跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)與對外貿(mào)易關(guān)系實證分析

張宗英，賈 欣，陳 虹，劉 珉

（山東外貿(mào)職業(yè)學(xué)院，山東 青島 266100）

ZHANG Zong-ying,JIA Xin,CHEN Hong,LIU Min

(Shandong Foreign Trade Vocational College,Qingdao 266100,China)

2009年4月份，我國開始跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)的試點工作，標(biāo)志著我國人民幣國際化進(jìn)入一個新的階段。充足的外匯儲備、日益龐大的對外貿(mào)易規(guī)模、逐步完善的金融市場與金融體制改革等有利條件為跨境人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)的發(fā)展帶來機遇，因此研究跨境人民幣結(jié)算與對外貿(mào)易發(fā)展之間的關(guān)系對于促進(jìn)我國對外貿(mào)易發(fā)展以及加速人民幣國際化進(jìn)程具有重要意義。

1 跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)發(fā)展概況

根據(jù)中國人民銀行《2014年第二季度貨幣執(zhí)行報告》 顯示，2014年上半年銀行累計辦理跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算金額為32 700億元，同比增長59%。其中，貨物貿(mào)易結(jié)算金額為20 900億元，服務(wù)貿(mào)易及其他經(jīng)常項目結(jié)算金額11 800億元。跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算實收12 300億元，實付20 400億元，收付比為1∶1.66。

圖1 各季度跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算構(gòu)成情況（2010.01～2014.06）

2 跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)與對外貿(mào)易關(guān)系實證分析

本文在全面、深入研究相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，采用單位根檢驗、Granger 因果關(guān)系檢驗、協(xié)整檢驗以及誤差修正模型相結(jié)合的方式對跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算與對外貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。

2.1 指標(biāo)變量的選取與處理

本文使用的指標(biāo)主要包括跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算指標(biāo)和對外貿(mào)易指標(biāo)兩大類。用跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算量（RMB）代表跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)發(fā)展。而對外貿(mào)易指標(biāo)方面，用進(jìn)出口總額（IE）、出口額（EX）和進(jìn)口額（IM）作為代表變量。其中跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算量數(shù)據(jù)來自中國人民銀行網(wǎng)站2010～2014年的每一季度貨幣執(zhí)行報告，進(jìn)出口總額、出口額和進(jìn)口額數(shù)據(jù)根據(jù)商務(wù)部網(wǎng)站商務(wù)數(shù)據(jù)中心2010年1月至2014年6月中國貨物進(jìn)出口情況計算得到季度進(jìn)出口額，由于其單位為億美元，所以根據(jù)中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司2010～2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中匯率報表的1 美元折合人民幣每月的平均匯率，取美元/人民幣三個月的平均值作為季度匯率計算得到進(jìn)出口情況的人民幣金額。

將運用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews6.0 對已有的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和整理，定量研究跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)與對外貿(mào)易發(fā)展之間的關(guān)系。而在運用計量經(jīng)濟學(xué)模型來研究問題時，為了避免直接使用數(shù)據(jù)帶來的異方差等問題，本文將變量RMB、IE、EX、IM 取自然對數(shù)，分別表示為LNRMB、LNIE、LNEX、LNIM。

2.2 各變量的單位根檢驗

表1 各變量的ADF 檢驗結(jié)果

由表1 各變量的ADF 檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，LNRMB、LNIE、LNEX、LNIM 序列都是平穩(wěn)的時間序列，滿足協(xié)整檢驗的前提條件，所以LNRMB 與LNIE、LNEX、LNIM 之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.3 基于跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算與貿(mào)易出口額的分析

Granger 因果檢驗：

運用統(tǒng)計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNEX 進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表2 所示：

表2 LNRMB 與LNEX 的Granger 因果關(guān)系檢驗

Granger 因果檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，當(dāng)滯后1 期、滯后2 期、滯后3 期和滯后4 期，變量LNRMB 都不能Granger 引起變量LNEX，同時變量LNEX 也不能Granger 引起變量LNRMB。因此可以得出結(jié)論認(rèn)為，在短期內(nèi)變量LNRMB 與變量LNEX 之間不存在因果關(guān)系。

2.4 基于跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算與貿(mào)易進(jìn)口額的分析

（1）Granger 因果檢驗

運用統(tǒng)計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIM 進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表3 所示。

Granger 因果檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，只有在滯后2 期的時候，變量LNRMB 都能Granger 引起變量LNIM；而當(dāng)滯后1 期、滯后3 期和滯后4 期，變量LNIM 不能Granger 引起變量LNRMB。因此可以得出結(jié)論，在短期內(nèi)LNRMB 是變量LNIM 的Granger 原因，兩者互為因果關(guān)系的假設(shè)不成立。

（2）協(xié)整檢驗

運用統(tǒng)計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIM 進(jìn)行OLS 回歸分析，結(jié)果如表4 所示。

因此，可得到回歸方程為：

表3 LNRMB 與LNIM 的Granger 因果關(guān)系檢驗

表4 LNRMB 與LNIM 的OLS 回歸分析結(jié)果

從回歸結(jié)果來看，雖然方程的擬合優(yōu)度不是很高，D.W.值也不太好。在5%的顯著水平下通過方程的顯著性檢驗，說明回歸方程的統(tǒng)計性質(zhì)較好，跨境人民幣結(jié)算量對進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用較為明顯。在短期內(nèi)，當(dāng)跨境人民幣結(jié)算量增加1%時，進(jìn)口貿(mào)易就將大約增加0.083520%。

表5 殘差序列R 的單位根檢驗結(jié)果

根據(jù)表5 殘差的單位根檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平下殘差項是平穩(wěn)的，因此LNRMB 與LNIM 之間存在協(xié)整關(guān)系。

（3）誤差修正模型

從表6 誤差修正模型的估計結(jié)果可以得知，貿(mào)易進(jìn)口額增長的短期變動可以分為兩部分：一部分是由于短期跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算量（即D（LNRMB））的影響，另一部分是由于前一期的貿(mào)易進(jìn)口額增長偏離長期均衡關(guān)系（即ECMt-1）的影響。從誤差修正項的系數(shù)估計值可以看出，當(dāng)前一期貿(mào)易進(jìn)口額增長短期波動偏離長期均衡時，當(dāng)期就以（-0.881848）的調(diào)整力度對前一期的跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算量與貿(mào)易進(jìn)口額之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，并將其拉回到長期均衡的狀態(tài)。

2.5 基于跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算與貿(mào)易進(jìn)出口額的分析

表6 誤差修正模型的估計結(jié)果

（1）Granger 因果檢驗

運用統(tǒng)計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIE 進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表7 所示：

表7 LNRMB 與LNIE 的Granger 因果關(guān)系檢驗

Granger 因果檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，當(dāng)滯后1 期時變量LNRMB 都能Granger 引起變量LNIE；而在滯后1 期至滯后4 期的時候變量LNIE 都不能Granger 引起變量LNRMB。因此可以得出結(jié)論認(rèn)為，在短期內(nèi)變量LNRMB 是變量LNEX的Granger 原因，兩者互為因果關(guān)系的假設(shè)不成立。

（2）協(xié)整檢驗

運用統(tǒng)計軟件Eviews6.0 對LNRMB 與LNIE 進(jìn)行OLS 回歸分析，結(jié)果如表8 所示：

表8 LNRMB 與LNIE 的OLS 回歸分析結(jié)果

因此，可得到回歸方程為：

從回歸結(jié)果來看，雖然方程的擬合優(yōu)度不是很高，D.W.值也不太好。在5%的顯著水平下通過方程的顯著性檢驗，說明回歸方程的統(tǒng)計性質(zhì)較好，跨境人民幣結(jié)算量對進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用較為明顯。在短期內(nèi)，當(dāng)跨境人民幣結(jié)算量增加1%時，進(jìn)出貿(mào)易就將大約增加0.088406%。

表9 殘差序列R 的單位根檢驗結(jié)果

根據(jù)表9 殘差的單位根檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平下殘差項是平穩(wěn)的，因此LNRMB 與LNIE 之間存在協(xié)整關(guān)系。

（3）誤差修正模型

表10 誤差修正模型的估計結(jié)果

從表10 誤差修正模型的估計結(jié)果可以得知，貿(mào)易進(jìn)出口額增長的短期變動可以分為兩部分：一部分是由于短期跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算量（即D（LNRMB））的影響，另一部分是由于前一期的貿(mào)易進(jìn)出口額增長偏離長期均衡關(guān)系（即ECMt-1）的影響。從誤差修正項的系數(shù)估計值可以看出，當(dāng)前一期貿(mào)易進(jìn)口額增長短期波動偏離長期均衡時，當(dāng)期就以（-1.063007）的調(diào)整力度對前一期的跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算量與貿(mào)易進(jìn)出口額之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，并將其拉回到長期均衡的狀態(tài)。

3 結(jié)論

利用單位根檢驗、Granger 因果檢驗、協(xié)整檢驗以及誤差修正模型，對跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)與對外貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明：

（1）跨境人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)與貿(mào)易進(jìn)口額以及進(jìn)出口額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是與貿(mào)易出口額之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在短期內(nèi)，跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)對貿(mào)易進(jìn)口額以及進(jìn)出口額會產(chǎn)生正向的積極促進(jìn)作用，并且其促進(jìn)作用具有一定的滯后性。當(dāng)跨境人民幣結(jié)算量增加1%時，貿(mào)易進(jìn)口額和貿(mào)易進(jìn)出口額將各自增加0.083520%和0.088406%。

（2）跨境人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)與貿(mào)易進(jìn)口額以及進(jìn)出口額之間存在單項的Granger 因果關(guān)系，但是與貿(mào)易出口額之間不存在Granger 因果關(guān)系。在短期內(nèi)，跨境人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)是刺激貿(mào)易進(jìn)口額以及進(jìn)出口額增長的Granger 原因，但是貿(mào)易進(jìn)口額以及進(jìn)出口額不是跨境人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)的Granger 原因，即跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算是促進(jìn)外貿(mào)增長的Granger 原因，而外貿(mào)增長不會增加跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算量。

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