張?chǎng)?王曉潔+趙帥

摘 要：本文以1981年-2012年的年度數(shù)據(jù)為樣本，以統(tǒng)計(jì)軟件Eviews3.1為工具，采用了實(shí)證分析中的單位根檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)等方法來(lái)解釋匯率變動(dòng)對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)出口及一般貿(mào)易進(jìn)出口的影響。主要結(jié)論有：1.人民幣實(shí)際有效匯率、加工貿(mào)易的進(jìn)出口、一般貿(mào)易的進(jìn)出口三者間不存在協(xié)整關(guān)系。2.人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易的進(jìn)出口、一般貿(mào)易的進(jìn)出口均存在負(fù)相關(guān)性，即人民幣實(shí)際有效匯率下降不但會(huì)使出口增加，還會(huì)使進(jìn)口增加。3.一般貿(mào)易進(jìn)出口對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的變化敏感度更高。

關(guān)鍵詞：人民幣實(shí)際有效匯率；一般貿(mào)易；加工貿(mào)易；單位根檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)

一、研究背景及意義

匯率是指一種貨幣相對(duì)于另一種貨幣的價(jià)格，作為一種重要的經(jīng)濟(jì)杠桿，它保證一個(gè)國(guó)家國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定健康的發(fā)展，并因此成為影響一國(guó)或地區(qū)國(guó)際貿(mào)易的主要因素之一。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，中國(guó)國(guó)際貿(mào)易收支、貿(mào)易條件以及全球貿(mào)易平衡等問(wèn)題和人民幣匯率升值是緊密聯(lián)系的。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展及對(duì)外開放程度的加大，人民幣匯率和國(guó)際貿(mào)易收支二者存在著緊密的聯(lián)系。因此，我們就會(huì)提出這么一個(gè)問(wèn)題：人民幣匯率變化對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支的影響到底有多大呢？針對(duì)人民幣升值的現(xiàn)狀，我國(guó)企業(yè)和政府應(yīng)該采取何種策略？由此觀之，綜合考慮學(xué)術(shù)研究與政策討論、歷史與現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，我們進(jìn)一步對(duì)人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)國(guó)際貿(mào)易收支、貿(mào)易條件的影響進(jìn)行深入研究是很有必要的。

二、文獻(xiàn)綜述

Wilson（2000）用1970-1996年27年的數(shù)據(jù)對(duì)美國(guó)、日本和韓國(guó)三國(guó)間多邊貿(mào)易進(jìn)行分析研究，得出結(jié)論：實(shí)際匯率對(duì)日韓和美韓間的國(guó)際貿(mào)易收支卻并沒(méi)有顯著的影響。Silvana Tenreyro（2004）運(yùn)用1970-1997年28年的數(shù)據(jù)研究德國(guó)名義匯率是如何影響其國(guó)際貿(mào)易收支的，同樣得出了結(jié)論：名義匯率的變動(dòng)對(duì)德國(guó)的國(guó)際貿(mào)易收支并沒(méi)有顯著影響。Saonctemla （2008）綜合考慮了外商直接投資（FDI）、加工貿(mào)易等因素后，使用1998年-2007年的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用加權(quán)最小二乘法，探討了人民幣匯率波動(dòng)是如何影響我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的，得出結(jié)論：從長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣每升值1%，我國(guó)的出口額將會(huì)減少0.5%，而進(jìn)口額僅減少0.1%，對(duì)我國(guó)加工貿(mào)易的影響則是非常小的。

沈國(guó)兵（2005）使用1998年1月-2004年9月的月度數(shù)據(jù)對(duì)中美間貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明：人民幣實(shí)際有效匯率和中美貿(mào)易收支間并不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此，人民幣匯率波動(dòng)是不能改善兩國(guó)的貿(mào)易條件。

鐘劍、孟浩（2008）通過(guò)實(shí)證研究認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率的波動(dòng)和進(jìn)出口貿(mào)易之間是沒(méi)有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的，人民幣的升值可能會(huì)和我國(guó)貿(mào)易順差狀況同時(shí)出現(xiàn)。李建偉、余明（2003）使用1995年第一季度到2003年第二季度的季度數(shù)據(jù)，借助兩階段最小二乘法，研究了人民幣實(shí)際有效匯率、以匯率法計(jì)算的進(jìn)出口額與利用外資三者的相關(guān)關(guān)系，結(jié)果表明：人民幣匯率的大幅升值對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)造成很大的負(fù)面影響，相反地，人民幣貶值能夠明顯地改善我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的狀況。

盧向前，戴國(guó)強(qiáng)（2005）運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法和Var分析方法，觀察1994年-2003年人民幣對(duì)世界主要國(guó)家貨幣的加權(quán)實(shí)際匯率波動(dòng)和我國(guó)進(jìn)出口額間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明：人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口額有著顯著的影響，并且滿足Marshall-Lerner條件；而且，人民幣實(shí)際匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口額的影響是存在這J曲線效應(yīng)。

賢成毅（2008）分析了人民幣匯率的偏差程度，并實(shí)證研究了匯率偏差對(duì)中國(guó)國(guó)際貿(mào)易收支的影響。結(jié)果表明：人民幣匯率存在的偏差會(huì)顯著影響中國(guó)國(guó)際貿(mào)易收支，而且，人民幣升值幅度過(guò)大會(huì)抑制我國(guó)向主要貿(mào)易國(guó)家的出口，但會(huì)增加我國(guó)從主要貿(mào)易國(guó)家的進(jìn)口。

徐瑜佳（2010）考慮了貿(mào)易成本、匯率制度、國(guó)民收入等因素，使用2000年—2009年的月度數(shù)據(jù)，對(duì)匯改前后人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易收支的影響進(jìn)行了比較，實(shí)證研究表明：匯改后，實(shí)際匯率和進(jìn)出口額間是存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的，匯率升值對(duì)我國(guó)的出口額有抑制作用，貿(mào)易條件有所改善；而匯改前，二者是不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的。

三、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

樣本區(qū)間選取1981年-2014年的實(shí)際有效匯率指數(shù)，加工貿(mào)易進(jìn)口和出口、一般貿(mào)易進(jìn)口和出口的年度數(shù)據(jù)。以2010年為基期，其中人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)源于（BIS）。

2.單位根檢驗(yàn)

將各序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量與相應(yīng)的臨界值比較容易得出，原序列LER、LJIN、LJOUT、LYIN和LYOUT都是非平穩(wěn)的，但一階差分序列D（LER）、D（LJIN）、D（LJOUT）、D（LYIN）和 D（LYOUT）是平穩(wěn)的，由此判定LER、LJIN、LJOUT、LYIN和LYOUT為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于同階單整的時(shí)間序列可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)對(duì)象上可以分為兩種方法：一是Engle和Granger提出的基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，二是Johansen和Juselius提出的基于VAR的協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johansen協(xié)整分析方法來(lái)檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

（1）LJIN與LER

運(yùn)用OLS方法LER對(duì)LJIN進(jìn)行靜態(tài)回歸檢驗(yàn)，得回歸方程：LJIN=59.37342-11.07822*LER，由于R2=0.627815，回歸方程擬合程度不太高，需要引入滯后項(xiàng)AR（1），即對(duì)殘差序列做一階滯后，得到序列R，得到新的回歸方程：LJIIN=55.97361-10.35172*LER，此時(shí)R2=0.884951。

表 LER與LJIN的Johansen檢驗(yàn)

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第一行LR=9.114440<20.04，即在99%置信水平上接受原假設(shè)（即不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)），所以得到在1%的顯著性水平上變量LJIN與LER不存在協(xié)整關(guān)系。

（2）LJOUT與LER

運(yùn)用OLS方法LER對(duì)LJOUT進(jìn)行靜態(tài)回歸檢驗(yàn)，得回歸方程如下：LJOUT=66.87903-12.59003*LER，由于R2=0.606817，回歸方程擬合程度不太高，需要引入滯后項(xiàng)，對(duì)殘差序列做一階滯后，得到新的回歸方程：LJOUT=62.88772-11.73707*LER，此時(shí)R2=0.885099。

其Johansen檢驗(yàn)結(jié)果：LR=11.60088<20.04，即在99%置信水平上接受原假設(shè)（即不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)），所以得到在1%的顯著性水平上變量LJOUT與LER不存在協(xié)整關(guān)系。

（3）LYIN與LER

運(yùn)用OLS方法LER對(duì)LYIN進(jìn)行靜態(tài)回歸檢驗(yàn)，得回歸方程如下：LYIN=65.40193-1254586*LER，由于R2=0.501010，回歸方程擬合程度不太高，需要引入滯后項(xiàng)，對(duì)殘差序列做一階滯后，得到新的回歸方程：LYIN=60.12835-11.41917*LER，此時(shí)R2=0.849748。

其Johansen檢驗(yàn)結(jié)果：LR=13.73181<20.04，即在99%置信水平上接受原假設(shè)（即不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)），所以得到在1%的顯著性水平上變量LYIN與LER不存在協(xié)整關(guān)系。

（4）LYOUT與LER

運(yùn)用OLS方法LER對(duì)LYOUT進(jìn)行靜態(tài)回歸檢驗(yàn)，得回歸方程如下：LYOUT=76.64692-15.17173*LER，由于R2=0.684124，回歸方程擬合程度不太高，需要引入滯后項(xiàng)，對(duì)殘差序列做一階滯后，得到新的回歸方程：LYOUT=73.17652-14.42981*LER，此時(shí)R2=0.876092。

其Johansen檢驗(yàn)結(jié)果：LR=9.174579<20.04，即在99%置信水平上接受原假設(shè)（即不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)），所以得到在1%的顯著性水平上變量LYOUT與LER不存在協(xié)整關(guān)系。

四、結(jié)論與建議

人民幣實(shí)際匯率的下降（人民幣貶值）對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口、加工貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進(jìn)口、一般貿(mào)易出口的增長(zhǎng)起積極的促進(jìn)作用。當(dāng)實(shí)際有效匯率下降（即人民幣貶值）1個(gè)單位時(shí)，會(huì)刺激加工貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)10.35172個(gè)單位，加工貿(mào)易出口增長(zhǎng)11.73707個(gè)單位，一般貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)11.41917個(gè)單位，一般貿(mào)易出口增長(zhǎng)14.42981個(gè)單位。由此可知，一般貿(mào)易進(jìn)出口對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的變化敏感度更高。

綜上，人民幣貶值將促使我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口同步增長(zhǎng)，一般貿(mào)易變動(dòng)敏感性更強(qiáng)。這與傳統(tǒng)的匯率彈性理論相背離。但是，人民幣應(yīng)該采取漸進(jìn)性的升值方式以保持我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的健康持續(xù)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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