人民幣匯率、貿(mào)易差額與中國(guó)金融結(jié)構(gòu)
——基于SVAR模型的研究

顏廷峰 晉玲利

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽蚌埠 233030）

人民幣匯率、貿(mào)易差額與中國(guó)金融結(jié)構(gòu)
——基于SVAR模型的研究

顏廷峰 晉玲利

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽蚌埠 233030）

人民幣正式納入SDR后的匯率波動(dòng)引起關(guān)注，而中國(guó)金融結(jié)構(gòu)對(duì)貿(mào)易差額的影響是問題關(guān)鍵。采用2000年1月至2015年12月月度數(shù)據(jù)，基于結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型，引入工具變量，實(shí)證分析供給沖擊、需求沖擊以及貿(mào)易自身沖擊框架下人民幣匯率與加工貿(mào)易差額關(guān)系、人民幣匯率與一般貿(mào)易差額的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：人民幣匯率變動(dòng)對(duì)加工貿(mào)易差額影響較小，由加工貿(mào)易生產(chǎn)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致；人民幣匯率升值對(duì)一般貿(mào)易差額有一定促進(jìn)作用，由我國(guó)出口需求彈性較低決定；貿(mào)易差額主要影響因素不是人民幣實(shí)際匯率，而是我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與金融結(jié)構(gòu)。根據(jù)研究結(jié)論，基于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革內(nèi)生要求，提出相關(guān)建議。

人民幣實(shí)際有效匯率；貿(mào)易差額；加工貿(mào)易；中國(guó)金融結(jié)構(gòu)

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展與國(guó)際影響力迅速提升，人民幣于2016年10月1日正式納入SDR，超過100個(gè)國(guó)家承諾使用人民幣開展國(guó)際結(jié)算，人民幣匯率問題再次成為國(guó)內(nèi)外關(guān)注焦點(diǎn)。部分西方國(guó)家認(rèn)為人民幣被嚴(yán)重低估，且指責(zé)中國(guó)人為操縱人民幣匯率導(dǎo)致貿(mào)易失衡。美國(guó)政府官員和學(xué)者提出，由于人民幣貶值造成中國(guó)出口產(chǎn)品價(jià)格偏低，威脅美國(guó)制造業(yè)，導(dǎo)致失業(yè)率上升和財(cái)政赤字增加①資料來源于http://www.szhgh.com/Article/news/finance/2014-05-14/51869.html。。Cline提出人民幣匯率仍低于均衡匯率水平，并推算出人民幣應(yīng)比2008年升值25%以上②資料來源于Cline W R.Estimates of Fundamental Equilibrium Exchange Rates[R].2013:13-29。。西方國(guó)家不斷要求提高人民幣匯率，甚至要求中國(guó)放棄匯率市場(chǎng)干預(yù)。

2005年7月21日以來，中國(guó)基于負(fù)責(zé)任大國(guó)考量，開展匯率制度改革，實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考“一籃子”貨幣調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。人民幣在外界壓力下不斷升值，有效匯率指數(shù)也呈現(xiàn)走高趨勢(shì)，但升值與順差并存現(xiàn)象凸顯。迄今關(guān)于人民幣匯率與貿(mào)易差額關(guān)系研究結(jié)論迥異，究其原因是對(duì)中國(guó)金融結(jié)構(gòu)特征關(guān)注不足。因此，有必要探討人民幣匯率、貿(mào)易差額與中國(guó)金融結(jié)構(gòu)特征間聯(lián)系。現(xiàn)有理論研究相對(duì)匱乏，實(shí)證研究亦不充分。本文基于SVAR模型實(shí)證研究人民幣匯率、貿(mào)易差額和中國(guó)金融結(jié)構(gòu)關(guān)系，以期回答上述問題。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于人民幣匯率對(duì)貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未達(dá)成共識(shí)。

（一）人民幣匯率對(duì)貿(mào)易差額有顯著影響

Guangzhong運(yùn)用SUR法與面板數(shù)據(jù)研究實(shí)際匯率失調(diào)對(duì)中國(guó)出口的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣升值是中國(guó)對(duì)美國(guó)出口下降重要原因[1]。范言慧等運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)人民幣升值預(yù)期和中國(guó)貿(mào)易順差關(guān)系，認(rèn)為人民幣升值預(yù)期會(huì)對(duì)貿(mào)易差額產(chǎn)生一定抑制作用并驗(yàn)證Guangzhong結(jié)論[2]。劉堯成等通過構(gòu)建產(chǎn)出、人民幣實(shí)際有效匯率以及貿(mào)易差額的VAR模型，發(fā)現(xiàn)在我國(guó)貿(mào)易收支彈性理論基本成立，匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的影響隨時(shí)間逐漸增強(qiáng)[3]。張陸洋等在此基礎(chǔ)上研究人民幣實(shí)際匯率與中美雙邊貿(mào)易關(guān)系，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率對(duì)中美貿(mào)易差額調(diào)整作用不可或缺，且調(diào)整效果隨匯率彈性增加而增強(qiáng)[4]。陳萍基于動(dòng)態(tài)遞歸，分析人民幣匯率傳遞效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)人民幣升值導(dǎo)致進(jìn)出口及貿(mào)易差額下降，2011年后人民幣匯率對(duì)貿(mào)易差額影響日益顯著[5]。

（二）人民幣匯率對(duì)貿(mào)易差額無顯著影響

Zhang和Sato運(yùn)用SVAR模型研究人民幣匯率政策對(duì)中國(guó)貿(mào)易平衡的影響，并分析匯率變動(dòng)對(duì)中美貿(mào)易平衡的影響，結(jié)果表明無論人民幣是否升值，對(duì)貿(mào)易平衡作用有限[6]。楊凱文、臧日宏建立VAR模型驗(yàn)證上述結(jié)論，認(rèn)為國(guó)際貿(mào)易短期變化由自身波動(dòng)引起[7]。蘇海峰、陳浪南運(yùn)用半?yún)?shù)函數(shù)化系數(shù)模型研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)出口、進(jìn)口以及凈出口的時(shí)變性影響，發(fā)現(xiàn)在2005年匯改前，匯率變動(dòng)對(duì)出口的負(fù)向影響逐漸增強(qiáng)并達(dá)到最大值，在2005年后，匯率對(duì)出口的影響減弱。但無論匯改前后，匯率和貿(mào)易差額關(guān)系均不明顯[8]。李停分析人民幣匯率、中美貿(mào)易逆差以及美國(guó)失業(yè)率指標(biāo)，提出美國(guó)將中美貿(mào)易逆差歸咎于人民幣僅出于政治目的，無充分科學(xué)依據(jù)[9]。陳宗義運(yùn)用時(shí)變參數(shù)VAR模型，提出匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差影響不大，調(diào)整貿(mào)易順差應(yīng)從中國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)出發(fā)[10]。曹強(qiáng)、虞文美通過構(gòu)造SVAR模型，研究供給沖擊、需求沖擊下人民幣匯率、通脹率和貿(mào)易盈余間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國(guó)貿(mào)易盈余決定因素是自身經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和金融結(jié)構(gòu)，而非人民幣匯率[11]。

因上述研究結(jié)論差異性，越來越多學(xué)者開始關(guān)注加工貿(mào)易對(duì)人民幣匯率的重要影響。Thorbecke提出現(xiàn)有人民幣升值對(duì)中國(guó)出口影響的實(shí)證研究忽視了加工貿(mào)易，解決貿(mào)易失衡問題，應(yīng)控制產(chǎn)品供應(yīng)鏈國(guó)家匯率而非依靠人民幣單邊升值[12]。劉林使用MS—VAR模型研究，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率對(duì)加工貿(mào)易收支有J曲線效應(yīng)，對(duì)一般貿(mào)易收支無J曲線效應(yīng)，因加工貿(mào)易比重較大，即使匯率沖擊對(duì)一般貿(mào)易影響較大，但綜合而言，人民幣匯率可能不會(huì)對(duì)總體貿(mào)易收支產(chǎn)生影響[13]。劉威等通過比較分析人民幣匯率和內(nèi)外需求對(duì)一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的影響，提出人民幣升值需謹(jǐn)慎，應(yīng)通過擴(kuò)大內(nèi)需和調(diào)整外需調(diào)節(jié)貿(mào)易順差[14]。劉陽陽等采用誤差修正模型，將人民幣匯率影響分為直接效應(yīng)和聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，并提出因加工貿(mào)易在中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中占比較大，聯(lián)動(dòng)效應(yīng)起主導(dǎo)作用，導(dǎo)致我國(guó)匯率政策效果不顯著[15]。

已有研究大多采用季度數(shù)據(jù)，本文采用2000—2015年月度數(shù)據(jù)驗(yàn)證結(jié)果的有效性；將貿(mào)易差額分為一般貿(mào)易差額和加工貿(mào)易差額，探索加工貿(mào)易差額與中國(guó)金融結(jié)構(gòu)之間內(nèi)生聯(lián)系；將貿(mào)易差額自身沖擊引入SVAR模型，分析中國(guó)金融結(jié)構(gòu)對(duì)貿(mào)易差額效應(yīng)；引入銀行中介與金融市場(chǎng)比例構(gòu)成、上證綜合指數(shù)工具變量作為中國(guó)金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)，更好地克服內(nèi)生性問題。

二、模型構(gòu)建與變量選擇

（一）模型選擇和設(shè)計(jì)

VAR模型自提出后被迅速引入經(jīng)濟(jì)學(xué)中，但無法解釋隱藏在信息向量中的當(dāng)期相關(guān)關(guān)系。為解決此問題，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出SVAR模型。為研究人民幣匯率對(duì)貿(mào)易差額動(dòng)態(tài)影響，本文基于Blanchard與Quah識(shí)別方法，拓展侯鵬的三元SVAR模型，并引入兩個(gè)外生變量，對(duì)我國(guó)加工貿(mào)易差額與一般貿(mào)易差額構(gòu)建包括供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊以及自身沖擊的SVAR模型，定義為模型一、二。

其中，ΔRIVAt，ΔM2t，ΔREERt，ΔJGt分別表示實(shí)際工業(yè)增加值、廣義貨幣供給量、人民幣實(shí)際有效匯率、加工貿(mào)易差額與名義工業(yè)增加值之比的差分項(xiàng)，YGt表示一般貿(mào)易差額與名義工業(yè)增加值之比的水平值，uts，utd，ute，utb分別表示供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊以及自身沖擊。

以模型一為例。首先，建立Xt的VAR模型，因滿足平穩(wěn)性條件，可將模型表示為向量移動(dòng)平均（VMA）形式：

因VAR簡(jiǎn)化式中的εt可能具有相關(guān)關(guān)系，無法反映變量間同期影響，需對(duì)模型施加長(zhǎng)期約束，識(shí)別結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)間相互獨(dú)立的SVAR模型。SVAR模型的VMA形式為：

其中，B（L）=C（L）-1，B（L）=B+B1L+B2L2+…。結(jié)合式（3）和式（4），推導(dǎo)出εt=B0ut，從而得到∑=B0B0′，B0=C0-1。因此，只要對(duì)C0施加k（k-1）=10個(gè)約束，即可通過Cholesky分解識(shí)別結(jié)構(gòu)式模型。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，對(duì)C0施加如下約束：

1.依照實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期理論，在長(zhǎng)期內(nèi)，實(shí)際工業(yè)增加值僅受供給沖擊影響，其他沖擊無影響，即c12=c13=c14=0。

2.依照貨幣中性理論，長(zhǎng)期內(nèi)，僅供給沖擊和需求沖擊可能對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，即c23=c24=0。

3.依照長(zhǎng)期實(shí)際匯率決定理論，人民幣實(shí)際有效匯率會(huì)對(duì)供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊反應(yīng)，即c34=0。

此時(shí)，可將式（4）表示為如下形式：

（二）變量選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選用2000年1月到2015年12月實(shí)際工業(yè)增加值（RIVA）、廣義貨幣供給量（M2）、人民幣實(shí)際有效匯率（REER）、加工貿(mào)易差額與名義工業(yè)增加值的比值（JG）、一般貿(mào)易差額與名義工業(yè)增加值比值（YG）的月度數(shù)據(jù)。引入銀行中介與金融市場(chǎng)比例構(gòu)成（BMP）以及上證綜合指數(shù)（SCI）外生工具變量。為消除季節(jié)性影響，除YG外，其余變量均以X—12方法對(duì)月度數(shù)據(jù)作季節(jié)調(diào)整。為削弱模型異方差，使模型更穩(wěn)定，對(duì)JG與YG以外變量取對(duì)數(shù)。因JG與YG數(shù)值可能為負(fù)，無法取對(duì)數(shù)，分別除以同期工業(yè)增加值平穩(wěn)。變量具體說明如下：

1.供給沖擊RIVA。因國(guó)家統(tǒng)計(jì)局不發(fā)布月度GDP數(shù)據(jù)，且近年來工業(yè)制成品在我國(guó)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)中占絕對(duì)比重，使用實(shí)際工業(yè)增加值月度數(shù)據(jù)代替GDP，作為供給沖擊代理變量。因2007年起統(tǒng)計(jì)局不再發(fā)布工業(yè)增加值，以工業(yè)增加值同比增長(zhǎng)率推算2007年后數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

2.需求沖擊M2。國(guó)外學(xué)者使用實(shí)際匯率表示需求沖擊，但我國(guó)需求波動(dòng)主要來自投資波動(dòng)，而投資資金主要來自銀行系統(tǒng)，因此以廣義貨幣供給量作為需求沖擊代理變量。數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

3.匯率沖擊REER。人民幣實(shí)際有效匯率以2011—2013年對(duì)外貿(mào)易為權(quán)重，以2010年指數(shù)為基年，包括61個(gè)經(jīng)濟(jì)體（歐元作為整體）的加權(quán)平均匯率，反映匯率沖擊。數(shù)據(jù)來源于國(guó)際清算銀行。

4.加工貿(mào)易差額沖擊JG。因加工貿(mào)易差額可能出現(xiàn)逆差而無法取對(duì)數(shù)，采用加工貿(mào)易差額與同期工業(yè)增加值比值作為模型一的加工貿(mào)易差額沖擊。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。

5.一般貿(mào)易差額沖擊YG。因一般貿(mào)易差額可能存在逆差不能取自然對(duì)數(shù)，采用一般貿(mào)易差額與同期工業(yè)增加值的比值作為模型二的一般貿(mào)易差額沖擊。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。

6.銀行中介與金融市場(chǎng)比例構(gòu)成。銀行和金融市場(chǎng)是金融結(jié)構(gòu)的組成部分，金融市場(chǎng)主要指股票市場(chǎng)。因此，使用金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款總額除以股票市值作為銀行中介與金融市場(chǎng)比例指標(biāo)描述金融結(jié)構(gòu)。數(shù)據(jù)來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒與中國(guó)金融年鑒。

7.上證綜合指數(shù)。2005年5月，中國(guó)證券市場(chǎng)啟動(dòng)股權(quán)分置改革，逐步與國(guó)際市場(chǎng)接軌，結(jié)束長(zhǎng)達(dá)四年的熊市，說明資本市場(chǎng)對(duì)制度變化具有較強(qiáng)敏感性。因此，以上證指數(shù)收盤價(jià)作為衡量我國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)的外生工具變量，反映我國(guó)政策或制度對(duì)資本市場(chǎng)的影響。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）四種結(jié)構(gòu)性沖擊對(duì)加工貿(mào)易的動(dòng)態(tài)影響

1.單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)。為防止偽回歸產(chǎn)生，對(duì)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF檢驗(yàn)，分別對(duì)RIVA、M2、REER、JG和BMP、SCI水平值和一階差分項(xiàng)作單位根檢驗(yàn)，即對(duì)序列作回歸分析：

其中，α表示常數(shù)，βt表示線性趨勢(shì)函數(shù)，εt表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1結(jié)果表明RIVA、M2、REER、JG和BMP、SCI水平值均不能拒絕原假設(shè)，但經(jīng)過一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即均為一階單整。因此，使用RIVA、M2、REER和JG的一階差分項(xiàng)構(gòu)造SVAR模型，并引入兩個(gè)外生變量。另外，對(duì)變量作Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量間存在協(xié)整關(guān)系，但因經(jīng)濟(jì)意義不強(qiáng)，且Toda通過蒙特卡洛模擬實(shí)驗(yàn)方法發(fā)現(xiàn)，較多變量協(xié)整檢驗(yàn)易發(fā)現(xiàn)存在協(xié)整關(guān)系，但實(shí)際上變量間協(xié)整關(guān)系不具有經(jīng)濟(jì)學(xué)內(nèi)涵[16]。因此，仍采用一階差分項(xiàng)構(gòu)造模型。

2.確定滯后階數(shù)。確定模型滯后階數(shù)時(shí)，一方面滯后階數(shù)足夠大可更全面反映模型動(dòng)態(tài)特征；另一方面，滯后階數(shù)越大則待估參數(shù)越多，會(huì)損失自由度。因此，需綜合考慮以選擇合適滯后階數(shù)。本文使用LR、AIC、SC等信息準(zhǔn)則綜合判斷，反復(fù)嘗試，確定模型最佳滯后階數(shù)為2階。隨后，考慮三大工具變量，結(jié)果顯示最佳滯后階數(shù)仍為2階。

3.模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)。SVAR模型不穩(wěn)定，則模型脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果無效。因此需檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜏蠼Y(jié)構(gòu)。從圖1可知，被估計(jì)模型所有AR特征多項(xiàng)式根倒數(shù)均小于1，即在單位圓以內(nèi)，通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)，說明SVAR模型穩(wěn)定。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析當(dāng)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，即模型受到?jīng)_擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。以脈沖響應(yīng)分析SVAR模型，評(píng)估加工貿(mào)易差額對(duì)結(jié)構(gòu)沖擊的反應(yīng)。圖2表示加工貿(mào)易差額對(duì)供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊以及自身沖擊的脈沖響應(yīng)。圖2中，橫軸表示沖擊作用滯后期間數(shù)，縱軸表示加工貿(mào)易差額響應(yīng)。

圖1 SVAR模型AR根的倒數(shù)

由圖2可知，對(duì)實(shí)際工業(yè)增加值施以正沖擊，同期對(duì)加工貿(mào)易差額產(chǎn)生反向作用，隨后迅速反彈，第2期達(dá)到最大值，此后逐漸下降，并伴隨反復(fù)波動(dòng)，1年后響應(yīng)逐漸穩(wěn)定為0。對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量正沖擊，加工貿(mào)易差額響應(yīng)函數(shù)波動(dòng)幅度更大，在第3期跌至谷底，隨后劇烈上升，于第4期到達(dá)峰值，后經(jīng)過小幅調(diào)整，1年后趨于0。

對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率正沖擊，發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易差額響應(yīng)函數(shù)95%置信區(qū)間包含0，結(jié)果不顯著，說明長(zhǎng)期內(nèi)匯率沖擊對(duì)加工貿(mào)易差額不產(chǎn)生影響，即人民幣升值不能調(diào)節(jié)加工貿(mào)易差額，此結(jié)果與實(shí)踐一致。因加工貿(mào)易作為“兩頭在外”貿(mào)易方式，通過從國(guó)外進(jìn)口原材料，在本國(guó)加工成品后再出口到國(guó)外。人民幣升值會(huì)增加加工成本，但也使進(jìn)口原材料價(jià)格降低，使出口價(jià)格漲幅減少，對(duì)加工貿(mào)易差額調(diào)整效果不強(qiáng)。對(duì)加工貿(mào)易差額正沖擊，脈沖響應(yīng)波動(dòng)幅度較大，呈衰減式震蕩，并最終趨于0。

圖2 加工貿(mào)易差額對(duì)各變量響應(yīng)結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖

5.方差分解。通過方差分解分析加工貿(mào)易差額在面對(duì)供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊以及自身沖擊時(shí)，各結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)加工貿(mào)易差額貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)估不同結(jié)構(gòu)沖擊重要性。

表2 加工貿(mào)易差額的方差分解

從表2可知，短期內(nèi)加工貿(mào)易差額可由自身解釋86.072%，由供給沖擊解釋13.449%，由需求沖擊解釋0.475%。而匯率沖擊僅可解釋加工貿(mào)易差額的0.003%，占比極小。長(zhǎng)期內(nèi)加工貿(mào)易差額可由自身解釋81.220%，由供給沖擊解釋15.006%，由需求沖擊解釋3.364%。而匯率沖擊僅可解釋加工貿(mào)易差額的0.410%，占比仍較小，忽略不計(jì)。雖長(zhǎng)期內(nèi)加工貿(mào)易差額本身可解釋比例下降，但加工貿(mào)易差額本身仍是重要決定因素。因此，加工貿(mào)易差額主要由供給沖擊和自身沖擊決定。

（二）四種結(jié)構(gòu)性沖擊對(duì)一般貿(mào)易的動(dòng)態(tài)影響

1.單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)。使用ADF檢驗(yàn)分別對(duì)RIVA、M2、REER、YG和BMP、SCI的水平值和一階差分項(xiàng)作單位根檢驗(yàn)。表1結(jié)果顯示RIVA、M2、REER和BMP、SCI的水平值存在單位根，一階差分平穩(wěn)；而YG的水平值平穩(wěn)。因此，使用RIVA、M2、REER一階差分項(xiàng)和YG水平值構(gòu)造SVAR模型，引入兩個(gè)外生變量。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)也表明變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但同樣不考慮。

2.滯后階數(shù)的確定。使用LR、AIC、SC等信息準(zhǔn)則綜合判斷，反復(fù)嘗試，并考慮三大工具變量，確定模型二最佳滯后階數(shù)為2階，構(gòu)建SVAR（2）模型。

3.模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ投蠼Y(jié)構(gòu)。從圖3可知，模型二所有AR特征根的倒數(shù)均小于1，位于單位圓內(nèi)，通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)，說明構(gòu)建SVAR模型可靠。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)。對(duì)SVAR模型做脈沖響應(yīng)函數(shù)，觀察結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)一般貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)影響。圖4表示一般貿(mào)易差額對(duì)供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊以及自身沖擊的脈沖響應(yīng)。橫軸表示沖擊作用滯后期間數(shù)，縱軸表示一般貿(mào)易差額變化。

圖3 SVAR模型AR根的倒數(shù)

圖4 一般貿(mào)易差額對(duì)各變量響應(yīng)結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖

從圖4可知，供給沖擊對(duì)一般貿(mào)易差額的第0期影響為負(fù)，第2期影響為正，隨后下降并經(jīng)小幅波動(dòng)后趨于0。需求沖擊對(duì)一般貿(mào)易差額影響在前6期呈W型，后上升并最終趨向于0。匯率沖擊對(duì)一般貿(mào)易差額影響長(zhǎng)期為正，即人民幣升值不能抑制一般貿(mào)易順差，反而增加順差。這與實(shí)際不符，可能因我國(guó)出口需求彈性較低。周杰琦指出我國(guó)出口層次較低以及出口價(jià)格彈性較低使出口需求帶有一定“剛性”[17]。按照姚枝仲等推算，中國(guó)出口需求彈性短期為-0.65，中長(zhǎng)期為-0.8579[18]。因此，當(dāng)人民幣升值時(shí)，出口產(chǎn)品價(jià)格上升增加一般貿(mào)易出口額從而增加一般貿(mào)易順差。自身沖擊引起一般貿(mào)易差額迅速劇烈響應(yīng)，在第1期最大，后逐漸下降，最終趨于平穩(wěn)。

表3 一般貿(mào)易差額方差分解

5.方差分解。通過方差分解分析一般貿(mào)易差額在面對(duì)供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊以及一般貿(mào)易差額沖擊時(shí)，各結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)一般貿(mào)易差額貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)估不同結(jié)構(gòu)沖擊重要性。

從表3可知，短期內(nèi)一般貿(mào)易差額可由自身解釋96.440%，由供給沖擊解釋2.733%，由需求沖擊解釋0.458%。而匯率沖擊僅可解釋一般貿(mào)易差額的0.370%，占比極小。長(zhǎng)期內(nèi)一般貿(mào)易差額可由自身解釋90.228%，由供給沖擊解釋2.362%，由需求沖擊解釋4.561。匯率沖擊僅可解釋一般貿(mào)易差額的2.850%，長(zhǎng)期內(nèi)匯率沖擊對(duì)一般貿(mào)易差額貢獻(xiàn)率上升，但占比仍較小。因此，一般貿(mào)易差額主要由自身沖擊決定。

四、結(jié)論與政策建議

本文采用2000年1月至2015年12月月度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建供給沖擊、需求沖擊、匯率沖擊以及自身沖擊下的四變量SVAR模型，引入兩大工具變量，分別研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)加工貿(mào)易差額與一般貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)影響。研究結(jié)論如下：

第一，長(zhǎng)期內(nèi)，人民幣匯率對(duì)加工貿(mào)易差額影響不大，無法調(diào)節(jié)加工貿(mào)易差額，這由加工貿(mào)易“兩頭在外”的貿(mào)易方式?jīng)Q定。我國(guó)加工貿(mào)易產(chǎn)品大多為中低檔勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，技術(shù)含量與附加值較低，產(chǎn)品主要依靠勞動(dòng)力成本比較優(yōu)勢(shì)。人民幣升值會(huì)增加加工成本，但進(jìn)口原材料價(jià)格會(huì)隨之下降，最終使出口價(jià)格變動(dòng)較小，對(duì)加工貿(mào)易差額調(diào)整效果不佳。

第二，人民幣升值長(zhǎng)期內(nèi)不能抑制一般貿(mào)易順差，反而增加順差，這可能由我國(guó)出口需求彈性較低導(dǎo)致。一般貿(mào)易是單邊貿(mào)易，僅出口環(huán)節(jié)以美元計(jì)價(jià)，實(shí)際匯率上升會(huì)提高出口產(chǎn)品價(jià)格，由于出口“剛性”，一般貿(mào)易出口額會(huì)隨之增加進(jìn)而增加一般貿(mào)易順差。

第三，人民幣升值無法調(diào)節(jié)我國(guó)貿(mào)易差額，可能會(huì)增加貿(mào)易順差。貿(mào)易差額由自身特征決定。我國(guó)現(xiàn)階段勞動(dòng)生產(chǎn)率較低，勞動(dòng)力技術(shù)和素質(zhì)不高，勞動(dòng)力成本較低；且過度依賴自然資源，能源消耗高，污染嚴(yán)重；居民消費(fèi)水平較低，儲(chǔ)蓄較高，貧富差距較大。

第四，降低貿(mào)易順差需改善我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和金融結(jié)構(gòu)。現(xiàn)階段中國(guó)尚屬發(fā)展中國(guó)家，以勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主，這些產(chǎn)業(yè)技術(shù)較成熟，風(fēng)險(xiǎn)較小，因此融資渠道以間接融資為主，致使金融產(chǎn)品種類較少，金融市場(chǎng)效率不高，最終導(dǎo)致金融市場(chǎng)欠發(fā)達(dá)。但隨著我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)和技術(shù)創(chuàng)新，間接融資難以滿足實(shí)際需求，需提高直接融資比例，為我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展提供支撐。

基于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革內(nèi)生要求和上述結(jié)論，提出以下建議：

第一，加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。過去30余年，我國(guó)憑借勞動(dòng)力成本低和政策扶持等比較優(yōu)勢(shì)，加工貿(mào)易發(fā)展迅速，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)定增長(zhǎng)。但隨著我國(guó)成本比較優(yōu)勢(shì)逐漸減弱，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)迫在眉睫。必須明確產(chǎn)業(yè)調(diào)整方向，提高要素生產(chǎn)率和資源配置效率。如改善加工貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高加工貿(mào)易技術(shù)含量，增加產(chǎn)品附加值；優(yōu)化加工貿(mào)易企業(yè)結(jié)構(gòu)，完善企業(yè)準(zhǔn)入和退出機(jī)制，促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)多元化，充分發(fā)揮企業(yè)主體作用進(jìn)而增加企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)；延長(zhǎng)加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈，加大自主研發(fā)和創(chuàng)新力度，同時(shí)提高我國(guó)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化率，使科技成果產(chǎn)業(yè)化，增加國(guó)內(nèi)實(shí)際收益。

第二，推進(jìn)貿(mào)易多元性，構(gòu)建新貿(mào)易格局，提高對(duì)外開放水平。如推動(dòng)貿(mào)易方式多元化，隨著互聯(lián)網(wǎng)普及，加快發(fā)展跨境電子商務(wù)，同時(shí)借力“一帶一路”戰(zhàn)略，積極開拓海外市場(chǎng)，推動(dòng)租賃貿(mào)易增長(zhǎng)；實(shí)現(xiàn)貿(mào)易伙伴多元化，發(fā)展自貿(mào)區(qū)建設(shè)，保持與貿(mào)易伙伴合作關(guān)系，降低貿(mào)易成本與貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)，增加貿(mào)易收益；促進(jìn)貿(mào)易市場(chǎng)多元化，除主要貿(mào)易市場(chǎng)外，積極開發(fā)新貿(mào)易市場(chǎng)，減少對(duì)少數(shù)貿(mào)易市場(chǎng)依賴，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性。

第三，擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求，優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)。著眼于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，首先，提供充足就業(yè)機(jī)會(huì)，提高居民收入，完善消費(fèi)政策和優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)促進(jìn)居民消費(fèi)；其次，建立健全養(yǎng)老、醫(yī)療等保障機(jī)制，完善社會(huì)救濟(jì)制度，使居民放心消費(fèi)；最后，改善消費(fèi)環(huán)境，減少消費(fèi)中信息不對(duì)稱問題，推動(dòng)電子商務(wù)消費(fèi)和貸款消費(fèi)，同時(shí)維護(hù)消費(fèi)者信息安全，保護(hù)消費(fèi)者權(quán)益。

第四，優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，防范金融風(fēng)險(xiǎn)。打破大型國(guó)有銀行壟斷，推動(dòng)中小型銀行快速健康發(fā)展，繼續(xù)充分發(fā)揮銀行業(yè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)支撐作用；合規(guī)發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)金融、小微證券公司等新型金融業(yè)態(tài)，引導(dǎo)其逐步走向可持續(xù)發(fā)展之路，倡導(dǎo)綠色金融和普惠金融；優(yōu)化中國(guó)金融結(jié)構(gòu)，建立與市場(chǎng)需求相適應(yīng)的多層次資本市場(chǎng)，加快股票市場(chǎng)、債券市場(chǎng)改革步伐，增加直接融資比例，解決創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)融資問題；創(chuàng)造良好市場(chǎng)環(huán)境，完善金融監(jiān)管體制，全面覆蓋金融風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管，規(guī)范金融秩序，建立健全信用制度和法律制度保護(hù)投資者權(quán)益。

［1］L Guangzhong.Does China Really Lose from RMB Revaluation? Evidence from Some Export Industries[J].Applied Economics, 2006(15).

［2］范言慧,潘慧峰,李哲.人民幣升值預(yù)期與我國(guó)的貿(mào)易順差[J].國(guó)際金融研究,2008(2).

［3］劉堯成,周繼忠,徐曉萍.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010(5).

［4］張陸洋,葛加國(guó),錢東平.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中美貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)影響[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2015(13).

［5］陳萍.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口及貿(mào)易差額的傳遞效應(yīng)——基于動(dòng)態(tài)遞歸的分析[J].中國(guó)經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊,2016(1).

［6］Z Zhang,K Sato.Should Chinese Renminbi Be Blamed for Its Trade Surplus?A Structural VAR Approach[J].The World Economy, 2012(5).

［7］楊凱文,臧日宏.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易影響的VAR模型實(shí)證分析[J].金融理論與實(shí)踐,2014(12).

［8］蘇海峰,陳浪南.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)貿(mào)易收支時(shí)變性影響的實(shí)證研究——基于半?yún)?shù)函數(shù)化系數(shù)模型[J].國(guó)際金融研究,2014(2).

［9］李停.人民幣匯率與美中貿(mào)易逆差、美國(guó)失業(yè)率關(guān)系的研究——基于1994-2014年月度數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)考察[J].山東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2016(2).

［10］陳宗義.人民幣匯率對(duì)中國(guó)長(zhǎng)期貿(mào)易順差的影響性分析——基于TVP-VAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2012(2).

［11］曹強(qiáng),虞文美.人民幣匯率與貿(mào)易盈余:基于SVAR模型的分析[J].國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索,2015(9).

［12］W Thorbecke.Investigating the Effect of Exchange Rate Changes on China’s Processed Exports[J].Journal of the Japanese& International Economies,2011(2).

［13］劉林,馮明,唐燕華.人民幣匯率、國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)狀況與我國(guó)貿(mào)易收支——基于Markov區(qū)制轉(zhuǎn)換VAR模型的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2011(8).

［14］劉威,王方舟,陳繼勇.中國(guó)貿(mào)易失衡調(diào)整路徑實(shí)效的比較研究——基于2008-2013年月度數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2015(2).

［15］劉陽陽,馮明,唐燕華.匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差的影響:直接效應(yīng)和聯(lián)動(dòng)效應(yīng)[J].投資研究,2015(11).

［16］Toda H Y,Phillips P C B.The Spurious Effect of Unit Roots on Vector Autoregressions:An Analytical Study[J].Journal of Econometrics,1993(3).

［17］周杰琦.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平的傳遞效應(yīng)[J].統(tǒng)計(jì)研究,2010(8).

［18］姚枝仲,田豐,蘇慶義.中國(guó)出口的收入和價(jià)格彈性[J].世界經(jīng)濟(jì), 2010(4).

F822

A

1672-3805(2017)01-0001-08

：2016-11-20

國(guó)家社科基金“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下我國(guó)信貸集中風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警和協(xié)同監(jiān)管研究”（16BJY184）；教育部青年基金“BaselⅢ和中國(guó)金融結(jié)構(gòu)視角下的商業(yè)銀行信貸集中風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警研究”（12YJC790224）；安徽省社科規(guī)劃辦基金“促進(jìn)安徽小微企業(yè)發(fā)展的金融創(chuàng)新支持研究”（AHSK11-12D10）；安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)青年基金“合蕪蚌企業(yè)自主創(chuàng)新中的金融支持研究”（ACKYQ1006ZD）

顏廷峰（1975-），男，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院副教授，研究方向?yàn)樯虡I(yè)銀行經(jīng)營(yíng)與管理、農(nóng)村金融。