人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支影響的實(shí)證研究

蘇州大學(xué)本科生畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）

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中文摘要

中文摘要

人民幣自從2015年被納入到國(guó)際貨幣基金組織（IMF）特別提款權(quán)的一籃子貨幣以后，在國(guó)際上的影響越來越大。而自改革開放以來，進(jìn)出口貿(mào)易在我國(guó)經(jīng)濟(jì)中一直占據(jù)著重要的地位。匯率作為連接兩種貨幣價(jià)值的橋梁，其對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的影響是顯而易見的。因此研究人民幣匯率波動(dòng)如何影響我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易，促進(jìn)我國(guó)的國(guó)際貿(mào)易健康發(fā)展，是非常有必要的。

據(jù)相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)：匯率主要是通過兩種途徑對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生影響，一種是通過匯率水平的波動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生影響，還有一種通過匯率波動(dòng)產(chǎn)生的匯率風(fēng)險(xiǎn)來影響國(guó)際貿(mào)易。本文主要研究的是匯率水平波動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響。

本文基于2006年—2017年的季度數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建出口總額、進(jìn)口總額關(guān)于匯率水平以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的VAR模型。通過協(xié)整檢驗(yàn)以及方差分解等手段，研究匯率水平以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)進(jìn)出口總額的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在樣本期內(nèi)，進(jìn)出口VAR模型內(nèi)部均存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系?？傮w上看，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響較小，而進(jìn)出口貿(mào)易額的波動(dòng)對(duì)其自身當(dāng)期貿(mào)易額的貢獻(xiàn)度最高。結(jié)合研究，本文認(rèn)為我國(guó)應(yīng)該繼續(xù)深化匯率制度改革，健全我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，使得我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展更加健康。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；國(guó)際貿(mào)易；VAR模型

ABSTRACT

AftertheyuanjoinedtheInternationalMonetaryFund（IMF）asabasketofcurrenciesintheSpecialDrawingRightsFundin2015,itsimpactontheinternationalcommunityhasgrowngreatly.Asoneofthetroikathatdriveseconomicgrowth,theimportandexporttradehasalwaysoccupiedanimportantpositionintheChineseeconomy.Exchangerateasabridgeconnectingthevaluesoftwocurrencies,itsimpactoninternationaltradeisobvious.Therefore,itisverynecessarytostudyhowthefluctuationofRMBexchangerateaffectsChina'sinternationaltradeandpromotesthehealthydevelopmentofChina'sinternationaltrade.

Thestudyfoundthattheexchangeratemainlyaffectsinternationaltradethroughtwoapproaches.Oneistheeffectoffluctuationsinexchangeratelevelsoninternationaltrade,andtheotherisduetouncertaintiesinexchangeratefluctuationsaffectinginternationaltrade.Thisarticlefocusesontheimpactofexchangeratefluctuationsoninternationaltrade.

Basedonthequarterlydatafrom2006to2017,thispaperbuildsaVARmodeloftotalimport,totalexport,exchangerate,andeconomicdevelopment.Throughcointegrationtest,impulseresponse,andvariancedecomposition,theexchangeratelevelandeconomicdevelopment,theimpactofthetotalvolumeofimportsandexportswasstudied.ThestudyfoundthattheimpactoffluctuationsintheexchangerateoftheRMBonChina'simportandexporttradeisweak,andthevolatilityinthevolumeofimportsandexportshasthehighestcontributiontothemodelinthecurrentperiod.Combinedwiththestudy,thisarticlebelievesthatChinashouldcontinuetodeepenthereformoftheexchangeratesystem,improveChina'sforeigntradestructure,andmakeChina'sforeigntradegrowmorehealthy.

Keywords:theRMBexchangerate；internationaltrade；VAR

前言

匯率是兩種貨幣之間的兌換比率，即以一種貨幣表示的另一種貨幣的價(jià)格。在國(guó)際貿(mào)易中通常要涉及到兩種貨幣，因此作為連接本國(guó)貨幣與外國(guó)貨幣之間價(jià)值橋梁的匯率，其變動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響是顯而易見的。改革開放后，我國(guó)打開了國(guó)門，對(duì)外貿(mào)易額逐年增長(zhǎng)，而在2001年中國(guó)加入世界貿(mào)易組織后，貿(mào)易增長(zhǎng)更為迅速。2013年，我國(guó)的進(jìn)出口總額首次位居世界第一，達(dá)到4.16萬億美元。而伴隨著“一帶一路”區(qū)域經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略的深入開展，我國(guó)的貿(mào)易總額必然還會(huì)大幅增加。進(jìn)出口貿(mào)易在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)中占據(jù)著舉足輕重的地位，伴隨著我國(guó)的崛起，研究人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響具有十分重要的意義。

理論上，匯率主要通過兩種途徑來影響國(guó)際貿(mào)易，一是通過匯率水平的變化影響國(guó)際貿(mào)易，根據(jù)彈性論，如果滿足馬歇爾-勒納條件，本幣貶值將有利于擴(kuò)大出口，抑制進(jìn)口。二是通過匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)來影響國(guó)際貿(mào)易，通常來說，匯率制度越靈活，匯率的波動(dòng)性也會(huì)更大，從而加大外匯市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)中性的進(jìn)出口商而言，會(huì)傾向于減少進(jìn)出口。由于篇幅有限，本文將著重研究匯率水平的變化對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的影響。

本文將以我國(guó)進(jìn)出口額和人民幣實(shí)際有效匯率為主要研究對(duì)象，通過構(gòu)建包括人民幣匯率、我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的協(xié)整向量自回歸模型，來分析人民幣匯率水平波動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)際收支的影響并根據(jù)實(shí)證結(jié)果提出相應(yīng)的建議。

本文的結(jié)構(gòu)如下：第一部分是對(duì)于國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行回顧。第二部分是對(duì)相關(guān)理論進(jìn)行回顧分析，第三部分是對(duì)研究的模型、選取的樣本以及選擇的變量進(jìn)行簡(jiǎn)單的描述。第四部分是對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率、我國(guó)經(jīng)濟(jì)情況以及進(jìn)出口額所構(gòu)建VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析。第五部分是基于實(shí)證結(jié)果提出相應(yīng)的建議。

人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支影響的相關(guān)文獻(xiàn)綜述

國(guó)外文獻(xiàn)

從國(guó)外的研究經(jīng)驗(yàn)來看，學(xué)者們根據(jù)相關(guān)的理論構(gòu)建了大量研究匯率波動(dòng)對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易影響的模型。但是由于數(shù)據(jù)選取頻率以及模型設(shè)定差異等原因，并沒有對(duì)匯率波動(dòng)對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的影響達(dá)成一致的意見。不同的研究表明匯率波動(dòng)可能會(huì)阻礙，促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易，也有可能對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響不顯著。

Qian和VarangisQianY,VarangisP.Doesexchangeratevolatilityhinderexportgrowth?[J].EmpiricalEconomics,1994,19(3):371-396.

（1994）基于ARCH-M模型，研究了匯率波動(dòng)是否會(huì)阻礙出口貿(mào)易，文章指出了早期研究匯率波動(dòng)對(duì)于出口和價(jià)格影響的文獻(xiàn)大多數(shù)忽略了時(shí)間序列變量的性質(zhì)，這可能會(huì)導(dǎo)致虛假回歸等問題。在匯率不確定、非完全競(jìng)爭(zhēng)的情況下，，如果貨物是以出口商所在地的貨幣計(jì)價(jià)，為了使得利潤(rùn)最大化，商品的價(jià)格將會(huì)比匯率確定時(shí)要低，從而增加出口量。如果出口商品以進(jìn)口商所在國(guó)的貨幣計(jì)價(jià)，同樣出于利潤(rùn)最大化的目的，出口商品的價(jià)格會(huì)比匯率確定的時(shí)候要高，出口量將會(huì)隨之減少。這表明了以其他而非以出口商所在國(guó)貨幣計(jì)價(jià)的出口商品的價(jià)格將會(huì)受到匯率波動(dòng)的負(fù)面影響，并且計(jì)價(jià)貨幣可以解釋之前分析匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易影響研究中發(fā)現(xiàn)的非一致性結(jié)果。

EthierEthierW.InternationalTradeandtheForwardExchangeMarket[J].AmericanEconomicReview,1973,63(3):494-503.

（1973）基于一個(gè)風(fēng)險(xiǎn)厭惡型公司的貿(mào)易決策模型推導(dǎo)出了處于供給和需求均衡狀態(tài)下的貿(mào)易行為方程。認(rèn)為在即期利潤(rùn)和預(yù)期利潤(rùn)給定的前提下，匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)越大，公司的收益風(fēng)險(xiǎn)也越大。因此，匯率波動(dòng)加劇所帶來的匯率風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)給國(guó)際貿(mào)易帶來負(fù)面的影響。

國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)

大約從20世紀(jì)90年代開始，我國(guó)開始出現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證研究。一些學(xué)者認(rèn)為我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易會(huì)受到人民幣匯率水平波動(dòng)的負(fù)面影響。也有一些學(xué)者認(rèn)為人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響很弱甚至可以忽略不計(jì)。

盧向前和戴國(guó)強(qiáng)盧向前,戴國(guó)強(qiáng).人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的影響:1994—2003[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005(5):31-39.

（2005）根據(jù)1994年至2003年人民幣對(duì)世界主要貨幣的加權(quán)匯率、CPI指數(shù)、GDP以及進(jìn)口總額、出口總額，利用不完全替代模型以及VAR模型，對(duì)其之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究。文章認(rèn)為，人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易之間存在協(xié)整關(guān)系，我國(guó)進(jìn)出口人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)顯著影響我國(guó)的進(jìn)出口水平，且人民幣匯率的波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易存在J曲線效應(yīng)。

楊凱文楊凱文,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):20-25.

（2014）基于2005年8月到2013年12月的月度數(shù)據(jù)，分別對(duì)人民幣兌SDR匯率、我國(guó)經(jīng)濟(jì)情況、進(jìn)出口產(chǎn)品的價(jià)格水平和我國(guó)國(guó)際貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整向量自回歸分析。結(jié)果顯示，人民幣兌SDR匯率變化對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易存在反向影響，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易存在正向影響，但是從影響作用的效果上來看均是偏弱的。

韓琳琳韓琳琳.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際收支的影響研究[D].哈爾濱商業(yè)大學(xué),2017.

（2017）基于2008年1月到2016年3月的月度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建關(guān)于進(jìn)、出口總額、人民幣有效匯率指數(shù)以及我國(guó)GDP水平的VAR模型，得出決定我國(guó)進(jìn)出口總額大小的并不是匯率而是我國(guó)的GDP水平。而匯率對(duì)于我國(guó)進(jìn)出口總額影響不是很大的原因，作者認(rèn)為與我國(guó)金融仍然不是很發(fā)達(dá)，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)不健全有關(guān)。

匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支影響的理論分析

相關(guān)學(xué)說分析

大衛(wèi)?休謨喬桂明.國(guó)際金融學(xué)第二版[M].中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2010：55-56.

的物價(jià)-現(xiàn)金流動(dòng)機(jī)制學(xué)說是最早開始研究國(guó)際收支的理論，該學(xué)說認(rèn)為在實(shí)行金本位制的條件下，國(guó)際收支的差額可以通過匯率變動(dòng)自動(dòng)地進(jìn)行調(diào)節(jié)。當(dāng)一國(guó)發(fā)生貿(mào)易逆差時(shí)，對(duì)于外匯的需求將上升，外匯的匯率因此將會(huì)上升，而當(dāng)匯率升至黃金輸送點(diǎn)的時(shí)候，就會(huì)導(dǎo)致黃金流動(dòng)，從而使得本國(guó)貨幣數(shù)量下降，本國(guó)物價(jià)收入水平將會(huì)下跌，從而使得出口增加、進(jìn)口減少，貿(mào)易逆差將會(huì)減少。

彈性論喬桂明.國(guó)際金融學(xué)第二版[M].中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2010：103-105.

回答了在什么度內(nèi)、什么條件下進(jìn)行本幣貶值會(huì)改善一國(guó)的貿(mào)易情況，該學(xué)說把匯率水平的調(diào)整作為調(diào)節(jié)國(guó)際收支不平衡的基本手段，認(rèn)為當(dāng)滿足馬歇爾-勒納條件時(shí)，我們可以通過貨幣貶值來改善一國(guó)的貿(mào)易條件。

J曲線效應(yīng)喬桂明.國(guó)際金融學(xué)第二版[M].中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2010：105.

指出了彈性論對(duì)貶值效應(yīng)分析的不全面，該學(xué)說認(rèn)為在國(guó)際貿(mào)易中需求變化對(duì)于價(jià)格變動(dòng)的反應(yīng)存在滯后效應(yīng)，貶值引起貿(mào)易收支變化的過程應(yīng)該是先惡化，再改善。

匯率波動(dòng)影響國(guó)際貿(mào)易的途徑分析

匯率主要通過兩種途徑對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生影響，一是匯率水平的變化，二是匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，本文研究的是匯率水平變化對(duì)于貿(mào)易收支的影響。本幣貶值，將會(huì)使得以本國(guó)貨幣計(jì)價(jià)的進(jìn)口商品的價(jià)格上升，對(duì)于一般的進(jìn)口商品非低需求價(jià)格彈性

而言，將通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)的作用，使得進(jìn)口減少。同時(shí)，會(huì)使得以外國(guó)貨幣計(jì)價(jià)的出口商品的價(jià)格下降，對(duì)于一般出口商品而言，同樣通過收入和替代效應(yīng)，會(huì)增加其出口。根據(jù)彈性論，若進(jìn)口商品和出口商品的價(jià)格需求彈性大于1，本幣貶值將會(huì)改善貿(mào)易條件，而依據(jù)J曲線效應(yīng)，匯率通過價(jià)格彈性渠道將自身變化傳導(dǎo)到國(guó)際貿(mào)易時(shí)存在時(shí)滯效應(yīng)，貨幣貶值初期，貿(mào)易逆差不降反升，貿(mào)易條件將會(huì)在貿(mào)易逆差升到最高點(diǎn)后逐漸得到改善。

研究設(shè)計(jì)

模型的簡(jiǎn)介

在閱讀和研究了國(guó)內(nèi)外研究匯率波動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響的相關(guān)文獻(xiàn)后，本文決定采用向量自回歸（VectorAutoregression,VAR）模型。聯(lián)立方程組模型需要經(jīng)濟(jì)理論的支撐且存在內(nèi)生、外生變量劃分較為復(fù)雜，為使得模型可識(shí)別，常常將解釋能力很弱的工具變量加入到模型中去以及非平穩(wěn)變量因違反假設(shè)而產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象等問題。采用VAR模型，可以避免所有使用聯(lián)立方程組模型出現(xiàn)的問題，不需要嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)理論作為支撐，也不需要考慮任何事先約束條件，只要確定哪些變量可以進(jìn)入模型，以及確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)即可，模型的設(shè)定更加的靈活。而通過對(duì)設(shè)定的VAR模型進(jìn)行格蘭杰因果性檢驗(yàn)，我們可以研究是否可以通過一個(gè)變量的變化對(duì)另外一個(gè)變量進(jìn)行預(yù)測(cè)，通過脈沖響應(yīng)和方差分解，我們可以研究一個(gè)變量受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后對(duì)其他變量的影響以及貢獻(xiàn)度。

數(shù)據(jù)與變量

1、數(shù)據(jù)的選取

本文選取季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源是同花順數(shù)據(jù)庫(kù)，時(shí)間跨度是2006年到2017年，由于本文涉及的數(shù)據(jù)均為宏觀數(shù)據(jù)。因此會(huì)受到核算周期的影響，需要進(jìn)行進(jìn)一步的數(shù)據(jù)處理。本文采用人民幣實(shí)際有效匯率，實(shí)際有效匯率相較于名義有效匯率，其考慮了主要貿(mào)易國(guó)家的貨幣變動(dòng)，剔除了通貨膨脹的因素，能更準(zhǔn)確的反映了一國(guó)貨幣的對(duì)外價(jià)值，并且實(shí)際有效匯率的變動(dòng)是影響經(jīng)濟(jì)變量的主要原因。實(shí)際有效匯率指數(shù)上升代表本幣升值，下降代表本幣貶值。人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)以2010年為基期，將其調(diào)整為季度數(shù)據(jù)運(yùn)用同花順軟件對(duì)其進(jìn)行調(diào)整

。所有的數(shù)據(jù)均經(jīng)過季節(jié)調(diào)整我們使用Eviews8.0的X12對(duì)數(shù)據(jù)做季節(jié)調(diào)整

后取其對(duì)數(shù)，取對(duì)數(shù)可以減少異方差，將非線性結(jié)構(gòu)的變量轉(zhuǎn)化為近似或者顯著的線性關(guān)系。

2、變量的選擇

在閱讀和研究過往的文獻(xiàn)和相關(guān)理論后，本文選取人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）、國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）作為解釋變量，研究他們對(duì)于進(jìn)口總額（M）和出口總額（X）的影響。

本文研究的是人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)于貿(mào)易收支的影響,貿(mào)易收支包括進(jìn)口總額和出口總額，因此選取進(jìn)口總額（M）和出口總額（X）作為本文的被解釋變量。

實(shí)證結(jié)果分析

平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列如果是非平穩(wěn)的，那么在進(jìn)行模型分析的時(shí)候就會(huì)出現(xiàn)虛假回歸的現(xiàn)象，使得實(shí)證分析結(jié)果的準(zhǔn)確性下降。因此在研究之前，我們需要對(duì)于各個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，看其是水平平穩(wěn)還是一階差分后或二階差分后平穩(wěn)，確保被研究的數(shù)據(jù)是同階單整，這樣才能進(jìn)行接下來模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定以及協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。

本文將所有變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，并在取其對(duì)數(shù)對(duì)數(shù)后，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

表4-1ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

指標(biāo)名

檢驗(yàn)條件

ADF統(tǒng)計(jì)值

P-Value

檢驗(yàn)結(jié)果

LNX

(C,T,0)

-4.4440

0.0048

平穩(wěn)

LNM

(C,T,0)

-4.9830

0.0010

平穩(wěn)

LNREER

(C,T,0)

-4.2902

0.0073

平穩(wěn)

LNGDP

(C,T,0)

-3.5576

0.0450

平穩(wěn)

注：（C,T,0）代表滯后0階有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的檢驗(yàn)條件；上述檢驗(yàn)結(jié)果是在95%置信水平內(nèi)進(jìn)行一階差分的結(jié)果；ADF統(tǒng)計(jì)結(jié)果的選擇基于AIC指標(biāo)。

檢驗(yàn)結(jié)果如表4-1所示，所有的時(shí)間序列均同階單整，在一階差分后平穩(wěn)，因此時(shí)間序列是平穩(wěn)的，接下來的檢驗(yàn)可以使用上述數(shù)據(jù)。

最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

經(jīng)過單位根檢驗(yàn)后，接下來我們需要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，使得VAR模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)服從向量白噪音。較長(zhǎng)的滯后階數(shù)能更好的反映模型變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。如果滯后階數(shù)過小，會(huì)出現(xiàn)殘差自相關(guān)，模型的參數(shù)估計(jì)非一致等問題。但是滯后期是以模型的自由度為代價(jià)的，滯后階數(shù)過大，待估計(jì)的參數(shù)多，會(huì)使得參數(shù)估計(jì)的有效性受到影響。因此我們需要在滯后階數(shù)和自由度上取得最佳的平衡。在實(shí)證中，通常綜合AIC指標(biāo)、SC指標(biāo)來確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)，通過增加滯后階數(shù)使得AIC和SC值同時(shí)達(dá)到最小，如果AIC和SC最小值對(duì)應(yīng)不同的滯后階數(shù)時(shí)，我們通過對(duì)數(shù)似然比（LR）來確定模型的滯后階數(shù)。

表4-2出口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)

模型滯后階數(shù)

LR

AIC

SC

0

NA

-4.562648

-4.440998

1

454.7014

-15.52109

-15.03450※

2

18.15967※

-15.60280※

-14.75126

3

5.221066

-15.34727

-14.13078

4

9.222669

-15.23569

-13.65425

注：※代表95%置信水平下Eviews在不同準(zhǔn)則下所給出的最優(yōu)滯后階數(shù)

根據(jù)上述表4-2出口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的結(jié)果，對(duì)數(shù)似然比（LR）、AIC指標(biāo)推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后二階，SC指標(biāo)推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后一階，AIC和SC指標(biāo)顯示的最優(yōu)滯后階數(shù)不一致，因此，本文根據(jù)LR指標(biāo)，選擇出口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

表4-3進(jìn)口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)

滯后階數(shù)

LR

AIC

SC

0

NA

-3.922081

-3.800431

1

442.4370

-14.57391

-14.08732※

2

18.95848※

-14.67721※

-13.82567

3

7.167125

-14.47892

-13.26243

4

2.744064

-14.15835

-12.57691

注：※代表在95%置信水平下Eviews在不同準(zhǔn)則下所給出的最優(yōu)滯后階數(shù)

根據(jù)表4-3進(jìn)口VAR模型滯后階數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)數(shù)似然比（LR）、AIC指標(biāo)推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)是2，SC指標(biāo)推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。因此本文選擇進(jìn)口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

協(xié)整性檢驗(yàn)

上述單位根檢驗(yàn)顯示本文的時(shí)間序列數(shù)據(jù)均在一階差分后平穩(wěn)，因此我們可以檢驗(yàn)各個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文選擇序列沒有確定的線性趨勢(shì)，協(xié)整方程有截距項(xiàng)的模型形式來檢驗(yàn)VAR模型變量間的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如下：

表4-4出口VAR模型協(xié)整性檢驗(yàn)

跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè)

備擇假設(shè)

統(tǒng)計(jì)量

P-Value

r=0*

r=1

44.32007

0.0040

r≤1

r=2

18.59093

0.0834

r≤2

r=3

4.671310

0.3213

最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè)

備擇假設(shè)

統(tǒng)計(jì)量

P-Value

r=0*

r=1

25.72914

0.0159

r≤1

r=2

13.91962

0.0995

r≤2

r=3

4.671310

0.3213

注：檢驗(yàn)在95%的置信水平下進(jìn)行

根據(jù)表4-4，基于跡和最大特征值統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量?jī)?nèi)部存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系的P值小于0.05，即在出口VAR模型中存在一個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。正規(guī)化后的協(xié)整方程如下：

LNX=-7.3684LNREER+0.5061LNGDP+40.316（4.1）

從上述協(xié)整方程，我們可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)上升，人民幣升值，出口貿(mào)易額下降。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)出口貿(mào)易額的增長(zhǎng)。

表4-5進(jìn)口VAR模型協(xié)整性檢驗(yàn)

跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè)

備擇假設(shè)

統(tǒng)計(jì)量

P-Value

r=0*

r=1

42.25128

0.0074

r≤1

r=2

16.82778

0.1391

r≤2

r=3

3.202875

0.5434

最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè)

備擇假設(shè)

統(tǒng)計(jì)量

P-Value

r=0*

r=1

25.42350

0.0177

r≤1

r=2

13.62491

0.1099

r≤2

r=3

3.202875

0.5434

注：檢驗(yàn)在95%的置信水平下進(jìn)行

從進(jìn)口VAR模型協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，基于跡和最大特征值統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，進(jìn)口VAR模型內(nèi)部存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系的P值小于0.05，即在進(jìn)口VAR模型中，進(jìn)口總額、GDP以及人民幣實(shí)際有效匯率之間存在一個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。且正規(guī)化后的協(xié)整方程如下：

LNM=-2.4449LNREER+0.1603LNGDP+19.5819（4.2）

從上述協(xié)整方程可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)帶動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易額的增長(zhǎng)，但是匯率變化與進(jìn)口貿(mào)易額呈反向關(guān)系，即人民幣升值，進(jìn)口貿(mào)易額反而減少。

誤差修正模型

前文對(duì)VAR模型內(nèi)部的各個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，進(jìn)口VAR模型和出口VAR模型內(nèi)部均有一個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系?，F(xiàn)在分別對(duì)出口、進(jìn)口VAR模型構(gòu)建向量誤差修正（VectorErrorCorrection）模型，建立各變量之間的短期均衡關(guān)系。將長(zhǎng)期均衡關(guān)系中的殘差項(xiàng)作為解釋變量引入到短期動(dòng)態(tài)模型中，來研究短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡的程度，以提高模型的精度。結(jié)果如下：

出口誤差修正模型：

LNXt=0.0068VECt-1-0.0460LNXt-1+1.8273LNGDPt-1-1.1671LNREERt-1+δt（4.3）

進(jìn)口誤差修正模型：

LNMt=-0.0040VECt-1-0.1004LNMt-1-1.8217LNREERt-1+1.0381LNGDPt-1+δt（4.4）

從上述得到的結(jié)果來看，當(dāng)進(jìn)口、出口模型受到短期沖擊偏離均衡狀態(tài)后，均會(huì)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)回調(diào)，但是由于誤差修正模型的系數(shù)過小，因此調(diào)整力度小，回調(diào)速度偏慢，存在一定的滯后效果。

格蘭杰因果檢驗(yàn)

在上文進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)中，我們發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口VAR模型內(nèi)部均存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，為了進(jìn)一步研究各個(gè)變量之間的關(guān)系，本文采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來分析某個(gè)變量是否為其他變量的格蘭杰原因。如果變量A是變量B的格蘭杰原因，那么A的變化必然會(huì)引起B(yǎng)的變化，因此可以使用A來對(duì)B進(jìn)行預(yù)測(cè)。通過格蘭杰因果檢驗(yàn)，可以確定是否可以通過某個(gè)變量的變化來預(yù)測(cè)另一個(gè)變量的變化。格蘭杰因果檢驗(yàn)的零假設(shè)是變量A不是變量B的格蘭杰原因，在95%的置信水平下，如果P值小于0.05，則拒絕原假設(shè)，即變量A是變量B的格蘭杰原因。

表4-6出口VAR模型變量間的格蘭杰因果檢驗(yàn)

原假設(shè)

F統(tǒng)計(jì)值

P值

結(jié)論

LNGDP不是LNX的格蘭杰原因

8.28592

0.0010

拒絕原假設(shè)

LNX不是LNGDP的格蘭杰原因

6.93299

0.0025

拒絕原假設(shè)

LNREER不是LNX的格蘭杰原因

9.50576

0.0004

拒絕原假設(shè)

LNX不是LNREER的格蘭杰原因

10.4321

0.0002

拒絕原假設(shè)

LNREER不是LNGDP的格蘭杰原因

4.82087

0.0132

拒絕原假設(shè)

LNGDP不是LNREER的格蘭杰原因

4.48536

0.0173

拒絕原假設(shè)

注：結(jié)論是在95%置信水平下的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)論

從出口VAR模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果來看，三個(gè)變量之間互為格蘭杰原因，因此我們可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)情況、匯率情況對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易情況進(jìn)行預(yù)測(cè)，也可以通過出口情況對(duì)經(jīng)濟(jì)情況和匯率情況進(jìn)行預(yù)期，而經(jīng)濟(jì)情況和匯率情況之間也可以進(jìn)行相互的預(yù)測(cè)。這也說明，我國(guó)匯率水平和經(jīng)濟(jì)情況對(duì)于出口貿(mào)易是有一定影響的，本幣貶值以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，均會(huì)提升我國(guó)的出口貿(mào)易水平。

表4-7進(jìn)口VAR模型變量間的格蘭杰因果檢驗(yàn)

原假設(shè)

F統(tǒng)計(jì)值

P值

結(jié)論

LNGDP不是LNM的格蘭杰原因

2.32958

0.1101

接受零假設(shè)

LNM不是LMGDP的格蘭杰原因

3.06567

0.0574

接受零假設(shè)

LNREER不是LNM的格蘭杰原因

6.96763

0.0025

拒絕零假設(shè)

LNM不是LNREER的格蘭杰原因

5.92096

0.0055

拒絕零假設(shè)

LNREER不是LNGDP的格蘭杰原因

4.82087

0.0132

拒絕零假設(shè)

LNGDP不是LNREER的格蘭杰原因

4.48536

0.0173

拒絕零假設(shè)

注：結(jié)論是在95%置信水平下的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)論

根據(jù)進(jìn)口VAR模型格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)了在95%的置信水平下，LNREER和LNM互為格蘭杰原因，但是LNGDP和LNM互不為格蘭杰原因。即我們可以通過匯率情況來對(duì)我國(guó)的進(jìn)口情況進(jìn)行預(yù)測(cè)，但是無法通過經(jīng)濟(jì)情況來對(duì)進(jìn)口情況進(jìn)行預(yù)測(cè)，這也說明了在樣本期內(nèi)經(jīng)濟(jì)情況與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系不是很緊密。

脈沖響應(yīng)與方差分解

我們通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來對(duì)變量沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)進(jìn)行研究。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示了在對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響，顯示了任一擾動(dòng)項(xiàng)通過模型沖擊其他所有變量的鏈?zhǔn)椒磻?yīng)過程。方差分解進(jìn)一步分析了各個(gè)變量對(duì)于某變量各期預(yù)測(cè)值的標(biāo)準(zhǔn)差的貢獻(xiàn)度。本文主要研究的是人民幣實(shí)際有效匯率以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，因此，對(duì)于進(jìn)出口VAR模型，將著重分析各個(gè)變量對(duì)于進(jìn)口、出口變量的沖擊效果和貢獻(xiàn)程度，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)，我們可以看出1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的匯率變化、經(jīng)濟(jì)情況的變化以及進(jìn)出口貿(mào)易額自身所帶來的沖擊對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易變化產(chǎn)生的影響。在脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中，橫軸代表滯后期數(shù)，縱軸代表變量對(duì)于沖擊的響應(yīng)程度，而在方差分解圖中，橫軸代表滯后期數(shù)，縱軸代表各變量對(duì)于沖擊的貢獻(xiàn)度。

圖4-1出口VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

LNX對(duì)LNX脈沖響應(yīng)圖

LNX對(duì)LNGDP脈沖響應(yīng)圖

LNX對(duì)LNREER脈沖響應(yīng)圖

圖4-2出口VAR模型方差分解結(jié)果

LNX對(duì)LNX變化的貢獻(xiàn)度

LNX對(duì)LNGDP變化的貢獻(xiàn)度

LNX對(duì)LNREER變化的貢獻(xiàn)度

根據(jù)圖4-1出口VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果，當(dāng)匯率受到1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，會(huì)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)向作用，在第九期后，開始出現(xiàn)正向的微弱影響，隨后趨于平穩(wěn)。從作用的效果來看，匯率對(duì)于出口貿(mào)易額的影響作用很弱，一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的匯率變動(dòng)，最多只能帶來約0.04個(gè)單位的反向影響。從圖4-2出口VAR模型方差分解的結(jié)果來看，匯率對(duì)于出口貿(mào)易變化額的貢獻(xiàn)度約為30%，且存在一定的滯后效果，大約在第5期后趨于平穩(wěn)。因此，根據(jù)結(jié)果，人民幣匯率變化會(huì)在較小程度上對(duì)于我國(guó)的出口貿(mào)易造成影響。出口貿(mào)易的變化大部分則是由于自身的波動(dòng)引起的，對(duì)于自身的貢獻(xiàn)度較高，在第6期后穩(wěn)定在50%左右。最后，一單位標(biāo)準(zhǔn)差的GDP變動(dòng)會(huì)帶來0.04個(gè)單位的出口貿(mào)易額的正向變化，它對(duì)于出口貿(mào)易額的貢獻(xiàn)在第7期后穩(wěn)定在17%左右。綜上，出口貿(mào)易變化主要受自身變動(dòng)的影響，匯率及GDP對(duì)于我國(guó)的出口貿(mào)易影響很弱。

圖4-3進(jìn)口VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

LNM對(duì)LNM脈沖響應(yīng)圖

LNM對(duì)LNGDP脈沖響應(yīng)圖

LNM對(duì)LNREER脈沖響應(yīng)圖

圖4-4進(jìn)口VAR模型方差分解結(jié)果

LNM對(duì)LNM變化的貢獻(xiàn)度

LNGDP對(duì)LNM變化的貢獻(xiàn)度

LNREER對(duì)LNM變化的貢獻(xiàn)度

根據(jù)圖4-3進(jìn)口VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)匯率受到一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，進(jìn)口貿(mào)易會(huì)受到負(fù)面的影響，并在第10期轉(zhuǎn)向正向影響，然后逐漸趨于平穩(wěn)。而從圖4-4方差分解結(jié)果來看，匯率變化對(duì)于進(jìn)口的影響貢獻(xiàn)度最高為20%，且存在一定的滯后效果，大約在第5期后趨于穩(wěn)定。而GDP對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易影響的貢獻(xiàn)度大約在7%，影響較小。綜上，進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易類似，其變化絕大部分是由自身震蕩引起的，并且其對(duì)自身的貢獻(xiàn)度在第10期后趨于穩(wěn)定，大約在73%，匯率以及GDP對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響很小。

小結(jié)與政策

本文小結(jié)與原因分析

在上文中，我們選取2006年—2017年的季度數(shù)據(jù)，在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后，分別對(duì)進(jìn)出口額構(gòu)建VAR模型，并對(duì)其進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正、脈沖響應(yīng)以及方差分解。通過這些檢驗(yàn)，我們得到了模型內(nèi)部各個(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系，所得結(jié)果顯示如下：

在樣本期內(nèi)，人民幣匯率與進(jìn)出口貿(mào)易存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，人民幣升值，出口總額減少，進(jìn)口總額也減少，這與既有的經(jīng)濟(jì)理論不相符合，并且人民幣匯率對(duì)于進(jìn)出口總額的影響總體偏弱，造成這些問題的原因可能是：我國(guó)的匯率制度對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的傳遞機(jī)制尚不完全，匯率制度改革還不夠徹底，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)仍然不夠健全。

在樣本期內(nèi)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與進(jìn)出口貿(mào)易具有相互促進(jìn)的作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)出口貿(mào)易的總額也分別增長(zhǎng)。GDP與出口總額互為格蘭杰原因，可以通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來預(yù)測(cè)出口情況?？梢酝ㄟ^發(fā)展經(jīng)濟(jì)來促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

在樣本期內(nèi)，根據(jù)方差分解得到的結(jié)果，進(jìn)出口貿(mào)易額自身的波動(dòng)在模型中貢獻(xiàn)度最高，波動(dòng)對(duì)其自身的短期影響較為明顯，但是從長(zhǎng)期來看，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的長(zhǎng)期趨勢(shì)是穩(wěn)定的，短期的動(dòng)態(tài)調(diào)整不會(huì)干擾進(jìn)出口貿(mào)易的長(zhǎng)期發(fā)展趨勢(shì)。進(jìn)出口貿(mào)易額的波動(dòng)在一定程度上也反映了進(jìn)出口貿(mào)易的不確定性，代表著一定程度的貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)。為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)出口商會(huì)傾向于減少進(jìn)出口貿(mào)易，這可能會(huì)使得進(jìn)出口貿(mào)易額出現(xiàn)下滑。

建議

繼續(xù)深化匯率制度改革

2005年7月的匯率制度改革后，人民幣匯率實(shí)際上實(shí)行的是“軟釘住”的匯率制度，與完全意義上的“浮動(dòng)匯率制度”存在差距。因此在樣本期內(nèi)，人民幣匯率對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響偏弱。因此我們需要繼續(xù)深化匯率制度改革，健全匯率對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的傳導(dǎo)機(jī)制。

健全我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)

在改革開放以后，我國(guó)憑借著廉價(jià)的資源優(yōu)勢(shì)迅速在國(guó)際上打開市場(chǎng)，但是這種以消耗資源為代價(jià)所帶來的對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展是不可持續(xù)的。而由于某些核心技術(shù)的缺乏，我國(guó)對(duì)于國(guó)外例如芯片這樣的高科技產(chǎn)品的進(jìn)口存在著嚴(yán)重的依賴。在前不久，美國(guó)宣布對(duì)中國(guó)啟動(dòng)“301”調(diào)查，向數(shù)千億的產(chǎn)品加征關(guān)稅，其中不乏很多的高科技產(chǎn)品，一時(shí)間對(duì)于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)造成了很大的影響。而美國(guó)對(duì)于中興的芯片禁令更是讓我們對(duì)于我國(guó)高精尖技術(shù)的匱乏產(chǎn)生深刻的思考。因此我國(guó)要繼續(xù)改變粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，大力發(fā)展科技，積極進(jìn)行自主研發(fā)，健全我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

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