跨境貿易人民幣結算業務與對外貿易關系實證分析

張宗英，賈 欣，陳 虹，劉 珉

（山東外貿職業學院，山東 青島 266100）

ZHANG Zong-ying,JIA Xin,CHEN Hong,LIU Min

(Shandong Foreign Trade Vocational College,Qingdao 266100,China)

2009年4月份，我國開始跨境貿易人民幣結算業務的試點工作，標志著我國人民幣國際化進入一個新的階段。充足的外匯儲備、日益龐大的對外貿易規模、逐步完善的金融市場與金融體制改革等有利條件為跨境人民幣結算業務的發展帶來機遇，因此研究跨境人民幣結算與對外貿易發展之間的關系對于促進我國對外貿易發展以及加速人民幣國際化進程具有重要意義。

1 跨境貿易人民幣結算業務發展概況

根據中國人民銀行《2014年第二季度貨幣執行報告》 顯示，2014年上半年銀行累計辦理跨境貿易人民幣結算金額為32 700億元，同比增長59%。其中，貨物貿易結算金額為20 900億元，服務貿易及其他經常項目結算金額11 800億元。跨境貿易人民幣結算實收12 300億元，實付20 400億元，收付比為1∶1.66。

圖1 各季度跨境貿易人民幣結算構成情況（2010.01～2014.06）

2 跨境貿易人民幣結算業務與對外貿易關系實證分析

本文在全面、深入研究相關文獻的基礎上，采用單位根檢驗、Granger 因果關系檢驗、協整檢驗以及誤差修正模型相結合的方式對跨境貿易人民幣結算與對外貿易之間的關系進行實證分析。

2.1 指標變量的選取與處理

本文使用的指標主要包括跨境貿易人民幣結算指標和對外貿易指標兩大類。用跨境貿易人民幣結算量（RMB）代表跨境貿易人民幣結算業務發展。而對外貿易指標方面，用進出口總額（IE）、出口額（EX）和進口額（IM）作為代表變量。其中跨境貿易人民幣結算量數據來自中國人民銀行網站2010～2014年的每一季度貨幣執行報告，進出口總額、出口額和進口額數據根據商務部網站商務數據中心2010年1月至2014年6月中國貨物進出口情況計算得到季度進出口額，由于其單位為億美元，所以根據中國人民銀行調查統計司2010～2014年的統計數據中匯率報表的1 美元折合人民幣每月的平均匯率，取美元/人民幣三個月的平均值作為季度匯率計算得到進出口情況的人民幣金額。

將運用計量經濟學軟件Eviews6.0 對已有的數據進行分析和整理，定量研究跨境貿易人民幣結算業務與對外貿易發展之間的關系。而在運用計量經濟學模型來研究問題時，為了避免直接使用數據帶來的異方差等問題，本文將變量RMB、IE、EX、IM 取自然對數，分別表示為LNRMB、LNIE、LNEX、LNIM。

2.2 各變量的單位根檢驗

表1 各變量的ADF 檢驗結果

由表1 各變量的ADF 檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，LNRMB、LNIE、LNEX、LNIM 序列都是平穩的時間序列，滿足協整檢驗的前提條件，所以LNRMB 與LNIE、LNEX、LNIM 之間有可能存在協整關系。

2.3 基于跨境貿易人民幣結算與貿易出口額的分析

Granger 因果檢驗：

運用統計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNEX 進行Granger 因果關系檢驗，結果如表2 所示：

表2 LNRMB 與LNEX 的Granger 因果關系檢驗

Granger 因果檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，當滯后1 期、滯后2 期、滯后3 期和滯后4 期，變量LNRMB 都不能Granger 引起變量LNEX，同時變量LNEX 也不能Granger 引起變量LNRMB。因此可以得出結論認為，在短期內變量LNRMB 與變量LNEX 之間不存在因果關系。

2.4 基于跨境貿易人民幣結算與貿易進口額的分析

（1）Granger 因果檢驗

運用統計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIM 進行Granger 因果關系檢驗，結果如表3 所示。

Granger 因果檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，只有在滯后2 期的時候，變量LNRMB 都能Granger 引起變量LNIM；而當滯后1 期、滯后3 期和滯后4 期，變量LNIM 不能Granger 引起變量LNRMB。因此可以得出結論，在短期內LNRMB 是變量LNIM 的Granger 原因，兩者互為因果關系的假設不成立。

（2）協整檢驗

運用統計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIM 進行OLS 回歸分析，結果如表4 所示。

因此，可得到回歸方程為：

表3 LNRMB 與LNIM 的Granger 因果關系檢驗

表4 LNRMB 與LNIM 的OLS 回歸分析結果

從回歸結果來看，雖然方程的擬合優度不是很高，D.W.值也不太好。在5%的顯著水平下通過方程的顯著性檢驗，說明回歸方程的統計性質較好，跨境人民幣結算量對進口貿易的促進作用較為明顯。在短期內，當跨境人民幣結算量增加1%時，進口貿易就將大約增加0.083520%。

表5 殘差序列R 的單位根檢驗結果

根據表5 殘差的單位根檢驗結果可知，在5%的顯著水平下殘差項是平穩的，因此LNRMB 與LNIM 之間存在協整關系。

（3）誤差修正模型

從表6 誤差修正模型的估計結果可以得知，貿易進口額增長的短期變動可以分為兩部分：一部分是由于短期跨境貿易人民幣結算量（即D（LNRMB））的影響，另一部分是由于前一期的貿易進口額增長偏離長期均衡關系（即ECMt-1）的影響。從誤差修正項的系數估計值可以看出，當前一期貿易進口額增長短期波動偏離長期均衡時，當期就以（-0.881848）的調整力度對前一期的跨境貿易人民幣結算量與貿易進口額之間的非均衡狀態進行調整，并將其拉回到長期均衡的狀態。

2.5 基于跨境貿易人民幣結算與貿易進出口額的分析

表6 誤差修正模型的估計結果

（1）Granger 因果檢驗

運用統計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIE 進行Granger 因果關系檢驗，結果如表7 所示：

表7 LNRMB 與LNIE 的Granger 因果關系檢驗

Granger 因果檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，當滯后1 期時變量LNRMB 都能Granger 引起變量LNIE；而在滯后1 期至滯后4 期的時候變量LNIE 都不能Granger 引起變量LNRMB。因此可以得出結論認為，在短期內變量LNRMB 是變量LNEX的Granger 原因，兩者互為因果關系的假設不成立。

（2）協整檢驗

運用統計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIE 進行OLS 回歸分析，結果如表8 所示：

表8 LNRMB 與LNIE 的OLS 回歸分析結果

因此，可得到回歸方程為：

從回歸結果來看，雖然方程的擬合優度不是很高，D.W.值也不太好。在5%的顯著水平下通過方程的顯著性檢驗，說明回歸方程的統計性質較好，跨境人民幣結算量對進出口貿易的促進作用較為明顯。在短期內，當跨境人民幣結算量增加1%時，進出貿易就將大約增加0.088406%。

表9 殘差序列R 的單位根檢驗結果

根據表9 殘差的單位根檢驗結果可知，在5%的顯著水平下殘差項是平穩的，因此LNRMB 與LNIE 之間存在協整關系。

（3）誤差修正模型

表10 誤差修正模型的估計結果

從表10 誤差修正模型的估計結果可以得知，貿易進出口額增長的短期變動可以分為兩部分：一部分是由于短期跨境貿易人民幣結算量（即D（LNRMB））的影響，另一部分是由于前一期的貿易進出口額增長偏離長期均衡關系（即ECMt-1）的影響。從誤差修正項的系數估計值可以看出，當前一期貿易進口額增長短期波動偏離長期均衡時，當期就以（-1.063007）的調整力度對前一期的跨境貿易人民幣結算量與貿易進出口額之間的非均衡狀態進行調整，并將其拉回到長期均衡的狀態。

3 結論

利用單位根檢驗、Granger 因果檢驗、協整檢驗以及誤差修正模型，對跨境貿易人民幣結算業務與對外貿易關系進行實證分析，結果表明：

（1）跨境人民幣結算業務與貿易進口額以及進出口額之間存在長期穩定的均衡關系，但是與貿易出口額之間不存在長期穩定的均衡關系。在短期內，跨境貿易人民幣結算業務對貿易進口額以及進出口額會產生正向的積極促進作用，并且其促進作用具有一定的滯后性。當跨境人民幣結算量增加1%時，貿易進口額和貿易進出口額將各自增加0.083520%和0.088406%。

（2）跨境人民幣結算業務與貿易進口額以及進出口額之間存在單項的Granger 因果關系，但是與貿易出口額之間不存在Granger 因果關系。在短期內，跨境人民幣結算業務是刺激貿易進口額以及進出口額增長的Granger 原因，但是貿易進口額以及進出口額不是跨境人民幣結算業務的Granger 原因，即跨境貿易人民幣結算是促進外貿增長的Granger 原因，而外貿增長不會增加跨境貿易人民幣結算量。

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