó)際貿(mào)易本身的震蕩會(huì)對(duì)其帶來短期的影響；我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與國(guó)際貿(mào)易之間具有相互促進(jìn)作用。從當(dāng)前的情況來看，我們可以不必?fù)?dān)憂人民幣匯率管控的松綁對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響。

人民幣匯率；國(guó)際貿(mào)易；向量自回歸

一、引言

2005年7月我國(guó)對(duì)人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)行了進(jìn)一步的改革，結(jié)束了延續(xù)十多年的與美元掛鉤的匯率制度，實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，并在近年來逐漸擴(kuò)大允許人民幣匯率浮動(dòng)的空間，人民幣匯率的靈活性逐漸提高，人民幣匯率變動(dòng)在頻度和幅度上明顯增強(qiáng)。一些學(xué)者認(rèn)為靈活的匯率制度存在一些弊端，比如靈活的匯率制度會(huì)增強(qiáng)匯率的變化性，可能導(dǎo)致外匯市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，這種風(fēng)險(xiǎn)會(huì)阻礙進(jìn)出口貿(mào)易（Krugman，1989）；在浮動(dòng)匯率制度下，名義和實(shí)際匯率的變動(dòng)遠(yuǎn)大于基礎(chǔ)經(jīng)濟(jì)的變動(dòng)，這種變動(dòng)可能會(huì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響，不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Crosby，2000[1]）。隨著人民幣國(guó)際化進(jìn)程的加快、匯率改革的深化，人民幣未來很可能成為國(guó)際結(jié)算貨幣，參考美元、日元等貨幣的經(jīng)驗(yàn)，人民幣匯率變動(dòng)將會(huì)加劇。國(guó)際貿(mào)易作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的重要增長(zhǎng)點(diǎn)，研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響，具有一定的學(xué)術(shù)價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。本文從實(shí)證的角度對(duì)該問題進(jìn)行分析，旨在明確人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響及政策含義，并基于此提出合理的建議。本文其余部分安排如下：第二部分對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)理論和實(shí)證研究進(jìn)行簡(jiǎn)要回顧，第三部分對(duì)實(shí)證分析框架及分析方法進(jìn)行介紹，第四部分描述實(shí)證分析結(jié)果及相關(guān)說明，并解釋人民幣匯率變動(dòng)對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的影響，第五部分是本文的結(jié)論。

二、文獻(xiàn)回顧

1973年布雷頓森林體系瓦解之后，西方發(fā)達(dá)國(guó)家紛紛從固定的匯率制度轉(zhuǎn)向靈活的浮動(dòng)匯率制度，在浮動(dòng)匯率制度框架下，匯率自由度大大增加，匯率變動(dòng)頻度、幅度更大；在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，各國(guó)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來更加頻繁，而國(guó)際貿(mào)易是以匯率作為連接紐帶，因此，匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響一直是學(xué)者們關(guān)注的課題。西方國(guó)家對(duì)于這一領(lǐng)域的研究起步較早，從20世紀(jì)70年代開始施行浮動(dòng)匯率制度以來，就有學(xué)者不斷地對(duì)該問題進(jìn)行理論和實(shí)踐層面上的探索。我國(guó)對(duì)此方面的研究起步相對(duì)較晚，90年代之后才逐漸有學(xué)者關(guān)注該領(lǐng)域的研究。

在理論研究方面，西方國(guó)家的學(xué)者基于國(guó)際借貸學(xué)說、國(guó)際收支的彈性分析法、貨幣主義匯率理論等基礎(chǔ)的匯率和國(guó)際貿(mào)易理論發(fā)展出來若干理論模型，但是這些模型從總體上未能達(dá)成統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)，存在著幾種觀點(diǎn)：一派學(xué)者（Friedman，1953[2]）認(rèn)為從宏觀層面上來看，靈活的匯率制度可以促進(jìn)貿(mào)易和整體宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，而短期的匯率變動(dòng)不會(huì)對(duì)貿(mào)易額產(chǎn)生顯著的影響，浮動(dòng)匯率制度對(duì)一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)是有益的。另一派學(xué)者（Mundell,2000）認(rèn)為靈活的匯率制度會(huì)加劇匯率的變動(dòng)，這種變動(dòng)又會(huì)導(dǎo)致外匯市場(chǎng)上的風(fēng)險(xiǎn)，影響市場(chǎng)參與者的貿(mào)易決策，進(jìn)而將影響國(guó)際貿(mào)易水平。還有一派學(xué)者（Obstfeld和Rogoff,1995）認(rèn)為，匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易會(huì)產(chǎn)生何種影響均是不明確的，因?yàn)檫@種影響會(huì)受到其他因素的制約，在不同的假設(shè)條件下，匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易可能產(chǎn)生正面、負(fù)面或是無法確定的影響。

鑒于理論探討沒有形成統(tǒng)一的結(jié)論，在這一領(lǐng)域涌現(xiàn)出了大量的實(shí)證研究，但是，實(shí)證研究也未能達(dá)成一致的結(jié)論。一些研究指出匯率變動(dòng)與國(guó)際貿(mào)易之間存在著負(fù)的相關(guān)性，匯率變動(dòng)的加劇導(dǎo)致匯率風(fēng)險(xiǎn)的提高，匯率風(fēng)險(xiǎn)的提高會(huì)降低國(guó)際貿(mào)易水平，發(fā)現(xiàn)匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易存在不同程度的抵制作用（Chowdhury，1993；Poon等，2005；Kandilov，2008）。還有一些研究支持相反的觀點(diǎn)，認(rèn)為匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易有不同程度的促進(jìn)作用（Franke, 1991；Sercu和Van Hulle,1992；Viaene和de Vries, 1992）。也有一些研究發(fā)現(xiàn)匯率變動(dòng)不會(huì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易帶來顯著的影響（Gagnon,1993；Aristotelous, 2001；Caglayan和Di,2010）。雖然已有的實(shí)證研究沒能得出統(tǒng)一的結(jié)論，但卻證實(shí)了匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響在一定條件下是存在的。就實(shí)證研究模型估計(jì)方法而言，早期的研究中出現(xiàn)較多是最小二乘法（OLS），近期的研究中，學(xué)者們更傾向于使用向量自回歸（VAR）模型、自回歸分布滯后（ARDL）模型、似無關(guān)回歸估計(jì)（SURE）、面板回歸分析等方法；對(duì)于匯率變動(dòng)滯后影響的分析，VAR和ARDL模型被廣泛應(yīng)用?？傊?，匯率變動(dòng)對(duì)于國(guó)際貿(mào)易影響的實(shí)證研究顯現(xiàn)出不統(tǒng)一的結(jié)論，主要取決于研究數(shù)據(jù)的屬性、模型設(shè)定、實(shí)證檢驗(yàn)方法等因素，不同國(guó)家或地區(qū)、不同行業(yè)、不同時(shí)期、不同匯率制度下、不同模型設(shè)定和研究方法，可能產(chǎn)生不同的結(jié)論。

關(guān)于人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響，國(guó)內(nèi)已有學(xué)者進(jìn)行了部分研究。陳平和熊欣（2002）[3]對(duì)1991年和1995年我國(guó)與主要出口國(guó)家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，認(rèn)為匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易有抑制的作用。盧向前和戴國(guó)強(qiáng)（2005）基于1994年至2003年的貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，得出人民幣實(shí)際匯率變化對(duì)我國(guó)的國(guó)際貿(mào)易有反方向的影響，J曲線效應(yīng)存在。沈國(guó)兵（2005）[4]基于1994年至2002年的年度數(shù)據(jù)、1998年至2003年的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行了人民幣匯率變動(dòng)與中美貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，認(rèn)為人民幣兌美元匯率的變動(dòng)不會(huì)對(duì)中美之間的國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生影響。余珊萍和韓劍（2005）構(gòu)建貿(mào)易引力模型對(duì)我國(guó)與主要貿(mào)易伙伴2000年至2003年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出貿(mào)易國(guó)人均收入水平、國(guó)家間的地理距離長(zhǎng)度與我國(guó)的出口貿(mào)易額之間具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，名義匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易呈現(xiàn)出較為微弱的影響。潘紅宇（2007）[5]通過協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型等技術(shù)實(shí)證分析了人民幣匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)我國(guó)與美、日、歐盟的出口貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)短期匯率風(fēng)險(xiǎn)會(huì)影響中美貿(mào)易，但不會(huì)影響中日、中歐貿(mào)易。然而，前期的分析存在一定的局限性：一是集中于分析我國(guó)與美、日、歐盟等主要貿(mào)易伙伴的分量貿(mào)易數(shù)據(jù)，缺少對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總量數(shù)據(jù)的研究；二是對(duì)于匯率變動(dòng)如何影響出口貿(mào)易的關(guān)注比較多，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的考慮不夠；三是近年來隨著人民幣匯率制度靈活性的逐漸提高，人民幣匯率變動(dòng)在頻度和幅度上均有所增強(qiáng)，缺少對(duì)于最新情況的分析。本研究將從以上幾方面進(jìn)行改進(jìn)和補(bǔ)充，給出更具現(xiàn)實(shí)意義的分析，提供充分的參考。

三、研究設(shè)計(jì)

在前期實(shí)證研究中，一些學(xué)者（如：Chowdbury，1993；Poon等，2005）基于模型設(shè)定的靈活性、匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易影響的滯后效應(yīng)等因素的考慮采用了VAR模型，受上述研究的啟發(fā)，本文構(gòu)建了包含匯率、我國(guó)經(jīng)濟(jì)情況、貿(mào)易情況三變量的VAR模型來實(shí)證分析人民幣匯率變化對(duì)于我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響，VAR模型簡(jiǎn)化形式如下：

出口VAR模型：zt=[LYt,LEt,LXt]′

進(jìn)口VAR模型：zt=[LYt,LEt,LMt]′

其中，Xt表示出口總額，Mt表示進(jìn)口總額，由于貿(mào)易情況變量存在差別，對(duì)于不同的VAR模型，zt表示的含義不同。Et代表人民幣兌SDR（SpecialDrawing Rights）匯率，選擇人民幣兌SDR匯率，是因?yàn)樵搮R率更能有效地反映人民幣的國(guó)際價(jià)值，在全面性和準(zhǔn)確性上要優(yōu)于選擇人民幣兌美元匯率。Yt表示我國(guó)的GDP，用來反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)的總體情況。為了更準(zhǔn)確地捕捉匯率變化對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響以及影響的滯后效應(yīng)，我們?cè)谀Ｐ椭锌紤]使用月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，但由于對(duì)外公布的GDP數(shù)據(jù)最小頻率為季，因此我們選擇工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)作為GDP的替代變量。在上述公式中，wt為一個(gè)確定的外生向量，代表常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)等確定項(xiàng)，vt是隨機(jī)誤差向量，Φi和H是系數(shù)向量，p為模型的滯后階數(shù)。出于消除異方差影響和使變量趨勢(shì)線性化的考慮，我們對(duì)模型變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)形式的轉(zhuǎn)換，L表示變量的對(duì)數(shù)形式，△表示變量的一階差分形式。

根據(jù)模型估計(jì)的需要，我們對(duì)方程（1）進(jìn)行差分形式的轉(zhuǎn)化后可以使其由I（1）過程轉(zhuǎn)變I（0）過程，得到方程（2）：

因?yàn)椤鱶t-i是由I（0）變量構(gòu)成的向量，那…么只要Πzt-1是I（0）向量，即變量z1,t-1、z2,t-1、z3,t-1…zq,t-1之間存在著協(xié)整關(guān)系，我們就可以認(rèn)為△zt是平穩(wěn)的過程，上述變量之間的協(xié)整關(guān)系主要取決于矩陣Π的秩r。r的取值存在三種情況：當(dāng)r=0時(shí)，則方程（2）僅是個(gè)差分方程，不需要考慮變量間的協(xié)整關(guān)系；當(dāng)r=q時(shí)，只有z1,t-1、z2,t-1、z3,t-1…zq,t-1全部為I（0）變量才能滿足Πzt-1是I（0）的向量，這與zt為一階差分后平穩(wěn)這一前提條件相違背；因此，我們只考慮0＜r＜q的情況。當(dāng)0＜r＜q時(shí)，變量中存在r個(gè)協(xié)整組合，其余q-r個(gè)關(guān)系仍為I（1）過程，那么，矩陣Π可以分解為兩個(gè)q乘r階矩陣α和β的乘積，即αβ′，在這種情況下，方程（2）可以寫成如下形式：

在方程（3）中，β′zt-1每一行均為I（0）向量，矩陣β為協(xié)整向量矩陣，它決定了z1,t-1、z2,t-1、z3,t-1…zq,t-1之間協(xié)整向量的個(gè)數(shù)與協(xié)整向量的形式；矩陣α為調(diào)整向量矩陣，決定了每組協(xié)整組合的權(quán)重。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是通過對(duì)矩陣Π的分析，根據(jù)最大特征值和特征根跡檢驗(yàn)來計(jì)算其非特征根的數(shù)量，從而確定協(xié)整關(guān)系的數(shù)量。如果VAR模型中所包含的p個(gè)I（1）的過程均存在著協(xié)整關(guān)系，基于方程（3），不包含外生變量的模型方程可以寫成：

用向量誤差修正模型（VECM）的形式可以表示為：

其中，誤差修正向量ecmt-1=β′zt-1，反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其系數(shù)矩陣α反映變量在偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)回調(diào)的速度，所有作為解釋變量的差分項(xiàng)系數(shù)反映對(duì)于被解釋變量短期的動(dòng)態(tài)影響，通過對(duì)向量誤差修正模型進(jìn)行估計(jì)，我們可以了解模型變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)作用。此外，我們可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來對(duì)變量沖擊的動(dòng)態(tài)效果及影響貢獻(xiàn)度情況進(jìn)行分析。

本文實(shí)證分析遵循如下步驟：一是對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行驗(yàn)證，確保模型數(shù)據(jù)是同階單整的；二是計(jì)算相關(guān)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)；三是進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，如果VAR模型變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則構(gòu)建向量誤差修正模型（VECM）對(duì)其長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)影響進(jìn)行估計(jì)；四是應(yīng)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，對(duì)存在協(xié)整關(guān)系的變量之間的格蘭杰成因進(jìn)行分析；最后，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來分析變量沖擊的動(dòng)態(tài)影響作用。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)描述

考慮研究模型設(shè)定以及相關(guān)研究數(shù)據(jù)可獲得性等情況，本文選取我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)月度數(shù)據(jù)、人民幣兌SDR匯率月度均值數(shù)據(jù)。在時(shí)間跨度方面，本文關(guān)注2005年8月以后人民幣采用不再盯住美元的以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度時(shí)期（2005年8月至2013年12月）。在研究數(shù)據(jù)中，進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于WIND資訊數(shù)據(jù)庫(kù)，人民幣兌SDR匯率數(shù)據(jù)、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)數(shù)據(jù)來源于國(guó)際貨幣基金組織國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)數(shù)據(jù)為季調(diào)數(shù)據(jù)，消除了季節(jié)性干擾，可真實(shí)反映經(jīng)濟(jì)的變化情況。匯率數(shù)據(jù)采用名義匯率，因?yàn)槎唐诘某杀竞蛢r(jià)格的變動(dòng)相對(duì)長(zhǎng)期的變化而言更為迅速，名義匯率更能體現(xiàn)出變化情況，更好地捕捉市場(chǎng)參與者面對(duì)的由于匯率變動(dòng)所帶來的不確定性。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免模型對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸而導(dǎo)致虛假回歸等問題，影響實(shí)證分析的準(zhǔn)確性，我們利用ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，保證模型變量是同階單整的。檢驗(yàn)結(jié)果（表1）顯示所有時(shí)間序列數(shù)據(jù)均為I（1），因此，可以將這些變量保留在研究模型中。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（三）模型滯后階數(shù)的選擇

在協(xié)整性檢驗(yàn)之前，需要確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，我們根據(jù)AIC（赤池信息準(zhǔn)則）指標(biāo)、SC（施瓦茨準(zhǔn)則）指標(biāo)、對(duì)數(shù)似然比（Log-likelihood Ratio）統(tǒng)計(jì)值來進(jìn)行最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇?；跈z驗(yàn)結(jié)果（表2）我們可以確定，對(duì)于出口、進(jìn)口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)均選擇4階。

（四）協(xié)整性檢驗(yàn)

我們采用Johansen檢驗(yàn)方法對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，我們選擇序列沒有確定的線性趨勢(shì)，協(xié)整方程有截距的模型形式。協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果（表3）顯示，出口、進(jìn)口模型變量中均包含2個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明這兩個(gè)VAR模型在統(tǒng)計(jì)上均具有穩(wěn)定性，可以進(jìn)行下一步的分析。

表2 VAR模型滯后階數(shù)檢驗(yàn)

（五）向量誤差修正模型檢驗(yàn)

從長(zhǎng)期來看，出口、進(jìn)口模型中的變量間均存在均衡關(guān)系，雖然在短期內(nèi)，由于受到隨機(jī)干擾和季節(jié)性因素的影響，這些變量可能會(huì)偏離均衡狀態(tài)，但這是暫時(shí)性的，它們將逐漸通過短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整最終回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，這種短期的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制便是誤差修正機(jī)制。我們通過構(gòu)建向量誤差修正模型（VECM）對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的分析，對(duì)于長(zhǎng)期關(guān)系模型的各個(gè)變量用1階差分的形式進(jìn)行重新的構(gòu)造，并將長(zhǎng)期關(guān)系模型中的殘差項(xiàng)作為解釋變量引入短期動(dòng)態(tài)關(guān)系模型，逐步剔除模型中統(tǒng)計(jì)上不顯著的項(xiàng)，最終確定最優(yōu)的模型形式。

表3 VAR模型協(xié)整性檢驗(yàn)

結(jié)合研究目標(biāo)，我們考慮△LXt、△LMt作為被解釋變量的情況，分析其他因素對(duì)貿(mào)易情況產(chǎn)生的影響作用。根據(jù)模型中的協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)，對(duì)于出口、進(jìn)口VECM模型，協(xié)整向量個(gè)數(shù)均為2個(gè)。通過檢驗(yàn)運(yùn)算，得到如下形式的VECM：

出口：

進(jìn)口：

為確保模型設(shè)定的合理性和測(cè)算結(jié)果的準(zhǔn)確性，我們對(duì)上述模型的殘差分別進(jìn)行LM、White異方差和JB檢驗(yàn)。結(jié)果表明：殘差序列不存在序列自相關(guān)和異方差，服從正態(tài)分布，模型假定基本合理；從R方和DW檢驗(yàn)結(jié)果來看，模型擬合效果較好。

從出口VECM檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，滯后期匯率的變化與出口貿(mào)易的變化存在著負(fù)相關(guān)性（對(duì)應(yīng)的系數(shù)為-0.6352），但從括號(hào)中的T統(tǒng)計(jì)值可以看出，這種負(fù)相關(guān)性是不顯著的，因此，匯率變化不會(huì)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的影響。滯后期經(jīng)濟(jì)情況的變化與出口貿(mào)易的變化是正相關(guān)的（對(duì)應(yīng)的系數(shù)為1.0670和0.5986）。此外，出口貿(mào)易的變化會(huì)受其自身變化的影響，存在負(fù)相關(guān)性（對(duì)應(yīng)的系數(shù)為-0.2868），上期出口貿(mào)易額的震蕩會(huì)影響即期的出口貿(mào)易情況。

進(jìn)口VECM檢驗(yàn)結(jié)果與出口VECM相似，匯率的變化不會(huì)對(duì)進(jìn)口額的變化產(chǎn)生顯著的影響；經(jīng)濟(jì)情況的變化與進(jìn)口額的變化正相關(guān)；進(jìn)口額的變化也會(huì)受到其自身變化的負(fù)面影響。

（六）格蘭杰因果檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析存在協(xié)整關(guān)系的變量之間的相互作用，我們采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來分析這些變量是否為其他變量的格蘭杰成因。格蘭杰因果關(guān)系的基本思想是如果一個(gè)變量A是變量B的格蘭杰成因，那么A的變化必然先于B的變化，可以使用A對(duì)B進(jìn)行預(yù)測(cè)。

從格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果（表4）可以看出，匯率變化不是進(jìn)出口額、經(jīng)濟(jì)情況變化的格蘭杰原因，同樣，進(jìn)出口額、經(jīng)濟(jì)情況的變化也不是匯率變化的格蘭杰原因；進(jìn)出口額的變化與經(jīng)濟(jì)情況的變化之間互為格蘭杰原因。檢驗(yàn)結(jié)果說明我們可以根據(jù)進(jìn)出口額的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)情況的發(fā)展進(jìn)行預(yù)期，同樣，也可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)情況來預(yù)測(cè)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。但是，我們無法根據(jù)匯率的趨勢(shì)來對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易以及經(jīng)濟(jì)情況的趨勢(shì)來進(jìn)行預(yù)測(cè)。

表4 變量?jī)蓛芍g格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

圖1 出口VAR模型廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析結(jié)果

本文采用Koop、Pesaran和Potter在1996年提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)（Generalized Impulse Response Function）來分析一個(gè)變量的沖擊對(duì)于其他變量以及模型整體所帶來的動(dòng)態(tài)影響，從而了解各個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)可以規(guī)避喬萊斯基分解次序設(shè)置上的問題，確保分析結(jié)果的準(zhǔn)確性；本文采用方差分解（Variance Decomposition）來分析某一個(gè)變量的沖擊對(duì)另一個(gè)變量的貢獻(xiàn)度。通過廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)，我們可以識(shí)別1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的匯率變化、經(jīng)濟(jì)情況變化以及貿(mào)易自身的變化所帶來的新息（Innovation）沖擊對(duì)于貿(mào)易情況變化產(chǎn)生的影響。

從圖1中可以發(fā)現(xiàn)，首先，對(duì)于出口VAR模型，出口貿(mào)易額的變化（DLX）對(duì)于匯率變化（DLE）1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊開始有負(fù)方向的反應(yīng)，之后這種作用開始縮小，在前12個(gè)月內(nèi)出現(xiàn)4次震蕩，最終趨于平穩(wěn)；從作用效果上來看，匯率變化對(duì)于出口貿(mào)易額變化的影響比較小，1個(gè)單位的匯率變化，最多只能對(duì)出口帶來約0.0015個(gè)單位的反方向影響。從方差分解結(jié)果中可以看出，匯率對(duì)于出口的影響貢獻(xiàn)度較小，最高可以解釋出口貿(mào)易約6.1%的變動(dòng)，且存在著明顯的滯后效應(yīng)，在8個(gè)月之后影響效果才會(huì)趨于穩(wěn)定。因此，我們認(rèn)為人民幣匯率的變化不會(huì)對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易造成顯著的影響，但不可否認(rèn)這種影響在較小的程度上是存在的。其次，我國(guó)經(jīng)濟(jì)情況的變化對(duì)于出口貿(mào)易的變化有促進(jìn)作用，但這種作用存在滯后性，在兩個(gè)月后開始顯現(xiàn)，1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的經(jīng)濟(jì)情況變化（DLY）的沖擊最多可以帶動(dòng)約0.058個(gè)百分點(diǎn)的出口貿(mào)易額的變化，對(duì)于出口貿(mào)易變化的貢獻(xiàn)度在5個(gè)月之后穩(wěn)定在34.7%左右。再次，出口貿(mào)易的變化在很大程度上是由自身波動(dòng)引起的，對(duì)于自身的變化具有較高的貢獻(xiàn)度，在4個(gè)月之后穩(wěn)定在62%左右。

圖2 進(jìn)口VAR模型廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析結(jié)果

從圖2中可以看出，進(jìn)口VAR模型的分析結(jié)果與出口VAR模型相似。首先，人民幣匯率變化不會(huì)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易造成顯著的影響，1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的匯率變化的沖擊，最多只能給進(jìn)口貿(mào)易額的變化帶來約0.0018個(gè)單位的影響，最初的影響作用是反方向的，之后會(huì)發(fā)生漸弱的震蕩并在12個(gè)月后趨于穩(wěn)定，貢獻(xiàn)度約5.7%。其次，我國(guó)經(jīng)濟(jì)情況變化的沖擊對(duì)進(jìn)口貿(mào)易變化有著一定的影響，1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差經(jīng)濟(jì)情況變化的沖擊最多會(huì)對(duì)進(jìn)口額的變化帶來約0.05個(gè)單位的影響，貢獻(xiàn)度在6個(gè)月后趨于穩(wěn)定，約為17%。再次，進(jìn)口貿(mào)易的變化主要是由自身波動(dòng)所導(dǎo)致的，貢獻(xiàn)度在6個(gè)月后穩(wěn)定在82%左右。

五、結(jié)論

本文基于2005年8月至2013年12月的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了人民幣名義匯率變化對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響，得出以下結(jié)論：

第一，在當(dāng)前匯率制度下，人民幣匯率變動(dòng)、我國(guó)的經(jīng)濟(jì)情況以及國(guó)際貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響，馬歇爾-勒納條件中給出的通過貨幣貶值去改善國(guó)際貿(mào)易收支的手段在我國(guó)并不適用。然而，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及科技的進(jìn)步，進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)處在一個(gè)逐步升級(jí)的階段，從出口技術(shù)含量不高、價(jià)格低廉的初級(jí)產(chǎn)品向制成品轉(zhuǎn)變，且機(jī)械電子產(chǎn)品和其他技術(shù)含量較高的產(chǎn)品的占比越來越大，而這些產(chǎn)品具有較高需求價(jià)格彈性，因此，基于國(guó)際收支的彈性分析理論，我們預(yù)期匯率變化對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響在將來會(huì)逐漸增強(qiáng)。

第二，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與國(guó)際貿(mào)易之間具有相互促進(jìn)作用，出口貿(mào)易仍是我國(guó)重要經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也將帶動(dòng)國(guó)際貿(mào)易水平的提高。

第三，我國(guó)的國(guó)際貿(mào)易在短期內(nèi)的變化大多來源于自身的震蕩，自身的震蕩會(huì)對(duì)其帶來短期的負(fù)向影響，但不會(huì)干擾到國(guó)際貿(mào)易的長(zhǎng)期發(fā)展趨勢(shì)。

基于本文的結(jié)論，可以得出以下兩點(diǎn)啟示：一是從目前的情況來看，我們可以不必?fù)?dān)憂人民幣匯率管控的松綁對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響，在總體可控的前提下，人民幣匯率浮動(dòng)范圍可以逐漸放開，可采用靈活性更高的匯率制度；二是隨著我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的不斷升級(jí)，匯率變動(dòng)對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的影響會(huì)有增強(qiáng)的趨勢(shì)，這需要我們加以密切關(guān)注。

[1]Crosby,M.Exchange Rate Volatility and Macroeconomic Performance in Hong Kong[R].Hong Kong: Institute forMonetary,2000，2-5.

[2]Friedman,M.Essays in Positive Economics[M]. Chicago:University ofChicago Press,1956，157-161.

[3]陳平，熊欣.進(jìn)口國(guó)匯率波動(dòng)影響中國(guó)出口的實(shí)證分析[J].國(guó)際金融研究，2002，（6）：7-12.

[4]沈國(guó)兵.美中貿(mào)易收支與人民幣匯率關(guān)系：實(shí)證分析[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2005，（1）：34-37.

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（責(zé)任編輯：賈偉）

1003-4625（2014）12-0020-06

F832.6

A

2014-10-17

楊凱文（1981-），男，蒙古族，遼寧本溪人，博士研究生，研究方向：國(guó)際貿(mào)易，國(guó)際金融；臧日宏（1963-），男，山東諸城人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：金融理論與政策，企業(yè)資本運(yùn)營(yíng)與公司管理。