中國(guó)貨物年進(jìn)出口總量與人民幣匯率關(guān)系的實(shí)證研究

袁 擎 張 穎/文

一、引言

改革開放以來，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易得到迅猛發(fā)展。貿(mào)易規(guī)模方面，中國(guó)的進(jìn)出口額從1985年的381億美元增加到了2012年的41597億美元。從貿(mào)易結(jié)構(gòu)看，中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)得到顯著優(yōu)化，實(shí)現(xiàn)了從勞動(dòng)密集型向資本密集型產(chǎn)品占主導(dǎo)地位的轉(zhuǎn)變。加入WTO后，中國(guó)出口規(guī)模的急劇擴(kuò)張及其對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的巨大拉動(dòng)被眾多學(xué)者和政策制定者稱為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的出口奇跡。中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展過程中呈現(xiàn)出典型的“雙高”特征即出口規(guī)模和進(jìn)口規(guī)模的雙高。1980-2012年剔除了價(jià)格因素，中國(guó)出口增長(zhǎng)了89.08倍，年平均增長(zhǎng)率為16.2%。而同期，中國(guó)進(jìn)口增長(zhǎng)了71.54倍，年平均增長(zhǎng)率為15.8%。國(guó)內(nèi)企業(yè)出現(xiàn)特定的“進(jìn)口引致出口”的出口模式。

2005年7月21日，人民幣匯制改革拉開了序幕，匯改后中國(guó)的貿(mào)易順差和貿(mào)易額以及外匯儲(chǔ)備均不減反增，中美貿(mào)易的不平衡問題也并未因人民幣的升值而改善，如今美方仍然認(rèn)為人民幣匯率“失真”。因此，人民幣匯改尤其是由此引發(fā)的人民幣升值的貿(mào)易效應(yīng)，以及中國(guó)貿(mào)易順差的深層次根源，值得深思。本文建立了人民幣匯率與進(jìn)出口總量之間的VAR模型關(guān)系，分析了其之間的相互影響，并對(duì)政策調(diào)控給出建議。

二、研究背景

在進(jìn)出口關(guān)系方面，張杰、鄭文平等人利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)的合并數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了推動(dòng)中國(guó)出口奇跡發(fā)生的重要力量——進(jìn)口引致出口的機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)了進(jìn)口引致出口機(jī)制的內(nèi)在機(jī)理為進(jìn)口生產(chǎn)率提升—自我選擇效應(yīng)—出口。中間品進(jìn)口引致出口機(jī)制的效應(yīng)要強(qiáng)于資本品進(jìn)口。中國(guó)本土企業(yè)更依賴于進(jìn)口引致出口機(jī)制來實(shí)施出口，民營(yíng)企業(yè)對(duì)其依賴性最強(qiáng)。我們還發(fā)現(xiàn)從高收入國(guó)家進(jìn)口是中國(guó)出口奇跡發(fā)生的重要驅(qū)動(dòng)機(jī)制，進(jìn)口引致出口機(jī)制是導(dǎo)致中國(guó)東部沿海地區(qū)出口奇跡發(fā)生的重要因素。

在匯率和本國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究中，Capel（2004）分析了貨幣貶值對(duì)跨國(guó)公司產(chǎn)出和貿(mào)易行為的影響，認(rèn)為跨國(guó)公司應(yīng)對(duì)匯率波動(dòng)的行為對(duì)開放經(jīng)濟(jì)體貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化有著日益明顯的作用。馬丹、許少?gòu)?qiáng)（2005）認(rèn)為中國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)中的進(jìn)出口結(jié)構(gòu)與人民幣匯率存在協(xié)整關(guān)系，中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是人民幣匯率變動(dòng)的格蘭杰原因。陳華（2003）指出人民幣匯率波動(dòng)與出口有更加密切的相關(guān)關(guān)系。張進(jìn)銘、周才云（2007）對(duì)1985至2005年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再結(jié)合相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)是引起出口貿(mào)易變動(dòng)的原因，而進(jìn)口貿(mào)易與匯率波動(dòng)不存在因果關(guān)系。王瑞芳、余長(zhǎng)林、王娟（2008）對(duì)我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)都與人民幣實(shí)際有效匯率存在協(xié)整關(guān)系，但是進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與人民幣匯率之間不存在協(xié)整關(guān)系。由國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)可以看出，對(duì)于人民幣匯率同進(jìn)出口結(jié)構(gòu)的關(guān)系，目前并沒有形成統(tǒng)一的定論。

綜上所述，關(guān)于人民幣匯率對(duì)于中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，學(xué)者尚未有統(tǒng)一準(zhǔn)確的關(guān)系描述，本文通過建立三者的VAR模型，分析三者之間的互相影響關(guān)系。

三、基于VAR模型的實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)來源與處理。本文選取我國(guó)改革開放之初到目前為止（1978-2017）40年的年貨物進(jìn)口總額，貨物出口總額，人民幣對(duì)美元（美元=100）年均匯率的數(shù)據(jù)，采用西姆斯（1980）引入宏觀經(jīng)濟(jì)分析中的VAR模型建立三者之間的多元統(tǒng)計(jì)回歸模型。數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的官方數(shù)據(jù)。

文中IMPORT代表年貨物進(jìn)口總額，EXPORT代表貨物年出口總額，RTD代表人民幣對(duì)美元（美元=100）的年均匯率。繪制三項(xiàng)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列如圖1，我國(guó)1978年到2017年年貨物總進(jìn)出口量都呈現(xiàn)指數(shù)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，且貨物進(jìn)口量和貨物出口量趨勢(shì)一致，說明我國(guó)外貿(mào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，對(duì)外貿(mào)易迅速擴(kuò)大。人民幣匯率處于突增之后保持平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)，說明我國(guó)貨幣一直處于比較穩(wěn)定堅(jiān)挺的狀態(tài)。為了減小數(shù)據(jù)的異方差，我們對(duì)這三項(xiàng)數(shù)據(jù)都取對(duì)數(shù)，分別記為lnIMPORT，lnEXPORT以及l(fā)nRTD。

圖1 原始數(shù)據(jù)趨勢(shì)圖

2.序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這里我們采用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)三個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。取對(duì)數(shù)和差分后的時(shí)間序列都是平穩(wěn)的，但是考慮到原始數(shù)據(jù)的趨勢(shì)，年進(jìn)出口量大致為指數(shù)增長(zhǎng)，年均人民幣匯率變化比較小，所以我們采用年進(jìn)出口總量的對(duì)數(shù)和年均人民幣匯率對(duì)數(shù)的差分進(jìn)行后續(xù)的檢驗(yàn)。

3.最佳滯后階數(shù)確定。建立VAR模型除了滿足平穩(wěn)性條件外，還需要確定一個(gè)最佳的滯后期k。對(duì)于滯后期的選擇主要有似然比（LR），赤池信息準(zhǔn)則（AIC），漢南奎因準(zhǔn)則（HQIC），施瓦茨準(zhǔn)則（SBIC）等。結(jié)果顯示除了似然比檢驗(yàn)（LR）最佳滯后階數(shù)為5階外，其他統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)則最佳滯后階數(shù)均為1階。

4.Granger因果檢驗(yàn)。利用Granger檢驗(yàn)前文建立的VAR模型三個(gè)變量之間的因果關(guān)系。結(jié)果表明，在滯后期為1階的情況下進(jìn)口總量的變化對(duì)出口量變化有著顯著影響，人民幣匯率和進(jìn)口總量在滯后期為2階時(shí)顯著影響著出口量的變化，所以人民幣匯率對(duì)于出口總量的影響呈現(xiàn)出明顯的滯后。在滯后期為2階時(shí)進(jìn)口量和出口量二者共同顯著影響著人民幣匯率的變化。所以人民幣匯率變化和進(jìn)口總量變化都會(huì)影響出口總量變化，其中進(jìn)口總量與出口總量關(guān)系密切，進(jìn)出口總量的變化共同影響了人民幣匯率的變化。

5.VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)?；谝陨戏治鑫覀兘⒘司唧w的VAR1階滯后模型VAR（1），從表1可以看出模型的回歸結(jié)果較好，其中l(wèi)nEXPORT和lnIMPORT的值都較大，但是dlnRTD的值比較小，回歸結(jié)果不如前兩者?？梢钥吹皆诔隹诹康幕貧w方程中，上一年出口量和上一年進(jìn)口量對(duì)當(dāng)年出口量有顯著影響，這與Granger檢驗(yàn)結(jié)果是一致的，三個(gè)回歸方程中常數(shù)項(xiàng)都具有顯著性的影響。

表1 VAR模型回歸結(jié)果

6.脈沖響應(yīng)。圖2展示了利用Cholesky分解法對(duì)本文的VAR模型做的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果。圖2第一列圖分別表示人民幣匯率對(duì)于進(jìn)口、出口以及人民幣匯率自身的沖擊響應(yīng)，可以看到在短期內(nèi)這三者的正向沖擊都會(huì)造成人民幣匯率的上升，但是影響時(shí)間很短，很快就趨于了平穩(wěn)。第二列圖表示出口總量對(duì)于人民幣匯率、進(jìn)口總量以及自身出口總量的沖擊的響應(yīng)，可以看到人民幣匯率對(duì)于出口總量的沖擊影響相對(duì)而言沒有進(jìn)口總量對(duì)于出口總量沖擊的影響大，人民幣匯率的沖擊對(duì)于出口總量的影響會(huì)在十年之內(nèi)趨于平穩(wěn)，進(jìn)口總量對(duì)于出口總量的沖擊影響較大，且在很長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)才能消除沖擊的影響。第三列圖表示人民幣匯率、出口總量以及進(jìn)口總量本身的沖擊對(duì)于進(jìn)口總量的影響，可以看到，進(jìn)口總量本身的沖擊對(duì)于進(jìn)口總量有著長(zhǎng)期的影響且影響很大，出口總量的沖擊對(duì)于進(jìn)口總量的影響也很劇烈持續(xù)時(shí)間很長(zhǎng)難以消除，二者對(duì)于進(jìn)口總量都具有正向的影響，人民幣匯率的沖擊對(duì)于進(jìn)口量也具有正向影響，但是持續(xù)時(shí)間較短和對(duì)出口量的沖擊影響類似，是一種短期的、快速的影響。

圖2 脈沖響應(yīng)結(jié)果

7.模型預(yù)測(cè)。利用建立的VAR模型可以對(duì)人民幣匯率進(jìn)出口總量三者進(jìn)行短期的預(yù)測(cè)和長(zhǎng)期的趨勢(shì)預(yù)測(cè)（如圖3）。對(duì)于進(jìn)出口總額來講，正常情況下今后二十年內(nèi)都會(huì)處于快速增長(zhǎng)的過程中，人民幣匯率在今后二十年內(nèi)會(huì)處于比較平穩(wěn)的過程中，總的經(jīng)濟(jì)趨勢(shì)處于比較好的環(huán)境當(dāng)中。

圖3 VAR模型預(yù)測(cè)結(jié)果

四、結(jié)語

1.通過Granger檢驗(yàn)可知出口總量直接受到進(jìn)口總量的影響，同時(shí)出口總量還和進(jìn)口總量以及人民幣對(duì)美元匯率兩者的共同作用有影響，但是人民幣對(duì)美元匯率不是出口總量的直接Granger原因，這說明進(jìn)口總量對(duì)于出口總量有著很強(qiáng)的影響。人民幣匯率受到進(jìn)口總量和出口總量二者的共同作用。所以增加國(guó)內(nèi)進(jìn)口總量可以促進(jìn)出口的增加。

2.通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知進(jìn)口總量和出口總量對(duì)于人民幣匯率不變化的沖擊是正向的短期作用，人民幣匯率變化對(duì)于進(jìn)口總量和出口總量的沖擊影響也是短期的，進(jìn)出口量之間的相互沖擊響應(yīng)是一個(gè)長(zhǎng)期的激烈的正向過程。

3.通過模型預(yù)測(cè)結(jié)果可知，我國(guó)經(jīng)濟(jì)二十年內(nèi)穩(wěn)定增長(zhǎng)。