人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口的影響

□文/付立江

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院 新疆·烏魯木齊）

一、引言

自2005年7月21日以來，人民幣升值問題一直是國內(nèi)外關(guān)注的焦點(diǎn)。由于匯率是國際貿(mào)易中重要的調(diào)節(jié)杠桿，在一國對外貿(mào)易中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(jià)格及國際競爭力。所以，人民幣匯率變動必然會對我國的進(jìn)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)易進(jìn)口額與人民幣實(shí)際匯率和出口額與人民幣實(shí)際匯率模型，采用2005年7月到2012年11月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、最小二乘回歸（OLS）、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法，實(shí)證研究人民幣匯率變動對我國進(jìn)、出口貿(mào)易的影響。

關(guān)于人民幣匯率變動對我國進(jìn)口、出口貿(mào)易的研究，我國學(xué)者已經(jīng)積累了一定的文獻(xiàn)。沈國兵、楊毅（2005）通過1990～2004年月度數(shù)據(jù)研究了人民幣實(shí)際有效匯率與中國貿(mào)易收支的關(guān)系，得出如下結(jié)論：短期內(nèi)，人民幣匯率與我國出口、進(jìn)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。長期內(nèi)，中國貿(mào)易收支與人民幣實(shí)際有效匯率之間沒有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。徐明東（2007）選取 1997～2006年的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)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(shí)際有效匯率變動關(guān)系進(jìn)行了動態(tài)分析，得出人民幣實(shí)際有效匯率的變動顯著影響了我國進(jìn)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(shí)際有效匯率與我國進(jìn)出口貿(mào)易的長期均衡關(guān)系，得出人民幣實(shí)際有效匯率對我國進(jìn)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。李漢君（2010）以2005年7月至2008年6月的月度數(shù)據(jù)為樣本，利用協(xié)整分析、格蘭杰檢驗(yàn)等方法研究了人民幣匯率變動對貿(mào)易條件的影響，得出匯率與貿(mào)易條件之間存在著長期均衡關(guān)系；匯率是貿(mào)易條件的格蘭杰原因被接受。何建奎、馬紅（2012）以1995年至2011年的年度數(shù)據(jù)為樣本，采用基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正（VEC）模型實(shí)證分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的長期靜態(tài)影響及短期動態(tài)影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，長期進(jìn)出口貿(mào)易的匯率彈性均不顯著，單純的匯率調(diào)整不能有效改善我國的貿(mào)易不平衡問題。

但以上研究大多采用進(jìn)、出口貿(mào)易和匯率的年度為頻度，樣本容量較小，本文以月度為頻度，樣本容量達(dá)到87個(gè)，更具有說服性；其次，以往研究都沒有以2005年7月為分界線，沒有在匯率改革之后研究新匯率政策對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，本文數(shù)據(jù)區(qū)間從匯改第一個(gè)月起到2012年11月，更能夠反映目前的貿(mào)易與匯率的關(guān)系。

二、匯率與貿(mào)易建模分析

（一）模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源。在影響進(jìn)、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(shí)際有效匯率（REER）。有效匯率分為名義有效匯率和實(shí)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(shí)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(jià)值和相對購買力。實(shí)證分析分別以我國的歷年進(jìn)口貿(mào)易額（IM）、出口貿(mào)易額（EX）為因變量，人民幣實(shí)際有效匯率（REER）為自變量，同時(shí)在匯率與貿(mào)易關(guān)系的研究中，普遍發(fā)現(xiàn)進(jìn)、出口額與匯率之間存在長期均衡關(guān)系，遵循這一方法，建立貿(mào)易長期均衡模型如下：

實(shí)證分析中為了消除時(shí)間序列的異方差問題，取各變量的自然對數(shù)，IM為月度進(jìn)口額，取對數(shù)后用LNIM表示；EX為月度出口額，取對數(shù)后用LNEX表示；LNREER表示人民幣實(shí)際有效匯率；數(shù)據(jù)區(qū)2005年7月至2012年11月，頻率為月度。數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。實(shí)證分析通過EVIEWS6.0完成。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。時(shí)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(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，原始序列LNIM、LNEX、LNREER、在 5%臨界值的水平下不通過檢驗(yàn)，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(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。（表1）

（三）協(xié)整檢驗(yàn)。對于兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，通常采用1987年提出的Engle和Granger兩步檢驗(yàn)法，首先運(yùn)用OLS法對變量進(jìn)行協(xié)整回歸，然后把協(xié)整回歸所得殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于序列REER、IM、EX 都是一階單整序列，即REER-I（1），IM-I（1），EX-I（1），因此，筆者利用REER與IM、EX的原始序列作兩變量的Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)。由于進(jìn)、出口存在明顯的時(shí)間增長趨勢，因此，本文選擇協(xié)整項(xiàng)包含截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)的協(xié)整模型。用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)LNREER和 LNIM、LNREER和 LNEX之間的方程，并計(jì)算非均衡誤差：

通過檢驗(yàn)殘差的單位根發(fā)現(xiàn)：存在LNREER和 LNIM、LNREER和 LNEX的平穩(wěn)線性組合，即匯率與出口、匯率與進(jìn)口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表2。（表2）

表3 變量的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

（四）回歸分析。通過最小二乘法（OLS）得到進(jìn)口貿(mào)易額（IM）與人民幣實(shí)際有效匯率（REER）回歸方程如下（公式1）：

LNIM=－0.060096LNREER＋24.00237

由公式1得到，從長期來看，我國進(jìn)口貿(mào)易的匯率彈性為-0.060096，人民幣實(shí)際有效匯率每變動1%，進(jìn)口貿(mào)易額將反向變動0.060096%，即人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，我國進(jìn)口貿(mào)易額將減少0.060096%，人民幣實(shí)際有效匯率每貶值1%，進(jìn)口貿(mào)易額將增加0.060096%。

通過最小二乘法（OLS）得到出口貿(mào)易額（EX）與人民幣實(shí)際有效匯率（REER）回歸方程如下（公式2）：

LNEX=－0.052040LNREER＋23.41663

由公式2得到，從長期來看，我國出口貿(mào)易的匯率彈性為－0.052040，人民幣實(shí)際有效匯率每變動1%，出口貿(mào)易額將反向變動0.052040%，即人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%，我國出口貿(mào)易額將減少0.052040%，人民幣實(shí)際有效匯率每貶值1%，進(jìn)口貿(mào)易額將增加0.052040%。可見，人民幣實(shí)際有效匯率對我國進(jìn)口貿(mào)易額和出口貿(mào)易額分別都有負(fù)向的影響作用。

（五）格蘭杰因果分析。上述協(xié)整分析證明了變量之間存在著靜態(tài)的均衡關(guān)系，為進(jìn)一步測算貿(mào)易進(jìn)口額、貿(mào)易出口額與人民幣有效匯率之間的動態(tài)因果關(guān)系，本文利用計(jì)量軟件Eviews6.0對變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。檢驗(yàn)結(jié)果表明，“進(jìn)口額不是匯率的格蘭杰原因”、“匯率不是進(jìn)口額的格蘭杰原因”和“出口額不是匯率的格蘭杰原因”“匯率不是出口額的格蘭杰原因”都被拒絕，分別通過了10%、5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明因果關(guān)系存在。（表3）

三、小結(jié)

本文利用2005年7月至2012年11月的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對進(jìn)口額與人民幣有效匯率和出口額與人民幣有效匯率分別進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果分析，結(jié)果表明：

（一）匯率、進(jìn)口額、出口額三者之間有著緊密聯(lián)系。匯率與出口額之間表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)，與J曲線理論相符，即一國匯率增加，在短期內(nèi)由于消費(fèi)和生產(chǎn)的“黏性作用”而不會對出口產(chǎn)生明顯的影響，但長期對出口會產(chǎn)生負(fù)面作用；匯率與進(jìn)口額之間同樣表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)。

（二）匯率與進(jìn)口貿(mào)易額、匯率與出口貿(mào)易額表現(xiàn)出相同的因果關(guān)系。即匯率是進(jìn)出口貿(mào)易額的格蘭杰原因，匯率的變動對進(jìn)出口具有預(yù)測作用；而無論是出口還是進(jìn)口，二者都是匯率的格蘭杰原因。

（三）匯率變動對出口的影響小于進(jìn)口。主要表現(xiàn)為兩個(gè)方面：一是出口匯率彈性（0.052040）小于進(jìn)口匯率彈性（0.060096）；二是出口的 Granger（t統(tǒng)計(jì)值5.15367伴隨概率0.0078）原因小于匯率是出口的Granger（t統(tǒng)計(jì)值4.09629伴隨概率0.0202）原因。所以，在短期內(nèi)人民幣升值對出口會造成沖擊，不利于利潤率較低的出口企業(yè)；但長期而言，這種優(yōu)勝劣汰對調(diào)整國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式有利。人民幣升值降低了進(jìn)口國外產(chǎn)品的成本，不僅有利于提高本國人民的效用，同時(shí)還有利于進(jìn)口的增加，消化巨額的外匯儲備。所以，國家應(yīng)該在保持人民幣穩(wěn)定的同時(shí)，選擇一個(gè)對進(jìn)、出口平衡有利的合理匯率水平。

[1] 宋耀，田華.國際匯率分形特征的實(shí)證研究：修正的R/S分析.河北大學(xué)學(xué)報(bào)，2004.7.

[2] 劉躍飛，黃巍巍，王鵬.匯率變動對我國外貿(mào)影響的實(shí)證研究.紹興文理學(xué)院學(xué)報(bào)，2011.6.

[3] 徐梅.進(jìn)出口貿(mào)易增長、人民幣匯率波動與貿(mào)易均衡匯率決定.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2007.2.