人民幣兌換美元匯率與我國出口總值相關性研究

謝聰敏

隨著中國經濟與世界經濟融合程度的不斷加深，我國的匯率制度也經歷了多次變革，匯率與出口總值之間的相關性也隨之提高。從定性的角度來說，美元兌換人民幣升值不利于我國的進口，而對出口有利。本文對1994年8月至2018年1月期間1美元兌換人民幣中間價和以美元計價的出口總值進行了整理，通過構建數學模型，在匯率的變化對我國出口總值產生的影響以及程度方面進行初探。

一、1994年8月以來各月匯率和出口總值情況

2018年1月，我國以美元計價的出口總值（以下簡稱出口總值）2005.20億美元，與1994年8月相比增長了近20倍。2000年以前，我國各月出口總值平均在140億美元左右。2000年之后，我國出口總值呈現快速增長態勢，2007年6月突破1000億美元大關，雖然2009年1-6月份期間由于世界金融危機影響，出口總值有所下降，但7月起各月出口總值再次恢復到千億美元以上，2013年末突破2000億美元，之后一直保持在1800億美元至2000億美元之間的水平（見圖1）。

圖1 1994年8月-2018年1月出口總值情況（當月） 億美元

1980年后，我國匯率變動主要經歷了三個重要階段，分別是1980年-1994年人民幣兌換美元匯率貶值階段；1994年-2005年以供求為基礎、單一的、有管理的浮動匯率制實行階段；2005年7月至今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階段（見圖2）。

圖2 1994年8月-2018年1月1美元兌換人民幣情況 元

1994年1月1日起，我國實行了以供求為基礎、單一的、有管理的浮動匯率制，人民幣匯率由1994年8月的8.59元兌換1美元逐步升值到2005年6月的8.28元兌換1美元，增幅3.74%。同期，出口總值由1994年8月的102.13億美元增長到2005年6月的659.60億美元，增長了5.46倍。以供求為基礎、單一的、有管理的浮動匯率制，對我國進一步擴大對外開放、發展與世界其他國家和地區的經貿往來具有重要意義，同時為人民幣成為可自由兌換貨幣打下了基礎。

2005年7月21日起，我國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，人民幣匯率不再僅僅盯住美元一家，形成了更富彈性的人民幣匯率機制。人民幣匯率由2005年7月的人民幣8.23元兌換1美元，逐步升值到2018年1月的6.44元人民幣兌換1美元，升值幅度21.75%。同期，出口總值從2005年7月的655.84億美元，增長到2018年1月的2005.20億美元，增長3.06倍。

二、1994年4月-2018年1月匯率與出口總值相關性分析

由圖1可知，1994年4月至2018年1月期間各月出口總值具有明顯的趨勢性，但每年2月份都會出現大幅下降，上述情況與我國春節放假因素有關。為了消除季節因素影響，本研究對1994年8月至2018年1月期間的出口總值數據進行時間序列的平滑處理，平滑后的各月出口總值(見圖3)。

圖3 1994年8月-2018年1月平滑后的出口總值及1美元兌換人民幣情況

平滑后的出口總值數據降低了季節因素的擾動，將1994年8月至2018年1月期間的匯率及出口數據帶入回歸模型，通過模型計算后發現，滯后5個月的平滑后的出口總值數據與1美元兌換人民幣匯率相關性最高，二者相關性高達-95.82%，表明二者呈高度負相關。而擬合優度檢驗（調整后的R2）結果為91.78%（最高值為100%），說明回歸模型對原始數據的擬合程度很好，即1美元兌換人民幣匯率，可以解釋平滑后的出口總值91.78%的數據變化情況。換句話說，如果1美元兌換人民幣匯率不變，則平滑后的出口總值的變化程度將減少91.78%。

通過模型計算，得到平滑后的出口總值數據（Y）與1美元兌換人民幣匯率（X）的一元線性回歸方程：Y=-780.52X+6732.52。回歸方程的顯著性檢驗值為2×10-151（檢驗值小于0.05，通過檢驗），回歸系數X檢驗值為2×10-151（檢驗值小于0.05，通過檢驗），誤差項的檢驗值為1.4×10-166（檢驗值小于0.05，通過檢驗）。通過回歸方程可知，1994年8月至2018年1月期間，當1美元兌換人民幣每下降0.01元時（即人民幣兌換美元每升值0.01元），將使得5個月后的當月出口總值減少7.81億美元。

三、分時段匯率與出口總值相關性分析

由于本文數據采集自1994年8月之后，故之前的匯率貶值階段暫不討論。

1.1994 年8月-2005年6月匯率與出口總值相關性分析

將1994年8月至2005年6月的1美元兌換人民幣數據及平滑后的出口總值數據，代入模型計算當期及滯后1-8個月的相關性，計算結果表明，1994年8月至2005年6月期間，1美元兌換人民幣數據及平滑后的出口總值數據相關性，隨著滯后期數的增加而上升，但相關系數最高時未超過-50%，表明二者相關性呈低度負相關。上述情況與我國實行匯率管制有關。

2.2005 年7月-2018年1月匯率與出口總值相關性分析

將2005年7月至2018年1月的1美元兌換人民幣數據及平滑后的出口總值數據，代入模型計算當期及滯后1-8個月的相關性，計算結果表明，2005年7月至2018年1月期間，1美元兌換人民幣數據與滯后2個月的平滑后的出口總值數據相關性最高（-84.40%），表明二者相關性呈高度負相關。而擬合優度檢驗（調整后的R2）結果為71.04%（最高值為100%），說明回歸模型對原始數據的擬合程度較好，即1美元兌換人民幣匯率可以解釋滯后2個月的平滑后的出口總值71.04%的數據變化情況。換句話說，如果1美元兌換人民幣匯率不變，則滯后2個月的平滑后的出口總值的變化程度將減少71.04%。

通過模型計算，得到滯后2個月的平滑后的出口總值數據（Y）與1美元兌換人民幣匯率（X）的一元線性回歸方程：Y=-648.12X+ 5888.73。回歸方程的顯著性檢驗值為1.29×10-41（檢驗值小于0.05，通過檢驗），回歸系數X檢驗值為1.29×10-41（檢驗值小于0.05，通過檢驗），誤差項的檢驗值為7.64×10-56（檢驗值小于0.05，通過檢驗）。通過回歸方程可知，2005年7月至2018年1月期間，當1美元兌換人民幣每下降0.01元時（即人民幣兌換美元每升值0.01元），將使得2個月后的當月出口總值減少6.48億美元。

四、關于整個報告期相關系數及分時段相關系數有關問題的說明

1994年8月至2005年6月，平滑后的出口總值數據與1美元兌換人民幣匯率數據呈低度負相關，2005年7月至2018年1月上述數據呈高度負相關。但時間段擴展到1994年8月至2018年1月后，與上述兩個時間段相比，相關性得到顯著提升，其原因主要與相關系數的計算有關。相關系數計算公式如下：

其中，Cov(X,Y)為計算1美元兌換人民幣匯率數據（X）與平滑后的出口總值數據（Y）的協方差，即兩個變量的總體誤差，即兩個變量分別偏離其均值的程度。如果兩個變量的變化趨勢一致，則兩個變量之間的協方差為正值；如果兩個變量的變化趨勢相反，則兩個變量之間的協方差為負值。σx和σy表示X和Y兩組數據的標準差，標準差用于測度兩組變量組內個體間的離散程度。而相關系數公式用X、Y的協方差除以二者標準差的乘積，是為了剔除協方差中變量變化幅度對協方差的影響，得到標準化的協方差，反映了兩個變量每單位變化時的情況。簡單來說，相關系數的大小主要取決于協方差的大小。由圖3可知，1994年8月-2018年1月期間，1美元兌換人民幣匯率數據和平滑后的出口總值數據的總體誤差，明顯大于1994年8月至2005年6月和2005年7月至2018年1月兩個時間段的總體誤差，故時間段擴展到1994年8月至2018年1月后，與分開討論的兩個時間段相比，相關性得到顯著提升。

五、總結

通過比較，本研究認為，回歸模型計算的2005年7月至2018年1月期間的結果更切合目前的實際情況，即1美元兌換人民幣數據與滯后2個月的平滑后的出口總值數據呈高度負相關關系，當1美元兌換人民幣每下降0.01元時（即人民幣兌換美元每升值0.01元），將使得2個月后的當月出口總值減少6.48億美元。其主要原因有：

第一，由于1994年8月至2005年6月期間實行的匯率管制，使得匯率在小范圍內進行波動，而同期出口總值的波動幅度明顯大于匯率波動的幅度，如果將1994年8月至2005年6月這一時期納入模型整體進行計算，將使模型計算的相關系數偏大而失真。

第二，從國際貿易影響因素來看，與我國出口總值增減有關的影響因素不僅只有匯率一種，進口國的經濟規模、人均GDP、外商直接投資、進口依存度、勞動生產率、科技進步水平、關稅稅率等都會對我國出口總值產生影響，隨著我國對外開放程度不斷擴大，上述因素參與程度加深，出口的相關性將提升，匯率與出口總值的相關性將有所下降，故2005年7月至2018年1月期間，匯率與出口總值的相關度低于1994年8月至2018年1月的相關度是符合實際情況的。