人民币汇率波动对中国出口贸易的影_省略_的实证研究_20.pdf

《人民币汇率波动对中国出口贸易的影_省略_的实证研究_20.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《人民币汇率波动对中国出口贸易的影_省略_的实证研究_20.pdf（5页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、 45 人民币汇率波动对中国出口贸易的影响基于中美时间序列数据的实证研究（2002 2009）金瑞庭（西南大学 经济管理学院，重庆 400715）摘 要本文采用 2002-2009 年季度时间序列数据，运用协整分析和格兰杰因果关系检验，动态研究了人民币汇率波动对中国向主要贸易伙伴美国出口的影响。实证结果表明：在本文所研究的时间段内，汇率波动对中国出口贸易的影响远不及美国季度国内生产对中国出口贸易的影响显著。据此可以判断，当前人民币汇率波动对中国出口贸易影响有限。鉴于此，笔者提出了三项政策建议，期望引起相关决策部门重视。关键词人民币汇率；出口贸易；政策建议中图分类号F752；F832文献标识码A

2、文章编号1674-3288（2009）04-0045-05收稿日期2009-06-20作者简介金瑞庭（1985-），男，浙江兰溪人，西南大学经济管理学院政治经济学硕士研究生，研究方向：经济发展与经济开放。一、问题的提出自 2005 年 7 月人民币汇率形成机制改革以来，人民币汇率弹性不断增强。截至 2008 年 12 月 31 日，人民币对美元中间价升值 6.9%，其中，上半年升值 6.4%，而下半年由于金融危机对全球金融市场的影响不断显现，虽然人民币对美元中间价升值速度放缓，但也升值了 0.36%。与此同时，2008 年中国国际收支仍然呈现出“双顺差”的格局。其中，经常项目顺差 4261 亿

3、美元，资本和金融项目顺差 190 亿美元。众所周知，国际收支持续的“双顺差”会引起外币贬值和人民币不断升值的预期，进而使得中国出口贸易面临着严峻的考验。而汇率作为调节一国国际收支的重要手段之一，其高低直接影响着一国商品在国际市场上的成本和价格，并最终影响该国商品的国际竞争力。一般来说，本币汇率上升（下降），即本币对外的币值上升（下降），则会造成进口增加（减少），出口减少（增加）。在当前世界性的经济金融危机尚未见底的大背景下，我们研究前期人民币汇率波动对中国出口贸易变动的影响，无论对于加强微观经济主体汇率风险的防范，还是保持当前形势下宏观经济的稳定都具有重要的现实意义和指导意义。二、文献综述近几

4、十年来，国内外专家、学者对汇率波动与出口贸易变动的关系进行了大量的实证研究。传统理论关于汇率与出口贸易关系研究主要集中在马歇尔-勒纳条件（Marshall-Lerner Condition）和 J 曲线效应（J CurveEffect）两种经验分析的结论上。但是，由于变量设定、数据处理和模型选定的不同，再加上各国经济环境的差异，并没有对汇率波动与出口贸易变动的关系达成统一的结论。本文中的人民币汇率是指人民币对美元汇率。数据来自国家外汇管理局 2008 年中国国际收支报告。这里的前期是指本文选取的时间段：2002-2009 年各个季度。查阅文献，最早对汇率波动和出口贸易进行系统性研究的是英国的葛

5、逊（G.L.Goschen），早在 1861 年，他就较为系统地阐述了汇率与出口的关系，他的理论后来被称为“国际借贷说”（Theory of International Indebtedness）。第 2 5 卷第 4 期2 0 0 9 年 7 月Vol.25,No.4Jul.2009JOURNAL OF JILIN BUSINESS AND TECHNOLOGY COLLEGE吉 林 工 商 学 院 学 报 46 从国外的研究现状来看，Miles（1979）利用 1956 1972 年间 14 个经济体的贸易数据进行实证研究，发现汇率贬值不能改善贸易收支。14 600-620Krugman（

6、1989）利用 1985 1987 年间美国的贸易数据，发现了汇率的不稳定性，并提出美元汇率贬值并不能改善贸易收支。13BahmaniOskooee（1992）对印度的研究也发现，卢比（Rupee）贬值不仅在短期，而且在长期都恶化了印度的贸易收支。257-63Wilson（2000）利用 1970 1996 年间韩国、美国和日本的贸易数据，发现实际汇率对双边贸易收支没有显著影响。101-11Eckaus（2004）利用 19852002 年间中美贸易之间的数据，发现人民币美元汇率对中国的出口并不存在显著地影响。9100-104然而，Ba-harumshah（2001）利用 1980 1996

7、年间马来西亚的贸易数据，却发现实际有效汇率和双边贸易收支之间存在长期稳定的均衡关系。12Marquez 等（2006）利用 1997 2004 年间中国的贸易数据，也发现汇率变化对一国的贸易收支影响显著。4 25-31从国内的研究现状来看，厉以宁（1991）利用 1970 1983 年间中国的贸易数据，分析发现人民币贬值不但不能改善贸易收支，反而会导致出口恶化。5谢建国等（2002）利用 1980 2000 年间中国的贸易数据，发现人民币汇率贬值对中国贸易收支的改善并没有明显影响。同时，他认为改善中国国际贸易收支最根本的手段短期靠国内需求，长期则取决于国内供给。827-34强永昌（2004）利

8、用 1990 2001 年间中国的贸易数据进行实证分析，发现对外贸易进出口与人民币汇率的相关性较弱。7 4-9巴曙松（2007）利用 2002 2006 年间中国的贸易收支情况，建立计量经济模型，发现仅凭借人民币升值并不能改变中国贸易双顺差的局面。156-62但是，戴祖祥（1997）利用 1981 1999 年间中国的贸易数据，却发现汇率贬值是有利于贸易收支改善的。3 55-62朱真丽等（2002）利用 1981 2000 年间中国与主要贸易伙伴的贸易收支情况，也得到了同样的结论，人民币贬值是能有效改善中国同主要贸易伙伴的贸易收支状况的。1126-31卢向前等（2005）对 1994 2003

9、 年人民币对世界主要货币的加权实际汇率波动与中国进出口之间的长期关系进行了实证检验。结果表明，人民币实际汇率波动对中国进出口有显著影响。631-39纵观以上中外学者的文献，我们发现，普遍存在着以下问题：（1）学者们所采用的数据较为陈旧，大多数是 2004 年以前的数据（即 2005 年汇改以前的数据）。而近几年，特别是由于金融危机的影响，中国的对外贸易政策已经发生了根本性的变化。因此，有必要重新研究人民币汇率波动与出口贸易之间的关系。（2）学者们在构建模型时，往往没有考虑汇率的滞后效应，故其结论的可信度值得怀疑。因此，有必要在模型构建时加入前期汇率，从而增加模型的可信性和稳健性。在本文中，我们

10、使用 2002 2009 年中国对美国出口贸易的季度时间序列数据来构建计量经济模型，并在模型中增加了汇率的滞后变量，动态分析了汇率波动和出口贸易变动的相互关系。我们发现，人民币汇率波动对中国出口贸易的影响不及美国季度国内生产对中国出口贸易的影响显著。这个研究结论有一定的政策含义。本文第三部分是关于变量选择、模型构建和数据来源的说明；第四部分是实证研究及结果分析；第五部分是作者给出的结论和政策建议。三、变量选择、模型构建及数据来源（一）变量选择根据微观经济学的一般理论，影响一国出口贸易的主要变量是出口商品的相对价格。本文中，出口商品的相对价格我们可以用人民币汇率（这里采用其滞后变量）来表示。另外

11、，笔者为了使回归模型获得更好地拟合优度，又引入了当期美国季度国内生产总值来辅助分析。（二）模型构建根据如上分析并参考现有文献研究成果，笔者构建以下回归估计方程：Et=0+1Rt-1+2GDPt+t（1）为了消除数据的异方差性，使时间序列数据趋于线性化，故方程（1）两端同时取自然对数，得 Et=0+1 Rt-1+2 GDPt+t（2）卢比（Ruppe)，印度货币单位，1 卢比=100 分。卢向前等（2005）研究表明，人民币汇率波动对进出口影响存在 J 曲线效应。本文中，人民币汇率采用直接标价法，即 100 元美元等于 E 元人民币。由于人们看到的是变量的名义值，故笔者直接采用货币值来进行分析。

12、47 这里，Et表示当期中国对美国季度出口贸易额，Rt-1表示前期人民币汇率季度平均值，GDPt表示当期美国季度国内生产总值。又0是待估系数，1和2分别是与因变量对应的变动系数，t表示随机误差项。从理论上讲，如果人民币汇率波动是出口贸易变动的约束因素的话，那么，从长远来看，人民币升值会使出口贸易减少。故如果模型符合经济理论分析的话，1值应该大于零。其次，当期美国季度国内生产总值越大，从中国的进口就应该越多。所以，笔者预期2也应该大于零。（三）数据来源在上述模型中，中国对美国季度出口贸易额来自中华人民共和国商务部欧洲司（http:/ 年到 2008 年历年），并经笔者计算而得；而当期美国季度国内

13、生产总值来自美国统计署（http:/www.census.gov/）。四、实证研究及结果分析对于上述模型，笔者采用格兰杰因果检验法来进行实证检验。由于标准格兰杰因果检验要求各时间序列变量的平稳性和协整性，否则就有可能造成虚假回归（spuriousregression）或伪回归的情况。故在做格兰杰因果检验前，首先应该检验其变量的平稳性（这也是先前许多研究所忽略的）和协整性。（一）平稳性检验单位根（unit root test）检验表 1各变量 ADF 单位根检验结果变量检验类型（c，t，ADF 检验值临界值（1%）临界值（5%）结论P 值Et Rt-1 GDPt（c，0，2)（c，0，2)（c，

14、0，2)-16.039-4.2997-5.0605-3.7529-3.788-3.753-2.9981-3.0124-2.9981平稳平稳平稳0.0000*0.0033*0.0005*注：（1）本表通过 Eviews 5.0 计算得出，以下各表相同。（2）检验类型（c，t，k）中，c 表示单位根检验方程中含有常数项，t 表示包含常数项和趋势项，k 表示包含滞后阶数。滞后阶数 k 根据赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）确定，并选择使两者值达到最小的滞后阶数。（3）零界值均由 MacKinnon（1996)one-sided p-values 给出，*表示在 5%的显著性水平下拒绝非平稳假

15、设。从单位根检验结果可以看出，二阶差分序列的 ADF值均小于 1%显著性水平下的麦金农临界值，从而拒绝“变量具有单位根”的原假设。由此，原始序列的二阶差分序列是平稳序列，并都服从 I（2）单整过程。（二）协整关系（cointegration）检验Johansen 检验表 2各变量 Johansen 协整检验结果原假设特征根迹统计量临界值（5%）P 值最大特征根统计量临界值（5%）P 值r=0r1r20.7718430.5152610.12846358.4829221.539893.43627229.7970715.494713.8114660.0000*0.0054*0.063836.9430

16、418.103613.43627221.1316214.26463.8414660.0002*0.0118*0.0638注：（1）一般进行协整关系检验的是 EG 两步法，但由于该方法在将不同的变量作为解释变量时，可能会得出不同的协整向量。所以，本文选用 Johansen 协整检验。（2）*表示在 5%著性水平下拒绝原假设。P 值根据 MacKinnon-Haug-Michelis（1999)p-values 给出。（3)表 2 中零假设是存在r组的协整关系，否则就存在大于r组的协整关系。三组原假设检验分别是：r=0，r1 和 r2。从协整关系检验结果可以看出，当 r=0 时，迹统计量值（58.

17、48292）和最大特征根统计量值（36.94304），都分别大于 5%显著性水平下的临界值（29.79707 和 21.13162），表明拒绝原假设。当 r1 时，迹统计量值（21.53989）和最大特征根统计量值（18.10361），也都分别大于 5显著性水平下的临界值（15.49471 和14.26460），表明还是拒绝原假设。当 r2 时，迹统计量值（3.436272）和最大特征根统计量值（3.436272），都小于 5显著性水平下的临界值（3.811466），表明接受原假设。至此，笔者得出各个变量之间存在协整关系，也即各变量间存在着长期均衡关系。48 由检验的结果，我们还可以得到正规化

18、的协整方程如下：Et=1.14+1.29 Rt-1+4.36 GDPt+t（2.90)（16.31)（0.98)括号中的数字表示各系数的 t 统计量。从变量的系数来看，其符号与笔者预期的相同。其中，前期人民币汇率弹性值较小，是 1.29；当期美国季度国内生产总值弹性值较大，为 4.36。这一结果显示，如果前期人民币汇率升值 1%，将导致出口下降 1.29%；如果当期美国季度国内生产总值上升 1%，相应地将促进中国出口增加 4.36%。进一步地，以上说明了前期人民币汇率作用于当期中国对美国季度出口贸易额的影响并不大，而当期美国季度国内生产总值对当期中国对美国季度出口贸易额影响很大。由前面分析可知

19、，虽然模型中各个变量存在长期均衡关系，但是各个变量之间是否存在因果关系还有待检验。所以，笔者接下来采用格兰杰因果关系检验。（三）格兰杰因果关系检验表 3格兰杰因果关系检验结果原假设 H0滞后阶数F 统计量P 值结论 Rt-1不是 Et的 Granger 原因 Et不是 Rt-1的 Granger 原因 GDPt不是 Et的 Granger 原因 Et不是 GDPt的 Granger 原因44447.334961.799944.609044.738670.002110.184990.012580.01132拒绝 H0不拒绝 H0拒绝 H0拒绝 H0注：（1）由于格兰杰因果检验的任何一种检验结果都

20、与滞后长度的选择有关，需要根据 AIC 和 SC 准则选取滞后阶数，原则是 AIC 和 SC 的值越小越好。笔者经过反复检验，确定各变量进行 Granger 因果检验的滞后阶数是 4，反映在表中。（2）本表中选取显著性水平是 5%。从格兰杰因果关系检验结果可以看出，第一，拒绝“Rt-1不是 Et的 Granger 原因”的原假设，表明在99.8%的置信概率下可以相信 Rt-1是 Et的 Granger 原因，但不能拒绝“Et不是Rt-1的 Granger 原因”的原假设，这说明 Et不能构成 Rt-1的 Granger 原因；第二，拒绝“GDPt不是 Et的 Granger 原因”和“Et不是

21、GDPt的 Granger 原因”的原假设，表明在 99%的置信概率下可以相信 GDPt和 Et互为 Granger 因果关系。五、结论与政策建议本文首先在模型变量的选择上，克服了已有研究的缺陷，引入前期人民币汇率，从而增加了模型的准确性和对现实的解释力。其次，在数据的处理上，笔者不仅采用了最新的季度数据，而且也运用了规范的计量经济分析。正是基于以上两点，笔者成功考察了人民币汇率波动与中国对美国出口贸易变动之间的关系，并得出如下结论：（1）2002 年第二季度到 2009 年第一季度之间，当期中国对美国季度出口贸易额、前期人民币汇率和当期美国季度国内生产总值三者之间存在长期稳定的均衡关系。（2

22、）从影响中国对美国出口贸易的因素来看，当期美国季度国内生产总值是影响当期中国对美国季度出口贸易额的主要因素，而前期人民币汇率对其影响并不显著。（3）格兰杰因果关系检验表明，中国对美国季度出口贸易额与前期人民币汇率之间存在单向的因果关系，而中国对美国季度出口贸易额与美国季度国内生产总值之间却存在互为因果的关系。综上，笔者提出如下政策建议：第一，进一步完善人民币汇率形成机制。自从人民币开始实行以市场供求为基础、参考“一篮子”货币进行调节、有管理的浮动汇率制度以来，中国对美国的出口贸易顺差不断扩大，从而形成了人民币较强的升值预期。可以预见的是，随着人民币汇率改革的不断深入，人民币升值将是一种长期的趋

23、势，而这对中国出口贸易的不利影响也必将逐步显现。所以，中国政策当局在坚持当前管理浮动汇率政策的同时，应在可控性、渐进性的原则下，对人民币汇率进行稳健和小幅度的调整；同时，应综合使用汇率政策、利率政策和财税政策等多种调控措施，通过市场机制来实现汇率水平向均衡水平的调整。第二，逐步转变贸易增长方式，进一步优化中国出口结构。在经济金融全球化的今天，单纯依靠汇率贬值来提高出口贸易额的政策已经渐渐失效（上述实证分析也证明了作者的观点）。转变贸易增长方式，优化 49 出口结构，提高对外贸易的质量和水平，渐渐成为了中国的对外贸易政策的落脚点。就眼前来说，中国政策当局首先应当加快推进“两税合并”进程，视不同情

24、况，调整或取消给予外商投资企业的全面税收优惠政策和超国民待遇，对符合国家产业政策的内资企业应给予同等的税收优惠，最大限度上发挥税收杠杆的作用，从而促进外贸增长方式的转变；再者，还应当注重出口结构的调整，把技术引进、消化和创新结合起来，开发具有自主知识产权的核心技术。同时逐步推进品牌战略，提高中国出口产品的附加值，增强中国产品的非价格竞争优势，还需进一步搞好营销方式的创新，形成自己的出口营销网络，从而增强出口商品的长期竞争力。第三，大力发展国内需求。当前，世界性的经济金融危机对中国经济的不利影响在不断加深。具体到对外贸易来说，表现为外需的严重疲软和出口增长的明显放缓。笔者研究认为，当前这场危机之

25、所以会对中国的经济产生如此大的负面影响，关键是因为中国以往的经济发展模式严重依赖外需的拉动，并没有将内需拉动经济提升到一个战略的角度。所以，目前中国政策当局应出台更加有力的扩大国内需求的措施，用来提高经济抵御外部环境变化的能力。而消费需求作为启动内需的切入点，理应得到决策层的更多关注。在中国目前的宏观经济形势下，要启动内需首先是要提振居民的消费信心，这就需要进一步完善城乡的社会保障体系；其次相关部门还要大量增加投资、工业技术改造等刺激经济的方法，从而来最大限度上地撬动国内需求。在这个基础上，当局必须要牢牢把握住消费的“两头”：一头是农村市场的开拓，一头是城市的服务业。进而使中国国民经济尽快步入

26、以国内需求为主要推动力的新一轮经济增长周期中。参考文献1巴曙松，吴博，朱元倩.汇率制度改革后人民币有效汇率测算及对国际贸易、外汇储备的影响分析J.国际金融研究，2007（4):56-62.2陈学彬，徐明东.人民币实际汇率变动对中国进出口贸易影响：1997-2006J.亚太经济，2007（3)：57-63.3戴祖祥.中国贸易收支的弹性分析：1981-1995J.经济研究，1997（7）：55-62.4范方志等.人民币汇率变化及其传递对中国外贸平衡影响的实证分析J.中央财经大学学报，2006（2）：25-31.5厉以宁等.中国对外经济与国际收支研究M.国际文化出版公司，1991.6卢向前，戴国强.

27、人民币实际汇率波动对中国进出口的影响：1994-2003J.经济研究，2005（5）：31-39.7强永昌，吴兢等.有关人民币汇率问题的对外贸易分析J.世界经济研究，2004（8）：4-9.8谢建国，陈漓高.人民币汇率与贸易收支-协整研究与冲击分解J.世界经济，2002（9):27-34.9徐璋勇等.对中国汇率变动与进出口贸易增长关系的实证分析J.西北大学学报（哲学社会科学版），1999（4）：100-104.10叶永刚，胡利琴，黄斌.人民币实际有效汇率和对外贸易收支的关系中美和中日双边贸易收支的实证研究J.金融研究，2006（4）：1-11.11朱真丽，宁妮.中国贸易收支弹性分析J.世界经济

28、，2002（11）：26-31.12Baharumshah（2001）：“The Effects of Exchange Rate on Bilateral Trade Balance:New Evidence From Malaysia and Thailand.”Asian Economic Journal，Vol.15 NO.3.13Krugman，P.（1989):“Exchange Rate Instability.”Cambridge，Mass，The MIT Press.14Miles，M.A.（1979）：The Effects of Devaluation on The Trade Balance and The Balance of Payment:Some New Results.“Journalof Political Economy，87，600-620.责任编辑：王少林