人民幣匯率波動對我國貿易收支影響的實證研究

蘇州大學本科生畢業(yè)設計（論文）

目錄

中文摘要

中文摘要

人民幣自從2015年被納入到國際貨幣基金組織（IMF）特別提款權的一籃子貨幣以后，在國際上的影響越來越大。而自改革開放以來，進出口貿易在我國經濟中一直占據(jù)著重要的地位。匯率作為連接兩種貨幣價值的橋梁，其對于國際貿易的影響是顯而易見的。因此研究人民幣匯率波動如何影響我國的進出口貿易，促進我國的國際貿易健康發(fā)展，是非常有必要的。

據(jù)相關研究發(fā)現(xiàn)：匯率主要是通過兩種途徑對國際貿易產生影響，一種是通過匯率水平的波動對國際貿易產生影響，還有一種通過匯率波動產生的匯率風險來影響國際貿易。本文主要研究的是匯率水平波動對國際貿易的影響。

本文基于2006年—2017年的季度數(shù)據(jù)，分別構建出口總額、進口總額關于匯率水平以及經濟發(fā)展情況的VAR模型。通過協(xié)整檢驗以及方差分解等手段，研究匯率水平以及經濟發(fā)展水平對進出口總額的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在樣本期內，進出口VAR模型內部均存在一個協(xié)整關系。總體上看，人民幣匯率波動對我國進出口貿易的影響較小，而進出口貿易額的波動對其自身當期貿易額的貢獻度最高。結合研究，本文認為我國應該繼續(xù)深化匯率制度改革，健全我國的對外貿易結構，使得我國的對外貿易的發(fā)展更加健康。

關鍵詞：人民幣匯率；國際貿易；VAR模型

ABSTRACT

AftertheyuanjoinedtheInternationalMonetaryFund（IMF）asabasketofcurrenciesintheSpecialDrawingRightsFundin2015,itsimpactontheinternationalcommunityhasgrowngreatly.Asoneofthetroikathatdriveseconomicgrowth,theimportandexporttradehasalwaysoccupiedanimportantpositionintheChineseeconomy.Exchangerateasabridgeconnectingthevaluesoftwocurrencies,itsimpactoninternationaltradeisobvious.Therefore,itisverynecessarytostudyhowthefluctuationofRMBexchangerateaffectsChina'sinternationaltradeandpromotesthehealthydevelopmentofChina'sinternationaltrade.

Thestudyfoundthattheexchangeratemainlyaffectsinternationaltradethroughtwoapproaches.Oneistheeffectoffluctuationsinexchangeratelevelsoninternationaltrade,andtheotherisduetouncertaintiesinexchangeratefluctuationsaffectinginternationaltrade.Thisarticlefocusesontheimpactofexchangeratefluctuationsoninternationaltrade.

Basedonthequarterlydatafrom2006to2017,thispaperbuildsaVARmodeloftotalimport,totalexport,exchangerate,andeconomicdevelopment.Throughcointegrationtest,impulseresponse,andvariancedecomposition,theexchangeratelevelandeconomicdevelopment,theimpactofthetotalvolumeofimportsandexportswasstudied.ThestudyfoundthattheimpactoffluctuationsintheexchangerateoftheRMBonChina'simportandexporttradeisweak,andthevolatilityinthevolumeofimportsandexportshasthehighestcontributiontothemodelinthecurrentperiod.Combinedwiththestudy,thisarticlebelievesthatChinashouldcontinuetodeepenthereformoftheexchangeratesystem,improveChina'sforeigntradestructure,andmakeChina'sforeigntradegrowmorehealthy.

Keywords:theRMBexchangerate；internationaltrade；VAR

前言

匯率是兩種貨幣之間的兌換比率，即以一種貨幣表示的另一種貨幣的價格。在國際貿易中通常要涉及到兩種貨幣，因此作為連接本國貨幣與外國貨幣之間價值橋梁的匯率，其變動對國際貿易的影響是顯而易見的。改革開放后，我國打開了國門，對外貿易額逐年增長，而在2001年中國加入世界貿易組織后，貿易增長更為迅速。2013年，我國的進出口總額首次位居世界第一，達到4.16萬億美元。而伴隨著“一帶一路”區(qū)域經濟戰(zhàn)略的深入開展，我國的貿易總額必然還會大幅增加。進出口貿易在我國的經濟中占據(jù)著舉足輕重的地位，伴隨著我國的崛起，研究人民幣匯率波動對我國國際貿易的影響具有十分重要的意義。

理論上，匯率主要通過兩種途徑來影響國際貿易，一是通過匯率水平的變化影響國際貿易，根據(jù)彈性論，如果滿足馬歇爾-勒納條件，本幣貶值將有利于擴大出口，抑制進口。二是通過匯率波動風險來影響國際貿易，通常來說，匯率制度越靈活，匯率的波動性也會更大，從而加大外匯市場的風險。對于風險中性的進出口商而言，會傾向于減少進出口。由于篇幅有限，本文將著重研究匯率水平的變化對于國際貿易的影響。

本文將以我國進出口額和人民幣實際有效匯率為主要研究對象，通過構建包括人民幣匯率、我國經濟發(fā)展水平的協(xié)整向量自回歸模型，來分析人民幣匯率水平波動對我國國際收支的影響并根據(jù)實證結果提出相應的建議。

本文的結構如下：第一部分是對于國內外相關文獻進行回顧。第二部分是對相關理論進行回顧分析，第三部分是對研究的模型、選取的樣本以及選擇的變量進行簡單的描述。第四部分是對人民幣實際有效匯率、我國經濟情況以及進出口額所構建VAR模型進行實證分析。第五部分是基于實證結果提出相應的建議。

人民幣匯率波動對我國貿易收支影響的相關文獻綜述

國外文獻

從國外的研究經驗來看，學者們根據(jù)相關的理論構建了大量研究匯率波動對于進出口貿易影響的模型。但是由于數(shù)據(jù)選取頻率以及模型設定差異等原因，并沒有對匯率波動對于國際貿易的影響達成一致的意見。不同的研究表明匯率波動可能會阻礙，促進國際貿易，也有可能對國際貿易的影響不顯著。

Qian和VarangisQianY,VarangisP.Doesexchangeratevolatilityhinderexportgrowth?[J].EmpiricalEconomics,1994,19(3):371-396.

（1994）基于ARCH-M模型，研究了匯率波動是否會阻礙出口貿易，文章指出了早期研究匯率波動對于出口和價格影響的文獻大多數(shù)忽略了時間序列變量的性質，這可能會導致虛假回歸等問題。在匯率不確定、非完全競爭的情況下，，如果貨物是以出口商所在地的貨幣計價，為了使得利潤最大化，商品的價格將會比匯率確定時要低，從而增加出口量。如果出口商品以進口商所在國的貨幣計價，同樣出于利潤最大化的目的，出口商品的價格會比匯率確定的時候要高，出口量將會隨之減少。這表明了以其他而非以出口商所在國貨幣計價的出口商品的價格將會受到匯率波動的負面影響，并且計價貨幣可以解釋之前分析匯率波動對貿易影響研究中發(fā)現(xiàn)的非一致性結果。

EthierEthierW.InternationalTradeandtheForwardExchangeMarket[J].AmericanEconomicReview,1973,63(3):494-503.

（1973）基于一個風險厭惡型公司的貿易決策模型推導出了處于供給和需求均衡狀態(tài)下的貿易行為方程。認為在即期利潤和預期利潤給定的前提下，匯率波動風險越大，公司的收益風險也越大。因此，匯率波動加劇所帶來的匯率風險將會給國際貿易帶來負面的影響。

國內文獻

大約從20世紀90年代開始，我國開始出現(xiàn)人民幣匯率波動對我國進出口貿易影響的實證研究。一些學者認為我國進出口貿易會受到人民幣匯率水平波動的負面影響。也有一些學者認為人民幣匯率波動對我國的進出口貿易產生影響很弱甚至可以忽略不計。

盧向前和戴國強盧向前,戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響:1994—2003[J].經濟研究,2005(5):31-39.

（2005）根據(jù)1994年至2003年人民幣對世界主要貨幣的加權匯率、CPI指數(shù)、GDP以及進口總額、出口總額，利用不完全替代模型以及VAR模型，對其之間的協(xié)整關系進行研究。文章認為，人民幣實際匯率波動與我國進出口貿易之間存在協(xié)整關系，我國進出口人民幣實際匯率波動顯著影響我國的進出口水平，且人民幣匯率的波動對我國進出口貿易存在J曲線效應。

楊凱文楊凱文,臧日宏.人民幣匯率變動對我國國際貿易影響的VAR模型實證分析[J].金融理論與實踐,2014(12):20-25.

（2014）基于2005年8月到2013年12月的月度數(shù)據(jù)，分別對人民幣兌SDR匯率、我國經濟情況、進出口產品的價格水平和我國國際貿易之間的關系進行協(xié)整向量自回歸分析。結果顯示，人民幣兌SDR匯率變化對我國出口貿易存在反向影響，對進口貿易存在正向影響，但是從影響作用的效果上來看均是偏弱的。

韓琳琳韓琳琳.人民幣匯率變動對國際收支的影響研究[D].哈爾濱商業(yè)大學,2017.

（2017）基于2008年1月到2016年3月的月度數(shù)據(jù)，通過構建關于進、出口總額、人民幣有效匯率指數(shù)以及我國GDP水平的VAR模型，得出決定我國進出口總額大小的并不是匯率而是我國的GDP水平。而匯率對于我國進出口總額影響不是很大的原因，作者認為與我國金融仍然不是很發(fā)達，出口貿易結構不健全有關。

匯率波動對貿易收支影響的理論分析

相關學說分析

大衛(wèi)?休謨喬桂明.國際金融學第二版[M].中國財政經濟出版社，2010：55-56.

的物價-現(xiàn)金流動機制學說是最早開始研究國際收支的理論，該學說認為在實行金本位制的條件下，國際收支的差額可以通過匯率變動自動地進行調節(jié)。當一國發(fā)生貿易逆差時，對于外匯的需求將上升，外匯的匯率因此將會上升，而當匯率升至黃金輸送點的時候，就會導致黃金流動，從而使得本國貨幣數(shù)量下降，本國物價收入水平將會下跌，從而使得出口增加、進口減少，貿易逆差將會減少。

彈性論喬桂明.國際金融學第二版[M].中國財政經濟出版社，2010：103-105.

回答了在什么度內、什么條件下進行本幣貶值會改善一國的貿易情況，該學說把匯率水平的調整作為調節(jié)國際收支不平衡的基本手段，認為當滿足馬歇爾-勒納條件時，我們可以通過貨幣貶值來改善一國的貿易條件。

J曲線效應喬桂明.國際金融學第二版[M].中國財政經濟出版社，2010：105.

指出了彈性論對貶值效應分析的不全面，該學說認為在國際貿易中需求變化對于價格變動的反應存在滯后效應，貶值引起貿易收支變化的過程應該是先惡化，再改善。

匯率波動影響國際貿易的途徑分析

匯率主要通過兩種途徑對國際貿易產生影響，一是匯率水平的變化，二是匯率波動風險，本文研究的是匯率水平變化對于貿易收支的影響。本幣貶值，將會使得以本國貨幣計價的進口商品的價格上升，對于一般的進口商品非低需求價格彈性

而言，將通過收入效應和替代效應的作用，使得進口減少。同時，會使得以外國貨幣計價的出口商品的價格下降，對于一般出口商品而言，同樣通過收入和替代效應，會增加其出口。根據(jù)彈性論，若進口商品和出口商品的價格需求彈性大于1，本幣貶值將會改善貿易條件，而依據(jù)J曲線效應，匯率通過價格彈性渠道將自身變化傳導到國際貿易時存在時滯效應，貨幣貶值初期，貿易逆差不降反升，貿易條件將會在貿易逆差升到最高點后逐漸得到改善。

研究設計

模型的簡介

在閱讀和研究了國內外研究匯率波動對國際貿易的影響的相關文獻后，本文決定采用向量自回歸（VectorAutoregression,VAR）模型。聯(lián)立方程組模型需要經濟理論的支撐且存在內生、外生變量劃分較為復雜，為使得模型可識別，常常將解釋能力很弱的工具變量加入到模型中去以及非平穩(wěn)變量因違反假設而產生偽回歸現(xiàn)象等問題。采用VAR模型，可以避免所有使用聯(lián)立方程組模型出現(xiàn)的問題，不需要嚴格的經濟理論作為支撐，也不需要考慮任何事先約束條件，只要確定哪些變量可以進入模型，以及確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)即可，模型的設定更加的靈活。而通過對設定的VAR模型進行格蘭杰因果性檢驗，我們可以研究是否可以通過一個變量的變化對另外一個變量進行預測，通過脈沖響應和方差分解，我們可以研究一個變量受到一個標準差沖擊后對其他變量的影響以及貢獻度。

數(shù)據(jù)與變量

1、數(shù)據(jù)的選取

本文選取季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源是同花順數(shù)據(jù)庫，時間跨度是2006年到2017年，由于本文涉及的數(shù)據(jù)均為宏觀數(shù)據(jù)。因此會受到核算周期的影響，需要進行進一步的數(shù)據(jù)處理。本文采用人民幣實際有效匯率，實際有效匯率相較于名義有效匯率，其考慮了主要貿易國家的貨幣變動，剔除了通貨膨脹的因素，能更準確的反映了一國貨幣的對外價值，并且實際有效匯率的變動是影響經濟變量的主要原因。實際有效匯率指數(shù)上升代表本幣升值，下降代表本幣貶值。人民幣實際有效匯率指數(shù)以2010年為基期，將其調整為季度數(shù)據(jù)運用同花順軟件對其進行調整

。所有的數(shù)據(jù)均經過季節(jié)調整我們使用Eviews8.0的X12對數(shù)據(jù)做季節(jié)調整

后取其對數(shù)，取對數(shù)可以減少異方差，將非線性結構的變量轉化為近似或者顯著的線性關系。

2、變量的選擇

在閱讀和研究過往的文獻和相關理論后，本文選取人民幣實際有效匯率指數(shù)（REER）、國民生產總值（GDP）作為解釋變量，研究他們對于進口總額（M）和出口總額（X）的影響。

本文研究的是人民幣實際有效匯率對于貿易收支的影響,貿易收支包括進口總額和出口總額，因此選取進口總額（M）和出口總額（X）作為本文的被解釋變量。

實證結果分析

平穩(wěn)性檢驗

時間序列如果是非平穩(wěn)的，那么在進行模型分析的時候就會出現(xiàn)虛假回歸的現(xiàn)象，使得實證分析結果的準確性下降。因此在研究之前，我們需要對于各個變量的平穩(wěn)性進行檢驗，看其是水平平穩(wěn)還是一階差分后或二階差分后平穩(wěn)，確保被研究的數(shù)據(jù)是同階單整，這樣才能進行接下來模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定以及協(xié)整關系的檢驗。

本文將所有變量進行季節(jié)調整，并在取其對數(shù)對數(shù)后，進行單位根檢驗。

表4-1ADF單位根檢驗結果

指標名

檢驗條件

ADF統(tǒng)計值

P-Value

檢驗結果

LNX

(C,T,0)

-4.4440

0.0048

平穩(wěn)

LNM

(C,T,0)

-4.9830

0.0010

平穩(wěn)

LNREER

(C,T,0)

-4.2902

0.0073

平穩(wěn)

LNGDP

(C,T,0)

-3.5576

0.0450

平穩(wěn)

注：（C,T,0）代表滯后0階有時間趨勢項和常數(shù)項的檢驗條件；上述檢驗結果是在95%置信水平內進行一階差分的結果；ADF統(tǒng)計結果的選擇基于AIC指標。

檢驗結果如表4-1所示，所有的時間序列均同階單整，在一階差分后平穩(wěn)，因此時間序列是平穩(wěn)的，接下來的檢驗可以使用上述數(shù)據(jù)。

最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

經過單位根檢驗后，接下來我們需要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，使得VAR模型的隨機擾動項服從向量白噪音。較長的滯后階數(shù)能更好的反映模型變量之間的動態(tài)關系。如果滯后階數(shù)過小，會出現(xiàn)殘差自相關，模型的參數(shù)估計非一致等問題。但是滯后期是以模型的自由度為代價的，滯后階數(shù)過大，待估計的參數(shù)多，會使得參數(shù)估計的有效性受到影響。因此我們需要在滯后階數(shù)和自由度上取得最佳的平衡。在實證中，通常綜合AIC指標、SC指標來確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)，通過增加滯后階數(shù)使得AIC和SC值同時達到最小，如果AIC和SC最小值對應不同的滯后階數(shù)時，我們通過對數(shù)似然比（LR）來確定模型的滯后階數(shù)。

表4-2出口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)

模型滯后階數(shù)

LR

AIC

SC

0

NA

-4.562648

-4.440998

1

454.7014

-15.52109

-15.03450※

2

18.15967※

-15.60280※

-14.75126

3

5.221066

-15.34727

-14.13078

4

9.222669

-15.23569

-13.65425

注：※代表95%置信水平下Eviews在不同準則下所給出的最優(yōu)滯后階數(shù)

根據(jù)上述表4-2出口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的結果，對數(shù)似然比（LR）、AIC指標推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后二階，SC指標推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后一階，AIC和SC指標顯示的最優(yōu)滯后階數(shù)不一致，因此，本文根據(jù)LR指標，選擇出口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

表4-3進口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)

滯后階數(shù)

LR

AIC

SC

0

NA

-3.922081

-3.800431

1

442.4370

-14.57391

-14.08732※

2

18.95848※

-14.67721※

-13.82567

3

7.167125

-14.47892

-13.26243

4

2.744064

-14.15835

-12.57691

注：※代表在95%置信水平下Eviews在不同準則下所給出的最優(yōu)滯后階數(shù)

根據(jù)表4-3進口VAR模型滯后階數(shù)的檢驗結果，對數(shù)似然比（LR）、AIC指標推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)是2，SC指標推薦的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。因此本文選擇進口VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

協(xié)整性檢驗

上述單位根檢驗顯示本文的時間序列數(shù)據(jù)均在一階差分后平穩(wěn)，因此我們可以檢驗各個變量之間的協(xié)整關系。本文選擇序列沒有確定的線性趨勢，協(xié)整方程有截距項的模型形式來檢驗VAR模型變量間的協(xié)整關系，結果如下：

表4-4出口VAR模型協(xié)整性檢驗

跡統(tǒng)計量檢驗結果

零假設

備擇假設

統(tǒng)計量

P-Value

r=0*

r=1

44.32007

0.0040

r≤1

r=2

18.59093

0.0834

r≤2

r=3

4.671310

0.3213

最大特征值檢驗結果

零假設

備擇假設

統(tǒng)計量

P-Value

r=0*

r=1

25.72914

0.0159

r≤1

r=2

13.91962

0.0995

r≤2

r=3

4.671310

0.3213

注：檢驗在95%的置信水平下進行

根據(jù)表4-4，基于跡和最大特征值統(tǒng)計量的檢驗結果顯示，變量內部存在1個協(xié)整關系的P值小于0.05，即在出口VAR模型中存在一個長期協(xié)整關系。正規(guī)化后的協(xié)整方程如下：

LNX=-7.3684LNREER+0.5061LNGDP+40.316（4.1）

從上述協(xié)整方程，我們可以看出，人民幣實際有效匯率指數(shù)上升，人民幣升值，出口貿易額下降。經濟增長會促進出口貿易額的增長。

表4-5進口VAR模型協(xié)整性檢驗

跡統(tǒng)計量檢驗結果

零假設

備擇假設

統(tǒng)計量

P-Value

r=0*

r=1

42.25128

0.0074

r≤1

r=2

16.82778

0.1391

r≤2

r=3

3.202875

0.5434

最大特征值統(tǒng)計量檢驗結果

零假設

備擇假設

統(tǒng)計量

P-Value

r=0*

r=1

25.42350

0.0177

r≤1

r=2

13.62491

0.1099

r≤2

r=3

3.202875

0.5434

注：檢驗在95%的置信水平下進行

從進口VAR模型協(xié)整檢驗結果來看，基于跡和最大特征值統(tǒng)計量的檢驗結果顯示，進口VAR模型內部存在1個協(xié)整關系的P值小于0.05，即在進口VAR模型中，進口總額、GDP以及人民幣實際有效匯率之間存在一個長期協(xié)整關系。且正規(guī)化后的協(xié)整方程如下：

LNM=-2.4449LNREER+0.1603LNGDP+19.5819（4.2）

從上述協(xié)整方程可以看出，經濟增長會帶動進口貿易額的增長，但是匯率變化與進口貿易額呈反向關系，即人民幣升值，進口貿易額反而減少。

誤差修正模型

前文對VAR模型內部的各個變量之間的協(xié)整關系進行了檢驗，進口VAR模型和出口VAR模型內部均有一個長期均衡關系?，F(xiàn)在分別對出口、進口VAR模型構建向量誤差修正（VectorErrorCorrection）模型，建立各變量之間的短期均衡關系。將長期均衡關系中的殘差項作為解釋變量引入到短期動態(tài)模型中，來研究短期波動偏離長期均衡的程度，以提高模型的精度。結果如下：

出口誤差修正模型：

LNXt=0.0068VECt-1-0.0460LNXt-1+1.8273LNGDPt-1-1.1671LNREERt-1+δt（4.3）

進口誤差修正模型：

LNMt=-0.0040VECt-1-0.1004LNMt-1-1.8217LNREERt-1+1.0381LNGDPt-1+δt（4.4）

從上述得到的結果來看，當進口、出口模型受到短期沖擊偏離均衡狀態(tài)后，均會向長期均衡狀態(tài)回調，但是由于誤差修正模型的系數(shù)過小，因此調整力度小，回調速度偏慢，存在一定的滯后效果。

格蘭杰因果檢驗

在上文進行的協(xié)整檢驗中，我們發(fā)現(xiàn)，進出口VAR模型內部均存在一個協(xié)整關系，為了進一步研究各個變量之間的關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗來分析某個變量是否為其他變量的格蘭杰原因。如果變量A是變量B的格蘭杰原因，那么A的變化必然會引起B(yǎng)的變化，因此可以使用A來對B進行預測。通過格蘭杰因果檢驗，可以確定是否可以通過某個變量的變化來預測另一個變量的變化。格蘭杰因果檢驗的零假設是變量A不是變量B的格蘭杰原因，在95%的置信水平下，如果P值小于0.05，則拒絕原假設，即變量A是變量B的格蘭杰原因。

表4-6出口VAR模型變量間的格蘭杰因果檢驗

原假設

F統(tǒng)計值

P值

結論

LNGDP不是LNX的格蘭杰原因

8.28592

0.0010

拒絕原假設

LNX不是LNGDP的格蘭杰原因

6.93299

0.0025

拒絕原假設

LNREER不是LNX的格蘭杰原因

9.50576

0.0004

拒絕原假設

LNX不是LNREER的格蘭杰原因

10.4321

0.0002

拒絕原假設

LNREER不是LNGDP的格蘭杰原因

4.82087

0.0132

拒絕原假設

LNGDP不是LNREER的格蘭杰原因

4.48536

0.0173

拒絕原假設

注：結論是在95%置信水平下的格蘭杰因果檢驗結論

從出口VAR模型的格蘭杰因果檢驗的結果來看，三個變量之間互為格蘭杰原因，因此我們可以根據(jù)經濟情況、匯率情況對我國的出口貿易情況進行預測，也可以通過出口情況對經濟情況和匯率情況進行預期，而經濟情況和匯率情況之間也可以進行相互的預測。這也說明，我國匯率水平和經濟情況對于出口貿易是有一定影響的，本幣貶值以及經濟增長，均會提升我國的出口貿易水平。

表4-7進口VAR模型變量間的格蘭杰因果檢驗

原假設

F統(tǒng)計值

P值

結論

LNGDP不是LNM的格蘭杰原因

2.32958

0.1101

接受零假設

LNM不是LMGDP的格蘭杰原因

3.06567

0.0574

接受零假設

LNREER不是LNM的格蘭杰原因

6.96763

0.0025

拒絕零假設

LNM不是LNREER的格蘭杰原因

5.92096

0.0055

拒絕零假設

LNREER不是LNGDP的格蘭杰原因

4.82087

0.0132

拒絕零假設

LNGDP不是LNREER的格蘭杰原因

4.48536

0.0173

拒絕零假設

注：結論是在95%置信水平下的格蘭杰因果檢驗結論

根據(jù)進口VAR模型格蘭杰因果檢驗的結果，我們發(fā)現(xiàn)了在95%的置信水平下，LNREER和LNM互為格蘭杰原因，但是LNGDP和LNM互不為格蘭杰原因。即我們可以通過匯率情況來對我國的進口情況進行預測，但是無法通過經濟情況來對進口情況進行預測，這也說明了在樣本期內經濟情況與進口貿易的關系不是很緊密。

脈沖響應與方差分解

我們通過脈沖響應函數(shù)和方差分解來對變量沖擊的動態(tài)響應進行研究。脈沖響應函數(shù)顯示了在對隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，內生變量的當期值和未來值所產生的動態(tài)影響，顯示了任一擾動項通過模型沖擊其他所有變量的鏈式反應過程。方差分解進一步分析了各個變量對于某變量各期預測值的標準差的貢獻度。本文主要研究的是人民幣實際有效匯率以及經濟增長對進出口貿易的影響，因此，對于進出口VAR模型，將著重分析各個變量對于進口、出口變量的沖擊效果和貢獻程度，通過脈沖響應函數(shù)，我們可以看出1個標準差的匯率變化、經濟情況的變化以及進出口貿易額自身所帶來的沖擊對于進出口貿易變化產生的影響。在脈沖響應函數(shù)圖中，橫軸代表滯后期數(shù)，縱軸代表變量對于沖擊的響應程度，而在方差分解圖中，橫軸代表滯后期數(shù)，縱軸代表各變量對于沖擊的貢獻度。

圖4-1出口VAR模型脈沖響應函數(shù)結果

LNX對LNX脈沖響應圖

LNX對LNGDP脈沖響應圖

LNX對LNREER脈沖響應圖

圖4-2出口VAR模型方差分解結果

LNX對LNX變化的貢獻度

LNX對LNGDP變化的貢獻度

LNX對LNREER變化的貢獻度

根據(jù)圖4-1出口VAR模型脈沖響應函數(shù)的分析結果，當匯率受到1個單位標準差的正向沖擊后，會對出口貿易產生負向作用，在第九期后，開始出現(xiàn)正向的微弱影響，隨后趨于平穩(wěn)。從作用的效果來看，匯率對于出口貿易額的影響作用很弱，一個單位標準差的匯率變動，最多只能帶來約0.04個單位的反向影響。從圖4-2出口VAR模型方差分解的結果來看，匯率對于出口貿易變化額的貢獻度約為30%，且存在一定的滯后效果，大約在第5期后趨于平穩(wěn)。因此，根據(jù)結果，人民幣匯率變化會在較小程度上對于我國的出口貿易造成影響。出口貿易的變化大部分則是由于自身的波動引起的，對于自身的貢獻度較高，在第6期后穩(wěn)定在50%左右。最后，一單位標準差的GDP變動會帶來0.04個單位的出口貿易額的正向變化，它對于出口貿易額的貢獻在第7期后穩(wěn)定在17%左右。綜上，出口貿易變化主要受自身變動的影響，匯率及GDP對于我國的出口貿易影響很弱。

圖4-3進口VAR模型脈沖響應函數(shù)結果

LNM對LNM脈沖響應圖

LNM對LNGDP脈沖響應圖

LNM對LNREER脈沖響應圖

圖4-4進口VAR模型方差分解結果

LNM對LNM變化的貢獻度

LNGDP對LNM變化的貢獻度

LNREER對LNM變化的貢獻度

根據(jù)圖4-3進口VAR模型的脈沖響應函數(shù)結果，我們發(fā)現(xiàn)當匯率受到一個單位標準差的正向沖擊后，進口貿易會受到負面的影響，并在第10期轉向正向影響，然后逐漸趨于平穩(wěn)。而從圖4-4方差分解結果來看，匯率變化對于進口的影響貢獻度最高為20%，且存在一定的滯后效果，大約在第5期后趨于穩(wěn)定。而GDP對于進口貿易影響的貢獻度大約在7%，影響較小。綜上，進口貿易與出口貿易類似，其變化絕大部分是由自身震蕩引起的，并且其對自身的貢獻度在第10期后趨于穩(wěn)定，大約在73%，匯率以及GDP對進口貿易的影響很小。

小結與政策

本文小結與原因分析

在上文中，我們選取2006年—2017年的季度數(shù)據(jù)，在對數(shù)據(jù)進行處理后，分別對進出口額構建VAR模型，并對其進行了協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、誤差修正、脈沖響應以及方差分解。通過這些檢驗，我們得到了模型內部各個變量之間的相關關系，所得結果顯示如下：

在樣本期內，人民幣匯率與進出口貿易存在長期協(xié)整關系，人民幣升值，出口總額減少，進口總額也減少，這與既有的經濟理論不相符合，并且人民幣匯率對于進出口總額的影響總體偏弱，造成這些問題的原因可能是：我國的匯率制度對于國際貿易的傳遞機制尚不完全，匯率制度改革還不夠徹底，我國對外貿易的結構仍然不夠健全。

在樣本期內，我國的經濟發(fā)展與進出口貿易具有相互促進的作用，經濟增長，進出口貿易的總額也分別增長。GDP與出口總額互為格蘭杰原因，可以通過經濟增長來預測出口情況?？梢酝ㄟ^發(fā)展經濟來促進進出口貿易的發(fā)展。

在樣本期內，根據(jù)方差分解得到的結果，進出口貿易額自身的波動在模型中貢獻度最高，波動對其自身的短期影響較為明顯，但是從長期來看，我國進出口貿易的長期趨勢是穩(wěn)定的，短期的動態(tài)調整不會干擾進出口貿易的長期發(fā)展趨勢。進出口貿易額的波動在一定程度上也反映了進出口貿易的不確定性，代表著一定程度的貿易風險。為了規(guī)避風險，進出口商會傾向于減少進出口貿易，這可能會使得進出口貿易額出現(xiàn)下滑。

建議

繼續(xù)深化匯率制度改革

2005年7月的匯率制度改革后，人民幣匯率實際上實行的是“軟釘住”的匯率制度，與完全意義上的“浮動匯率制度”存在差距。因此在樣本期內，人民幣匯率對于進出口貿易總額的影響偏弱。因此我們需要繼續(xù)深化匯率制度改革，健全匯率對于國際貿易的傳導機制。

健全我國的對外貿易結構

在改革開放以后，我國憑借著廉價的資源優(yōu)勢迅速在國際上打開市場，但是這種以消耗資源為代價所帶來的對外貿易的發(fā)展是不可持續(xù)的。而由于某些核心技術的缺乏，我國對于國外例如芯片這樣的高科技產品的進口存在著嚴重的依賴。在前不久，美國宣布對中國啟動“301”調查，向數(shù)千億的產品加征關稅，其中不乏很多的高科技產品，一時間對于我國的經濟造成了很大的影響。而美國對于中興的芯片禁令更是讓我們對于我國高精尖技術的匱乏產生深刻的思考。因此我國要繼續(xù)改變粗放型經濟發(fā)展模式，大力發(fā)展科技，積極進行自主研發(fā)，健全我國的對外貿易結構。

參考文獻

[1]CaglayanM,DiJ.DoesRealExchangeRateVolatilityAffectSectoralTradeFlows?[J].SouthernEconomicJournal,2010,77(2):313-335.

[2]ClarkPB.UNCERTAINTY,EXCHANGERISK,ANDTHELEVELOFINTERNATIONALTRADE[J].EconomicInquiry,2010,11(3):302-313.

[3]EthierW.InternationalTradeandtheForwardExchangeMarket[J].AmericanEconomicReview,1973,63(3):494-503.

[4]HooperP,KohlhagenSW.Theeffectofexchangerateuncertaintyonthepricesandvolumeofinternationaltrade[J].JournalofInternationalEconomics,1978,8(4):483-511.

[5]LastrapesWD,KorayF.RealExchangeRateVolatilityandU.S.BilateralTrade:AVarApproach[J].ReviewofEconomics&Statistics,2001,71(4):708-712.

[6]QianY,VarangisP.Doesexchangeratevolatilityhinderexportgrowth?[J].EmpiricalEconomics,1994,19(3):371-396.

[7]TeamS.TheExchangeRateSystem:LessonsofthePastandOptionsfortheFuture[C]//Internat