丁芳萍

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)貿(mào)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

*收稿日期：2013-10-29

一、引言

2005年，我國(guó)對(duì)人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)行改革，開(kāi)始實(shí)施以市場(chǎng)供給為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣，有管理的浮動(dòng)匯率制度。自那以后，人民幣匯率進(jìn)入了一個(gè)升值過(guò)程，到2008年，人民幣兌美元累計(jì)升值了15.2%。2008年以后，人民幣匯率繼續(xù)升值，其升值的幅度較緩。與此同時(shí)，自2005年以來(lái)，我國(guó)出口貿(mào)易額逐年攀升，到2008年我國(guó)出口貿(mào)易額達(dá)到1.43億美元，此后受金融危機(jī)的影響，出口貿(mào)易出現(xiàn)了下滑，2009年出口貿(mào)易同比下降了16%，由于國(guó)家出臺(tái)相應(yīng)的政策，2010年出口貿(mào)易出現(xiàn)強(qiáng)勁增長(zhǎng)，基本恢復(fù)到2008年貿(mào)易水平。2011年進(jìn)出口貿(mào)易增速持續(xù)走低，但貿(mào)易發(fā)展趨向于平衡，進(jìn)出口貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展，特別在“擴(kuò)大進(jìn)口”的政策的引導(dǎo)下，出口增速同比進(jìn)口增速下降4.6個(gè)百分點(diǎn)。2012年以來(lái)，受全球經(jīng)濟(jì)不景氣的影響，我國(guó)出口貿(mào)易增長(zhǎng)7.9%，增幅比2011年回落了12.4個(gè)百分點(diǎn) 。從以上可以看出，人民幣匯率與出口貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，出口貿(mào)易的增幅與人民幣的升值趨勢(shì)基本一致。具體來(lái)看，2005年至2008年期間，人民幣持續(xù)升值，出口貿(mào)易額隨之逐年增長(zhǎng)。此后受金融危機(jī)的影響，2009年以后出口貿(mào)易增長(zhǎng)緩慢，同時(shí)人民幣升值幅度趨緩。在此基礎(chǔ)上，研究人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響，具有一定的實(shí)際意義。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，依據(jù)1994～2012年的年度數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析方法分析人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

三、人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的實(shí)證研究

(一)構(gòu)建模型與收集數(shù)據(jù)

1. 構(gòu)建模型

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為一國(guó)出口貿(mào)易的規(guī)模變量，代表著影響出口的地區(qū)或國(guó)家的供給能力。根據(jù)本地市場(chǎng)效應(yīng)，一國(guó)或地區(qū)的出口能力與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模相關(guān)，一般而言，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，出口貿(mào)易量就越大，反之越小。影響出口的因素，除了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，還有人民幣實(shí)際有效匯率、FDI等。在進(jìn)出口商品成本一定的情況下，人民幣實(shí)際有效匯率上升，用外幣表示的本國(guó)出口商品價(jià)格上漲，導(dǎo)致本國(guó)出口商品失去價(jià)格優(yōu)勢(shì)，市場(chǎng)份額相應(yīng)減少，企業(yè)利潤(rùn)縮減，出口量將減少。20世紀(jì)以來(lái)，經(jīng)濟(jì)全球化的迅猛發(fā)展使外商直接投資獲得快速發(fā)展，外資企業(yè)每年在中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易所占比重都在50%以上，對(duì)我國(guó)外貿(mào)發(fā)展有很大促進(jìn)作用。因此，在研究人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)外貿(mào)影響時(shí)，需控制FDI存量對(duì)我國(guó)外貿(mào)的影響。

根據(jù)上文分析，建立出口貿(mào)易模型

EX=f(REER，GDP,FDI)

為了使變量盡快實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)，對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換如下

（2）節(jié)假日因素。節(jié)假日對(duì)于用戶以及企業(yè)用電都有很大的差別，我們?cè)谔幚頃r(shí)將其離散化，0表示工作日，1表示節(jié)假日。

LNEX= LNC +αLNREER + βLNGDP +γLNFDI+ U

式中C為常數(shù)項(xiàng)，α、β、γ為待定參數(shù)，U為隨機(jī)誤差項(xiàng)，EX 表示我國(guó)出口貿(mào)易額，REER為人民幣實(shí)際有效匯率，GDP 表示我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，F(xiàn)DI 表示外商直接投資。

2．?dāng)?shù)據(jù)說(shuō)明及來(lái)源

本文選取的樣本區(qū)間為1994～2012年年度數(shù)據(jù)，主要是基于匯率改革后，匯率市場(chǎng)化程度的提高。另外，在本文選取樣本中，所有變量經(jīng)過(guò)了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整，其數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，人民幣實(shí)際有效匯率來(lái)自國(guó)際貨幣基金組織以2005年為基期而得來(lái)的，本文所有檢驗(yàn)過(guò)程均通過(guò)Eviews6.0進(jìn)行的。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能存在非平穩(wěn)性，即單位根，用非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型會(huì)存在“偽回歸”現(xiàn)象。因此，在分析人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響之前，必須對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，確定是否是平穩(wěn)序列，如果是平穩(wěn)序列，進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文采用ADF方法檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：表中c表示常數(shù)項(xiàng)，t表示趨勢(shì)項(xiàng)，p滯后期數(shù)，滯后期的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以AIC和SC的值最小為準(zhǔn)則。

在5%的顯著性水平下，序列LNEX、LNGDP、LNREER和LNFDI的ADF檢驗(yàn)值均大于其對(duì)應(yīng)的臨界值，表明存在單位根，即它們都是非平穩(wěn)序列；而序列△LNEX，△LNGDP、△LNREER和△LNFDI的ADF檢驗(yàn)值均小于其對(duì)應(yīng)的臨界值，表明不存在單位根，即它們都是平穩(wěn)序列。因此△LNEX，△LNGDP、△LNREER和△LNFDI均是一階單整序列，可以對(duì)變量關(guān)系進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

(三)協(xié)整分析

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的主要思想，如果兩個(gè)(或兩個(gè)以上)時(shí)間序列變量是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過(guò)某種線性組合實(shí)現(xiàn)了平穩(wěn)，則該兩個(gè)(或兩個(gè)以上)時(shí)間序列變量存在協(xié)整關(guān)系(長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系)。在本文中，由于所有變量的時(shí)間序列都是一階單整序列，所以可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。經(jīng)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，我國(guó)出口貿(mào)易額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣實(shí)際有效匯率、FDI之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即本文采用Engle-Granger兩步法對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人民幣實(shí)際有效匯率、FDI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系方程：

LNEX=3.8952-2.0608LNREER+1.3836LNGDP-0.02619LNFDI

(2.4537)(-5.4788)(23.8001) (-1.0951)

從協(xié)整方程可以看出，該方程的DW為0.9222，存在自相關(guān)關(guān)系，通過(guò)廣義差分方法對(duì)該方程進(jìn)行修正，得到修正后的方程為：

LNEX=5.1206-2.3832LNREER+1.3691LNGDP+0.02676LNFDI

(2.4595) (-4.5216) (13.9562) (1.2419)

R2=0.9931 F=465.627 DW=2.4132

根據(jù)回歸結(jié)果顯示，可決系數(shù)為0.9931，說(shuō)明該方程的擬合優(yōu)度高，DW為2.4132，在5%的顯著性水平下，查表得d1=0.967,du=1.685,而 DW在du和2之間，所以殘差項(xiàng)不存在自相關(guān)。

對(duì)殘差序列e進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)(包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng))，ADF值為(-3.8019)小于顯著性水平5%的臨界值(-3.7332)，說(shuō)明殘差序列是平穩(wěn)的，即表明方程各變量存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，所以我國(guó)出口貿(mào)易額和人民幣實(shí)際有效匯率、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、FDI之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)協(xié)整方程，從長(zhǎng)期來(lái)看，在其他條件不變的情況下，人民幣實(shí)際有效匯率彈性系數(shù)為-2.3832，即人民幣實(shí)際有效匯率每變動(dòng)1%，我國(guó)出口貿(mào)易額將平均反向變動(dòng)2.3832個(gè)百分點(diǎn)。人民幣實(shí)際有效匯率上升，本幣升值，以外幣表示的本國(guó)商品在國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格上升，本國(guó)商品的競(jìng)爭(zhēng)力減弱，企業(yè)利潤(rùn)縮減，就會(huì)減少其出口。根據(jù)方程，F(xiàn)DI和GDP與我國(guó)出口貿(mào)易呈正相關(guān)關(guān)系，匯率彈性系數(shù)為1.3691和0.0267，其中FDI的彈性系數(shù)較小，這說(shuō)明FDI對(duì)外貿(mào)出口作用有限，在一定程度上改善了我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)了我國(guó)商品在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，使出口增加?？傊?，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易有負(fù)向作用，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和FDI對(duì)出口貿(mào)易額有正向的促進(jìn)作用。

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