人民幣有效匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)服務(wù)出口的影響

中國(guó)自從步入21世紀(jì)，2001年加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，服務(wù)貿(mào)易出口額從2000年的304億美元，增長(zhǎng)為2018年的2089億美元，出口規(guī)模增長(zhǎng)至2000年的6.87倍，年平均增長(zhǎng)率高達(dá)12%。可以看出，我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易出口不斷增加，貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力也不斷增強(qiáng)。因此，在服務(wù)貿(mào)易世界發(fā)展趨勢(shì)越來(lái)越強(qiáng)的情況下，我國(guó)為緊跟時(shí)代發(fā)展潮流，應(yīng)當(dāng)了解影響服務(wù)出口增長(zhǎng)的因素是什么。

進(jìn)入21世紀(jì)，由于我國(guó)受到2005年匯率機(jī)制改革和2008年次貸危機(jī)等影響，人民幣匯率的波動(dòng)十分頻繁，這對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生巨大影響。服務(wù)貿(mào)易作為我國(guó)貿(mào)易出口的重要組成部分，所受到的影響也較大。由此可見，分析人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系，對(duì)維護(hù)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易穩(wěn)定具有重要意義。鑒于此，本文利用1998年至2019年的有關(guān)數(shù)據(jù)，分析自21世紀(jì)以來(lái)我國(guó)經(jīng)歷一系列改革、經(jīng)濟(jì)危機(jī)的背景下，人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)是否影響服務(wù)出口增長(zhǎng)。若影響，影響程度如何。

一、變量解釋及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文將運(yùn)用1998—2019年人民幣有效匯率來(lái)估計(jì)其變動(dòng)對(duì)我國(guó)服務(wù)出口的影響。SE代表我國(guó)服務(wù)貿(mào)易總出口額，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)際貿(mào)易收支平衡表。EER代表有效匯率，分為實(shí)際有效匯率REER和名義有效匯率NEER，數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND萬(wàn)得數(shù)據(jù)庫(kù)。由于匯率對(duì)貿(mào)易出口的影響具有滯后性，因此引入變量EERt-1。除國(guó)際收支狀況自主改變有效匯率之外，政策也對(duì)匯率變動(dòng)有重要影響。2005年7月我國(guó)匯率制度改革對(duì)人民幣匯率變動(dòng)影響較大，因此設(shè)置虛擬變量D表示匯率改革對(duì)我國(guó)服務(wù)出口的影響，匯率改革前為D=0，匯率改革后為D=1。

本文所使用的數(shù)據(jù)中，匯率數(shù)據(jù)為1998年至2019年的月度數(shù)據(jù)，服務(wù)貿(mào)易出口為季度數(shù)據(jù)。鑒于各變量間單位不同，若簡(jiǎn)單的建立變量間的回歸方程可能缺乏經(jīng)濟(jì)意義，有失準(zhǔn)確性。因此，將對(duì)變量取對(duì)數(shù)，建立如下經(jīng)濟(jì)模型（1）式，將問(wèn)題轉(zhuǎn)化為研究解釋變量變化1%對(duì)被解釋變量帶來(lái)的影響。

二、研究背景

（一）人民幣匯率走勢(shì)分析

1998-2004年人民幣兌美元的匯率在直接標(biāo)價(jià)法下為1美元兌8.27人民幣，匯率基本穩(wěn)定。2005年7月21日，央行宣布進(jìn)行匯率機(jī)制改革，實(shí)施以市場(chǎng)為基礎(chǔ)的、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。在此之前，我國(guó)實(shí)施的是“盯住美元”的基本匯率制度。自2005年匯率改革以來(lái)，人民幣兌美元匯率降低，人民幣開始升值。從2006年開始，人民幣“破8”。受次貸危機(jī)的影響，2008年開始，人民幣“破7”，1美元僅可兌換6.94人民幣。此后人民幣兌美元匯率一直在1:6.6附近上下波動(dòng)。2008年至2014年人民幣始終處于升值狀態(tài)，2014年達(dá)到匯率達(dá)到最低值1:6.14。自2015年開始，人民幣對(duì)美元匯率一直呈小幅貶值狀態(tài)。2017年人民幣兌美元達(dá)到1：6.75后出現(xiàn)小幅上升，為6.61。2019年8月9日，人民幣兌美元匯率達(dá)到1：7.06的高度。這是11年來(lái)人民幣首次“破7”。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計(jì)（1998—2019）

（二）我國(guó)服務(wù)出口的發(fā)展

2001年12月11日，中國(guó)正式加入世界貿(mào)易組織。在加入世貿(mào)組織前的2000年，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口額304億美元，加入世貿(mào)組織后，2001年服務(wù)出口額達(dá)到333億美元，出口增加9.54%。2001年至2004年服務(wù)出口貿(mào)易量大幅增長(zhǎng)，2004年增長(zhǎng)為2001年的2倍多。自2005年以來(lái)，在匯率改革的基礎(chǔ)上，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口額從744億美元一路升至2008年的1471億美元。2008年次貸危機(jī)爆發(fā)，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口受其影響首次出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。2009年服務(wù)出口僅為1294億美元，比2008年的1471億美元下降11.99%。2010年與2008年次貸危機(jī)前的出口額相比，雖稍有回升，但直至2014年，出口額也增長(zhǎng)不多。2015年至2017年，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口額都出現(xiàn)不同程度的負(fù)增長(zhǎng)，直至2018年才有所回升。

圖1 1998—2019年中國(guó)服務(wù)出口額（季度）

（三）我國(guó)匯率變動(dòng)和服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系

通過(guò)以上分析發(fā)現(xiàn)，在1999—2018年的近20年間，除個(gè)別年份外，人民幣升值并沒有顯著抑制我國(guó)服務(wù)出口的增長(zhǎng)，而2015年人民幣貶值，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口卻與所下降。可以看出，人民幣貶值并沒有像經(jīng)濟(jì)理論上所預(yù)期的那樣對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口有所改善。因此提出疑問(wèn)，匯率的改變與我國(guó)服務(wù)出口到底有怎樣的聯(lián)系。本文將運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，通過(guò)時(shí)間序列的ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，構(gòu)建回歸模型并采用最小二乘法對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行分析、論證。

圖2 我國(guó)服務(wù)出口額、實(shí)際有效匯率和名義有效匯率的時(shí)間序列圖

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）ADF單位根檢驗(yàn)

時(shí)間序列采用OLS最小二乘法回歸分析變量之間的關(guān)系，但該回歸方法的前提假設(shè)是時(shí)間序列必須平穩(wěn)，否則就會(huì)造成謬誤或偽回歸。

由圖2可以初步判斷出LnSE、LnREER和Ln-NEER為非平穩(wěn)時(shí)間序列。于是將用ADF法對(duì)這些序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)原理是假設(shè)被檢驗(yàn)變量為非平穩(wěn)時(shí)間序列，當(dāng)ADF檢驗(yàn)所得的P值小于0.05時(shí)，則表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即所檢驗(yàn)變量為平穩(wěn)時(shí)間序列。反之則不能拒絕原假設(shè)，被解釋變量為非平穩(wěn)時(shí)間序列。用Eviews 10.0檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，3個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值的絕對(duì)值均小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，所以這三個(gè)時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列。同時(shí)，LnSE、Ln-REER和LnNEER所檢驗(yàn)出的P值分別為0.8713、0.4324和0.5345均大于0.05，不能在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，更驗(yàn)證其不平穩(wěn)性。

表2 各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果

因此，為得到平穩(wěn)序列，接下來(lái)將對(duì)這3個(gè)變量進(jìn)行一階差分，得到新的時(shí)間序列D（LnSE）、D（LnREER）和D（LnNEER）。對(duì)新的時(shí)間序列再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)判斷一階差分后新序列的穩(wěn)定性。

由表3可以看出，3個(gè)變量的ADF值的絕對(duì)值均大于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，各變量經(jīng)過(guò)一階差分后變平穩(wěn)。因此取對(duì)數(shù)后的人民幣實(shí)際有效匯率LnREER、名義有效匯率LnNEER和服務(wù)出口額LnSE可以用于建立協(xié)整回歸方程。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

雖然實(shí)際有效匯率與名義有效匯率都可以表示人民幣匯率變動(dòng)，但實(shí)際匯率剔除了國(guó)內(nèi)外產(chǎn)品價(jià)格水平變動(dòng)的影響，更為準(zhǔn)確，因此選用實(shí)際有效匯率REER作為解釋變量建立回歸方程。

表3 各變量一階差分ADF檢驗(yàn)

表4 殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果

為了判定各解釋變量與被解釋變量之間有無(wú)長(zhǎng)期均衡關(guān)系，對(duì)LnSE、LnREER、LnREERt-1和D建立協(xié)整回歸，得到殘差序列RESID01，對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷殘差序列是否平穩(wěn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。殘差的ADF檢驗(yàn)P值為0.038小于0.05，所以殘差序列RESID01是平穩(wěn)的。

因此在5%的顯著性水平下，我國(guó)服務(wù)出口額與人民幣實(shí)際匯率之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）OLS回歸

根據(jù)表5，LnSE、LnREER、LnREERt-1和D之間的回歸方程如（2）式所示。

基于以上數(shù)據(jù)，我們可以得知，此模型的擬合優(yōu)度R2為0.85，說(shuō)明在LnSE模型中因變量的85%能被解釋，擬合效果較好。模型LnSE的F-statistic為492.296，P值接近于零，所以模型是顯著的。但在單個(gè)解釋變量的顯著性檢驗(yàn)方面，LnREER、Ln-REERt-1的P值分別為0.948和0.376，表明其對(duì)LnSE沒有顯著影響。因此應(yīng)當(dāng)對(duì)模型變量的選定做出改變。

經(jīng)過(guò)反復(fù)篩選檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)LnREERt-1對(duì)模型顯著性影響較大，因此剔除LnREERt-1。對(duì)LnSE重新做OLS回歸，得到新的方程式（3）。新方程式中各變量P值和t值如表6所示。

可以看出，模型整體擬合度為0.85，F(xiàn)-statistic為739.6848，P值接近于零，同時(shí)各解釋變量均顯著。

但又考慮到LnSE與LnREER之間存在的可能不是一次線性關(guān)系，于是引入新的變量LnREER2。

再以LnREER、LnREER2和D為自變量，對(duì)LnSE做OLS回歸，得到新的方程式（4）。新方程式中各變量P值和t值如表7所示。

表5 LnSE模型中各變量的P值和t值

表6 LnSE模型中各變量的P值和t值

表7 LnSE模型中各變量的P值和t值

該方程式中LnSE方程的擬合優(yōu)度為0.87，說(shuō)明解釋變量能夠解釋87% LnSE的變動(dòng)。P值為0.0000明顯小于0.05，方程整體顯著。各解釋變量的P值均為0.0000，則所有解釋變量的系數(shù)均顯著。

說(shuō)明在設(shè)定的3個(gè)回歸方程中，方程（4）的擬合效果最好，顯著性也最強(qiáng)，則運(yùn)用方程（4）的結(jié)果對(duì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)服務(wù)出口的影響做進(jìn)一步分析。

（四）結(jié)論分析

上述回歸分析說(shuō)明在1998年至2019年期間，匯率變動(dòng)與服務(wù)出口貿(mào)易不是一次線性關(guān)系，而是二次方的關(guān)系。LnREER的系數(shù)為負(fù)，LnREER2的系數(shù)為正。匯率上升初期，有效匯率升高，但服務(wù)出口額減少，同時(shí)沿著二次曲線的左側(cè)下降。在底部曲線斜率變小，說(shuō)明出口減速會(huì)隨著人民幣不斷升值而放緩。當(dāng)達(dá)到某個(gè)臨界值后，有效匯率繼續(xù)上升，而出口額進(jìn)入二次曲線右側(cè)上升趨勢(shì)，隨著匯率的持續(xù)上升，外貿(mào)出口額受到的影響越大，會(huì)加速上升。從此研究結(jié)果可以說(shuō)明，滯后一期的人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期服務(wù)出口增長(zhǎng)具有顯著負(fù)向影響。因此人民幣實(shí)際有效匯率的變動(dòng)，對(duì)服務(wù)出口的影響存在一種J曲線效應(yīng)。

許多服務(wù)貿(mào)易投資者的投資出口會(huì)根據(jù)其他現(xiàn)行投資者與國(guó)家政策的變動(dòng)來(lái)調(diào)整自身的投資。由于人民幣有效匯率變動(dòng)對(duì)出口存在滯后影響，當(dāng)匯率波動(dòng)時(shí)，一般會(huì)認(rèn)為匯率經(jīng)市場(chǎng)調(diào)整向正常水平回歸，促使出口企業(yè)持一種“觀望”態(tài)度。服務(wù)出口的依據(jù)很大程度上基于前階段的匯率變動(dòng)，因此服務(wù)出口與匯率的變動(dòng)并不是同步增加或減少，而是一定程度上表現(xiàn)出一種此消彼長(zhǎng)的現(xiàn)象。

四、我國(guó)服務(wù)出口的發(fā)展建議

（一）深化匯率制度改革，不斷推進(jìn)利率市場(chǎng)化

提高人民幣匯率市場(chǎng)化的程度，以減小人民幣升值的壓力。由于我國(guó)在2005年匯率改革，從固定匯率變?yōu)楦?dòng)匯率制度，匯率波動(dòng)較為頻繁，因此，推動(dòng)利率市場(chǎng)化可以化解匯率穩(wěn)定和匯率浮動(dòng)之間的關(guān)系。

（二）提高企業(yè)創(chuàng)新能力，增強(qiáng)出口產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力

我國(guó)服務(wù)出口企業(yè)應(yīng)當(dāng)在新型服務(wù)模式等方面加大投入力度，了解市場(chǎng)需求，緊跟時(shí)代潮流，提升企業(yè)比較優(yōu)勢(shì)，提高出口競(jìng)爭(zhēng)力。主動(dòng)適應(yīng)國(guó)際企業(yè)轉(zhuǎn)移和國(guó)外市場(chǎng)需求的變化。同時(shí)降低出口服務(wù)的彈性需求，一定程度上降低服務(wù)出口投資對(duì)匯率變動(dòng)的敏感度。

（三）國(guó)家應(yīng)當(dāng)尊重市場(chǎng)的變動(dòng)，不急于利用政策改變服務(wù)出口方向

政府應(yīng)當(dāng)在尊重市場(chǎng)規(guī)律的基礎(chǔ)上堅(jiān)持市場(chǎng)決定匯率的機(jī)制不動(dòng)搖，同時(shí)讓服務(wù)出口企業(yè)根據(jù)匯率的變動(dòng)來(lái)決定自己的投資取向。適當(dāng)運(yùn)用穩(wěn)健有效的匯率政策，而不是生硬的運(yùn)用強(qiáng)有力的行政手段進(jìn)行干預(yù)，操控匯率，為政策操作留取一些空間。