人民币汇率变动对我国进出口的影响

□文/付立江

（新疆财经大学金融学院 新疆·乌鲁木齐）

一、引言

自2005年7月21日以来，人民币升值问题一直是国内外关注的焦点。由于汇率是国际贸易中重要的调节杠杆，在一国对外贸易中具有非常重要的作用，它的高低直接影响着一国商品在国际市场上的成本、价格及国际竞争力。所以，人民币汇率变动必然会对我国的进出口贸易带来一定的影响。本文在人民币汇率升值的背景下，通过建立我国贸易进口额与人民币实际汇率和出口额与人民币实际汇率模型，采用2005年7月到2012年11月的月度数据，运用协整检验、最小二乘回归（OLS）、格兰杰因果检验等方法，实证研究人民币汇率变动对我国进、出口贸易的影响。

关于人民币汇率变动对我国进口、出口贸易的研究，我国学者已经积累了一定的文献。沈国兵、杨毅（2005）通过1990～2004年月度数据研究了人民币实际有效汇率与中国贸易收支的关系，得出如下结论：短期内，人民币汇率与我国出口、进口之间相互影响的程度是很小的，并且前者变动对后者的影响要大于后者变动对前者的影响。长期内，中国贸易收支与人民币实际有效汇率之间没有稳定的协整关系。徐明东（2007）选取 1997～2006年的月度数据，运用VAR方法，考虑了FDI存量和我国加工贸易的影响后，对贸易收支与人民币实际有效汇率变动关系进行了动态分析，得出人民币实际有效汇率的变动显著影响了我国进口、出口和净出口贸易。肖阶龙（2008）以 1985～2005年的年度数据为样本，分析了人民币实际有效汇率与我国进出口贸易的长期均衡关系，得出人民币实际有效汇率对我国进口贸易和出口贸易的影响较为明显，且具有同相性特征。李汉君（2010）以2005年7月至2008年6月的月度数据为样本，利用协整分析、格兰杰检验等方法研究了人民币汇率变动对贸易条件的影响，得出汇率与贸易条件之间存在着长期均衡关系；汇率是贸易条件的格兰杰原因被接受。何建奎、马红（2012）以1995年至2011年的年度数据为样本，采用基于VAR的Johansen协整检验和向量误差修正（VEC）模型实证分析了人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易的长期静态影响及短期动态影响。结果发现，长期进出口贸易的汇率弹性均不显著，单纯的汇率调整不能有效改善我国的贸易不平衡问题。

但以上研究大多采用进、出口贸易和汇率的年度为频度，样本容量较小，本文以月度为频度，样本容量达到87个，更具有说服性；其次，以往研究都没有以2005年7月为分界线，没有在汇率改革之后研究新汇率政策对进出口贸易的影响，本文数据区间从汇改第一个月起到2012年11月，更能够反映目前的贸易与汇率的关系。

二、汇率与贸易建模分析

（一）模型设定与数据来源。在影响进、出口贸易的自变量因素的选取上，人民币汇率变量要素选择人民币实际有效汇率（REER）。有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率。名义有效汇率等于一国货币与所有贸易伙伴国货币双边名义汇率的加权平均数，而实际有效汇率不仅考虑了一国货币与贸易伙伴国双边名义汇率的相对变动，而且剔除了通货膨胀对各国货币购买力的影响，能够综合反映本国货币的对外价值和相对购买力。实证分析分别以我国的历年进口贸易额（IM）、出口贸易额（EX）为因变量，人民币实际有效汇率（REER）为自变量，同时在汇率与贸易关系的研究中，普遍发现进、出口额与汇率之间存在长期均衡关系，遵循这一方法，建立贸易长期均衡模型如下：

实证分析中为了消除时间序列的异方差问题，取各变量的自然对数，IM为月度进口额，取对数后用LNIM表示；EX为月度出口额，取对数后用LNEX表示；LNREER表示人民币实际有效汇率；数据区2005年7月至2012年11月，频率为月度。数据来源为中经网统计数据库。实证分析通过EVIEWS6.0完成。

表1 ADF单位根检验

表2 ADF单位根检验

（二）变量的平稳性检验。时间序列数据可能存在非平稳性，即存在单位根。为了判断各变量的平稳性，对各变量进行ADF单位根检验，检验结果见表1。根据ADF单位根检验结果可知，原始序列LNIM、LNEX、LNREER、在 5%临界值的水平下不通过检验，为非平稳序列；而一阶差分后，所有序列均拒绝了存在单位根的原假设，即所有序列均为I（1）阶单整序列。各变量为同阶单整序列，因此可以进行协整检验。（表1）

（三）协整检验。对于两个变量之间的协整关系检验，通常采用1987年提出的Engle和Granger两步检验法，首先运用OLS法对变量进行协整回归，然后把协整回归所得残差进行单位根检验。由于序列REER、IM、EX 都是一阶单整序列，即REER-I（1），IM-I（1），EX-I（1），因此，笔者利用REER与IM、EX的原始序列作两变量的Engle-Granger协整检验。由于进、出口存在明显的时间增长趋势，因此，本文选择协整项包含截距项、时间趋势项的协整模型。用普通最小二乘法（OLS）估计LNREER和 LNIM、LNREER和 LNEX之间的方程，并计算非均衡误差：

通过检验残差的单位根发现：存在LNREER和 LNIM、LNREER和 LNEX的平稳线性组合，即汇率与出口、汇率与进口之间存在长期稳定的均衡关系。根据ADF单位根检验结果见表2。（表2）

表3 变量的格兰杰检验结果

（四）回归分析。通过最小二乘法（OLS）得到进口贸易额（IM）与人民币实际有效汇率（REER）回归方程如下（公式1）：

LNIM=－0.060096LNREER＋24.00237

由公式1得到，从长期来看，我国进口贸易的汇率弹性为-0.060096，人民币实际有效汇率每变动1%，进口贸易额将反向变动0.060096%，即人民币实际有效汇率每升值1%，我国进口贸易额将减少0.060096%，人民币实际有效汇率每贬值1%，进口贸易额将增加0.060096%。

通过最小二乘法（OLS）得到出口贸易额（EX）与人民币实际有效汇率（REER）回归方程如下（公式2）：

LNEX=－0.052040LNREER＋23.41663

由公式2得到，从长期来看，我国出口贸易的汇率弹性为－0.052040，人民币实际有效汇率每变动1%，出口贸易额将反向变动0.052040%，即人民币实际有效汇率每升值1%，我国出口贸易额将减少0.052040%，人民币实际有效汇率每贬值1%，进口贸易额将增加0.052040%。可见，人民币实际有效汇率对我国进口贸易额和出口贸易额分别都有负向的影响作用。

（五）格兰杰因果分析。上述协整分析证明了变量之间存在着静态的均衡关系，为进一步测算贸易进口额、贸易出口额与人民币有效汇率之间的动态因果关系，本文利用计量软件Eviews6.0对变量之间的因果关系进行格兰杰检验，结果见表3。检验结果表明，“进口额不是汇率的格兰杰原因”、“汇率不是进口额的格兰杰原因”和“出口额不是汇率的格兰杰原因”“汇率不是出口额的格兰杰原因”都被拒绝，分别通过了10%、5%和1%的显著性水平检验，表明因果关系存在。（表3）

三、小结

本文利用2005年7月至2012年11月的月度时间序列数据，对进口额与人民币有效汇率和出口额与人民币有效汇率分别进行了协整检验和格兰杰因果分析，结果表明：

（一）汇率、进口额、出口额三者之间有着紧密联系。汇率与出口额之间表现出负相关，与J曲线理论相符，即一国汇率增加，在短期内由于消费和生产的“黏性作用”而不会对出口产生明显的影响，但长期对出口会产生负面作用；汇率与进口额之间同样表现出负相关。

（二）汇率与进口贸易额、汇率与出口贸易额表现出相同的因果关系。即汇率是进出口贸易额的格兰杰原因，汇率的变动对进出口具有预测作用；而无论是出口还是进口，二者都是汇率的格兰杰原因。

（三）汇率变动对出口的影响小于进口。主要表现为两个方面：一是出口汇率弹性（0.052040）小于进口汇率弹性（0.060096）；二是出口的 Granger（t统计值5.15367伴随概率0.0078）原因小于汇率是出口的Granger（t统计值4.09629伴随概率0.0202）原因。所以，在短期内人民币升值对出口会造成冲击，不利于利润率较低的出口企业；但长期而言，这种优胜劣汰对调整国内经济结构，转变经济增长方式有利。人民币升值降低了进口国外产品的成本，不仅有利于提高本国人民的效用，同时还有利于进口的增加，消化巨额的外汇储备。所以，国家应该在保持人民币稳定的同时，选择一个对进、出口平衡有利的合理汇率水平。

[1] 宋耀，田华.国际汇率分形特征的实证研究：修正的R/S分析.河北大学学报，2004.7.

[2] 刘跃飞，黄巍巍，王鹏.汇率变动对我国外贸影响的实证研究.绍兴文理学院学报，2011.6.

[3] 徐梅.进出口贸易增长、人民币汇率波动与贸易均衡汇率决定.当代财经，2007.2.