摘要:文章選取人民幣實際有效匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值為自變量,我國出口貿(mào)易額為因變量,通過構(gòu)建模型實證分析了人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易的影響,研究表明,人民幣實際有效匯率與我國出口貿(mào)易之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,出口貿(mào)易的匯率彈性為-0.417575,即人民幣每升值1%,出口貿(mào)易額將減少0.417575%。
關(guān)鍵詞:人民幣匯率;出口貿(mào)易;影響
一、引言
近年來,人民幣升值問題一再成為國內(nèi)外關(guān)注的焦點,匯率是國際貿(mào)易中重要的調(diào)節(jié)杠桿,在一國對外貿(mào)易具有非常重要的作用,它的高低直接影響著一國商品在國際市場上的成本、價格及國際競爭力。人民幣匯率變動,也必然會對我國的進出口貿(mào)易帶來一定的影響。本文在人民幣匯率升值的背景下,通過建立我國貿(mào)易出口與人民幣匯率的線性模型,采用1980-2009年的年度數(shù)據(jù)運用協(xié)整檢驗、最小二乘回歸(OLS)等方法實證研究人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易的影響。
關(guān)于人民幣匯率變動對我國進出看貿(mào)易的研究,我國學(xué)者已經(jīng)積累了一定的文獻。任兆璋、寧忠忠(2004)利用1978-2002年的年度數(shù)據(jù)對中國對外貿(mào)易收支差額與人民幣實際匯率之間的關(guān)系進行了分析,發(fā)現(xiàn)二者之間不僅判定系數(shù)低,且協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系分析均顯示不存在長期均衡關(guān)系,人民幣升值或者貶值對中國的貿(mào)易收支以及中國對美國的貿(mào)易差額的影響十分有限。沈國兵、楊毅(2005)通過1990-2004年月度數(shù)據(jù)研究了人民幣實際有效匯率與中國貿(mào)易收支的關(guān)系,得出如下結(jié)論:長期內(nèi),中國貿(mào)易收支與人民幣實際有效匯率之間沒有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。短期內(nèi),人民幣匯率與我國出口、進口之間相互影響的程度是很小的,并且前者變動對后者的影響要大于后者變動對前者的影響。徐明東(2007)選取1997-2006年的月度數(shù)據(jù),運用VAR方法,考慮了FDI存量和我國加工貿(mào)易的影響后,對貿(mào)易收支與人民幣實際有效匯率變動關(guān)系進行了動態(tài)分析,得出人民幣實際有效匯率的變動顯著影響了我國進口、出口和凈出口貿(mào)易。肖階龍(2008)以1985-2005年的年度數(shù)據(jù)為樣本,分析了人民幣實際有效匯率與我國進出口貿(mào)易的長期均衡關(guān)系,得出人民幣實際有效匯率對我國進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的影響較為明顯,且具有同相性特征。
二、構(gòu)建模型
在影響出口貿(mào)易的自變量因素的選取上,人民幣匯率變量要素選擇人民幣實際有效匯率(REER)。有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。名義有效匯率等于一國貨幣與所有貿(mào)易伙伴國貨幣雙邊名義匯率的加權(quán)平均數(shù),而實際有效匯率不僅考慮了一國貨幣與貿(mào)易伙伴國雙邊名義匯率的相對變動,而且剔除了通貨膨脹對各國貨幣購買力的影響,能夠綜合反映本國貨幣的對外價值和相對購買力。除了人民幣實際有效匯率,參考文獻常用做法,本文加入反映一國總體經(jīng)濟發(fā)展的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為影響我國出口貿(mào)易額的另一因素。實證分析以我國的歷年出口貿(mào)易額(EX)為因變量,人民幣實際有效匯率(REER)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)為自變量,構(gòu)建線性模型如下(公式1):
LNEX=C+αLNREER+βLNGDP+μ(1)
實證分析中為了消除時間序列的異方差問題,取各變量的自然對數(shù)。LNEX表示我國出口貿(mào)易,LNREER表示人民幣實際有效匯率、LNGDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值。出口貿(mào)易額和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于國家歷年統(tǒng)計年鑒,人民幣實際有效數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)的國際金融統(tǒng)計(IFS)數(shù)據(jù)庫,并換算成以2000年為基期。REER上升(下降)代表人民幣實際有效匯率升值(貶值)。實證分析通過EVIEWS6.0完成。
三、實證分析
(一)變量的平穩(wěn)性檢驗
時間序列數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)性,即存在單位根。為了判斷各變量的平穩(wěn)性,對各變量進行ADF單位根檢驗,檢驗結(jié)果見表1。根據(jù)ADF單位根檢驗結(jié)果可知,原始序列LNEX、LNREER、LNGDP在5%臨界值的水平下不通過檢驗,為非平穩(wěn)序列;而一階差分后,所有序列均拒絕了存在單位根的原假設(shè),即所有序列均為I(1)階單整序列。各變量為同階單整序列,因此可以進行協(xié)整檢驗。
(二)協(xié)整檢驗
(1)協(xié)整檢驗滯后期選擇
VAR模型的最優(yōu)滯后期選擇結(jié)果見表2。由表2可以看出,F(xiàn)PE、AIC、SC及HQ的值均在第6期達到最小,從而確定VAR模型的最優(yōu)滯后期為6,協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后期為VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1,設(shè)定協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后期為5。
(2)協(xié)整檢驗結(jié)果
協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。由檢驗結(jié)果可知,在5%的顯著水平上各變量之間存在著協(xié)整關(guān)系,即我國出口貿(mào)易(EX)與人民幣實際有效匯率(REER)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但協(xié)整方程并不唯一。因此在后文的回歸分析中本文采用OLS回歸方法。
注:加“*”表明在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。
(三)回歸分析
通過最小二乘法(OLS)得到出口貿(mào)易額(EX)與人民幣實際有效匯率(REER)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的回歸方程如下(公式2):
LNEX=-2.616069-0.417575LNREER+1.265179LNGDP(2)
R2=0.995989 S.E.=0.121899 D.W.=1.855885
由公式2得到,從長期來看,在國內(nèi)生產(chǎn)總值不變的條件下,我國出口貿(mào)易的匯率彈性為-0.417575,人民幣實際有效匯率每變動1%,出口貿(mào)易額將反向變動0.417575%,即人民幣實際有效匯率每升值1%,我國出口貿(mào)易額將減少0.417575%,人民幣實際有效匯率每貶值1%,出口貿(mào)易額將增加0.417575%。在匯率不變的條件下,我國出口貿(mào)易的國內(nèi)生產(chǎn)總值彈性為1.265179,國內(nèi)生產(chǎn)總值每變動1%,出口貿(mào)易額將增加1.265179%??梢姡嗣駧艑嶋H有效匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值對我國出口貿(mào)易額分別有都有負向和正向的影響作用。
四、結(jié)論及對策建議
從實證分析結(jié)果中得出,人民幣實際有效匯率與我國出口貿(mào)易之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,人民幣實際有效匯率與出口貿(mào)易成反向相關(guān)關(guān)系,出口貿(mào)易的匯率彈性為-0.417575,即人民幣每升值1%,出口貿(mào)易額將減少0.417575%。從匯率影響國際貿(mào)易收支的一般規(guī)律來看,一國貨幣對外升值,則該國以外幣計算的出口產(chǎn)品的價格上升,出口產(chǎn)品的競爭力下降,出口量減少,而以本幣計算的進口產(chǎn)品的價格下降,增加本國對進口產(chǎn)品的需求,進口量會增加。實證分析的結(jié)果與一般理論分析結(jié)果相一致。
近年來,人民幣匯率在國際各方面壓力下升值趨勢明顯,2005年匯改以來已經(jīng)累計升值20%以上,這必然會對我國的出口貿(mào)易造成一定的負面影響。政府應(yīng)當對我國出口貿(mào)易給予相應(yīng)的政策支持,提高我國出口產(chǎn)品的核心競爭力。要繼續(xù)支持優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,促進品牌產(chǎn)品的出口,鼓勵龍頭企業(yè)發(fā)揮比較優(yōu)勢參與國際競爭,提高出口品的國際競爭力。出口企業(yè)要加強自身匯率風(fēng)險防范意識,增加相應(yīng)的科技投入,并不斷優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu),發(fā)展深加工,改善我國出口的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。
參考文獻:
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(作者單位:西安長慶科技工程有限責任公司)