王素玉 富 晨（吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)，長(zhǎng)春 130000）

我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)、出口依存度與人民幣實(shí)際有效匯率的實(shí)證研究

王素玉 富 晨
（吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)，長(zhǎng)春 130000）

本研究通過考察1981～2013年我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)出口的狀況和人民幣幣值的變動(dòng)情況，利用協(xié)整和誤差修正模型對(duì)我國(guó)貨物貿(mào)易的進(jìn)、出口依存度與人民幣實(shí)際有效匯率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)貨物貿(mào)易的進(jìn)口依存度對(duì)出口依存度存在長(zhǎng)期的正向影響的效應(yīng)，對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率則存在長(zhǎng)期的負(fù)向影響的效應(yīng)，而人民幣實(shí)際有效匯率只對(duì)我國(guó)貨物貿(mào)易的出口依存度存在影響的效應(yīng)，且這種效應(yīng)為短期的正向效應(yīng)。

出口依存度 進(jìn)口依存度 人民幣實(shí)際有效匯率 協(xié)整分析

1 我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)、出口及人民幣發(fā)展現(xiàn)狀

1.1 我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)、出口發(fā)展現(xiàn)狀

（1）從改革開放之初1981年到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革之前的1991年，在此期間，我國(guó)的出口總值從1981年的220.1億美元增長(zhǎng)到1991年的719.1億美元，11年間增長(zhǎng)幅度接近3.3倍；而我國(guó)的進(jìn)口總值從接近出口總值的220.2億美元增長(zhǎng)到637.9億美元，增幅接近3倍，為此亦形成了約81.2億美元的貿(mào)易順差額。在這11年期間我國(guó)的出口總額占GDP的比例由1981年的7.489%升至1991年的16.939%，而同年間進(jìn)口總額占GDP的比例則由7.492%升至15.041%。隨著我國(guó)改革開放，國(guó)內(nèi)的一些經(jīng)濟(jì)體制經(jīng)過一系列的改革發(fā)展，各項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)項(xiàng)目都取得了一定的快速發(fā)展，進(jìn)而促成了我國(guó)的貨物貿(mào)易的進(jìn)、出口快速發(fā)展。

（2）從市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革確立的1992年到我國(guó)加入世界貿(mào)易組織WTO之前的2000年，期間我國(guó)的出口總值從1992年849.4億美元驟增到2000年的2492億美元，增幅接近3倍，而與改革開放之初相比增幅達(dá)到10倍之多。同期間我國(guó)的進(jìn)口總額從805.9億美元增長(zhǎng)到2000年的2250.9億美元，依舊形成了貿(mào)易順差且額度達(dá)到241.1億美元，其與之前的10年順差額相比增長(zhǎng)了近3倍。伴隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的確立，國(guó)家的產(chǎn)業(yè)政策得到了一定程度的調(diào)整，各項(xiàng)政策性的法律法規(guī)得到了制定與完善，市場(chǎng)活力得以釋放，由此更加速了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并進(jìn)而促進(jìn)了貨物貿(mào)易的進(jìn)、出口增長(zhǎng)。

（3）從2001年我國(guó)正式加入WTO至今，我國(guó)的貨物貿(mào)易出口總額從2001年的2661億美元增至2013年的22100.4億美元，進(jìn)口貿(mào)易總額從2435.5億美元增至19502.9億美元。隨著我國(guó)對(duì)世界市場(chǎng)國(guó)門大開，外來投資增加，資本、技術(shù)、管理等諸多因素促使我國(guó)制造業(yè)的騰飛，因國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力資源豐富且成本相對(duì)較低，使得產(chǎn)品成本下降，增加了國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而我國(guó)貨物貿(mào)易的進(jìn)、出口出現(xiàn)大幅增加。同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展秉承出口拉動(dòng)內(nèi)需的政策，也促成了出口在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位日益增強(qiáng)，對(duì)外貿(mào)的依賴程度與日俱增。根據(jù)國(guó)家商務(wù)部最新數(shù)據(jù)顯示，截至2014年我國(guó)的貨物貿(mào)易出口總額達(dá)到23427.5億美元，進(jìn)口總額達(dá)到19602.9億美元，從而形成了2597.5億美元的貿(mào)易順差額，依舊保持了我國(guó)貿(mào)易順差大國(guó)的地位。同時(shí)，我國(guó)已經(jīng)超過美國(guó)并成為世界第一貨物貿(mào)易大國(guó)，此外還是世界第一大出口國(guó)、全球第二大經(jīng)濟(jì)體，國(guó)家的經(jīng)濟(jì)實(shí)力和國(guó)際政治地位在世界舉足輕重。

1.2 人民幣發(fā)展現(xiàn)狀

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的情況下，進(jìn)出口貨物貿(mào)易日益在世界市場(chǎng)中扮演著重要的角色，而與此同時(shí)，作為我國(guó)主權(quán)貨幣的人民幣所起到的作用亦不可小覷。對(duì)于衡量我國(guó)貿(mào)易商品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的一個(gè)重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)——人民幣實(shí)際有效匯率 （以2010年的100美元為基準(zhǔn)），從改革開放之初1981年的239.41，到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制確立之后的1995年下降到了77.57，隨后出現(xiàn)了小幅度的上升及下降，在我國(guó)加入WTO后的2001年達(dá)到95.4，之后亦小幅度上升，截至2013年為115.29，從而形成了近年來人民幣實(shí)際有效匯率在穩(wěn)步攀升，人民幣對(duì)美元在貶值的發(fā)展趨勢(shì)。

國(guó)際貨幣基金組織 （IMF）在2015年11月30日，宣布人民幣在2016年10月1日加入特別提款權(quán) （Special Drawing Right，SDR），權(quán)重是10.92%，而由其他4種的當(dāng)期匯率所構(gòu)成SDR的價(jià)值的貨幣分別是美元、歐元、日元、英鎊，所占權(quán)重分別是41.73%、30.93%、8.33%、8.09%，從權(quán)重占比可以看出人民幣排名第三。隨著我國(guó)的經(jīng)濟(jì)地位和綜合實(shí)力日益提升，在國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)以大國(guó)崛起為目標(biāo)的情況下，人民幣加入SDR對(duì)于人民幣國(guó)際化將起到至關(guān)重要的作用，而隨著人民幣在國(guó)際市場(chǎng)流動(dòng)的日益加強(qiáng)，人民幣對(duì)于我國(guó)的貨物貿(mào)易的進(jìn)、出口也將具有至關(guān)重要的作用。

2 我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)、出口依存度與人民幣實(shí)際有效匯率之間的實(shí)證研究

徐濤 （2010）通過研究發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際匯率失調(diào)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口外部依存度影響較大，同時(shí)波動(dòng)程度相對(duì)較小。張志革 （2011）認(rèn)為，發(fā)達(dá)國(guó)家的貿(mào)易依存度同經(jīng)濟(jì)規(guī)模相關(guān)性不大，發(fā)展中國(guó)家卻很大。發(fā)展中國(guó)家貿(mào)易的作用主要是解決國(guó)內(nèi)生產(chǎn)過剩問題，相對(duì)于進(jìn)口來說出口更重要。蘇振東，逯宇鐸 （2010）研究認(rèn)為，中國(guó)外貿(mào)政策的短期調(diào)整必然要考慮人民幣升值這一重要因素。楊貴中，譚遠(yuǎn)發(fā) （2010）認(rèn)為，2008年金融危機(jī)爆發(fā)，國(guó)際市場(chǎng)需求下滑，貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，中國(guó)的出口貿(mào)易遭遇較大沖擊。從短期來講，由于出口貿(mào)易下降 ，中國(guó)的出口依存度將有所下降。從中長(zhǎng)期來講，通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，提高產(chǎn)品附加值，增強(qiáng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，中國(guó)出口貿(mào)易仍然有很大上升空間。諸學(xué)者通過對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，對(duì)我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)、出口依存度及人民幣實(shí)際有效匯率的相關(guān)性得出了各家觀點(diǎn)，亦對(duì)我國(guó)的政策提出建議。本研究在對(duì)之前學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，通過補(bǔ)充最新的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，利用EVIEWS6.0軟件的操作分析進(jìn)行了更全面的實(shí)證研究，并對(duì)新經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下的我國(guó)對(duì)外貿(mào)易和金融提出一些政策建議。

2.1 協(xié)整分析

2.1.1 變量和數(shù)據(jù)來源

變量的取得：出口依存度 （X/GDP）、進(jìn)口依存度 （M/GDP）和人民幣實(shí)際有效匯率REER。實(shí)證研究分析以1981～2013年之間的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間，為消除可能存在的異方差，3個(gè)變量均取對(duì)數(shù)，記為x、m和r，即x=ln（X/GDP）、m =ln（M/GDP）、r=lnREER，三者的時(shí)間序列圖如圖1所示。其中，我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)署數(shù)據(jù)庫，貨物貿(mào)易出口總額X和進(jìn)口總額M數(shù)據(jù)則來自我國(guó)海關(guān)總署數(shù)據(jù)庫，三者均為名義值，且計(jì)量單位均為億美元；此外，人民幣實(shí)際有效匯率REER數(shù)據(jù)來自國(guó)際貨幣基金組織的IFS數(shù)據(jù)庫。由于實(shí)證分析中用到的變量除了人民幣實(shí)際有效匯率外，出口依存度和進(jìn)口依存度兩個(gè)變量均為比率，所以未對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行通過GDP平減指數(shù)剔除通貨膨脹的價(jià)格因素的處理，這并不影響研究的具體分析。

2.1.2 單位跟檢驗(yàn)

因大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，為了保證協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的順利進(jìn)行，需要首先進(jìn)行ADF單位跟檢驗(yàn)。

圖1 對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率、出口依存度、進(jìn)口依存度取對(duì)數(shù)后的時(shí)間序列圖

表1 ADF單位根檢驗(yàn)

如表1所示，通過ADF單位跟檢驗(yàn)后，結(jié)果顯示：x和m兩個(gè)變量皆為非平穩(wěn)變量，均未通過ADF單位根檢驗(yàn)。經(jīng)過一階差分，二者均在0.05顯著水平下通過了ADF單位根檢驗(yàn)，成為平穩(wěn)序列。因此，本研究理論模型所涉及的所有變量均為一階單整序列。

2.1.3 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)與誤差修正模型

本研究中，3個(gè)變量的水平序列存在一階單整的非平穩(wěn)水平序列和一階單整的平穩(wěn)水平序列，由此看來，若存在某一線性組合是平穩(wěn)的，則變量之間存在著長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。由于本研究中存在著多個(gè)變量，因此采用Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

（1）確定最優(yōu)滯后區(qū)間

通過對(duì)3個(gè)變量x，m，r建立并估計(jì)最大滯后階數(shù)為4的不包括任何附加項(xiàng)的無約束向量自回歸 （VAR）模型，利用LR、FPE、AIC、SC和HQ這5種信息準(zhǔn)則的綜合判斷，顯示Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后區(qū)間為1～3。

表2 無約束VAR 的最優(yōu)滯后階數(shù)的識(shí)別

續(xù)表

（2）確定最優(yōu)檢驗(yàn)形式

Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)根據(jù)協(xié)整空間和數(shù)據(jù)空間中所包含的附加項(xiàng)不同假設(shè)，設(shè)定了5種不同檢驗(yàn)形式的組合。表3顯示了0.05水平下利用跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根所確定的協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)。由此可看出，無論在哪種檢驗(yàn)形式假設(shè)下，可確認(rèn)x，m，r這3個(gè)變量之間至少存在1種長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)Granger定理，如果變量是協(xié)整的 ，其關(guān)系可以寫成誤差修正模型形式。介于此，本研究針對(duì)每一種檢驗(yàn)形式建立了相應(yīng)的最優(yōu)滯后區(qū)間為1～3的誤差修正 （VEC）模型，根據(jù)最小信息準(zhǔn)則，利用赤池信息準(zhǔn)則 （AIC）和Schwarz信息準(zhǔn)則 （SC）的統(tǒng)計(jì)量的判斷顯示，Johansen協(xié)整關(guān)系的最優(yōu)檢驗(yàn)形式亦為 “數(shù)據(jù)空間和協(xié)整空間都同時(shí)包含截距項(xiàng)和確定的線性趨勢(shì)項(xiàng)”。

表3 Johansen 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果匯總與最優(yōu)誤差修正模型形式識(shí)別

（3）誤差修正模型與協(xié)整方程

在最優(yōu)滯后階數(shù)為3，Johansen協(xié)整關(guān)系的最優(yōu)檢驗(yàn)形式為 “數(shù)據(jù)空間和協(xié)整空間都同時(shí)包含截距項(xiàng)和確定的線性趨勢(shì)項(xiàng)”的已知條件下，建立的最優(yōu)誤差修正 （VEC）模型的形式為：

其中誤差修正項(xiàng)為êt=xt-α1mt+α2rt+α3T+C是以xt為因變量的協(xié)整方程xt=α1mt-α2rt-α3T+ C的殘差項(xiàng)，反映了各變量之間長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，因此誤差修正項(xiàng)êt-1一定是平穩(wěn)的。此外，α1、α2、α3為協(xié)整方程的帶估計(jì)參數(shù)。由于模型所使用的所有變量的對(duì)數(shù)一階差分序列及其滯后項(xiàng)均為平穩(wěn)，因此VEC模型完全由平穩(wěn)變量構(gòu)成，不存在偽回歸問題。

本研究中，反映長(zhǎng)期均衡協(xié)整關(guān)系的協(xié)整方程為：

其中，［］內(nèi)為參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量。此外，變換協(xié)整方程的因變量，可以得到另外2個(gè)等價(jià)的協(xié)整方程，如下：

從3個(gè)方程可以看出，所有參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值都很大，這足以在0.05水平下通過顯著性檢驗(yàn)。從相關(guān)性來看，出口依存度與進(jìn)口依存度負(fù)相關(guān)，與人民幣實(shí)際有效匯率正相關(guān)；進(jìn)口依存度與出口依存度和人民幣實(shí)際有效匯率都負(fù)相關(guān)；人民幣實(shí)際有效匯率與出口依存度正相關(guān)，與進(jìn)口依存度負(fù)相關(guān)。不過相關(guān)關(guān)系不等同于因果關(guān)系，只有在VEC模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，才能明確變量間是否具有短期和長(zhǎng)期的Granger因果關(guān)系及這種短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)的正負(fù)。為此，接下來我們將對(duì)本研究中的變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

2.2 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過建立誤差修正 （VEC）模型，并利用Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)法對(duì)誤差修正 （VEC）模型估計(jì)的結(jié)果施加恰當(dāng)?shù)腤ald約束條件，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)短期和長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

2.2.1 短期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

建立最優(yōu)滯后區(qū)間為3并且數(shù)據(jù)空間和協(xié)整空間都同時(shí)包含截距項(xiàng)和確定的線性趨勢(shì)項(xiàng)的最優(yōu)誤差修正 （VEC）模型。在此基礎(chǔ)上，利用Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)法，對(duì)誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果施加該Wald約束條件，若在Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)的結(jié)果中 ，自由度為3的χ2統(tǒng)計(jì)量在0.05水平下拒絕原假設(shè)，則可判定兩個(gè)變量間存在短期Granger因果關(guān)系。反之，不存在。此外，當(dāng)兩個(gè)變量在0.05水平下顯著通過檢驗(yàn)，存在Granger因果關(guān)系時(shí)，需通過相應(yīng)一階差分自變量的3期滯后項(xiàng)的系數(shù)之和的正負(fù)，來判斷兩個(gè)變量間短期Granger因果關(guān)系的效應(yīng)即短期效應(yīng)的正負(fù)。

表4提供了基于最優(yōu)誤差修正 （VEC）模型的短期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果，顯示Δrt是Δxt的短期Granger原因，且短期效應(yīng)為正。從中可以得出結(jié)論：人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)貨物貿(mào)易出口依存度具有顯著的短期正效應(yīng)。

表4 短期Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)

2.2.2 長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系

長(zhǎng)期Granger因果檢驗(yàn)同短期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)類似，在建立最優(yōu)誤差修正 （VEC）模型的基礎(chǔ)上，需利用Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)法，對(duì)誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果施加該Wald約束條件，若在Wald聯(lián)合顯著檢驗(yàn)的結(jié)果中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在0.05水平下拒絕原假設(shè)，則可判定兩個(gè)變量間存在長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系。反之，不存在。

此外，當(dāng)兩個(gè)變量在0.05水平下顯著通過檢驗(yàn)，存在長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系時(shí)，需通過基于VEC模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的收斂值的正負(fù)，來判斷兩個(gè)變量間長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系的效應(yīng)即長(zhǎng)期效應(yīng)的正負(fù)。

表5 長(zhǎng)期Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)

表5提供了基于最優(yōu)誤差修正 （VEC）模型的長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果，從中可以得出結(jié)論：

（1）以Δxt和Δmt為因變量的VECM中êt-1的參數(shù)在0.1水平下通過Wald檢驗(yàn)，而以Δrt為因變量的VECM中êt-1的參數(shù)未在0.1水平下通過Wald檢驗(yàn)。因此，Δxt和Δmt之間長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系是上述每一個(gè)變量的長(zhǎng)期Granger原因。

（2）Δmt是Δxt的長(zhǎng)期Granger原因，且長(zhǎng)期效應(yīng)為正，這與短期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果不一致。中國(guó)貿(mào)易進(jìn)口依存度對(duì)中國(guó)貿(mào)易出口依存度具有顯著的長(zhǎng)期正效應(yīng) ，這說明從長(zhǎng)期看，隨著中國(guó)的貿(mào)易進(jìn)口依存度增加，中國(guó)的貿(mào)易出口依存度也會(huì)隨之增加。即隨著我國(guó)對(duì)外開放程度的加大，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的依賴程度會(huì)進(jìn)一步加深。在很大程度上，對(duì)這種現(xiàn)象的解釋是由于我國(guó)在全球經(jīng)濟(jì)體中處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展大國(guó)的地位，國(guó)內(nèi)制造業(yè)雄厚，對(duì)制造業(yè)所需的諸多資源包括原材料、中間品、機(jī)器設(shè)備等需要大量的進(jìn)口，從而使得我國(guó)國(guó)內(nèi)相當(dāng)部分的制成品在國(guó)內(nèi)完成生產(chǎn)后又要出口到國(guó)外，這就同時(shí)又加大了我國(guó)的貿(mào)易出口。

（3）Δmt是 Δrt的長(zhǎng)期Granger原因，且長(zhǎng)期效應(yīng)為負(fù)，即中國(guó)貿(mào)易進(jìn)口依存度對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率具有顯著的長(zhǎng)期負(fù)效應(yīng)。說明從長(zhǎng)期看，隨著中國(guó)對(duì)外貿(mào)易開放程度的加大，進(jìn)口不斷增加，人民幣會(huì)出現(xiàn)升值的跡象。對(duì)這種現(xiàn)象的解釋是 ，隨著我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口的加大，國(guó)內(nèi)產(chǎn)品數(shù)量將會(huì)增加，根據(jù)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，國(guó)內(nèi)產(chǎn)品的價(jià)格會(huì)被拉低，這樣逐漸地國(guó)內(nèi)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上將會(huì)形成一定的競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而促進(jìn)出口產(chǎn)品的增加，人民幣升值。

3 結(jié)果分析

通過對(duì)1981～2013年我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)、出口依存度和人民幣實(shí)際有效匯率之間相關(guān)關(guān)系的實(shí)證研究，最終結(jié)論可從短期和長(zhǎng)期兩方面進(jìn)行闡述。

短期來看，隨著人民幣實(shí)際有效匯率的提高，人民幣相應(yīng)的將會(huì)出現(xiàn)貶值，這樣在短期內(nèi)，將會(huì)刺激我國(guó)貨物貿(mào)易的出口，增加出口量，從而形成國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)對(duì)出口依賴程度的提升。改革開放之后，隨著我國(guó)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度日益加深，開放程度不斷加大，到我國(guó)加入WTO至今，中國(guó)制造在世界市場(chǎng)上已經(jīng)是個(gè)代名詞。伴隨著大量的外資進(jìn)駐國(guó)內(nèi)，利用我國(guó)的勞動(dòng)力、自然資源、國(guó)家優(yōu)惠政策等諸多資源，我國(guó)儼然發(fā)展成了世界市場(chǎng)的代工廠。而當(dāng)人民幣幣值發(fā)生波動(dòng)之時(shí)，短期內(nèi)世界市場(chǎng)的嗅覺對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)商品的出口將會(huì)變得十分敏感。

長(zhǎng)期來看，伴隨著進(jìn)口依存度的提高，出口依存度也會(huì)相應(yīng)的提高，這樣一來，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易依賴程度會(huì)進(jìn)一步加深。而這種對(duì)外貿(mào)易依賴程度的加深，放眼長(zhǎng)期，將會(huì)對(duì)已成為一攬子貨幣的人民幣產(chǎn)生重要影響，并且會(huì)對(duì)自身外貿(mào)依賴度形成進(jìn)一步的加深。而對(duì)于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期的我國(guó)來說，長(zhǎng)久以來出口對(duì)于拉動(dòng)我國(guó)GDP起著至關(guān)重要的作用。目前隨著世界政治多極化和經(jīng)濟(jì)全球一體化，全球市場(chǎng)的技術(shù)、管理、人才等諸方面在加速發(fā)展。我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)發(fā)展之背景下，放眼未來，若我國(guó)依然過度依賴外貿(mào)來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，那么在未來市場(chǎng)上所占據(jù)的可能僅是 “GDP絕對(duì)值”領(lǐng)先地位。因?yàn)樽鳛槭澜缰圃鞓I(yè)大國(guó)，我國(guó)國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)水平相當(dāng)大程度上是處于產(chǎn)業(yè)鏈低端，在所創(chuàng)造的價(jià)值中所分得的利潤(rùn)也僅是 “鳳毛麟角”，這樣對(duì)于全球第二大經(jīng)濟(jì)體的我國(guó)來說，提高自主創(chuàng)新能力、自主研發(fā)能力，加大高精尖人才的培養(yǎng)將決定我國(guó)未來的制造業(yè)水平和高端制造業(yè)形成的可能性，將決定著我國(guó)未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的硬實(shí)力和所創(chuàng)造價(jià)值的技術(shù)含量。而在這基礎(chǔ)上所形成的外貿(mào)依賴度的提升，在國(guó)際市場(chǎng)上才會(huì)產(chǎn)生真正的核心競(jìng)爭(zhēng)力。

此外，伴隨著后金融危機(jī)時(shí)代世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)的回暖，我國(guó)在人民幣加入SDR后，更應(yīng)加大對(duì)資本市場(chǎng)的開放程度，提高金融市場(chǎng)的透明度，加強(qiáng)和完善我國(guó)的金融法律監(jiān)管制度，釋放市場(chǎng)的活力 ，從而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)和 “一帶一路”之下，吸引外資，加大進(jìn)出口發(fā)展，促進(jìn)與世界各國(guó)的貿(mào)易金融往來，鞏固和加強(qiáng)我國(guó)在世界經(jīng)濟(jì)體中的地位。

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The Empirical Study on Import Dependence and Export Dependence of Trade in Goods in China and RMB Real Effective Exchange Rate

Wang Suyu Fu Chen
（Jilin University of Finance and Economics，Changchun 130000，China）

This study carries the empirical analysis on import dependence and export dependence of trade in goods in China and RMB real effective exchange rate using cointegration and error correction model，though investigating the situation about the import and export of trade in goods in China from 1981 to 2014 together with the change of RMB value.We find that RMB real effective exchange rate has the effect of short-term positive impact on the export dependence of trade in goods in China.The export dependence of trade in goods in China has the effect of short-term negative impact on RMB real effective exchange rate，while the import dependence of trade in goods in China has the effect of short-term positive impact on RMB real effective exchange rate.In addition，the export dependence of trade in goods in China has the effect of long-term positive impact on RMB real effective exchange rate，while the import dependence of trade in goods in China has the effect of long-term negative impact on RMB real effective exchange rate.

export dependence；import dependence；RMB real effective exchange rate；cointegration analysis

（責(zé)任編輯：王 平）

10.3969/j.issn.1004-910X.2016.08.017

F224；F124

A

2016—03—15

王素玉 ，吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院副教授 ，博士。研究方向 ：法和經(jīng)濟(jì)學(xué)。富晨 ，吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院碩士研究生。研究方向 ：國(guó)際商務(wù)管理。