人民幣匯率失調(diào)與進(jìn)出口貿(mào)易的雙向影響效應(yīng)研究

謝非 劉婷婷

內(nèi)容提要：選取2005年第三季度至2018年第三季度相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用BEER模型測(cè)算其間人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度，并通過(guò)建立VAR模型對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易雙向影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：匯率改革至今，人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度都在10%以下，總體上不存在嚴(yán)重的匯率失調(diào)：進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)有雙向作用，表明了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的韌性較強(qiáng)。應(yīng)采取調(diào)整國(guó)際貿(mào)易收支結(jié)構(gòu)、完善政府國(guó)內(nèi)財(cái)政公共支出結(jié)構(gòu)等舉措來(lái)調(diào)節(jié)匯率失調(diào)程度。降低國(guó)與國(guó)之間貿(mào)易摩擦帶來(lái)的負(fù)面影響。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率失調(diào);進(jìn)出口貿(mào)易：雙向影響效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F832.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-7543（2019）03-0128-11

匯率失調(diào)與進(jìn)出口貿(mào)易具有雙向影響：進(jìn)出口貿(mào)易的異常變動(dòng)會(huì)在一定程度上引起匯率的大幅度波動(dòng)，從而導(dǎo)致匯率失調(diào)：另一方面，匯率失調(diào)反過(guò)來(lái)影響進(jìn)出口貿(mào)易。由于中美貿(mào)易摩擦影響的長(zhǎng)期性和復(fù)雜性。兩國(guó)之間的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)正發(fā)生深刻改變，由此會(huì)引起人民幣匯率變動(dòng)幅度的進(jìn)一步增大。人民幣匯率在短期內(nèi)的劇烈變動(dòng)是匯率偏離均衡狀態(tài)的表現(xiàn)形式，此時(shí)會(huì)造成人民幣匯率風(fēng)險(xiǎn)急劇增加。測(cè)算人民幣匯率失調(diào)程度和分析匯率失調(diào)與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的雙向影響效應(yīng)對(duì)維持人民幣匯率均衡、減少匯率風(fēng)險(xiǎn)和應(yīng)對(duì)貿(mào)易摩擦具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

有效匯率可劃分為名義有效匯率和實(shí)際有效匯率。由于實(shí)際有效匯率不僅考慮了所有雙邊貿(mào)易因素，而且還剔除了通貨膨脹的影響，能夠綜合反映本國(guó)貨幣的對(duì)外價(jià)值和相對(duì)購(gòu)買力，因而本文選取人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)行研究?；趪?guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)和我國(guó)實(shí)際情況，本文運(yùn)用BEER模型對(duì)均衡匯率和人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度進(jìn)行測(cè)算。另外，將人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易之間建立VAR模型，再進(jìn)行脈沖效應(yīng)和方差分解分析，研究人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與進(jìn)出口貿(mào)易的雙向影響效應(yīng)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

匯率作為聯(lián)系國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的紐帶，在一段時(shí)間內(nèi)的失調(diào)狀況必將引起進(jìn)出口貿(mào)易的變化。當(dāng)一國(guó)的實(shí)際匯率偏離均衡匯率較大時(shí)，將不利于本國(guó)出口貿(mào)易的順利進(jìn)行和經(jīng)濟(jì)內(nèi)外的均衡發(fā)展。Throstensen et al，通過(guò)分析巴西、美國(guó)和中國(guó)的實(shí)際情況，認(rèn)為忽視匯率失調(diào)帶來(lái)的影響將不利于多邊貿(mào)易談判，從而形成比關(guān)稅更嚴(yán)重的貿(mào)易壁壘。Nictia也同樣認(rèn)為，匯率失調(diào)會(huì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)產(chǎn)生顯著的影響，即引起全球貿(mào)易的轉(zhuǎn)移：另外。他還指出。貿(mào)易政策能夠在一定程度上彌補(bǔ)匯率失調(diào)帶來(lái)的不利影響，為此他建議貨幣當(dāng)局對(duì)匯率波動(dòng)引起足夠的重視，實(shí)施較為穩(wěn)定的匯率制度以實(shí)現(xiàn)貿(mào)易均衡。

國(guó)內(nèi)學(xué)者在人民幣匯率失調(diào)與進(jìn)出口貿(mào)易方面也作了相關(guān)研究。吳麗華等在測(cè)算了人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度后，將其引人進(jìn)出口方程作為解釋變量，對(duì)實(shí)際匯率失調(diào)與進(jìn)出口進(jìn)行了探討，認(rèn)為實(shí)際匯率失調(diào)對(duì)我國(guó)商品進(jìn)口、出口均有負(fù)面影響。呂劍將我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)納入均衡匯率模型中，研究發(fā)現(xiàn)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是形成我國(guó)巨額順差的根源：人民幣實(shí)際匯率低估幅度越大，就越容易形成貿(mào)易順差。丁正良等通過(guò)建立向量自回歸模型發(fā)現(xiàn)，實(shí)際匯率貶值促進(jìn)出口貿(mào)易，但對(duì)進(jìn)口貿(mào)易影響較弱，并且人民幣匯率貶值對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有持續(xù)促進(jìn)作用。付波航通過(guò)實(shí)證分析得出結(jié)論：實(shí)際匯率失調(diào)對(duì)經(jīng)常賬戶產(chǎn)生負(fù)面影響，其中，實(shí)際匯率每低估1%，出口增加1.97%、進(jìn)口降低0.15%。為此，他建議將匯率政策、財(cái)政政策和匯率政策相結(jié)合以實(shí)現(xiàn)匯率穩(wěn)定的目標(biāo)。

通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)梳理可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是研究實(shí)際匯率失調(diào)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的單向影響，很少有文獻(xiàn)研究?jī)烧咧g的雙向影響效應(yīng)。鑒于此，本文在運(yùn)用BEER模型測(cè)算和分析均衡匯率和人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度的基礎(chǔ)上，通過(guò)VAR模型對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的雙向影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，從而提出更具針對(duì)性的對(duì)策建議。

二、人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)的測(cè)算

（一）模型的選擇

在計(jì)算人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度前，應(yīng)首先測(cè)算人民幣均衡匯率。早期估計(jì)均衡匯率的方法是1964年由Balassa根據(jù)購(gòu)買力平價(jià)理論（PPP）確定的。由于該方法缺乏與國(guó)際收支平衡間的相互聯(lián)系，導(dǎo)致估計(jì)的結(jié)果存在偏差。后來(lái)由Williamson、Clark提出了基本均衡匯率法（FEER）和行為均衡模型（BEER），這兩種方法都考慮了宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)實(shí)際均衡匯率的影響。被業(yè)界廣泛認(rèn)可。研究發(fā)現(xiàn)。對(duì)于發(fā)展中國(guó)家存在的數(shù)據(jù)質(zhì)量不高、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定等問(wèn)題。基于宏觀經(jīng)濟(jì)因素與實(shí)際均衡匯率間關(guān)系的BEER模型更具備操作性和適用性，因此本文選擇BEER模型進(jìn)行均衡匯率的測(cè)算。

BEER模型是通過(guò)建立實(shí)際有效匯率與影響其相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量的回歸方程，并通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法估計(jì)和評(píng)價(jià)實(shí)際有效匯率的行為決定因素的一種方法。本文以Clark總結(jié)的模型為基礎(chǔ)計(jì)算均衡匯率。其簡(jiǎn)約回歸方程可表示如下：

其中qt為實(shí)際有效匯率，Zt表示影響實(shí)際有效匯率的中長(zhǎng)期基本經(jīng)濟(jì)因素向量，Tt表示影響實(shí)際有效匯率的短期、暫時(shí)性因素，α、β為系數(shù)向量，島為隨機(jī)干擾項(xiàng)。在通常情況下，α、β為不變系數(shù)，表示樣本期內(nèi)自變量對(duì)因變量的平均影響，運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

在建立宏觀經(jīng)濟(jì)因素與實(shí)際有效均衡匯率間的關(guān)系模型前，首先需要確定主要影響人民幣實(shí)際有效匯率的因素。Cenedese認(rèn)為。國(guó)外凈資產(chǎn)、一國(guó)的貿(mào)易條件、政府支出和貿(mào)易開(kāi)放程度是影響實(shí)際有效匯率的重要經(jīng)濟(jì)因素。國(guó)內(nèi)學(xué)者依據(jù)我國(guó)的具體實(shí)際情況對(duì)人民幣匯率的影響因素進(jìn)行了補(bǔ)充和完善：肖立晟等通過(guò)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，央行對(duì)外匯市場(chǎng)的干預(yù)會(huì)影響人民幣實(shí)際有效匯率：卜國(guó)軍認(rèn)為隨著人民幣國(guó)際化進(jìn)程的加深，離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模和境內(nèi)外利差已成為影響人民幣實(shí)際有效匯率的新變量。本文在選擇影響人民幣實(shí)際有效匯率的基本經(jīng)濟(jì)變量時(shí)，主要考慮了已有文獻(xiàn)所選取的基本經(jīng)濟(jì)變量、數(shù)據(jù)的可獲得性和我國(guó)的具體國(guó)情三個(gè)方面，因此選取了政府支出、貿(mào)易條件、貿(mào)易開(kāi)放度、國(guó)外凈資產(chǎn)、離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模和境內(nèi)外利差這六個(gè)基本經(jīng)濟(jì)變量。

本文進(jìn)行實(shí)證分析的樣本區(qū)間為匯率改革后的2005年第3季度至2018年第3季度。模型中各變量的數(shù)據(jù)來(lái)源和獲取方法如下：

1.人民幣實(shí)際有效匯率（Real Effective Ex-change Rate of RMB，REER）

人民幣實(shí)際有效匯率剔除了通貨膨脹對(duì)各國(guó)貨幣購(gòu)買力的影響，是我國(guó)與所有貿(mào)易伙伴國(guó)貨幣雙邊名義匯率的加權(quán)平均數(shù)，能夠更加真實(shí)地反映人民幣的對(duì)外價(jià)值。根據(jù)國(guó)際清算銀行公布的月度數(shù)據(jù)，將每個(gè)季度的3個(gè)月數(shù)據(jù)進(jìn)行算數(shù)平均后得到季度的人民幣實(shí)際有效匯率。

2.政府支出（Government Expenditure，GE）

政府支出代表了政府的債務(wù)水平，對(duì)匯率的影響主要取決于政府支出結(jié)構(gòu)：若政府債務(wù)水平在安全范圍內(nèi)，則意味著政府主要消費(fèi)非貿(mào)易品，此時(shí)會(huì)引起實(shí)際匯率的升值：若政府支出的增加超過(guò)安全范圍，則意味著政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)水平上升，主要消費(fèi)貿(mào)易品，此時(shí)會(huì)引起實(shí)際匯率的貶值。本文選取我國(guó)各季度政府財(cái)政支出的總額與GDP之比作為政府支出的代表變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于財(cái)政部和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

3.貿(mào)易條件（Term ofTrade，TOT）

貿(mào)易條件是指出口商品的價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口商品價(jià)格指數(shù)之比，該比值的增加意味著單位出口商品可換回更多數(shù)量的進(jìn)口商品，經(jīng)常項(xiàng)目收支狀況改善，此時(shí)實(shí)際匯率升值。中經(jīng)網(wǎng)公布的是進(jìn)出口商品價(jià)格指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，經(jīng)算數(shù)平均后得到季度數(shù)據(jù)。

4.貿(mào)易開(kāi)放度（Opening，OPEN）

貿(mào)易開(kāi)放度的提高意味著貿(mào)易管制、關(guān)稅壁壘的下降和貿(mào)易自由化程度的加深，此時(shí)會(huì)刺激大量進(jìn)口，導(dǎo)致貿(mào)易產(chǎn)生逆差，使得經(jīng)常項(xiàng)目惡化，最終反映為實(shí)際匯率貶值。該變量根據(jù)我國(guó)季度的進(jìn)出口總額與GDP之比得到，由于進(jìn)出口總額以美元計(jì)價(jià)。為了使得數(shù)據(jù)具有可比性，將GDP根據(jù)該季度的日均匯率折算為美元。數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)。

5.國(guó)外凈資產(chǎn)（Net Foreign Assets，NFA）

國(guó)外凈資產(chǎn)主要包括了外匯儲(chǔ)備、黃金等。從兩個(gè)方面影響經(jīng)常賬戶的收支情況：一方面。由于國(guó)外凈資產(chǎn)水平較高時(shí)有足夠的對(duì)外償付能力，因而可以容忍更多的經(jīng)常賬戶赤字，此時(shí)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系：另一方面。擁有的國(guó)外凈資產(chǎn)越多，從外部獲得的投資收益就越多，經(jīng)常項(xiàng)目收支狀況越好。對(duì)匯率的主動(dòng)權(quán)越大。該變量的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。

6.境內(nèi)外利差（Interest Rate Spread，IRS）

隨著人民幣國(guó)際化程度的加深，資本項(xiàng)目可兌換程度不斷提高，境內(nèi)外利差的變化使直接投資項(xiàng)目的跨境資金流動(dòng)規(guī)模擴(kuò)大，從而使得銀行間外匯供求發(fā)生較大變化，進(jìn)而對(duì)人民幣實(shí)際匯率產(chǎn)生較大影響。本文選取境內(nèi)市場(chǎng)化程度較高的日均三個(gè)月Shibor與境外日三個(gè)月美元Libor之差作為境內(nèi)外利差的變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)貨幣網(wǎng)。

7.離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模（Offshore RMB As-sets Scale，RMB）

離岸人民幣規(guī)模代表了境外對(duì)于人民幣的需求，若離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模增加，人民幣升值預(yù)期增強(qiáng)。跨境人民幣支付增多。則人民幣即期匯率升值?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性和離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模所占比重，本文選取了香港人民幣離岸市場(chǎng)的人民幣存款作為離岸人民資產(chǎn)規(guī)模的代表變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于香港金融管理局。

（三）均衡匯率的測(cè)算

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸，本文采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各變量的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1（下頁(yè)）所示。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，LTOT、LNFA為I（0），為平穩(wěn)時(shí)間序列;其余各變量均為I（1）。為一階單整序列。

2.協(xié)整分析

為了確定各變量間是否具有相同的變化趨勢(shì)，文本采用Ende-Granger方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率與各變量具有協(xié)整關(guān)系時(shí)。建立的狀態(tài)空間模型才有意義。Engle-Granger方法分為兩個(gè)步驟：一是對(duì)樣本區(qū)間內(nèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸，估計(jì)結(jié)果如表2所示。二是對(duì)回歸的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，確定被解釋變量與解釋變量是否存在協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，殘差序列的ADF統(tǒng)計(jì)量低于1%的顯著水平，說(shuō)明殘差序列是一個(gè)平穩(wěn)序列，即人民幣實(shí)際有效匯率、政府支出、貿(mào)易條件、貿(mào)易開(kāi)放度、國(guó)外凈資產(chǎn)、境內(nèi)外利差和離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模之間確實(shí)存在著長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。協(xié)整方程為：

3.均衡匯率的測(cè)算

根據(jù)行為均衡匯率理論，均衡匯率可分為當(dāng)前均衡匯率和長(zhǎng)期均衡匯率，將各基本經(jīng)濟(jì)變量的當(dāng)前值和長(zhǎng)期均衡值代入?yún)f(xié)整方程（3）。可得到人民幣的當(dāng)前均衡匯率和長(zhǎng)期均衡匯率的對(duì)數(shù)形式，經(jīng)換算后可得到人民幣當(dāng)前均衡匯率（Current Equilibrium Rate，CREER）和長(zhǎng)期均衡匯率（Long-term Equilibrium Rate，LREER）。

（四）人民幣均衡匯率的誤差修正模型

在協(xié)整方程（3）的基礎(chǔ)上。建立誤差修正模型，進(jìn)一步確定各基本經(jīng)濟(jì)變量在短期內(nèi)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率和均衡匯率的影響。設(shè)et為協(xié)整方程的誤差項(xiàng)。則誤差修正模型為：

根據(jù)式（5）可以看出，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明各變量間協(xié)整關(guān)系穩(wěn)定，人民幣匯率存在一定程度的自動(dòng)收斂機(jī)制，能夠以26.3%的速率趨于均衡匯率水平。就短期而言，政府支出與貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率產(chǎn)生負(fù)向沖擊，貿(mào)易條件與國(guó)外凈資產(chǎn)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率產(chǎn)生正向沖擊。

（五）人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度分析

根據(jù)測(cè)算的人民幣當(dāng)前均衡匯率CREER和長(zhǎng)期均衡匯率LREER，將其與人民幣實(shí)際有效匯率REER進(jìn)行比較（見(jiàn)圖1）。

根據(jù)圖1可以看出，自2005年第三季度人民幣匯率形成機(jī)制改革以來(lái)，人民幣實(shí)際有效匯率總體上呈現(xiàn)圍繞當(dāng)前均衡匯率和長(zhǎng)期均衡匯率波動(dòng)、變化趨勢(shì)基本一致且保持穩(wěn)步升值趨勢(shì)的特點(diǎn)。經(jīng)過(guò)HP濾波處理得到的長(zhǎng)期均衡匯率趨勢(shì)較為平滑，但從短期來(lái)看，人民幣實(shí)際有效匯率確實(shí)呈現(xiàn)階段性的失調(diào)，且偏離程度和方向有所不同。

根據(jù)計(jì)算出的人民幣實(shí)際有效匯率當(dāng)前和長(zhǎng)期失調(diào)程度，可將其直觀地繪制成圖2（下頁(yè)）。

從圖2（下頁(yè)）可以看出。人民幣當(dāng)前匯率失調(diào)的方向變化要快于長(zhǎng)期失調(diào)，說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率容易受到短期因素的影響，且有顯著的周期性特征。無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期失調(diào)，人民幣實(shí)際有效匯率被高估和低估的階段性走勢(shì)都基本一致，又由于長(zhǎng)期失調(diào)剔除了短期波動(dòng)性影響，因此本文根據(jù)長(zhǎng)期失調(diào)走勢(shì)分析匯率失調(diào)的情況。在樣本區(qū)間內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率的長(zhǎng)期失調(diào)經(jīng)歷了高估到低估循環(huán)往復(fù)六個(gè)階段，具體情況如表4（下頁(yè)）所示。

總體而言。盡管人民幣實(shí)際有效匯率存在著階段性的高估與低估，但總體匯率失調(diào)均值較?。?.08%）。且偏離水平都在10%以下。也能夠以26.3%的速率趨于均衡匯率水平，因此人民幣實(shí)際有效匯率在總體上不存在嚴(yán)重失調(diào)。

三、人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與進(jìn)出口貿(mào)易的雙向影響效應(yīng)

（一）模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理

1.模型設(shè)定

根據(jù)向量自回歸（Vector Auto-Regressive，VAR）模型分析人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與進(jìn)出口貿(mào)易的雙向影響效應(yīng)，其一般形式為：

2.數(shù)據(jù)處理

人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度通過(guò)上文計(jì)算得到：進(jìn)口額和出口額用以反映一個(gè)國(guó)家在對(duì)外貿(mào)易方面的總規(guī)模，根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)提供的月度數(shù)據(jù)，將三個(gè)月的當(dāng)期數(shù)據(jù)進(jìn)行加總，得到2005年第三季度至2018年第三季度的進(jìn)出口總額，由于出口額（EX）是以美元計(jì)價(jià)，進(jìn)口額（IM）是以人民幣計(jì)價(jià)，為了保持口徑一致，根據(jù)各季度的當(dāng)期匯率換算成統(tǒng)一貨幣單位。為了避免季節(jié)原因造成的影響，所有數(shù)據(jù)均根據(jù)X12進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。

（二）實(shí)證分析

1.平穩(wěn)檢驗(yàn)

本文建立VAR模型對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)、進(jìn)出口貿(mào)易額的雙向關(guān)系展開(kāi)實(shí)證分析。首先，為了避免經(jīng)濟(jì)變量不平穩(wěn)造成的偽回歸，運(yùn)用ADF方法對(duì)LMIS、EX、IM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，三個(gè)變量在1%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的：一階差分以后。DLMIS、DEX、DIM三個(gè)序列在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，即各變量的一階差分具有平穩(wěn)性。均為一階單整序列。

2.模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

由AIC、HQ、FPE和LR取值最小的準(zhǔn)則確定VAR的最佳滯后階數(shù)為2.即VAR（2）。建立VAR模型，必須驗(yàn)證模型的穩(wěn)定性以確保脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果具備有效性。根據(jù)圖3.所有特征根都位于圓內(nèi)，則表明建立的VAR（2）模型是穩(wěn)定的。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)變量中有一些變量雖然具有顯著的相關(guān)性，但是也未必都有意義，通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)可以考察一個(gè)序列是否是另一個(gè)序列產(chǎn)生的原因。本文運(yùn)用該方法判斷分析人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與進(jìn)出口之間的因果關(guān)系，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)對(duì)出口貿(mào)易的格蘭杰因果檢驗(yàn)P值為0.2132.在10%的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)不是出口貿(mào)易的格蘭杰原因。出口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)的格蘭杰因果檢驗(yàn)P值為0.0005.說(shuō)明出口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)有顯著影響。人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的格蘭杰因果檢驗(yàn)P值為0.0124.進(jìn)口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的格蘭杰因果檢驗(yàn)P值為0.0002.說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與出口貿(mào)易為雙向格蘭杰原因。

4.脈沖響應(yīng)分析

在建立VAR（2）模型通過(guò)穩(wěn)定性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上。可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的影響，即考慮擾動(dòng)項(xiàng)的影響如何傳播到各個(gè)變量。本文選取滯后長(zhǎng)度為20期，在圖4、5、6（下頁(yè)）中，橫坐標(biāo)代表沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：年），縱坐標(biāo)代表對(duì)沖擊的反映程度（單位：%），實(shí)線部分表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線部分表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。

首先，分析進(jìn)口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。根據(jù)圖4可以看到，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)在前15期處于波動(dòng)階段，期間正負(fù)響應(yīng)交互更替。到第15期后趨于穩(wěn)定收斂跡象。具體的響應(yīng)軌跡是：人民幣實(shí)際有效匯率在1-4期沖擊為負(fù)，在第2期負(fù)向沖擊達(dá)到最大，即人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)每提高1%，進(jìn)口貿(mào)易會(huì)下降473.78%：此后沖擊力度逐漸減弱，并于第5期轉(zhuǎn)為正向沖擊，在第6期正向沖擊達(dá)到最大。即人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)每提高1%，進(jìn)口貿(mào)易提高158.48%。隨后上升率和下降-率都出現(xiàn)了下降，后趨于穩(wěn)定的收斂跡象。進(jìn)一步觀察追蹤期期間的人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的累積效應(yīng)?？梢钥吹皆谇?期、前15期的累積效應(yīng)影響分別為977.67%和-798.39%這表明人民幣實(shí)際有效匯率提高1%，將導(dǎo)致進(jìn)口貿(mào)易總額分別在第5期、第15期累積降低977.67%和798.39%。

其次，分析人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)對(duì)出口貿(mào)易的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。從圖5可以看到。在15期內(nèi)正負(fù)響應(yīng)交互更替。到第15期后趨于穩(wěn)定收斂跡象。具體的響應(yīng)軌跡是：進(jìn)口貿(mào)易的增加在開(kāi)始階段對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)的上升并沒(méi)有立即形成沖擊，第1期的沖擊為0;隨后在第3期時(shí)達(dá)到最大正向沖擊，此時(shí)進(jìn)口貿(mào)易每提高1%，人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度上升0.3898%：此后沖擊力度逐漸變?nèi)?，并在?期轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向沖擊，隨后雖有出現(xiàn)正向沖擊現(xiàn)象。但上升率出現(xiàn)明顯的下降。并于15期后趨于穩(wěn)定收斂。進(jìn)一步觀察追蹤期期間的出口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的累積效應(yīng)，可以看到在前5期、前15期的累積效應(yīng)影響分別為0.7538%和0.5323%，這表明出口貿(mào)易每提高1%，將導(dǎo)致人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)分別在第5期、第15期累積提高0.7538%和0.5323%。

最后，分析人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。從圖6可以看到，人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)模式與人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)對(duì)出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)軌跡大致相同，都是第1期沖擊為0。此后正負(fù)沖擊交替進(jìn)行：但是沖擊力度和沖擊周期不一樣。具體的響應(yīng)軌跡是：在第2期正向沖擊達(dá)到最大，此時(shí)進(jìn)口貿(mào)易每增加1%，人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度增加0.6889%：在第3期后出現(xiàn)了一段時(shí)間的負(fù)向沖擊，并在第6期時(shí)負(fù)向沖擊達(dá)到峰值0.1752.隨后出現(xiàn)小幅的正負(fù)沖擊交替后同樣于15期趨于收斂。進(jìn)一步觀察追蹤期期間的進(jìn)口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的累積效應(yīng)，可以看到在前5期、前15期的累積效應(yīng)影響分別為0.9735%和0.8388%，這表明出口貿(mào)易每提高1%，將導(dǎo)致人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)在第5期、第15期分別累積提高0.9735%和0.8388%。

5.方差分解分析

方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的變化（通常用方差來(lái)度量）的貢獻(xiàn)度，從而進(jìn)一步評(píng)估不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。由于方差分解結(jié)果在第10期后基本趨于穩(wěn)定，因此本文截取到第10期的方差分解結(jié)果。如表6（下頁(yè)）所示。

方差分解的結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)的變動(dòng)主要是受到自身沖擊的影響：在第1期達(dá)到了100%后出現(xiàn)下降趨勢(shì)，最后穩(wěn)定在79%左右。來(lái)自出口貿(mào)易的沖擊對(duì)匯率失調(diào)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率在第2期只占了0.0007%，最終穩(wěn)定在5%左右，這說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度的預(yù)測(cè)方差的5%可由出口貿(mào)易的變動(dòng)來(lái)解釋。來(lái)自進(jìn)口貿(mào)易的沖擊對(duì)匯率失調(diào)變動(dòng)的貢獻(xiàn)占比較大，從第2期的10%到最后穩(wěn)定到15%左右，這表明無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)的影響是很大的，它解釋了人民幣實(shí)際匯率失調(diào)的15%左右。與出口貿(mào)易對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)的影響相比較，其影響程度明顯大得多，這主要的原因在于：在國(guó)際收支中的貿(mào)易順差有助于改善經(jīng)常項(xiàng)目。從而促進(jìn)人民幣匯率的穩(wěn)定：反之，當(dāng)進(jìn)口大于出口時(shí)，經(jīng)常項(xiàng)目惡化。從而提高了人民幣實(shí)際有效匯率的失調(diào)程度。同理。人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易變動(dòng)的貢獻(xiàn)在第2期就占了16%，此后逐漸上升，最終相對(duì)貢獻(xiàn)率保持穩(wěn)定在25%左右，這表明人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)在長(zhǎng)期和短期內(nèi)都對(duì)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生較大的影響。上述結(jié)論與前面的脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果相一致。

四、結(jié)論與政策建議

本文根據(jù)BEER模型測(cè)算了樣本期間內(nèi)的均衡匯率和人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度，并建立VAR模型對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)與我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的雙向影響效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。主要得到以下研究結(jié)論：

第一，政府支出、貿(mào)易開(kāi)放度和境內(nèi)外利差對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率影響顯著為負(fù)，貿(mào)易條件、國(guó)外凈資產(chǎn)和離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率影響顯著為正，這與本文在理論分析上的結(jié)論一致。其中。貿(mào)易開(kāi)放度的彈性系數(shù)最高（-0.3146）。即貿(mào)易開(kāi)放程度每提高1%。人民幣實(shí)際有效匯率貶值0.3146%：貿(mào)易條件的彈性系數(shù)為0.163.說(shuō)明了出口商品價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口商品價(jià)格指數(shù)之比的提高有助于經(jīng)常項(xiàng)目收支情況的改善，從而使實(shí)際匯率升值。

第二，2005年匯率改革以來(lái)，人民幣實(shí)際有效匯率總體上呈現(xiàn)圍繞當(dāng)前均衡匯率和長(zhǎng)期均衡匯率波動(dòng)，且保持穩(wěn)步升值的趨勢(shì)，這與我國(guó)不斷改善的貿(mào)易條件、國(guó)外凈資產(chǎn)的擴(kuò)大以及離岸人民幣資產(chǎn)規(guī)模的增長(zhǎng)等基本經(jīng)濟(jì)變量的趨勢(shì)一致。失調(diào)程度總體在10%以內(nèi)，總體平均失調(diào)程度為0.08%，最大高估程度為9.87%，最小低估程度為5.95%，且匯率失調(diào)程度呈階段性特征。這與國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化、人民幣預(yù)期及制度政策的調(diào)整有關(guān)。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明各變量間協(xié)整關(guān)系穩(wěn)定，人民幣匯率存在一定程度的自動(dòng)收斂機(jī)制，能夠以26.3%的速率趨于均衡匯率水平。

第三，通過(guò)建立VAR模型，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解分析可知，人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)不是出口貿(mào)易的格蘭杰原因，但出口貿(mào)易對(duì)人民幣匯率失調(diào)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用：進(jìn)口貿(mào)易與人民幣匯率失調(diào)互為強(qiáng)的格蘭杰原因。另外，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)人民幣匯率失調(diào)的影響比出口貿(mào)易更強(qiáng)，說(shuō)明了貿(mào)易逆差會(huì)在一定程度上導(dǎo)致人民幣匯率出現(xiàn)失調(diào)。2018年3-9月，人民幣兌美元一直守住7的關(guān)口，并且在此期間我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額不降反升，這說(shuō)明了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)韌性較強(qiáng)。

基于以上研究。為了保持人民幣匯率均衡、減少匯率風(fēng)險(xiǎn)和應(yīng)對(duì)貿(mào)易摩擦，本文提出以下政策建議：

第一，調(diào)整國(guó)際收支結(jié)構(gòu)。目前，我國(guó)已成為直接投資資本的凈輸出國(guó)，且近年來(lái)輸出規(guī)模持續(xù)增長(zhǎng)，這有利于提高對(duì)外資產(chǎn)的收益率水平，增加經(jīng)常項(xiàng)目順差，即使是在貿(mào)易順差下降時(shí)也能維持經(jīng)常項(xiàng)目順差，從而保持人民幣匯率的穩(wěn)定。我國(guó)對(duì)外資產(chǎn)中，收益率低的儲(chǔ)備資產(chǎn)占比較高。收益率高的直接投資和證券投資占比較低。而對(duì)外負(fù)債則相反。這樣的對(duì)外資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)導(dǎo)致了收益項(xiàng)目差額為負(fù)，從而不利于經(jīng)常項(xiàng)目的順差，影響人民幣匯率的穩(wěn)定。為此，可通過(guò)對(duì)外直接投資、擴(kuò)大對(duì)外人民幣貸款規(guī)模等方式進(jìn)一步調(diào)整對(duì)外資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和國(guó)際收支結(jié)構(gòu)。具體而言。一是以人民幣形式輸出資本，在目前外匯供求基本均衡的背景下不會(huì)對(duì)外匯市場(chǎng)產(chǎn)生購(gòu)匯壓力，從而避免了人民幣匯率貶值：二是通過(guò)外放人民幣債務(wù)的增加使其出口采用人民幣結(jié)算，從而促進(jìn)人民幣國(guó)際化的進(jìn)程。

第二，完善政府國(guó)內(nèi)財(cái)政公共支出結(jié)構(gòu)。根據(jù)實(shí)證分析可知，政府支出對(duì)匯率水平的影響顯著，并且其對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的影響正負(fù)取決于政府支出的結(jié)構(gòu)。即政府支出的主要消費(fèi)方向?yàn)橘Q(mào)易品還是非貿(mào)易品。為使得人民幣實(shí)際有效匯率趨于均衡水平，可以合理利用政府支出結(jié)構(gòu)來(lái)調(diào)節(jié)匯率水平：當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率被高估時(shí)。政府支出主要消費(fèi)非貿(mào)易品。使得均衡匯率升值：當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率被低估時(shí)，政府支出主要消費(fèi)貿(mào)易品，使得均衡匯率貶值。當(dāng)然，這也需要與我國(guó)財(cái)政政策互相協(xié)調(diào)。

第三，編制人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)。人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)是判斷匯率是否失調(diào)的重要指標(biāo)，貨幣當(dāng)局可根據(jù)其高估或低估采取一定的調(diào)整措施。使得匯率趨于合理均衡的水平。目前，我國(guó)央行尚未編制該指數(shù)，學(xué)者和投資者一般采用的是BIS和IMF編制的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)。但是由于其主要以貿(mào)易作為權(quán)重來(lái)計(jì)算人民幣實(shí)際有效匯率，不適合現(xiàn)階段人民幣國(guó)際化進(jìn)程中外匯供求狀況。因此。中國(guó)人民銀行可根據(jù)國(guó)際收支中的貿(mào)易、投資、收益、債務(wù)等多個(gè)項(xiàng)目來(lái)確定外幣的權(quán)重，從而編制更加可靠的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)，并通過(guò)定期公布這項(xiàng)數(shù)據(jù)，引導(dǎo)公眾從主要關(guān)注人民幣兌美元雙邊匯率到匯率制度所參考的一籃子貨幣匯率上來(lái)。

第四，合理引導(dǎo)人民幣升貶值預(yù)期。盡管從長(zhǎng)期來(lái)看。人民幣匯率在合理均衡水平上下波動(dòng)，但是市場(chǎng)對(duì)于人民幣升貶值預(yù)期均有不斷自我強(qiáng)化的趨勢(shì)。人民幣升貶值預(yù)期是推動(dòng)長(zhǎng)期均衡匯率上行或下行的重要原因，由此會(huì)影響判斷人民幣匯率是否失調(diào)。因而貨幣當(dāng)局應(yīng)當(dāng)對(duì)人民幣匯率預(yù)期進(jìn)行管理。一是與市場(chǎng)保持良好的溝通。比如向市場(chǎng)傳遞積極的情緒、穩(wěn)定GDP增長(zhǎng)率和加快推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程的相關(guān)政策信號(hào)。二是提高匯率形成機(jī)制改革等政策的透明度，在政策實(shí)施之前與市場(chǎng)進(jìn)行合理溝通以便提前獲得市場(chǎng)反饋，推動(dòng)投資者形成穩(wěn)定預(yù)期。三是計(jì)算并公布合理的均衡匯率計(jì)算方法，促進(jìn)市場(chǎng)內(nèi)部自動(dòng)平復(fù)匯率失調(diào)，形成人民幣自動(dòng)收斂機(jī)制。