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1、人民币汇率波动对中国进出口贸易的影响?基于 Johansen协整检验和误差修正模型的实证研究周才云?曹泰松*(江西财经大学经济学院,江西 南昌?330013;南昌大学共青学院,江西 共青?332020)摘?要!?本文利用我国 1980-2005年的年度数据,运用 Johansen协整检验、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解分析等计量经济方法对进出口贸易与汇率波动的深层关系进行了实证研究,文中得出的结论是:进出口与汇率存在长期协整关系,汇率波动对出口贸易的影响较大,而对进口贸易的影响比较微弱。关 键 词!?人民币汇率;进出口贸易;Johansen协整检验;误差修正模型中图分类号:F752.6?
2、文献标识码:A?文章编号:1008-4940(2008)06-0031-006?汇率是本国货币同外国货币的兑换率,体现着货币的对外价值。它不仅直接影响对外贸易,资本流动及国际收支平衡,而且对货币流通和通货膨胀也产生一定程度的影响,其均衡与否将在很大程度上影响一国经济的内外协调发展。而在经济、金融全球化的今天,汇率正扮演着日趋重要的角色,在一国国际贸易和对外金融交易中起着最为核心的作用,因此对该领域的研究将具有更为特殊的现实意义。鉴于此,笔者选取这一视角,对 1980-2005年的人民币汇率波动给中国进出口贸易的影响进行研究,并在此基础上演绎出相应的研究结论的建议。一、相关文献回顾对外贸易战略与
3、人民币汇率制度是我国对外开放进程中两个非常重要的问题。近些年来,尤其是加入WTO以后,关于人民币汇率波动对中国进出口贸易影响问题的讨论也一直十分激烈。纵观这些成果的研究结论分析,大致可以分为三种观点:(1)人民币汇率波动对贸易有着正面影响;(2)人民币汇率波动对贸易有着负面影响;(3)人民币汇率波动对贸易影响不大。1、人民币汇率波动对中国进出口贸易有正面影响魏巍贤(1997)1对 1978-1996年的相关数据进行了 ADF检验及协整检验,得出自改革开放以来,出口与有效汇率之间存在长期均衡关系和因果关系,长期的出口增长主要依赖于有效汇率的贬值。李海菠(2003)2根据 1973-2001年的年
4、度统计数据,采用单方程协整分析检验调整后的实际汇率 ARER、中国外贸进出口总额、出口额和进口额的协整关系,并用EG两步法估计它们之间的长期关系,最后使用 Grang?er因果关系检验等实证分析方法,研究了人民币实际汇率与中国对外贸易之间的关系,结果显示人民币实际汇率与中国对外贸易之间存在着长期的均衡关系,并证实了实际汇率可以改善短期内中国的对外贸易状况。2、人民币汇率波动对中国进出口贸易有负面影响Chou(2000)3采用 1981-1996年的季度统计数据,主要研究中国的总出口和部门出口量问题。经过312008年 6月第 3期?人民币汇率波动对中国进出口贸易的影响*收稿日期:2008-03
5、-12作者简介:周才云(1980-?),男,江西财经大学经济学博士研究生曹泰松(1965-?),男,南昌大学共青学院工商管理系主任,经济师实证研究发现,人民币汇率变动对中国出口具有长期负面影响。M arquez和 Schindler(2006)4使用中国1992-2004年的月度数据,对人民币真实汇率变动对进口和出口的影响分别建立模型进行了分析,实证结果表明人民币汇率升值 10%,中国出口量减少 5%,进口量减少 1%。3、人民币汇率波动对中国进出口贸易影响不大Cerra和 Saxena(2002)5利用 1985-2001 年的季度数据研究了中国出口对汇率的敏感程度,发现汇率波动与进出口并无
6、显著相关关系。同时,梁琦、徐原(2006)6基于 2001年 12月至 2004年 11月的月度数据,运用汇率风险模型,测算出人民币汇率的波动对中国进出口贸易的影响,发现人民币升值 2.01%不是中国出口贸易汇率障碍的主要因素。二、数据来源与模型的建立1、数据来源说明本文选取了 1980-2005年人民币汇率、进出口额、国内 GDP、外汇储备和价格贸易条件年度数据。人民币汇率和外汇储备数据来源于中华人民共和国商务部网站(http:/),进出口额、国内 GDP来源于中国统计局网站()及中国统计年鉴 2006#,价格贸易条件数据是根据进出口额计算得来(价格贸易条件=出口价格指数/进口价格指数 10
7、0%)。其中,汇率采用的是年均汇率,按照直接标价法计算得来。2、模型的建立相关文献中,通常采用以下形式的模型:LnEX=Y1+EPt+GDPt+?1(1)LnI M=Y2+EPt+GDPt+?2(2)其中,EX 为出口额,I M 为进口额,EP 为汇率,GDP为国内生产总值,t表示时间。本文在上述模型的基础上,增加了若干变量,建立更为合理的进出口对数模型,得出方程(3)和(4):LnEX=?t0+%mi=1 1LnEPt+%mi=1 2LnGDPt+%mi=1 3LnFERt+%mi=1 4LnPTT t+ut0(3)LnI M=?t1+%mi=1!1LnEPt+%mi=1!2LnGDPt+%
8、mi=1!3LnFERt+%mi=1!4LnPTT t+ut1(4)上述方程(3)为出口模型,方程(4)为进口模型。其中,EX表示出口额,I M 表示进口额,EP 表示汇率,GDP表示国内生产总值,FER表示外汇储备,PTT表示价格贸易条件,ut是随机扰动项,它服从于独立同分布。三、实证分析及解释1、单位根检验我们知道,由于大多数时间序列数据都是不平稳的,使用传统的 OLS估计法可能会出现伪回归现象,因为这种显著性检验所确定的变量关系,有时侯在事实上是不存在的。因此,下面将采用扩展的迪克?富勒检验(Augmented Dickey-Fuller Test)来检验上述变量之间是否存在单位根。其基
9、本原理如下:设临界值为(这里选取 1%或 5%),那么对于任何检验的 t值,如果 t,则表明拒绝原假设,表明二者之间不存在单位根;反之,如果 t,则表明拒绝原假设,表明二者之间存在单位根。首先将对原始变量 LnEP、LnEX、LnI M、LnGDP、LnFER和 LnPTT进行检验,通过检验我们发现在 5%的显著水平下均能接受原假设,为非平稳变量。之后,我们分别对它们取一阶差分,结果&LnEP、&LnEX、&LnI M、&LnGDP、&LnFER 和&LnPTT 都在 1%或5%的显著水平下拒绝原假设,表明是平稳变量。结果见表 1。表 1?ADF单位根检验结果变 量检验形式(c,t q)ADF
10、统计量1%临界值5%临界值结 论LnEP(c,t 1)-2.703064-3.724070-2.986225不平稳&LnEP(c,t 1)-3.986771-3.737853-2.991878平稳LnEX(c,t 1)1.196287-3.724070-2.986225不平稳&LnEX(c,t 1)-4.810816-3.737853-2.991878平稳32福建商业高等专科学校学报?2008年 6月LnI M(c,t 0)0.966749-3.724070-2.986225不平稳&LnI M(c,t 0)-4.791862-3.752946-2.998064平稳LnGDP(c,0,1)1.5
11、81642-3.724070-2.986225不平稳&LnGDP(c,0,1)-4.527146-3.737853-2.991878平稳LnFER(c,0,1)0.029589-3.737853-2.991878不平稳&LnFER(c,0,1)-3.514759-3.752946-2.998064平稳LnPTT(c,1,0)-1.814979-3.724070-2.986225不平稳&LnPTT(c,1,0)-5.405130-3.737853-2.991878平稳?注:检验形式(c,t q)分别表示单位根检验方程包含常数项、时间趋势和滞后阶段。&表示一阶差分。?2、Johansen协整检验协
12、整检验的目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系,一种有效的检验方法由Johansen和 Juselius(1990)提出,被称为 Johansen协整检验。其基本思想在于:如果两个或多个时间序列变量是不平稳的,但它们的同阶差分是平稳的,则这些非平稳的时间序列变量存在长期的协整关系。在经济学意义上,这种协整关系的存在便可以通过一个变量的绝对值的变化影响另一个变量的绝对值的变化,若变量之间没有协整关系,则不存在一个变量来影响另一个变量的绝对值变化的基础。上述表 1检验结果表明原始变量之间存在单位根,但是将其分别进行一阶差分后,各变量之间不存在单位根,&LnEP、&LnEX、&Ln
13、I M、&LnGDP、&LnFER和&LnPTT 都在 1%或 5%的显著水平下拒绝原假设,表明是平稳的。因此,它们是一阶单整,记为 I(1),符合 Johansen协整检验条件。运用 EV iews软件,我们可以得出如下协整检验结果(表 2和表 3):表 2?出口方程的 Johansen协整检验结果原假设特征值迹统计量5%显著水平1%显著水平0*0.997244270.581376.0784.45至多 1个*0.912797140.916753.1260.16至多 2个*0.82796787.2473234.9141.07至多 3个*0.73550948.5257719.9624.60至多
14、4个*0.58345819.266929.2412.97?注:*表示在 5%(1%)的显著水平下拒绝零假设。表 3?进口方程的 Johansen协整检验结果原假设特征值迹统计量5%显著水平1%显著水平0*0.991127245.620776.0784.45至多 1个*0.883819141.677253.1260.16至多 2个*0.85998594.3199134.9141.07至多 3个*0.80139251.0677819.9624.60至多 4个*0.50581415.506539.2412.97?注:*表示在 5%(1%)的显著水平下拒绝零假设。332008年 6月第 3期?人民币汇
15、率波动对中国进出口贸易的影响?同时,还可以得出相应的协整方程:LnEX=0.692720LnEP+0.352746LnGDP-?(0.07342)?(0.29479)0.708298LnFER-0.851166PTT-16.88213(5)(0.10028)?(0.27091)?(2.82475)LnI M=0.410427LnEP+0.583116LnGDP-?(0.05652)?(0.17106)0.583569LnFER-0.368482PTT+8.848791(6)(0.05973)?(0.18821)?(1.92271)(5)式表明,汇率波动与出口之间存在长期的协整关系;GDP 与出
16、口额之间存在正相关关系,并且我国 GDP每上升一个百分点,出口将增加 0.352746个百分点;外汇储备与出口额之间存在负相关关系,并且我国外汇储备每上升一个百分点,出口将减少 0.708298个百分点;价格贸易条件与出口额之间也存在负相关关系。(6)式同样表明,汇率波动与进口之间存在长期的协整关系;GDP 与进口额之间存在正相关关系,并且我国 GDP每上升一个百分点,进口将增加 0.583116个百分点;外汇储备与进口额之间存在负相关关系,并且我国外汇储备每上升一个百分点,进口将减少0.583569个百分点;价格贸易条件与进口额之间也存在负相关关系。3、误差修正模型误差修正模型(error
17、correction mode,l EC M)首先是由萨金(Sargan)1964年提出的,但是其基本形式的形成是在 1978年由 Davidson、H endry、Srba和 Yeo提出的,因此又称 DHSY模型。协整检验只是表明变量之间的长期平稳关系,而大多经济变量之间既存在长期影响也有短期波动,ECM模型则很好的反映了具有协整关系的非平稳时间序列变量之间的关系。其一般表达式为:&yt=?t+%pi=0?i&xt-i+%pi=0!i&yt-i-1+aec mt-1(7)上式中,&为差分算符,Y与 X均被视为内生变量,p为滞后期,ec m t-1为误差修正项,反映变量的长期均衡关系。由于进出
18、口与汇率、国内 GDP、外汇储备和价格贸易条件之间存在长期协整关系,根据 Granger定理,一定存在描述汇率短期波动向长期均衡调整的误差修正模型。运用 EG两步法,我们可以建立误差修正模型 ECM 如下:&LnEX=0.112972&LnEP+0.174551&LnGDP?(0.358888)?(0.388824)-0.097290&LnFER+0.014945&LnPTT?(0.063881)?(0.233082)+0.694472 ec m t-1+0.152514(0.179491)?(0.065316)(8)&LnI M=0.168771&LnEP+0.139051&LnGDP?(0
19、.311697)?(0.302927)+0.031512&LnFER-0.081000&LnPTT?(0.086748)?(0.273251)+0.140034 ec m t-1+0.104757?(0.234541)?(0.058221)(9)ec m t-1系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度,系数越大表明调整力度越大,或者说自我修正功能越强。方程(8)中 ec m t-1系数为 0.694472,表明如果在当年,汇率对出口产生影响,那么在下一年,误差修正项就会进一步加强这种影响,深层含义是指汇率波动对出口的影响较大。同样,方程(9)中的 ec?m t-1系数为 0.140034,表明
20、随着时间的推移,误差修正项就会进一步加强这种影响,只不过没有出口贸易影响那么明显。4、脉冲响应函数与方差分解分析脉冲响应函数(i mpulse response function,I RF)描述一个内生变量对来自另一个内生变量的一个单位变动冲击所产生的响应,反映了来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响,以及其影响的路径变化,它可作为系统特性的时域描述。大多数文献把脉冲响应时间设定为 10期,而本文则设定为 5期(如图 1、图 2)。从图 1中,我们可以看出,汇率(LnEP)的正向冲击对出口贸易(LnEX)所产生影响为正,从第一期开始上升,在第 2期达到最大值(7.2%),
21、然后随着时间推移影响力逐步减弱,曲线开始下降,在第 5期达到最低值(5.3%)。这说明了汇率对出口贸易的影响是深刻34福建商业高等专科学校学报?2008年 6月的,在不同的时期存在一定的波动,而且较为明显。从第 2期后,冲击作用渐渐减弱。同样,图 2显示,汇率(LnEP)的正向冲击对进口贸易(LnI M)所产生影响也为正,但是总体而言,曲线波幅很小,从第 2期一直到第 4期基本保持同一水平(0.08%)。由此我们认为汇率对进口贸易的正向冲击的影响较为平稳。图 1?LnEP冲击导致的 LnEX响应图 2?LnEP冲击导致的 LnI M响应方差分解(variance decomposition)是
22、通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度,进一步评价不同结构冲击的重要性。通过系统中各变量冲击所作的贡献,从而了解到各新息对模型内生变量的相对重要性 7。为了更好地描述了一个标准差冲击在进出口贸易与汇率波动的动态变化中的相对重要性,我们分别对&LnEX和&LnI M 进行了方差分解,见表 4。从表 4中,我们可以看出,在第 2期 LnEP变化对LnEX变动的贡献率达到最大值(19.9%),而后开始下降,第 5期的贡献率最小,为 16.3%。这表明在长期,汇率波动对出口贸易的影响比较明显。而 LnI M的方差分解中,整个贡献率都是在 0.15%之下,最大的也才 0.12%
23、(第 4期)。表明在长期,汇率波动对进口贸易的影响非常微弱,这进一步证实了上述脉冲响应函数分析的结论。四、基本结论与建议通过以上实证研究,我们得出如下三个结论:1、Johansen协整检验结果说明了 1980-2005年,进出口贸易与汇率波动存在长期协整关系。并且,我国 GDP与出口额之间存在正相关关系,外汇储备与出口额之间存在负相关关系,价格贸易条件与出口额之间也存在负相关关系。表 4?LnEX、LnI M 的方差分解时期LnEX的方差分解LnI M 方差分解预测标准误差LnEX的二阶差分(%)LnEP的二阶差分(%)预测标准误差LnI M的二阶差分(%)LnEP的二阶差分(%)10.107
24、100100.00000.0000000.149938100.00000.00000020.17017580.1024619.897540.22872199.906630.09336730.20489380.8715719.128430.29274399.884020.11598440.23908782.4868717.513130.34832499.878780.12122150.27266683.6986216.301380.39889399.880930.119071?2、出口误差修正模型中的 ecm t-1系数为正,表明随着时间的推移,误差修正项就会进一步加强这种影响,进一步是指汇率波
25、动对出口的影响较大;进口误差修正模型中的 ecmt-1系数也为正,但是没有出口贸易影响那么明显。3、脉冲响应函数和方差分解分析分别研究了汇率波动对进口贸易和出口贸易的响应和贡献度。可以看出,汇率的正向冲击对出口贸易所产生影响为正,且波动较为明显,贡献率最大值为 19.9%;同时,汇率的正向冲击对进口贸易所产生影响也为正,但是总体而言352008年 6月第 3期?人民币汇率波动对中国进出口贸易的影响比较平稳,贡献率最大值也才 0.12%,说明了其影响非常微弱。综上所述,在我国当前汇率制度改革的关键时期,相关当局应该注重政策的多样性和有效性。一方面,要进一步完善我国进出口贸易结构,保持国际收支的基
26、本平衡;另一方面,当前应该合理控制我国的外汇储备。截止 2007年 3月,我国的外汇储备高达 12020.31亿美元,是 2000年 1655.74亿美元的 7倍。我们知道,外汇储备的不断增长的代价就是使得央行放出更多的基础货币,由此增加了通货膨胀的压力和宏观调控的难度。因此,如何保持人民币汇率和经济的稳定,以避免国际贸易中的经济损失,是个值得当前及今后探讨的话题。参 考 文 献!1魏巍贤.中国出口与有效汇率的关系分析 J.统计研究,1997(5).2 李海菠.人民币实际汇率与中国对外贸易的关系 J.世界经济研究,2003(7).3 Chou,W.L.ExchangeRateVariabili
27、ty and ChinasExports,Journal of Comparative Econom ics,2000,Vo.l 28:61-79.4 Jai me Marquez,John W.Schindler.Exchange-Rate Effects on China s T rade:An Interi m Repor,tInternational Finance DiscussionPapers,2006,No86:11-59.5 Valerie Cerra,Sweta Chaman Saxena.An EmpiricalAnalysis of China s Export Beh
28、avior.I MF W orkingPaper,2002,Vo.l WP/02/200:1-33.6 梁琦,徐原.汇率对中国进出口贸易的影响?兼论 2005年人民币汇率机制改革 J.管理世界,2006(1):48-56.7 高铁梅.计量经济分析方法与建模:EV ie w s应用及实例 M.北京:清华大学出版社,2006.The Effects ofRMB ExchangeRate Fluctuation on China Trade?Based on Johansen Cointegration and Error CorrectionModelZhou Caiyun,Cao Taisong
29、Abstract:Based on the relevant data in the year of 1980-2005,the paper utilizes Johansen Cointegration Tes,tError CorrectionMode,l aswell as i mpulse-response and variance decompositionm ethods to inspect the deep relation?ship a mong i mpor,texport and RMB exchange rate fluctuation in China.W ith a
30、 such research,the paper comes to theconclusion,that is,there is a long cointegration relation among them,and RMB exchange rate fluctuation has a strongeffect on expor,t whileweak on i mpor.tKey words:RMB exchange rate;i mport and expor;tJohansen Cointegration;Error CorrectionModel责任编辑 梁小红 36福建商业高等专科学校学报?2008年 6月