何國華，胡子潤

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢 430070）

0 引言

人民幣匯率的波動對中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展在很大程度上起著不可替代的作用，尤其是對中國出口貿(mào)易的影響程度更深，對改善中國貿(mào)易收支、刺激本國出口起到了不可磨滅的作用。同時，人民幣匯率的不斷變化會引起人民幣的升值或貶值。人民幣升值會增加中國出口公司的成本價格，國際市場價格在一定的條件下，出口公司會為了維護(hù)自身的利益而提高產(chǎn)品的價格，從而削弱出口產(chǎn)品的國際競爭力，在一定程度上也帶來了很大的財富效應(yīng)，提升了中國的對外支付能力；從外匯儲備上來看，人民幣升值對中國也存在著很大的影響，外匯儲備量的多少，代表著一國的經(jīng)濟(jì)實力的強(qiáng)弱。但是，當(dāng)人民幣升值的情況下，一個國家擁有大量的外匯儲備也意味其面臨著很高的機(jī)會成本。而人民幣貶值說明外國產(chǎn)品的價格更高了，將會導(dǎo)致國外資金的大量撤出，同時還有利于抑制外國商品的進(jìn)口，促進(jìn)本國商品出口。從這一點(diǎn)來說，人民幣貶值更有利于中國企業(yè)的出口貿(mào)易。因此，研究人民幣匯率的波動與中國出口貿(mào)易的關(guān)系具有重要意義。

1 人民幣匯率與出口貿(mào)易變動歷史

1.1 人民幣匯率波動的趨勢描述

在匯率制度不斷改革的過程中，人民幣匯率不斷上下浮動，圖1是人民幣匯率1979—2015年的走勢圖。

1979—1984年人民幣在單一匯率和雙重匯率之間波動，最后實現(xiàn)了單一匯率制度。1979年1美元可以兌換1.4962元人民幣，由于匯率制度的一系列變革，人民幣升值美元貶值的趨勢開始得到緩解，1984年1美元可以兌換2.3270元人民幣；1985年1月1日，人民幣內(nèi)部結(jié)算價格不再實行，被官方匯率和外匯調(diào)劑市場匯率所取代，雙匯率制度施行后美元兌人民幣的匯率穩(wěn)步上升，人民幣持續(xù)貶值。1993年1美元兌換5.7619元人民幣，1994年1月雙匯率制度被取消，官方匯率與外匯調(diào)劑價并軌，1美元可以兌換8.6187元人民幣。在這一過渡時期，人民幣匯率從5.8迅速貶值到8.6，經(jīng)歷了一次明顯的大幅度貶值。2005年人民幣匯率形成機(jī)制調(diào)整對美元的價格，由盯住美元這一籃子貨幣轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒖家换@子貨幣，把風(fēng)險降到最低，正式實行浮動匯率制度。1美元可以兌換8.1013元人民幣，人民幣仍然處于貶值狀態(tài)。自2005年以來人民幣匯率先后經(jīng)歷了兩次不同程度的升值和貶值的階段，繼2005年之后，人民幣兌換美元匯率中間價先后突破了8.0、7.0的關(guān)口，達(dá)到2008年的6.9920元人民幣兌換1美元的狀態(tài)，人民幣升值的趨勢截止至2008年下半年受到了金融風(fēng)暴的影響停止。至2010年6月，人民幣匯率又重新回到原來的浮動匯率制度，但依然處于升值狀態(tài)。2014年開始，人民幣首度開始出現(xiàn)小幅度貶值情況，2015年人民幣對美元匯率大體維持在一個較低的狀態(tài)，截至2015年末，1美元能夠兌換6.4930元人民幣，人民幣匯率開始走下坡路，2016年初人民幣匯率也出現(xiàn)了大幅度貶值的情況，在整個2016年中匯率貶值了三次，貶值成為了人民幣的主基調(diào)。

圖1 1979—2015年人民幣走勢圖

1.2 中國出口貿(mào)易的發(fā)展?fàn)顩r

1.2.1 出口貿(mào)易的現(xiàn)狀分析

隨著世界全球化和經(jīng)濟(jì)一體化的加速發(fā)展，國家之間的聯(lián)系也日益密切，相互依存度也明顯提升。中國加入WTO以來經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更大地受到了對外貿(mào)易的影響，長期以來，中國進(jìn)出口貿(mào)易持續(xù)發(fā)展，貿(mào)易規(guī)模不斷地擴(kuò)大，對世界各國的依賴程度也在不斷深化，在金融危機(jī)的影響作用下，這種關(guān)系明顯地減弱了。一般來說，金融危機(jī)對發(fā)達(dá)國家的影響更加深遠(yuǎn)，而中國的進(jìn)出口貿(mào)易大多發(fā)生在與少數(shù)發(fā)達(dá)國家之間。因此，在經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期，中國對發(fā)達(dá)國家的進(jìn)出口總體處于弱勢，轉(zhuǎn)而對新興經(jīng)濟(jì)體進(jìn)出口保持較快的增長速度。在2015年，中國繼續(xù)保持世界第一出口貿(mào)易大國的地位，國際出口貿(mào)易量穩(wěn)中有升。在這一年中，中國對美國的出口貿(mào)易總量增長了3.4%，對“一帶一路”相關(guān)的國家，如印度、越南、泰國的出口分別增長了7.4%、3.9%、11.6%，明顯較美國增長速度更快。其中，一般貿(mào)易出口成為拉動出口的主要力量，體現(xiàn)了中國市場多元化的發(fā)展態(tài)勢。市場多元化的進(jìn)展對傳統(tǒng)市場，如歐盟、日本、香港的出口分別降低了4.0%、9.2%、8.7%，對新興市場東盟的出口增長2.1%，對俄羅斯和巴西的出口分別下降35.2%、21.4%，下降幅度較為劇烈?？傊?，從整體來看，中國對外貿(mào)易市場多元化的腳步正不斷加快，貿(mào)易的產(chǎn)品質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)效益也進(jìn)一步提高。

1.2.2 出口貿(mào)易產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)變化分析

為了進(jìn)一步提高中國商品在眾多國際商品中的競爭力，就要改變出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)單一化問題。因此，中國依次倡導(dǎo)“以質(zhì)取勝”和“科技興貿(mào)”戰(zhàn)略，迅速增長工業(yè)制成品中占有優(yōu)勢較高的產(chǎn)品以及有利于帶動中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的機(jī)電產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品。2015年中國機(jī)電產(chǎn)品出口額在不斷地進(jìn)行技術(shù)革新和外貿(mào)發(fā)展的情況下達(dá)到了1.31萬億美元，占總出口的57.6%，而大多勞動密集型產(chǎn)品出口額為4718萬億美元，同比下降了2.7%，占總出口額的20.8%，同期，中國高新技術(shù)產(chǎn)品出口總額達(dá)到6552.1億美元。產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的調(diào)整不僅加速了中國出口貿(mào)易的進(jìn)程，也為產(chǎn)業(yè)的升級創(chuàng)造了條件，服務(wù)貿(mào)易開始迅速的發(fā)展，服務(wù)業(yè)的成長降低了中國對外貿(mào)易的依賴程度，提升了中國的競爭優(yōu)勢，優(yōu)化了中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，成為中國對外貿(mào)易不可或缺的組成部分。

2 實證分析

2.1 模型說明及變量設(shè)計

驗證一個時間序列是否是平穩(wěn)的，可以從檢驗該模型是否有單位根入手，當(dāng)一個時間序列有單位根則是非平穩(wěn)的時間序列。首先，在實際研究時，一個非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)時序需要通過同階差分序列的平穩(wěn)性檢驗和趨勢圖分析，把它轉(zhuǎn)化為一個平穩(wěn)的時間序列，這是作為協(xié)整分析的前提條件。其次，運(yùn)用EG兩步法對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗和回歸分析。最后，構(gòu)建長期的協(xié)整關(guān)系模型和短期誤差修正模型。

本文通過對相關(guān)文獻(xiàn)的研究，并在計量經(jīng)濟(jì)模型的基礎(chǔ)上考慮人民幣匯率對中國出口貿(mào)易的影響，最后建立回歸模型反映了二者之間的關(guān)系。該模型選擇了從1999—2015年這17個年度的時間序列數(shù)據(jù)，中國出口貿(mào)易總額作為被解釋變量（Y），人民幣匯率（X）作為解釋變量，居民消費(fèi)價格指數(shù)（P）,用于剔除通貨膨脹帶來的影響。

2.2 樣本數(shù)據(jù)的選取

原始數(shù)據(jù)如表1所示。

表1 1999—2015年中國各研究指標(biāo)

2.3 數(shù)據(jù)處理

首先對X和Y分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，具體分析如表2和表3所示。

表2 Y的平穩(wěn)性檢驗

表3 X的平穩(wěn)性檢驗

由表2和表3可以發(fā)現(xiàn)X和Y是不平穩(wěn)的，說明不能直接對X和Y進(jìn)行協(xié)整分析。下面對剔除通貨膨脹后的出口貿(mào)易總額Y和X取自然對數(shù)，即對、In(X)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表4和表5所示。

表4 的平穩(wěn)性檢驗

表4 的平穩(wěn)性檢驗

ADF test statistic Prob.*0.0834 Test critical values 1%level 5%level 10%level t-Statistic-2.778183-3.920350-3.065585-2.673459

表5 In(X)的平穩(wěn)性檢驗

表6 DDIn(X)的平穩(wěn)性檢驗

表7 的平穩(wěn)性檢驗

表7 的平穩(wěn)性檢驗

ADF test statistic Prob.*0.0074 Test critical values 1%level 5%level 10%level t-Statistic-4.234135-4.057910-3.119910-2.701103

構(gòu)建回歸模型如下：繼續(xù)采用EG兩步法，對以上建立的模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8所示。

表8 變量的回歸結(jié)果

由此可知，在顯著性水平為0.05上接受原假設(shè)，且P值均為0，說明回歸方程是顯著的。對殘差ut進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，如表9所示。

表9 ut的平穩(wěn)性檢驗

由表9可知，ADF值為-3.444578，顯示ut在置信水平為5%和10%的顯著性水平上是平穩(wěn)的，可得出長期均衡關(guān)系為：為進(jìn)一步驗證變量間的真實關(guān)系，對其做格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表10所示。

表10 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由表10可知，當(dāng)滯后數(shù)選定為1時，對于X不是Y的格蘭杰成因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率為0.6568，由此說明X不是Y的格蘭杰成因的概率較大，可以接受原假設(shè)認(rèn)為X不是引起Y的格蘭杰成因。第二個檢驗的概率為0.0854，則說明了Y是X的格蘭杰成因。同理，當(dāng)滯后數(shù)為5時，可以認(rèn)為LnX不是Ln(Y/P)的格蘭杰成因，Ln(Y/P)是LnX的格蘭杰成因。因此，中國出口貿(mào)易總額與人民幣匯率之間存在著單向的因果關(guān)系，且后者明顯作用于前者，而前者對后者的作用不太明顯。

3 政策建議

3.1 優(yōu)化出口貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)

應(yīng)倡導(dǎo)從過于單一的勞動密集型產(chǎn)品向占有比較優(yōu)勢的、附加值較高的工業(yè)制成品調(diào)整，從技術(shù)含量較低的出口貿(mào)易產(chǎn)品向高新技術(shù)產(chǎn)品調(diào)整，提高中國的國際競爭力。對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是中國實現(xiàn)對外貿(mào)易長期發(fā)展的重要目標(biāo)。為了縮小與國際貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的距離，中國要逐步向人力資本密集型、技術(shù)與知識密集型為主的產(chǎn)品發(fā)展。

3.2 實現(xiàn)出口貿(mào)易區(qū)域多元化

隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化的加速發(fā)展，中國對國際市場依存度也日益提升，由于中國大多的出口商品主要是針對少數(shù)的發(fā)達(dá)國家，因此，中國經(jīng)濟(jì)很容易受到這些發(fā)達(dá)國家的影響。對此，中國應(yīng)開拓視野，把出口貿(mào)易面向更廣的區(qū)域范圍，實現(xiàn)多元化的貿(mào)易方式，有利于把風(fēng)險分散開來，達(dá)到對外貿(mào)易長期發(fā)展的目標(biāo)。

3.3 積極應(yīng)對貿(mào)易摩擦

中國作為一個經(jīng)濟(jì)大國，同時也是一個出口大國，在貿(mào)易發(fā)展中的貿(mào)易摩擦是不可避免的。尤其是在全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢的情況下，發(fā)達(dá)國家和一些新興的發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)都處于乏力狀態(tài)，伴隨著其需求的減弱，貿(mào)易保護(hù)則開始盛行。積極應(yīng)對貿(mào)易摩擦，就應(yīng)改變出口增長方式，完善對外貿(mào)易機(jī)制，培養(yǎng)專業(yè)人才。

3.4 完善人民幣匯率形成機(jī)制

人民幣匯率是一國貨幣兌換另一國貨幣的比價，各種原因都可能造成匯率的波動，完善人民幣匯率的形成機(jī)制也是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要步驟。其不是簡單地調(diào)整匯率水平，而是包括完善人民幣匯率的決定因素、矯正匯率形成中存在的問題、完善外匯市場、提高匯率適應(yīng)市場的能力等。

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