人民幣匯率變動對我國國際貿易影響的VAR模型實證分析

楊凱文，臧日宏

（中國農業大學 經濟管理學院，北京 100083）

人民幣匯率變動對我國國際貿易影響的VAR模型實證分析

楊凱文，臧日宏

（中國農業大學 經濟管理學院，北京 100083）

基于2005年7月人民幣匯率制度改革以來的進出口貿易總量數據，實證分析了人民幣匯率變動對我國國際貿易的影響。研究發現人民幣匯率、我國的經濟情況以及國際貿易之間存在長期協整關系；在現行匯率制度下，我國國際貿易基本上不會受到人民幣匯率變動的影響，國際貿易本身的震蕩會對其帶來短期的影響；我國的經濟發展與國際貿易之間具有相互促進作用。從當前的情況來看，我們可以不必擔憂人民幣匯率管控的松綁對我國國際貿易的影響。

人民幣匯率；國際貿易；向量自回歸

一、引言

2005年7月我國對人民幣匯率形成機制進行了進一步的改革，結束了延續十多年的與美元掛鉤的匯率制度，實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，并在近年來逐漸擴大允許人民幣匯率浮動的空間，人民幣匯率的靈活性逐漸提高，人民幣匯率變動在頻度和幅度上明顯增強。一些學者認為靈活的匯率制度存在一些弊端，比如靈活的匯率制度會增強匯率的變化性，可能導致外匯市場風險，這種風險會阻礙進出口貿易（Krugman，1989）；在浮動匯率制度下，名義和實際匯率的變動遠大于基礎經濟的變動，這種變動可能會對國際貿易產生負面影響，不利于經濟發展（Crosby，2000[1]）。隨著人民幣國際化進程的加快、匯率改革的深化，人民幣未來很可能成為國際結算貨幣，參考美元、日元等貨幣的經驗，人民幣匯率變動將會加劇。國際貿易作為我國經濟的重要增長點，研究人民幣匯率變動對我國國際貿易的影響，具有一定的學術價值和現實意義。本文從實證的角度對該問題進行分析，旨在明確人民幣匯率變動對我國國際貿易的影響及政策含義，并基于此提出合理的建議。本文其余部分安排如下：第二部分對國內外相關理論和實證研究進行簡要回顧，第三部分對實證分析框架及分析方法進行介紹，第四部分描述實證分析結果及相關說明，并解釋人民幣匯率變動對于國際貿易的影響，第五部分是本文的結論。

二、文獻回顧

1973年布雷頓森林體系瓦解之后，西方發達國家紛紛從固定的匯率制度轉向靈活的浮動匯率制度，在浮動匯率制度框架下，匯率自由度大大增加，匯率變動頻度、幅度更大；在經濟全球化的背景下，各國經濟貿易往來更加頻繁，而國際貿易是以匯率作為連接紐帶，因此，匯率變動對國際貿易的影響一直是學者們關注的課題。西方國家對于這一領域的研究起步較早，從20世紀70年代開始施行浮動匯率制度以來，就有學者不斷地對該問題進行理論和實踐層面上的探索。我國對此方面的研究起步相對較晚，90年代之后才逐漸有學者關注該領域的研究。

在理論研究方面，西方國家的學者基于國際借貸學說、國際收支的彈性分析法、貨幣主義匯率理論等基礎的匯率和國際貿易理論發展出來若干理論模型，但是這些模型從總體上未能達成統一的認識，存在著幾種觀點：一派學者（Friedman，1953[2]）認為從宏觀層面上來看，靈活的匯率制度可以促進貿易和整體宏觀經濟的穩定性，而短期的匯率變動不會對貿易額產生顯著的影響，浮動匯率制度對一個國家的經濟是有益的。另一派學者（Mundell,2000）認為靈活的匯率制度會加劇匯率的變動，這種變動又會導致外匯市場上的風險，影響市場參與者的貿易決策，進而將影響國際貿易水平。還有一派學者（Obstfeld和Rogoff,1995）認為，匯率變動對國際貿易會產生何種影響均是不明確的，因為這種影響會受到其他因素的制約，在不同的假設條件下，匯率變動對國際貿易可能產生正面、負面或是無法確定的影響。

鑒于理論探討沒有形成統一的結論，在這一領域涌現出了大量的實證研究，但是，實證研究也未能達成一致的結論。一些研究指出匯率變動與國際貿易之間存在著負的相關性，匯率變動的加劇導致匯率風險的提高，匯率風險的提高會降低國際貿易水平，發現匯率變動對國際貿易存在不同程度的抵制作用（Chowdhury，1993；Poon等，2005；Kandilov，2008）。還有一些研究支持相反的觀點，認為匯率變動對國際貿易有不同程度的促進作用（Franke, 1991；Sercu和Van Hulle,1992；Viaene和de Vries, 1992）。也有一些研究發現匯率變動不會對國際貿易帶來顯著的影響（Gagnon,1993；Aristotelous, 2001；Caglayan和Di,2010）。雖然已有的實證研究沒能得出統一的結論，但卻證實了匯率變動對國際貿易的影響在一定條件下是存在的。就實證研究模型估計方法而言，早期的研究中出現較多是最小二乘法（OLS），近期的研究中，學者們更傾向于使用向量自回歸（VAR）模型、自回歸分布滯后（ARDL）模型、似無關回歸估計（SURE）、面板回歸分析等方法；對于匯率變動滯后影響的分析，VAR和ARDL模型被廣泛應用?？傊瑓R率變動對于國際貿易影響的實證研究顯現出不統一的結論，主要取決于研究數據的屬性、模型設定、實證檢驗方法等因素，不同國家或地區、不同行業、不同時期、不同匯率制度下、不同模型設定和研究方法，可能產生不同的結論。

關于人民幣匯率變動對我國國際貿易的影響，國內已有學者進行了部分研究。陳平和熊欣（2002）[3]對1991年和1995年我國與主要出口國家和地區的面板數據進行回歸分析，認為匯率變動對我國的出口貿易有抑制的作用。盧向前和戴國強（2005）基于1994年至2003年的貿易數據進行協整分析，得出人民幣實際匯率變化對我國的國際貿易有反方向的影響，J曲線效應存在。沈國兵（2005）[4]基于1994年至2002年的年度數據、1998年至2003年的月度數據進行了人民幣匯率變動與中美貿易的協整關系檢驗，認為人民幣兌美元匯率的變動不會對中美之間的國際貿易產生影響。余珊萍和韓劍（2005）構建貿易引力模型對我國與主要貿易伙伴2000年至2003年的面板數據進行分析，得出貿易國人均收入水平、國家間的地理距離長度與我國的出口貿易額之間具有較強的關聯性，名義匯率變動對我國的出口貿易呈現出較為微弱的影響。潘紅宇（2007）[5]通過協整檢驗、誤差修正模型等技術實證分析了人民幣匯率風險對我國與美、日、歐盟的出口貿易的影響，發現短期匯率風險會影響中美貿易，但不會影響中日、中歐貿易。然而，前期的分析存在一定的局限性：一是集中于分析我國與美、日、歐盟等主要貿易伙伴的分量貿易數據，缺少對我國進出口貿易總量數據的研究；二是對于匯率變動如何影響出口貿易的關注比較多，對進口貿易的考慮不夠；三是近年來隨著人民幣匯率制度靈活性的逐漸提高，人民幣匯率變動在頻度和幅度上均有所增強，缺少對于最新情況的分析。本研究將從以上幾方面進行改進和補充，給出更具現實意義的分析，提供充分的參考。

三、研究設計

在前期實證研究中，一些學者（如：Chowdbury，1993；Poon等，2005）基于模型設定的靈活性、匯率變動對國際貿易影響的滯后效應等因素的考慮采用了VAR模型，受上述研究的啟發，本文構建了包含匯率、我國經濟情況、貿易情況三變量的VAR模型來實證分析人民幣匯率變化對于我國國際貿易的影響，VAR模型簡化形式如下：

出口VAR模型：zt=[LYt,LEt,LXt]′

進口VAR模型：zt=[LYt,LEt,LMt]′

其中，Xt表示出口總額，Mt表示進口總額，由于貿易情況變量存在差別，對于不同的VAR模型，zt表示的含義不同。Et代表人民幣兌SDR（SpecialDrawing Rights）匯率，選擇人民幣兌SDR匯率，是因為該匯率更能有效地反映人民幣的國際價值，在全面性和準確性上要優于選擇人民幣兌美元匯率。Yt表示我國的GDP，用來反映我國經濟的總體情況。為了更準確地捕捉匯率變化對我國國際貿易的影響以及影響的滯后效應，我們在模型中考慮使用月度時間序列數據，但由于對外公布的GDP數據最小頻率為季，因此我們選擇工業生產指數作為GDP的替代變量。在上述公式中，wt為一個確定的外生向量，代表常數項、趨勢項等確定項，vt是隨機誤差向量，Φi和H是系數向量，p為模型的滯后階數。出于消除異方差影響和使變量趨勢線性化的考慮，我們對模型變量進行了對數形式的轉換，L表示變量的對數形式，△表示變量的一階差分形式。

根據模型估計的需要，我們對方程（1）進行差分形式的轉化后可以使其由I（1）過程轉變I（0）過程，得到方程（2）：

因為△zt-i是由I（0）變量構成的向量，那…么只要Πzt-1是I（0）向量，即變量z1,t-1、z2,t-1、z3,t-1…zq,t-1之間存在著協整關系，我們就可以認為△zt是平穩的過程，上述變量之間的協整關系主要取決于矩陣Π的秩r。r的取值存在三種情況：當r=0時，則方程（2）僅是個差分方程，不需要考慮變量間的協整關系；當r=q時，只有z1,t-1、z2,t-1、z3,t-1…zq,t-1全部為I（0）變量才能滿足Πzt-1是I（0）的向量，這與zt為一階差分后平穩這一前提條件相違背；因此，我們只考慮0＜r＜q的情況。當0＜r＜q時，變量中存在r個協整組合，其余q-r個關系仍為I（1）過程，那么，矩陣Π可以分解為兩個q乘r階矩陣α和β的乘積，即αβ′，在這種情況下，方程（2）可以寫成如下形式：

在方程（3）中，β′zt-1每一行均為I（0）向量，矩陣β為協整向量矩陣，它決定了z1,t-1、z2,t-1、z3,t-1…zq,t-1之間協整向量的個數與協整向量的形式；矩陣α為調整向量矩陣，決定了每組協整組合的權重。Johansen協整檢驗是通過對矩陣Π的分析，根據最大特征值和特征根跡檢驗來計算其非特征根的數量，從而確定協整關系的數量。如果VAR模型中所包含的p個I（1）的過程均存在著協整關系，基于方程（3），不包含外生變量的模型方程可以寫成：

用向量誤差修正模型（VECM）的形式可以表示為：

其中，誤差修正向量ecmt-1=β′zt-1，反映變量之間的長期均衡關系，其系數矩陣α反映變量在偏離長期均衡狀態時回調的速度，所有作為解釋變量的差分項系數反映對于被解釋變量短期的動態影響，通過對向量誤差修正模型進行估計，我們可以了解模型變量之間的長期關系和短期動態作用。此外，我們可以利用脈沖響應函數和方差分解來對變量沖擊的動態效果及影響貢獻度情況進行分析。

本文實證分析遵循如下步驟：一是對數據的平穩性進行驗證，確保模型數據是同階單整的；二是計算相關統計指標，確定模型的最優滯后階數；三是進行Johansen協整檢驗，如果VAR模型變量之間存在協整關系，則構建向量誤差修正模型（VECM）對其長期穩定關系和短期動態影響進行估計；四是應用格蘭杰因果關系檢驗，對存在協整關系的變量之間的格蘭杰成因進行分析；最后，采用脈沖響應函數和方差分解來分析變量沖擊的動態影響作用。

四、實證分析

（一）數據描述

考慮研究模型設定以及相關研究數據可獲得性等情況，本文選取我國進出口貿易額、工業生產指數月度數據、人民幣兌SDR匯率月度均值數據。在時間跨度方面，本文關注2005年8月以后人民幣采用不再盯住美元的以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度時期（2005年8月至2013年12月）。在研究數據中，進出口貿易數據來源于WIND資訊數據庫，人民幣兌SDR匯率數據、工業生產指數數據來源于國際貨幣基金組織國際金融統計數據庫。進出口貿易數據、工業生產指數數據為季調數據，消除了季節性干擾，可真實反映經濟的變化情況。匯率數據采用名義匯率，因為短期的成本和價格的變動相對長期的變化而言更為迅速，名義匯率更能體現出變化情況，更好地捕捉市場參與者面對的由于匯率變動所帶來的不確定性。

（二）數據平穩性檢驗

為避免模型對非平穩的時間序列進行回歸而導致虛假回歸等問題，影響實證分析的準確性，我們利用ADF單位根檢驗對各變量進行平穩性檢驗，保證模型變量是同階單整的。檢驗結果（表1）顯示所有時間序列數據均為I（1），因此，可以將這些變量保留在研究模型中。

表1 ADF單位根檢驗結果

（三）模型滯后階數的選擇

在協整性檢驗之前，需要確定VAR模型的最優滯后階數，我們根據AIC（赤池信息準則）指標、SC（施瓦茨準則）指標、對數似然比（Log-likelihood Ratio）統計值來進行最優滯后階數的選擇?；跈z驗結果（表2）我們可以確定，對于出口、進口VAR模型最優滯后階數均選擇4階。

（四）協整性檢驗

我們采用Johansen檢驗方法對變量之間的協整關系進行檢驗，根據模型選擇的聯合檢驗，我們選擇序列沒有確定的線性趨勢，協整方程有截距的模型形式。協整性檢驗結果（表3）顯示，出口、進口模型變量中均包含2個協整關系，說明這兩個VAR模型在統計上均具有穩定性，可以進行下一步的分析。

表2 VAR模型滯后階數檢驗

（五）向量誤差修正模型檢驗

從長期來看，出口、進口模型中的變量間均存在均衡關系，雖然在短期內，由于受到隨機干擾和季節性因素的影響，這些變量可能會偏離均衡狀態，但這是暫時性的，它們將逐漸通過短期動態過程的不斷調整最終回到長期均衡狀態，這種短期的動態調整機制便是誤差修正機制。我們通過構建向量誤差修正模型（VECM）對變量之間的關系進行進一步的分析，對于長期關系模型的各個變量用1階差分的形式進行重新的構造，并將長期關系模型中的殘差項作為解釋變量引入短期動態關系模型，逐步剔除模型中統計上不顯著的項，最終確定最優的模型形式。

表3 VAR模型協整性檢驗

結合研究目標，我們考慮△LXt、△LMt作為被解釋變量的情況，分析其他因素對貿易情況產生的影響作用。根據模型中的協整關系個數，對于出口、進口VECM模型，協整向量個數均為2個。通過檢驗運算，得到如下形式的VECM：

出口：

進口：

為確保模型設定的合理性和測算結果的準確性，我們對上述模型的殘差分別進行LM、White異方差和JB檢驗。結果表明：殘差序列不存在序列自相關和異方差，服從正態分布，模型假定基本合理；從R方和DW檢驗結果來看，模型擬合效果較好。

從出口VECM檢驗結果中可以看出，滯后期匯率的變化與出口貿易的變化存在著負相關性（對應的系數為-0.6352），但從括號中的T統計值可以看出，這種負相關性是不顯著的，因此，匯率變化不會對出口貿易產生顯著的影響。滯后期經濟情況的變化與出口貿易的變化是正相關的（對應的系數為1.0670和0.5986）。此外，出口貿易的變化會受其自身變化的影響，存在負相關性（對應的系數為-0.2868），上期出口貿易額的震蕩會影響即期的出口貿易情況。

進口VECM檢驗結果與出口VECM相似，匯率的變化不會對進口額的變化產生顯著的影響；經濟情況的變化與進口額的變化正相關；進口額的變化也會受到其自身變化的負面影響。

（六）格蘭杰因果檢驗

為進一步分析存在協整關系的變量之間的相互作用，我們采用格蘭杰因果關系檢驗來分析這些變量是否為其他變量的格蘭杰成因。格蘭杰因果關系的基本思想是如果一個變量A是變量B的格蘭杰成因，那么A的變化必然先于B的變化，可以使用A對B進行預測。

從格蘭杰檢驗結果（表4）可以看出，匯率變化不是進出口額、經濟情況變化的格蘭杰原因，同樣，進出口額、經濟情況的變化也不是匯率變化的格蘭杰原因；進出口額的變化與經濟情況的變化之間互為格蘭杰原因。檢驗結果說明我們可以根據進出口額的變化對經濟情況的發展進行預期，同樣，也可以根據經濟情況來預測進出口貿易的發展。但是，我們無法根據匯率的趨勢來對進出口貿易以及經濟情況的趨勢來進行預測。

表4 變量兩兩之間格蘭杰因果關系檢驗

圖1 出口VAR模型廣義脈沖響應函數和方差分解分析結果

本文采用Koop、Pesaran和Potter在1996年提出的廣義脈沖響應函數（Generalized Impulse Response Function）來分析一個變量的沖擊對于其他變量以及模型整體所帶來的動態影響，從而了解各個變量之間的動態關系，廣義脈沖響應函數可以規避喬萊斯基分解次序設置上的問題，確保分析結果的準確性；本文采用方差分解（Variance Decomposition）來分析某一個變量的沖擊對另一個變量的貢獻度。通過廣義脈沖響應函數，我們可以識別1個標準差的匯率變化、經濟情況變化以及貿易自身的變化所帶來的新息（Innovation）沖擊對于貿易情況變化產生的影響。

從圖1中可以發現，首先，對于出口VAR模型，出口貿易額的變化（DLX）對于匯率變化（DLE）1個標準差新息的沖擊開始有負方向的反應，之后這種作用開始縮小，在前12個月內出現4次震蕩，最終趨于平穩；從作用效果上來看，匯率變化對于出口貿易額變化的影響比較小，1個單位的匯率變化，最多只能對出口帶來約0.0015個單位的反方向影響。從方差分解結果中可以看出，匯率對于出口的影響貢獻度較小，最高可以解釋出口貿易約6.1%的變動，且存在著明顯的滯后效應，在8個月之后影響效果才會趨于穩定。因此，我們認為人民幣匯率的變化不會對我國的出口貿易造成顯著的影響，但不可否認這種影響在較小的程度上是存在的。其次，我國經濟情況的變化對于出口貿易的變化有促進作用，但這種作用存在滯后性，在兩個月后開始顯現，1個標準差的經濟情況變化（DLY）的沖擊最多可以帶動約0.058個百分點的出口貿易額的變化，對于出口貿易變化的貢獻度在5個月之后穩定在34.7%左右。再次，出口貿易的變化在很大程度上是由自身波動引起的，對于自身的變化具有較高的貢獻度，在4個月之后穩定在62%左右。

圖2 進口VAR模型廣義脈沖響應函數和方差分解分析結果

從圖2中可以看出，進口VAR模型的分析結果與出口VAR模型相似。首先，人民幣匯率變化不會對我國進口貿易造成顯著的影響，1個標準差的匯率變化的沖擊，最多只能給進口貿易額的變化帶來約0.0018個單位的影響，最初的影響作用是反方向的，之后會發生漸弱的震蕩并在12個月后趨于穩定，貢獻度約5.7%。其次，我國經濟情況變化的沖擊對進口貿易變化有著一定的影響，1個標準差經濟情況變化的沖擊最多會對進口額的變化帶來約0.05個單位的影響，貢獻度在6個月后趨于穩定，約為17%。再次，進口貿易的變化主要是由自身波動所導致的，貢獻度在6個月后穩定在82%左右。

五、結論

本文基于2005年8月至2013年12月的月度時間序列數據，實證分析了人民幣名義匯率變化對我國國際貿易的影響，得出以下結論：

第一，在當前匯率制度下，人民幣匯率變動、我國的經濟情況以及國際貿易之間存在長期協整關系，但人民幣匯率變動對我國國際貿易不會產生顯著的影響，馬歇爾-勒納條件中給出的通過貨幣貶值去改善國際貿易收支的手段在我國并不適用。然而，隨著我國經濟的發展以及科技的進步，進出口產品結構處在一個逐步升級的階段，從出口技術含量不高、價格低廉的初級產品向制成品轉變，且機械電子產品和其他技術含量較高的產品的占比越來越大，而這些產品具有較高需求價格彈性，因此，基于國際收支的彈性分析理論，我們預期匯率變化對國際貿易的影響在將來會逐漸增強。

第二，我國的經濟發展與國際貿易之間具有相互促進作用，出口貿易仍是我國重要經濟增長點，經濟的發展也將帶動國際貿易水平的提高。

第三，我國的國際貿易在短期內的變化大多來源于自身的震蕩，自身的震蕩會對其帶來短期的負向影響，但不會干擾到國際貿易的長期發展趨勢。

基于本文的結論，可以得出以下兩點啟示：一是從目前的情況來看，我們可以不必擔憂人民幣匯率管控的松綁對我國國際貿易的影響，在總體可控的前提下，人民幣匯率浮動范圍可以逐漸放開，可采用靈活性更高的匯率制度；二是隨著我國進出口貿易產品結構的不斷升級，匯率變動對于國際貿易的影響會有增強的趨勢，這需要我們加以密切關注。

[1]Crosby,M.Exchange Rate Volatility and Macroeconomic Performance in Hong Kong[R].Hong Kong: Institute forMonetary,2000，2-5.

[2]Friedman,M.Essays in Positive Economics[M]. Chicago:University ofChicago Press,1956，157-161.

[3]陳平，熊欣.進口國匯率波動影響中國出口的實證分析[J].國際金融研究，2002，（6）：7-12.

[4]沈國兵.美中貿易收支與人民幣匯率關系：實證分析[J].當代財經，2005，（1）：34-37.

[5]潘紅宇.匯率波動率與中國對主要貿易伙伴的出口[J].數量經濟技術經濟研究，2007，（2）：73-77.

（責任編輯：賈偉）

1003-4625（2014）12-0020-06

F832.6

A

2014-10-17

楊凱文（1981-），男，蒙古族，遼寧本溪人，博士研究生，研究方向：國際貿易，國際金融；臧日宏（1963-），男，山東諸城人，教授，博士生導師，研究方向：金融理論與政策，企業資本運營與公司管理。