黎振強, 張婷

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基于VAR模型的匯率變化與中國進出口貿易關系的實證分析

黎振強, 張婷

(湖南理工學院經濟與管理學院, 湖南岳陽, 414006)

基于人民幣匯率變化對進出口貿易影響的理論分析, 選取2005年第4季度到2014年第1季度人民幣匯率與進出口貿易的季度數(shù)據(jù), 經過平穩(wěn)性、協(xié)整關系等計量經濟學檢驗, 建立VECM模型, 從長期均衡的角度分析了匯率與進出口貿易總額的長期彈性, 并通過誤差糾正機制考查了偏離均衡路徑后回復到均衡路徑的短期調整速度。根據(jù)實證分析結果提出了促進中國對外貿易健康發(fā)展的相關建議。

匯率; 進出口貿易; 平穩(wěn)性檢驗; 協(xié)整關系檢驗; VECM模型

自2005年人民幣匯率制度改革以來, 人民幣匯率一直保持著持續(xù)快速升值趨勢。匯率是影響進出口貿易的重要因素, 我國經濟的高速發(fā)展離不開對外貿易迅速增加對經濟的拉動作用, 但是我國進出口貿易對國際市場依賴程度高, 人民幣匯率升值對我國經濟可持續(xù)增長存在不利的影響, 因此, 探討人民幣匯率變化與進出口貿易之間的關系, 具體研究我國管理浮動匯率制度下匯率作用于進出口貿易的機制, 從而為我國制定相關經濟政策, 實現(xiàn)人民幣匯率趨向均衡和促進對外貿易的健康發(fā)展具有實際意義。

關于匯率對進出口貿易的影響研究, 國外多關注于是否存在J曲線效應。Lal和 Lowinger (2002)[1]基于VAR模型脈沖反應函數(shù)等相關理論, 選取了部分東亞國家的相關季度數(shù)據(jù), 就J曲線效應是否存在進行了實證分析, 研究結果表明韓國、泰國、菲律賓、新加坡、馬來西亞、印度尼西亞6個國家的進出口貿易均存在著一定的J曲線效應。Abdulnasser和Hacker (2003)的實證研究, 也得出了一些歐洲國家也存在著較為明顯的J曲線效應[2]。

關于匯率對進出口貿易的影響研究, 國內則聚焦于是否滿足馬歇爾——勒納條件。國內很多學者在彈性值上有分歧, 一些學者認為中國進出口彈性小于或接近1, 明顯不符合馬歇爾——勒納條件[3]。另一些學者認為基本符合馬歇爾——勒納條件[4]。此外, 還有一些學者認為匯率水平與進出口貿易量存在一定關系, 但非決定性因素[5]。

綜上所述, 在研究內容上, 國內外學者研究匯率與進出口貿易關系的研究視角不同。在研究方法上, 國內外學者大都采用時間序列模型和向量自回歸模型(VAR)等實證分析方法[6-7], VAR模型采用多方程聯(lián)立的形式, 它不以經濟理論為基礎, 在模型的每一個方程中, 內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸, 從而可以更加有效地估計匯率與進出口貿易之間的動態(tài)關系。本文基于近年匯率和進出口數(shù)據(jù), 以彈性理論為基礎, 進一步實證探討匯率與進出口貿易的關系。

1 匯率變化與中國進出口貿易關系的理論分析

1.1 匯率作用于進出口的基本方式

在封閉經濟條件下, 產品市場和貨幣市場存在著一般均衡模型, 即IS-LM模型, IS曲線和LM曲線同時移動會引起收入和利率的變動, 達到均衡后的2條曲線的交點才能同時實現(xiàn)產品和貨幣2個市場的均衡。在開放經濟條件下, 增加了利率平價理論, 即均衡匯率是通過國際拋補套利所引起的外匯交易形成的。一國貨幣貶值將導致出口商品價格降低, 從而提升產品的競爭優(yōu)勢, 增加該國出口量, 同時, 進口商品價格也會相對提升, 導致進口量減少, 所以貨幣貶值會對經濟產生擴張作用, 即改善貿易收支; 反之, 貨幣升值則會導致出口減少進口增加, 惡化貿易收支, 對經濟產生收縮作用[8]。

1.2 匯率變化與中國進出口貿易關系的彈性理論分析

彈性分析理論主要分析匯率變動影響貿易收支變動的條件性問題[9-10]。根據(jù)該理論, 人民幣匯率變化對進出口貿易影響是否顯著, 要看進出口商品是否符合馬歇爾——勒納條件, 即進口額()需求價格彈性與出口額()需求價格彈性之和是否大于1, 具體情況歸納如下:

(1) 當+＞1時, 貨幣貶值可以促進出口, 減少進口, 改善貿易收支。

(2) 當+= 1時, 貨幣貶值會促進出口商品數(shù)量發(fā)生改變, 但是進出口金額不變。

(3) 當+＜1時, 貨幣貶值導致出口收入下降, 且其金額大于進口支出減少金額, 貿易收支惡化?？偠灾? 只有彈性大于1, 人民幣匯率變化才會改善貿易收支。

2 匯率變化與進出口貿易關系的實證分析

2.1 數(shù)據(jù)收集和處理

本文通過網絡收集了中國人民銀行調查統(tǒng)計司和中華人民共和國國家統(tǒng)計局2005年10月至2014年3月的人民幣兌美元的平均匯率和進出口總值當期值的月度數(shù)據(jù), 并通過將匯率按季度取平均數(shù)、進出口總值取和進行處理。

2.2 模型的設定以及參數(shù)估計結果

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗

2005年第4季度至2014年第1季度期間, 時間序列中3個變量: 人民幣匯率()、進口額()和出口額()的時間序列如圖1(a), (b), (c)所示。

在圖1中, 出口額、進口額、人民幣匯率都大致有或增或減的趨勢, 可以粗略地判斷出該序列是不平穩(wěn)的。為了獲得平穩(wěn)序列, 對3個變量取對數(shù)的數(shù)據(jù)處理。取對數(shù)后的3個變量的時間序列如圖2(a), (b), (c)所示。

在圖2中, 出口額、進口額、人民幣匯率的對數(shù)都大致有或增或減的趨勢, 可以粗略地判斷出該序列是不平穩(wěn)的。

由于對時間序列運用傳統(tǒng)的回歸技術進行回歸是建立在時間序列平穩(wěn)性這一基本假定基礎之上的, 若數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的, 大樣本下的統(tǒng)計推斷基礎即“一致性”要求被破壞, 往往導致出現(xiàn)“偽回歸”問題, 使得分析結果失去經濟意義。所以在建立相關回歸方程前, 應先對序列的平穩(wěn)性進行檢驗[11-12]。

表1 lnR、lnI和lnE的ADF檢驗結果

對ln、ln和ln分別用EViews軟件做ADF檢驗, 結果如表1所示。

在表1中, ln、ln、ln3個ADF檢驗值的絕對值均大于顯著性水平為1%、5%和10%的臨界值, 故均為不平穩(wěn)序列。Dln、Dln、Dln的ADF檢驗值的絕對值均小于顯著性水平為5%的臨界值, Dln、ln、Dln為(0), ln、ln、ln均為(1), 故可能協(xié)整。

2.2.2 VAR模型的滯后結構檢驗

(1)構建VAR模型。VAR模型一般是針對平穩(wěn)性數(shù)據(jù), 只有平穩(wěn)性數(shù)據(jù)脈沖響應才會收斂, 并且對數(shù)差分后平穩(wěn)的數(shù)據(jù)經濟含義明確就是增長率。非平穩(wěn)數(shù)據(jù)做VAR模型可能脈沖響應不收斂, 但非平穩(wěn)協(xié)整的變量有可能出現(xiàn)單向脈沖響應沖擊收斂的結果。故用對數(shù)差分變量構建VAR模型。

(2)AR根的圖與表。若被估計的VAR模型不穩(wěn)定, 則得到的結果有些是無效的。為了更清楚地用圖展示平穩(wěn)性的結果, 對對數(shù)差分變量構建的VAR模型進行滯后結構檢驗, 結果如圖3所示。圖3顯示VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1, 即都在單位圓內, 故該模型是穩(wěn)定的。

圖3 VAR模型的AR根的圖

(3)Granger因果檢驗。進行Granger因果關系檢驗, 是為了檢驗出口額、進口額、匯率3個變量之間是否真正存在著因果關系, 這是為了保證模型設定的合理性。

表2的檢驗結果顯示, 在5%的顯著性水平下, 變量ln和ln能Granger引起變量ln, 變量ln和ln能Granger引起變量ln, 但變量ln和ln不能Granger引起變量ln。

表2 VAR模型Granger因果檢驗結果

注: “*”表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

(4)滯后階數(shù)的選擇

由表3的EViews結果看出, 在5%的顯著水平下, 6個統(tǒng)計量中有4個顯著, 所以確定滯后階數(shù)為三階。

表3 最大階數(shù)為3的VAR滯后階數(shù)選擇標準

注: “*”表示5%的顯著性水平(表4, 5同)。

2.2.3 協(xié)整關系檢驗

用EViews軟件對ln、ln、ln3個變量做協(xié)整性檢驗, 即Johansen檢驗。由于進出口額序列和人民幣匯率序列都是(1)序列, 滿足同階單整性, 故可以協(xié)整。

表4中, 在5%的顯著性水平下拒絕有2個協(xié)整關系的原假設, 在5%的顯著性水平下不能拒絕1個協(xié)整關系的原假設, 所以綜合來看, 變量之間存在1個協(xié)整關系。

表4 特征根跡檢驗結果

表5的極值統(tǒng)計量檢驗結果與跡統(tǒng)計量結果一致, 表明在5%的顯著性水平下拒絕有2個協(xié)整關系和沒有協(xié)整關系的原假設, 在5%的顯著性水平下不能拒絕1個協(xié)整關系的原假設, 所以可以確定變量之間存在1個協(xié)整關系。

表5 最大特征值檢驗結果

用EViews軟件做協(xié)整關系檢驗結果顯示, 存在1個協(xié)整方程, 極大似然值為226.432 7, (標準化協(xié)整系數(shù), 括號中的是標準誤差)如表6所示。取標準化的協(xié)整向量, 得到協(xié)整方程, 協(xié)整方程表示出口額與匯率、進口額存在著長期均衡關系, 協(xié)整方程為:

從協(xié)整方程(1)可以看出, 在2005年第4季度到2014年第1季度期間, 匯率每增加1個百分點(即100美元兌得的人民幣每增加1個百分點), 便會推動出口額增加3.452 682個百分點(以10億美元為單位); 同理, 進口額每增加1個百分點, 也會推動出口額增加1.548 009個百分點。這是匯率與進出口額的長期均衡關系, 模型的參數(shù)估計結果解釋為長期彈性; 但短期內各個變量由于本身的波動仍然會偏離長期均衡路徑, 因此需要進一步用誤差糾正機制來解釋偏離誤差向均衡路徑的調節(jié)速度。

2.2.4 VECM模型的實證研究結果

根據(jù)EViews結果(表6), 得到誤差修正模型。

誤差糾正方程為:

, (2)

協(xié)整方程:

表7 EViews得到的協(xié)整結果

由式(2)可以看出, 由于誤差糾正項的調節(jié)系數(shù)為負, 因此出口對于均衡路徑的偏離在下一期會得到修正, 上一期的總偏離程度有大約67%可以在本期得到修正; 因此從實證結果來看, 出口對于均衡狀態(tài)的偏離調節(jié)速度是非常快的。短期內, 出口額的變動不僅與匯率、進口額存在著一定的正相關關系, 而且與滯后期的出口額、匯率及進口額也有一定的關系, 即存在著時滯效應。

式(3)刻畫了進出口與匯率的長期均衡關系, 各個變量的系數(shù)估計值反映了變量之間的長期彈性。具體說來, 在2005年第3季度到2014年第1季度期間, 出口與匯率之間的長期彈性為3.4, 即匯率變動1個百分點從長期來看會影響出口變動3.4個百分點。進口與出口之間的長期彈性為1.5, 即進口變動1個百分點從長期來看會影響出口變動1.5個百分點。

3 結論和啟示

通過對2005年第4季度到2014年第1季度的進出口額與人民幣兌美元匯率的季度數(shù)據(jù)進行實證分析, 得出以下結論:

(1) 根據(jù)協(xié)整關系檢驗后的協(xié)整方程可以推導出, 在2005年第四季度到2014年第一季度期間, 出口額的變動與匯率之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系, 并且誤差修正模型可以對模型進行短期修正。即人民幣兌美元匯率(以100美元為單位)每增加1個百分點, 即人民幣貶值, 便會推動出口額(以十億美元為單位)增加3.4個百分點, 該分析說明了匯率與出口貿易之間確實存在著相互影響的長期穩(wěn)定的數(shù)量關系。

(2) 同理, 在2005年第四季度到2014年第一季度期間, 出口額的變動與進口額之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系, 即進口額(以十億美元為單位)每增加1個百分點, 便會推動出口額(以十億美元為單位)增加1.5個百分點, 該分析說明了出口與進口貿易之間確實存在著相互影響的長期穩(wěn)定的數(shù)量關系。

(3) 從VECM模型的誤差糾正機制來看,出口對于長期均衡路徑的偏離在下一期會得到非?？斓男拚?修正速度大約為67%, 這說明我國進出口與匯率有非常穩(wěn)定的長期均衡關系, 任何對于均衡的偏離都會得到極快的回復調整。

(4) 從本文的分析可知, 人民幣貶值或進口額增加都會造成出口額的擴張, 并且具有一定的時滯效應, 在人民幣持續(xù)升值的背景下, 中國的對外貿易面臨著極大的挑戰(zhàn)和壓力。

為了在人民幣升值的背景下更好地促進中國對外貿易的健康發(fā)展, 從而實現(xiàn)經濟穩(wěn)定增長, 本文的實證研究具有如下政策啟示:

(1)逐步改革和完善人民幣匯率制度。我國2005年7月21日開始的匯率制度改革主要包括了匯率調控方式、中間價的確定和日浮動區(qū)間、起始匯率的調整3個方面。但是, 現(xiàn)行的人民幣匯率形成的市場機制仍存在很多不完善之處, 在匯率改革的方向和目標上, 需要實行以市場供求為基礎的、有管理的浮動匯率制度, 保持人民幣匯率在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定, 需要從中國經濟、金融發(fā)展和穩(wěn)定的需要出發(fā), 堅持主動性、可控性和漸進性的原則, 繼續(xù)推進人民幣匯率制度的改革, 探索建立適合我國國情的匯率調節(jié)機制和干預模式。

(2)擴大內需, 以減少我國經濟對外貿的依賴。我國作為人口大國, 國內存在著巨大的潛在市場, 擴大內需可以減少我國對進出口貿易的依賴性, 從而在應對國際經濟變化的沖擊時, 能弱化沖擊, 減少外部經濟對我國經濟的不利影響。

(3)調整和優(yōu)化進出口商品的貿易結構。勞動密集型產品在我國出口市場上占相當大的比重, 我國應采取諸如適當降低部分產品的出口退稅等措施, 來鼓勵發(fā)展高新技術產業(yè)、新興服務等行業(yè), 促進出口商品貿易結構的優(yōu)化, 提升我國出口產品的競爭力。

(4)提高規(guī)避外匯風險的意識, 增強應對匯率波動狀況的能力。外貿企業(yè)優(yōu)化擴展貿易的地域分布, 將對外貿易的風險分散開, 減少對美國、日本等國家外貿的依賴性。此外, 企業(yè)可以通過多種外匯交易方式和金融衍生工具來轉嫁在交易中的外匯風險, 同時, 自發(fā)關注人民幣匯率及與我國貿易來往密切的貨幣匯率, 在結算的時候選擇較為穩(wěn)定的貨幣。

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(責任編校:劉曉霞)

An empirical analysis of the relation between RMB exchange rate changes and import and export trade based on VAR model

Li Zhenqiang, Zhang Ting

(College of Economy and Management, Hunan Institute of Science and Technology, Yueyang 414006, China)

Based on the theory related to the influence of changes of the RMB exchange rate on import and export trade, this paper chooses the quarterly data of RMB exchange rate and import & export trade from the fourth quarter of 2005 to the first quarter of 2014. By building the VECM model, the long-term elasticity of imports and exports with exchange rate is examined from the perspective of long-term equilibrium, and the short-term adjustment speed of returning to equilibrium path after deviating from it through the error correction mechanism is investigated. According to the results of the analysis, this paper put forward some suggestions on how to promote the RMB exchange rate into balance, and the healthy development of China's foreign trade.

exchange rate; import & export trade; stationarity test; cointegration relationship test; VECM model

10.3969/j.issn.1672–6146.2015.04.004

F 742

1672–6146(2015)04–0014–06

黎振強, 752713447@qq.com。

2015-06-16