沈陽(yáng)大學(xué) 郭珂 王淑梅

東北地區(qū)是我國(guó)重要的老工業(yè)基地，但1978年改革開(kāi)放以來(lái)，東北地區(qū)的發(fā)展速度遠(yuǎn)落后于東部沿海地區(qū)。鑒于此，國(guó)家在2003年提出了東北地區(qū)等老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略，并在2016年成立遼寧自由貿(mào)易區(qū)，由分布在沈陽(yáng)、大連和營(yíng)口三個(gè)城市中的規(guī)劃區(qū)域組成。得益于國(guó)家政策的扶持，遼寧省的經(jīng)濟(jì)保持穩(wěn)健發(fā)展，尤其是在對(duì)外進(jìn)出口上，作為省會(huì)城市沈陽(yáng)市的出口貿(mào)易規(guī)模一直處于上漲趨勢(shì)[1]。在2018年2月發(fā)行的美國(guó)對(duì)外貿(mào)易政策的年度報(bào)告中，美國(guó)將2000年以來(lái)美國(guó)GDP增速放緩、貿(mào)易逆差加大等問(wèn)題歸咎于中國(guó)及全球貿(mào)易體系，中美之間的貿(mào)易戰(zhàn)形勢(shì)愈演愈烈[2]。而沈陽(yáng)市的出口地區(qū)集中且單一，主要是面向美國(guó)、日韓等經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的市場(chǎng)，貿(mào)易戰(zhàn)的打響必然會(huì)對(duì)沈陽(yáng)市的出口貿(mào)易產(chǎn)生一定影響。

重視其出口貿(mào)易問(wèn)題，并提出相應(yīng)解決對(duì)策，不僅有利于沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)更好發(fā)展，也有助于供給側(cè)改革與東北老工業(yè)基地的轉(zhuǎn)型?；谝陨媳尘?，有必要分析檢驗(yàn)人民幣匯率水平變化對(duì)沈陽(yáng)市出口貿(mào)易的影響情況，以便在復(fù)雜的國(guó)際形勢(shì)下，保持出口貿(mào)易對(duì)沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用。

1 文獻(xiàn)綜述

在西方對(duì)外貿(mào)易與匯率關(guān)系的研究中，比較著名的有馬歇爾-勒納條件和J曲線效應(yīng)。Lerner等研究出了以數(shù)學(xué)方式表達(dá)出來(lái)的馬歇爾-勒納條件，主要內(nèi)容是如果一國(guó)進(jìn)出口的需求彈性之和大于1，該國(guó)處于貿(mào)易逆差中，會(huì)引起本國(guó)貨幣貶值，而這種貶值會(huì)改善貿(mào)易逆差[3]。但在現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，當(dāng)匯率發(fā)生變化時(shí)，進(jìn)出口情況對(duì)這種變化的反應(yīng)過(guò)程可能會(huì)持續(xù)數(shù)月甚至一兩年，也就是說(shuō)匯率的變動(dòng)對(duì)貿(mào)易狀況的影響具有“時(shí)滯性”，于是J曲線效應(yīng)應(yīng)運(yùn)而生[4]。

目前，國(guó)內(nèi)外有關(guān)匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究成果豐碩。但是不同的研究者在研究時(shí)選擇不同的理論基礎(chǔ)、研究數(shù)據(jù)、模型分析方法，得出的結(jié)論不盡相同。具體來(lái)看，主要是以貿(mào)易額(量)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、貿(mào)易價(jià)格為對(duì)象來(lái)分析匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。Rose(1991)對(duì)英、美、德、日、加等國(guó)1974—1986年的進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明這些國(guó)家的進(jìn)出口與匯率之間并不存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，這也說(shuō)明了馬歇爾—勒納條件是不成立的。盧向前、戴國(guó)強(qiáng)(2005)運(yùn)用協(xié)整VAR分析方法檢驗(yàn)了人民幣匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，最后得出匯率變動(dòng)會(huì)極大的影響我國(guó)進(jìn)出口的結(jié)論，滿足馬歇爾—勒納條件，而且這種影響存在一定的滯后性，即存在J曲線效應(yīng)[5]。而馬洪濤(2010)研究了我國(guó)10個(gè)省份的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口數(shù)據(jù)，最后認(rèn)為馬歇爾—勒納條件對(duì)于我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口情況并不適用，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易受人民幣匯率變化的影響不大[6]。

但在這之前，馮沖(2007)將農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行分類研究，認(rèn)為活動(dòng)物、動(dòng)物油脂、植物纖維等的進(jìn)出口情況是滿足馬歇爾—勒納條件的，即這些類農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口量會(huì)受到匯率變動(dòng)的影響[7]。

馬君潞等(2010)基于SITC標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)、運(yùn)用協(xié)整與誤差修正模型、以我國(guó)的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)為對(duì)象進(jìn)行研究，認(rèn)為無(wú)論從長(zhǎng)期還是短期來(lái)看，人民幣匯率變化對(duì)我國(guó)出口額都有顯著的影響，而且人民幣匯率波動(dòng)對(duì)出口分類商品的影響存在較大差異，按影響程度的大小依次為勞動(dòng)型產(chǎn)品、資本和技術(shù)型產(chǎn)品、食品和資源型商品[8]。

同樣的，田濤等(2014)通過(guò)DCC模型研究得出，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響并不大，但是其對(duì)分類產(chǎn)品的影響存在明顯差異，人民幣匯率對(duì)我國(guó)資源類與食料類產(chǎn)品出口的影響比較小而對(duì)勞動(dòng)密集型和資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品出口的影響比較大[9]。

以上二者關(guān)于人民幣匯率對(duì)商品結(jié)構(gòu)的影響結(jié)論是一致的，但是對(duì)于出口額的影響程度卻大相徑庭。鄧小華、李占風(fēng)(2014)以我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)為研究對(duì)象，實(shí)證分析的結(jié)果是進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的變動(dòng)均是我國(guó)實(shí)際匯率變動(dòng)的格蘭杰原因，進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)促使人民幣升值，而人民幣升值不利于出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善[10]。杜運(yùn)蘇(2010)研究了人民幣匯率變動(dòng)的進(jìn)口價(jià)格傳遞效應(yīng)，認(rèn)為一般貿(mào)易和進(jìn)料加工的進(jìn)口價(jià)格在短期和長(zhǎng)期均存在不完全傳遞性，而來(lái)料加工裝配的進(jìn)口價(jià)格對(duì)匯率變動(dòng)的反應(yīng)與傳遞理論不一致，人民幣匯率升值對(duì)以該種貿(mào)易方式進(jìn)口產(chǎn)品的影響并不明顯[11]。

黃滿盈、高志存(2012)實(shí)證研究了人民幣匯率水平變化和波動(dòng)幅度對(duì)中美出口價(jià)格的傳遞效應(yīng)，認(rèn)為匯改后不論是對(duì)出口商品總體還是分類商品來(lái)說(shuō)，人民幣對(duì)美元匯率的變動(dòng)對(duì)出口價(jià)格的影響基本沒(méi)有變化[12]。高偉剛、盛斌(2016)通過(guò)研究人民幣匯率變化對(duì)中國(guó)對(duì)外價(jià)格的影響得出結(jié)論，我國(guó)出口和進(jìn)口價(jià)格的匯率傳遞彈性都呈現(xiàn)出先增后減的態(tài)勢(shì)，而且都與人民幣匯率變動(dòng)有緊密的聯(lián)系[13]，這與前兩者的研究結(jié)論剛好相反。關(guān)于匯率波動(dòng)是否會(huì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響，各類文獻(xiàn)的結(jié)論并不一致，說(shuō)明研究結(jié)果不僅會(huì)受到研究年份和研究方法的影響，更與研究地域和研究對(duì)象有很大關(guān)系。

從現(xiàn)有的研究?jī)?nèi)容來(lái)看，大多數(shù)學(xué)者都把匯率變動(dòng)如何影響一國(guó)的貿(mào)易作為研究對(duì)象，并取得了一定的成果。但就一國(guó)而言，分區(qū)域、分省份進(jìn)行研究的文獻(xiàn)相對(duì)較少。由于每個(gè)省份的對(duì)外開(kāi)放程度不同，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的反應(yīng)程度也不同，很難把以國(guó)家對(duì)外貿(mào)易作為研究對(duì)象的結(jié)論應(yīng)用于各地區(qū)。

為了驗(yàn)證人民幣匯率對(duì)沈陽(yáng)市出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)傳遞效應(yīng)，筆者運(yùn)用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)?，F(xiàn)階段關(guān)于人民幣匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響研究大多采用年度數(shù)據(jù)，樣本數(shù)較小，故在前人研究的基礎(chǔ)上，筆者選取2007年1月—2018年6月共計(jì)138個(gè)月的月度出口額為研究對(duì)象。本文選取的是沈陽(yáng)市的出口數(shù)據(jù)，將樣本分成三個(gè)階段進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，研究了人民幣匯率變動(dòng)對(duì)沈陽(yáng)市出口貿(mào)易的影響情況。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

2.1 模型構(gòu)建

線性或固定系數(shù)模型只是描述因變量對(duì)自變量變化的反應(yīng)，模型構(gòu)建之前首先把變量劃分成了內(nèi)生變量和外生變量，這種主觀劃分容易造成系統(tǒng)性偏誤。而向量自回歸模型(Vector Auto-regression Model，VAR)考慮了模型中各個(gè)變量之間的相互作用，不用事先主觀的區(qū)分變量的內(nèi)生性和外生性，這就避免了由分析者主觀判斷導(dǎo)致的偏差。VAR模型最早由Sims(1980)提出，VAR模型的系數(shù)不是固定不變的，而是會(huì)受到變量沖擊大小以及傳播機(jī)制的影響，可以準(zhǔn)確地捕捉模型滯后結(jié)構(gòu)的時(shí)變性和非線性特征，動(dòng)態(tài)的描述各個(gè)變量之間的關(guān)系，使分析結(jié)果更具實(shí)際意義[14]。因此，經(jīng)常用來(lái)為多個(gè)互相有關(guān)聯(lián)的時(shí)間序列系統(tǒng)建立模型。

含有k個(gè)變量，滯后期為p期的VAR模型(記為VAR(P))形式如下：

其中，Yt為k維時(shí)間系列向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機(jī)過(guò)程；C為k×1維常數(shù)向量；A1，……Ap為k×k階系數(shù)矩陣；Yt-p是Yt向量的p階滯后變量；μt為k×1階隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，符合零均值、同方差、無(wú)自相關(guān)、不與解釋變量相關(guān)的假定。

對(duì)VAR模型來(lái)說(shuō)，想要解釋單個(gè)參數(shù)估計(jì)值的經(jīng)濟(jì)意義是很難的，因此通常是通過(guò)觀察系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)具體分析該模型的結(jié)果[15]。系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)( Impulse Response Function， IRF)可以幫助我們更好地推斷VAR的內(nèi)涵，衡量隨機(jī)干擾項(xiàng)對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來(lái)值的影響軌跡[16]。基于此，本文便采用VAR和IRF對(duì)人民幣匯率和遼寧省出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

2005年實(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)匯率制度以來(lái)，人民幣不再單一的盯住美元，其他國(guó)家貨幣對(duì)美元匯率的變動(dòng)也比較頻繁，間接的使人民幣對(duì)這些國(guó)家的匯率發(fā)生變動(dòng)。本文選取了人民幣名義匯率為解釋變量，采用間接標(biāo)價(jià)法，即人民幣的外匯價(jià)格，匯率上升(下降)表示升值(貶值)；選取我國(guó)沈陽(yáng)市的一般出口額作為被解釋變量。

為了全面具體的分析2007年以后的人民幣匯率變動(dòng)和遼寧省出口貿(mào)易的關(guān)系，本文選取各個(gè)變量2007年1月—2018年6月共計(jì)138個(gè)月的月度數(shù)據(jù)作為研究樣本。其中人民幣兌美元的匯率(記作rate)選自國(guó)家外匯管理局和國(guó)際貨幣基金組織，沈陽(yáng)市的出口貿(mào)易額(記作export)源自沈陽(yáng)統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)。

圖1 2007—2017年沈陽(yáng)市出口貿(mào)易額(單位：億美元)

圖2 2007—2017年人民幣匯率水平

從圖1和圖2可以看出，2008年以前，沈陽(yáng)市的出口貿(mào)易額是增長(zhǎng)趨勢(shì)，而2008—2010年，出口額下降較多，而此時(shí)的人民幣匯率保持相對(duì)平穩(wěn)，沒(méi)有大幅度波動(dòng)。2008年，美國(guó)的次貸危機(jī)惡化成全球性的金融危機(jī)，全世界的對(duì)外貿(mào)易量都在減少，美國(guó)作為沈陽(yáng)市主要貿(mào)易伙伴國(guó)之一，外需減少必然會(huì)導(dǎo)致沈陽(yáng)市出口衰退；由于中國(guó)政府的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避態(tài)度和政策的持續(xù)性，人民幣對(duì)美元匯率波幅逐步收窄恢復(fù)到“實(shí)際”單一貨幣的匯率制度，最終使得匯率穩(wěn)定在一定水平[17]。2010—2014年，沈陽(yáng)市的出口貿(mào)易額從40.5億美元增加到71.5億美元，增長(zhǎng)十分迅速，此時(shí)的人民幣匯率有緩慢的上升，原因在于發(fā)達(dá)國(guó)家受到金融危機(jī)的影響較嚴(yán)重，經(jīng)濟(jì)衰退明顯、進(jìn)出口下降的幅度大，我國(guó)在這期間經(jīng)歷了巨額的貿(mào)易順差，外國(guó)對(duì)人民幣的需求增加，從而造成人民幣升值[18]。2014年以來(lái)，隨著美國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)逐漸轉(zhuǎn)好，我國(guó)進(jìn)入降息周期，資本與金融賬戶出現(xiàn)逆差，加劇了人民幣貶值，沈陽(yáng)市出口額在2014年1月—2016年7月里有17個(gè)月都處于負(fù)增長(zhǎng)，說(shuō)明外貿(mào)下行壓力較大。但2016年8月遼寧自貿(mào)區(qū)成立以來(lái)，沈陽(yáng)市作為規(guī)劃區(qū)域之一，極大的促進(jìn)了其經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易更是大幅增長(zhǎng)。綜上所述，一個(gè)地區(qū)出口貿(mào)易的多少與人民幣匯率的變動(dòng)有著密不可分的關(guān)系。

表1 ADF檢驗(yàn)

表2 VAR模型滯后階數(shù)判斷

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

3 實(shí)證分析

本文建立VAR模型對(duì)沈陽(yáng)市出口額與人民幣匯率之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。首先要用單位根檢驗(yàn)判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以免經(jīng)濟(jì)變量存在不平穩(wěn)導(dǎo)致“偽回歸”問(wèn)題；其次要確定模型的滯后階數(shù)，并檢驗(yàn)AR根穩(wěn)定性；最后在構(gòu)建模型的基礎(chǔ)上依次進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。

圖3 沈陽(yáng)市出口額對(duì)人民幣匯率的脈沖效應(yīng)

3.1 單位根檢驗(yàn)

VAR模型主要用來(lái)處理平穩(wěn)性數(shù)據(jù)，序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)方法普遍采用ADF單位根檢驗(yàn)方法。單位根是指單位根過(guò)程，若序列中存在單位根過(guò)程就失去了平穩(wěn)性，后續(xù)分析中可能存在“偽回歸”問(wèn)題，導(dǎo)致荒謬的結(jié)論。所以進(jìn)行模型估計(jì)前，首先要對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若存在非平穩(wěn)的時(shí)間序列，需要經(jīng)過(guò)差分再建立VAR模型。本文通過(guò)ADF檢驗(yàn)方法對(duì)各序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

由表1可以看出，P值等于1%、5%、10%的時(shí)候，區(qū)間值分別為-3.501、-2.888、-2.578，ADF的統(tǒng)計(jì)量-1.811都是大于這些區(qū)間值的，即不存在單位根，通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。也就是說(shuō)人民幣匯率和沈陽(yáng)市出口額均為平穩(wěn)序列，排除了“偽回歸”的可能性，可以建立VAR模型。

3.2 VAR模型滯后階數(shù)判斷

構(gòu)建VAR模型之前，需要確定模型滯后階數(shù)，以此保證實(shí)證檢驗(yàn)客觀。一般采用VAR模型最優(yōu)滯后期數(shù)的方法來(lái)選擇模型的滯后期，如果檢驗(yàn)結(jié)果不統(tǒng)一，一般選取次數(shù)最多的。本文選用多種方法，得到一階滯后模型如表2所示。

本文分別采用LR、FPE、AIC、HQIC和SBIC最小值準(zhǔn)則，不同的信息準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)一致，滯后期均為1期。

通過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，VAR(1)所有的特征值都在單位圓內(nèi)，VAR(1)是穩(wěn)定的。

3.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是基于VAR模型來(lái)定義的。單位根檢驗(yàn)中已經(jīng)剔除了原始水平系列存在非平穩(wěn)過(guò)程，所以Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)不會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”問(wèn)題。因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是：對(duì)于變量X、Y，如果X變化會(huì)導(dǎo)致Y發(fā)生變化，X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y變化之前。Granger檢驗(yàn)主要是為了確定一個(gè)變量的滯后性是否含在另一個(gè)變量的方程中。

從表3結(jié)果來(lái)看，在出口額作為被解釋變量，匯率作為解釋變量的方程中，P值小于0.05，則拒絕原假設(shè)即“人民幣匯率不是出口額變動(dòng)的原因”，認(rèn)為人民幣匯率是出口額的Granger原因。而在檢驗(yàn)“出口額不是人民幣匯率變動(dòng)的原因”這一假設(shè)時(shí)，P值大于0.05，無(wú)法拒絕原假設(shè)，所以認(rèn)為出口額不是人民幣匯率的Granger原因。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

在線性動(dòng)態(tài)模型中，只分析了外生變量變化對(duì)內(nèi)生變量的影響，沒(méi)有涉及到內(nèi)生變量對(duì)自身以及其他所有內(nèi)生變量變化的反應(yīng)情況，而脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的就是內(nèi)生變量對(duì)自己或其他變量變化的反應(yīng)，即考察單個(gè)變量變化所帶來(lái)的擾動(dòng)項(xiàng)是如何波及其他變量的[19]。根據(jù)2007—2018年人民幣匯率變動(dòng)和沈陽(yáng)市出口情況，本文以2008年和2014年作為節(jié)點(diǎn)，將脈沖響應(yīng)分析分為三個(gè)階段來(lái)進(jìn)行，考慮了時(shí)間因素的影響。

從脈沖響應(yīng)所得圖3中可以看出，首先從沈陽(yáng)市出口額對(duì)人民幣匯率的脈沖響應(yīng)方向來(lái)看，不管是在哪個(gè)節(jié)點(diǎn)，沈陽(yáng)市出口額都受到人民幣匯率的正向影響，這種影響在第二期時(shí)最大，第二期之后的沖擊作用逐漸減弱以至于趨近于零，也就是說(shuō)雖然人民幣升值會(huì)導(dǎo)致沈陽(yáng)市出口額增加，但這種正向沖擊作用并不持久。其次，從不同時(shí)期人民幣匯率對(duì)沈陽(yáng)市出口額的傳遞效應(yīng)上看，人民幣匯率對(duì)沈陽(yáng)市出口額的影響隨著時(shí)間推移而變化，時(shí)變性明顯，這說(shuō)明在不同的時(shí)間段，人民幣匯率對(duì)沈陽(yáng)市出口額的影響也是存在差異的，即沈陽(yáng)市出口貿(mào)易受人民幣匯率變動(dòng)的影響在不同時(shí)期的表現(xiàn)程度不同。

具體來(lái)看，第一階段即2008年之前，匯率變動(dòng)對(duì)沈陽(yáng)市出口額的沖擊作用較小，變化也比較平緩，此階段我國(guó)實(shí)行了有管理的浮動(dòng)匯率制度，人民幣匯率機(jī)制更富彈性，匯率水平穩(wěn)定；第二階段即2008—2014年，沖擊作用明顯比第一階段的顯著，但變化趨勢(shì)同第一階段相似，此階段發(fā)生了次貸危機(jī)、歐債危機(jī)等，國(guó)際形勢(shì)變化無(wú)端，人民幣匯率的影響也比較明顯；到了第三階段即2014年以后，第二期以前的正向沖擊作用顯然大于前兩階段，變化趨勢(shì)更為陡峭，2014年以來(lái)，我國(guó)的匯率市場(chǎng)化改革速度加快，雙向波動(dòng)成為常態(tài)，市場(chǎng)對(duì)人民幣價(jià)格的影響力逐漸上升。

3.5 預(yù)測(cè)誤差方差分解

在實(shí)際研究過(guò)程中，如果Xit沖擊對(duì)序列｛Yt｝當(dāng)期來(lái)看是沒(méi)有影響的，而滯后一期對(duì)｛Yt｝有影響，就可以采用預(yù)測(cè)誤差方差分解模型，預(yù)測(cè)誤差方差分解可以告訴我們序列中變量移動(dòng)來(lái)源自身和其他變量變動(dòng)的比例[19]。

表4 預(yù)測(cè)誤差方差分解

從表4的結(jié)果來(lái)看，出口額的變化原因主要是來(lái)自自身，人民幣匯率對(duì)其影響并不大。在1期后，有99.71%的影響來(lái)自于自身，只有0.29% 來(lái)自人民幣匯率波動(dòng)；在8期以后，出口額的變化有91.47%來(lái)自于自身，有8.53%來(lái)自于人民幣匯率變動(dòng)。隨著時(shí)間的延長(zhǎng)，人民幣匯率對(duì)沈陽(yáng)市出口額的影響也是逐漸增強(qiáng)的，這與脈沖響應(yīng)的結(jié)果一致。人民幣匯率變動(dòng)是促進(jìn)沈陽(yáng)市出口的因素之一，但這種作用是有限的，出口額主要受人民幣匯率以外的因素影響較大。

4 結(jié)語(yǔ)

為探究人民幣匯率變動(dòng)對(duì) 沈陽(yáng)市出口額的影響作用，本文采用了2007年1月—2018年6月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行了實(shí)證分析。主要研究結(jié)論如下：通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明，人民幣匯率和出口額均為平穩(wěn)序列；在Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)過(guò)程中發(fā)現(xiàn)了“人民幣匯率是出口額的Granger原因”這種單向關(guān)系。人民幣匯率升值對(duì)沈陽(yáng)市出口額的增加有一定的正向沖擊作用，但是這種正效應(yīng)并不強(qiáng)烈，雖然隨著時(shí)滯期的延長(zhǎng)，正向沖擊逐漸明顯，但出口額受到匯率的影響依然很小。綜上所述，人民幣匯率并不是影響沈陽(yáng)市出口額波動(dòng)的主要因素。

由此可見(jiàn)，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)沈陽(yáng)市對(duì)外貿(mào)易的調(diào)整效果甚微，改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式才是根本。我們應(yīng)該意識(shí)到影響進(jìn)出口的因素是多樣的、綜合的，匯率的變動(dòng)只是其中的一個(gè)因素，不能拋開(kāi)其他因素而孤立地、片面地討論匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口的影響。