人民幣匯率與貿(mào)易差額關(guān)系的實(shí)證研究
——基于拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)

(中國(guó)海洋大學(xué) 山東 青島 266100)

一、引言

我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，借助廉價(jià)的勞動(dòng)力及優(yōu)惠的政策，維持了長(zhǎng)時(shí)期的貿(mào)易順差。以美國(guó)為代表的貿(mào)易伙伴認(rèn)為中國(guó)故意操縱匯率，紛紛要求人民幣升值以遏制貿(mào)易順差的繼續(xù)擴(kuò)大，否則將對(duì)中國(guó)實(shí)行貿(mào)易制裁。自2005年7月以來(lái)，中國(guó)進(jìn)行了數(shù)次匯率改革，推動(dòng)了人民幣匯率市場(chǎng)化進(jìn)程。2016年6月，國(guó)際貨幣基金組織表示，中國(guó)的匯率在很大程度上反映了人民幣的公允價(jià)值，但是由于中國(guó)的貿(mào)易順差持續(xù)擴(kuò)大，人民幣匯率仍是爭(zhēng)論焦點(diǎn)。

根據(jù)彈性分析理論，若馬歇爾-勒納條件成立，貨幣貶值將改善經(jīng)常項(xiàng)目的收支情況，使得貿(mào)易差額增加，但在短期經(jīng)常項(xiàng)目收支狀況會(huì)惡化，經(jīng)過(guò)一段時(shí)間，貿(mào)易差額才會(huì)增加，這種現(xiàn)象被稱(chēng)為J-曲線效應(yīng)。劉堯成等人(2010)認(rèn)為國(guó)際收支彈性理論在我國(guó)基本成立。張陸洋等人(2015)認(rèn)為人民幣匯率是影響中美貿(mào)易的重要因素。李村璞等人(2011)認(rèn)為雖然人民幣匯率在降低貿(mào)易順差方面發(fā)揮了很大作用，但是人民幣匯率并不是貿(mào)易順差形成的主要原因。戴翔(2011)得出了相同的結(jié)論，認(rèn)為人民幣升值不能從根本上解決中國(guó)巨額貿(mào)易順差。曹亞梅(2016)研究了人民幣匯率和貿(mào)易差額之間雙向的因果關(guān)系，認(rèn)為貿(mào)易順差能夠引起人民幣升值，但是人民幣升值不會(huì)對(duì)貿(mào)易差額產(chǎn)生顯著影響。之前的研究只考慮了全樣本因果關(guān)系，但是中國(guó)歷次匯率改革以及2008年的金融危機(jī)都導(dǎo)致了匯率和貿(mào)易差額的結(jié)構(gòu)性變化。傳統(tǒng)的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，例如相關(guān)分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，不能捕捉由于結(jié)構(gòu)性變化造成的時(shí)變特征。本文我們將采用拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)，重新對(duì)這兩個(gè)變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行研究。

二、數(shù)據(jù)說(shuō)明與模型

(一)方法與模型

Wald、LM和LR等傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量通常是基于漸進(jìn)分布假設(shè)，并且要求VAR模型參數(shù)恒定。因此當(dāng)時(shí)間序列存在結(jié)構(gòu)性變化時(shí)，傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)會(huì)出現(xiàn)明顯偏誤。Balcilar提出了基于殘差自舉方法的修正LR統(tǒng)計(jì)量可以有效克服參數(shù)結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定的問(wèn)題，因此我們將利用這一統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)人民幣匯率與貿(mào)易差額之間的格蘭杰因果關(guān)系。首先構(gòu)建二元VAR模型如下：

(1)

將檢驗(yàn)區(qū)間不斷進(jìn)行滾動(dòng)，便可以捕捉因果關(guān)系的時(shí)變特征。具體方法為：假設(shè)樣本總區(qū)間為T(mén)，滾動(dòng)子區(qū)間長(zhǎng)度為n(2p+1

(二)數(shù)據(jù)

本文利用2005年8月至2016年7月的人民幣實(shí)際有效匯率和貿(mào)易差額月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。匯率指標(biāo)采用人民幣實(shí)際有效匯率，用REER表示。首先，實(shí)際有效匯率剔除了通貨膨脹對(duì)貨幣本身價(jià)值變動(dòng)的影響，能夠綜合反映本國(guó)貨幣的相對(duì)購(gòu)買(mǎi)力。其次，實(shí)際有效匯率是一個(gè)綜合匯率指數(shù)，相對(duì)于單一匯率而言研究匯率波動(dòng)具有更大優(yōu)勢(shì)。因此選取人民幣實(shí)際有效匯率作為匯率指標(biāo)，數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)際清算銀行(BIS)。以出口額-進(jìn)口額表示貿(mào)易差額，用TB表示，數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

三、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

為確保檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，首先采用ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)以及KPSS檢驗(yàn)檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。結(jié)果表明REER與TB皆為一階單整，可以進(jìn)行拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)。

(二)全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)

構(gòu)造式(1)中的二元VAR模型，利用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)確定最佳滯后階數(shù)p=3，根據(jù)殘差自舉方法的修正LR統(tǒng)計(jì)量對(duì)REER與TB進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 基于殘差自舉方法的修正LR統(tǒng)計(jì)量全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)

全樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明在待估參數(shù)穩(wěn)定的假設(shè)下，REER和TB之間不存在因果關(guān)系。為驗(yàn)證檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，我們將進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

(三)參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文采用Sup-F,Mean-F和Exp-F三種檢驗(yàn)方法對(duì)短期參數(shù)和長(zhǎng)期參數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。三種方法的原假設(shè)都為參數(shù)恒定，Sup-F的備擇假設(shè)為存在結(jié)構(gòu)性突變，Mean-F和Exp-F的備擇假設(shè)為參數(shù)沿時(shí)間軌跡漸變。設(shè)定拔靴滾動(dòng)次數(shù)為10000對(duì)p值進(jìn)行計(jì)算，表2為短期參數(shù)穩(wěn)定檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 短期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

注:** 和 *** 分別表示在5% 和 1% 的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

通過(guò)表2可以看出，在三種檢驗(yàn)中，REER在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明REER存在結(jié)構(gòu)性突變，并且參數(shù)沿時(shí)間軌跡漸變,全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)存在偏差。

表3為長(zhǎng)期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果，Sup-F統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，表明長(zhǎng)期中可能存在結(jié)構(gòu)性突變；Lc統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明原序列不是協(xié)整序列。綜上表明模型的長(zhǎng)期參數(shù)不是恒定的。

表3 長(zhǎng)期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

注:*** 表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

綜上所述，由于REER、TB和VAR模型中存在結(jié)構(gòu)性變化，全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是不可靠的，驗(yàn)證了利用拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)檢驗(yàn)REER與TB之間因果關(guān)系的必要性。

(四)拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)

檢驗(yàn)中我們選擇的滾動(dòng)窗口大小為24。圖1展示了檢驗(yàn)的p值，原假設(shè)為REER不是TB的格蘭杰原因。圖2展示了REER對(duì)TB的影響幅度。

圖1 REER不是TB的格蘭杰原因的p值

圖2 REER對(duì)TB的影響幅度

圖1表明，在2009年3月-2010年4月,2012年9月-2012年12月和2014年10月-2015年2月期間，REER不是TB的格蘭杰原因的p值小于10%，拒絕原假設(shè)，表明在10%的置信水平下，人民幣匯率是貿(mào)易差額的格蘭杰原因。其他時(shí)間段內(nèi)，p值大于10%，接受原假設(shè)，表明人民幣匯率不是貿(mào)易差額的格蘭杰原因。圖2表明，2009年3月-2010年4月及2014年10月-2015年2月時(shí)間段內(nèi)，REER對(duì)TB的影響為負(fù)；2012年9月-2012年12月，REER對(duì)TB的影響為正。自2005年人民幣匯率改革以來(lái)，人民幣匯率逐漸升值，在2008年7月-2009年2月期間，金融危機(jī)使得人民幣匯率升值幅度明顯加大。由于時(shí)滯效應(yīng)，在2009年3月-2010年4月，人民幣升值對(duì)貿(mào)易差額產(chǎn)生負(fù)向影響。金融危機(jī)減少了國(guó)內(nèi)外需求，貿(mào)易差額連續(xù)幾個(gè)月出現(xiàn)大幅度減少。在2012年9月-2012年12月期間，REER對(duì)TB有正向影響。從2014年5月開(kāi)始，伴隨人民幣國(guó)際化進(jìn)程，人民幣快速升值，在2014年10月-2015年2月期間，REER對(duì)TB有負(fù)向影響。

圖3表明，2014年3月-2016年3月，TB不是REER的格蘭杰原因的p值小于10%，拒絕原假設(shè)，表明在10%的置信水平下，貿(mào)易差額是人民幣匯率的格蘭杰原因。其他時(shí)間段內(nèi)，p值大于10%，接受原假設(shè)，表明貿(mào)易差額不是人民幣匯率的格蘭杰原因。從圖4可以看出，在這段時(shí)間內(nèi)TB對(duì)REER影響為正。隨著人民幣匯率市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，貿(mào)易差額增加使得國(guó)外對(duì)于人民幣的需求增加，為人民幣升值增加了壓力。

圖3TB不是REER的格蘭杰原因的p值

圖4 TB對(duì)REER的影響幅度

綜上分析，由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，人民幣匯率與貿(mào)易差額之間的關(guān)系并不是穩(wěn)定的。在金融危機(jī)期間以及人民幣匯率國(guó)際化進(jìn)程大力推動(dòng)期間，人民幣匯率升值幅度大，對(duì)貿(mào)易差額產(chǎn)生負(fù)向影響。雖然在2012年第四季度人民幣匯率對(duì)貿(mào)易差額的影響為正，但是幅度較小。這些證據(jù)表明人民幣匯率不是造成貿(mào)易順差的主要因素，只有當(dāng)外在經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化使得匯率發(fā)生較大幅度變動(dòng)時(shí)，人民幣匯率貶值才會(huì)減少貿(mào)易差額。隨著人民幣市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，貿(mào)易差額對(duì)人民幣匯率產(chǎn)生了正向的影響，表明人民幣匯率越來(lái)越靈活。

四、結(jié)論

本文利用拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)研究了人民幣匯率與貿(mào)易差額之間的因果關(guān)系。全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)表明人民幣匯率與貿(mào)易差額之間沒(méi)有因果關(guān)系，但是模型參數(shù)的不穩(wěn)定性導(dǎo)致全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果有偏誤，因此適合利用拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)研究?jī)蓚€(gè)變量之間的因果關(guān)系。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)匯率在短期內(nèi)具有大幅度的變動(dòng)時(shí)，匯率會(huì)對(duì)貿(mào)易差額產(chǎn)生負(fù)向影響；隨著人民幣匯率市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，貿(mào)易差額對(duì)人民幣匯率產(chǎn)生正向影響。這表明人民幣匯率不是影響貿(mào)易差額的主要原因；人民幣匯率正變得越來(lái)越靈活，指責(zé)中國(guó)操縱匯率的論點(diǎn)不成立。當(dāng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化使得匯率迅速變動(dòng)時(shí)，應(yīng)當(dāng)警惕其對(duì)貿(mào)易差額的影響，配合其他措施調(diào)節(jié)貿(mào)易差額。