人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口的影響

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1、人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口的影響   [提要] 匯率是影響貿(mào)易條件的要素之一,在當(dāng)前人民幣升值背景下,研究人民幣匯率變化對我國進(jìn)、出口的影響顯得非常必要。本文依據(jù)2005年7月到2012年11月的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù),利用協(xié)整分析、格蘭杰檢驗(yàn)等方法,研究人民幣匯率變動對貿(mào)易條件的影響。 下載論文網(wǎng)   關(guān)鍵詞:協(xié)整分析;格蘭杰檢驗(yàn);有效匯率;進(jìn)口額;出口額   中圖分類號:F83 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A   原標(biāo)題:人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口影響的實(shí)證分析   收錄日期:2012年12月30日   一、引言   自2005年7月21日以來,人民幣升值

2、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~

3、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,

4、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。

5、  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  ?。ㄒ唬┠P驮O(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

6、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:   LNIM=c1+a1LNREER (1)   LNEX=c2+a2LNREER (2)   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;L

7、NREER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。  ?。ǘ┳兞康钠椒€(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)  ?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗(yàn)。對于兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)

8、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:   LNIM=-0.060096LNREER+24.00237

9、 ?。?.00388)(0.36334)   R2=0.734036 DW=1.990195   殘差的計(jì)算公式為:et1=0.060096LNREER+LNIM-24.00237   LNEX=-0.052040LNREER+23.41663  ?。?.00392)(0.36709)   R2=0.669694 DW=2.118033   殘差的計(jì)算公式為:et2=0.052040LNREER+LNEX-23.41663   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) A

10、DF單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表2。(表2)  ?。ㄋ模┗貧w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

11、)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%??梢?,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。  ?。ㄎ澹└裉m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)

12、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:  ?。ㄒ唬﹨R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

13、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。  ?。ㄈ﹨R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

14、)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。   主要參考文獻(xiàn):   [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.

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