人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应

杨凯文　臧日宏

摘 要：本文考察了我国与11个主要国际贸易伙伴的进出口贸易情况，使用GARCH模型测算人民币汇率波动，应用ARDL协整方法研究在现行汇率制度下人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应，得出如下结论：一是总体上，人民币汇率波动对我国国际贸易具有负面的传导效应，国际贸易尤其是出口贸易会受到人民币汇率波动的影响；二是贸易伙伴经济发展对我国国际贸易有促进作用；三是我国国际贸易不易受到进出口产品相对价格变动的冲击。

关键词：人民币汇率；国际贸易；出口贸易；GARCH模型

中图分类号：F733 文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2015）02-0123-07

随着人民币汇率改革的逐步深化，国际化进程加快，人民币未来将成为能被广为接受的国际结算货币，参考美元、欧元的经验，人民币汇率波动将会加剧。作为一个贸易大国，国际贸易是我国经济的重要增长点，人民币汇率波动对我国国际贸易会带来怎样的传导效应，是一个值得研究的问题。本文从实证的角度对此问题进行分析，旨在厘清人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应，得出具有现实意义的结论，给出合理的建议。

一、研究背景

尼克松的新经济政策导致了1973年3月布雷顿森林体系的瓦解，从那时起，越来越多的西方国家开始实施浮动汇率制度。1997-98年的亚洲金融危机给我们的教训是固定汇率制度如果操作不当，可能导致巨大的损失，危机之后，亚洲国家开始放弃固定汇率制度，转向灵活的汇率制度来减少实际经济的波动。然而，灵活的汇率制度也存在一些弊端，比如Crosby[1]认为在浮动汇率制度下，名义和实际汇率的波动远大于基础经济的波动，这种波动可能会对国际贸易产生负面影响，从而影响经济发展；Krugman[2]认为灵活的汇率制度会增强汇率的变化性，可能导致外汇市场风险，基于风险厌恶假设，外汇市场风险将抑制国际贸易。

人民币汇率制度历经了一系列的变革，1979年以前，我国采用的是单一的固定汇率制度；1979年至1993年底是汇率双轨制时期；1994年1月，我国施行了以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度；2005年7月，我国对汇率形成机制进行了进一步的改革，结束了延续十多年的与美元挂钩的汇率制度，实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，并在近年来逐渐扩大允许人民币汇率浮动的空间，从图1中可以看出人民币兑美元汇率波动在2005年7月之后明显加强。

随着人民币汇率改革的逐步深化、国际化进程的加快，人民币未来将成为能被广为接受的国际结算货币，参考美元、欧元的经验，人民币汇率波动将会加剧。作为一个贸易大国，国际贸易是我国经济的重要增长点，人民币汇率波动对我国国际贸易会带来怎样的传导效应，是一个值得研究的问题。本文从实证的角度对此问题进行分析，旨在厘清人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应，得出具有现实意义的结论，给出合理的建议。

一、文献综述

关于汇率波动对国际贸易的传导效应研究，西方起步较早，从70年代西方发达国家广泛开始施行浮动汇率制度以来，就有学者不断地对该问题进行理论和实践层面上的探索。国内对此方面的研究起步相对较晚，90年代后才逐渐有学者开展这一领域的实证研究。

从理论研究的角度看，汇率波动对于国际贸易的传导效应属于一个有争论的话题。一派学者，如Friedman[1]，认为灵活的汇率可以促进贸易和整体宏观经济的稳定性，而短期的汇率波动不会对贸易带来显著的影响，因此浮动汇率政策对一个国家的经济是有益的；另一派学者，如Mundell[2]，认为灵活的汇率政策会加剧汇率的波动，导致外汇市场风险，因此，汇率的波动会对国际贸易产生负面影响；还有一派学者，如McKenzie [3]，认为无论是从理论还是实践上来讲，汇率波动对国际贸易会产生何种影响是不明确的，在不同的环境下，汇率波动对国际贸易可能产生正面、负面或者是无法确定的影响，需要针对具体问题来进行具体分析。

纵观国外相关实证研究，一些学者指出汇率波动与国际贸易之间存在着负相关性，汇率风险的提高会降低国际贸易水平[4]-[6]。一些研究结论支持相反的观点，即汇率波动会促进国际贸易[7]-[9]。也有一些研究发现国际贸易不会受到汇率波动的影响[10]-[12]。虽然已有的实证研究没能得出统一的结论，但却证实了汇率波动对国际贸易的传导效应在一定条件下是存在的，而实证研究结论很大程度上取决于研究数据的属性、模型假设、汇率波动的度量方法以及汇率波动与国际贸易之间关系的检验技术，不同国家、不同汇率制度、不同行业、不同模型设定和研究方法，可能得出不同的结论。

对于我国的问题，国内已有学者进行了部分研究，总体来看，前期研究发现人民币汇率波动对我国国际贸易呈现不同程度的负面影响。陈平和熊欣[13]对1991年和1995年我国与主要出口国家和地区的截面数据进行回归分析，认为汇率波动不利于出口；卢向前和戴国强[14]基于1994—2003年的进出口贸易数据进行协整分析，得出人民币汇率波动对进出口贸易有反方向的影响；余珊萍和韩剑[15]对我国与主要出口贸易伙伴2000—2003年的截面数据进行分析，认为名义汇率波动对我国的出口贸易有较微弱的影响；沈国兵[16]基于1994—2002年的年度数据以及1998—2003年的月度数据进行协整分析，认为人民币汇率波动不会对美中贸易带来显著影响；陈龙江[17]分析了人民币兑日元汇率波动与我国农产品对日出口的关系，发现汇率波动对出口贸易有着负面的影响；陈六傅等[18]基于1995—2005年的数据，得出人民币实际汇率波动对我国六大类企业出口有着显著的负面影响。

然而，前期对于我国问题的分析存在一定的局限性：一是集中于分析我国与美、日的贸易数据或者出口贸易总量数据，缺少不同贸易伙伴之间的比较分析；二是对于出口贸易的关注比较多，对于进口贸易的研究甚少；三是近年来人民币汇率浮动范围逐渐扩宽，汇率波动加剧，但缺少与时俱进的分析。本文将从以上几方面加以改进，力图给出更具有现实意义的参考。

二、研究设计

1.模型构建

基于基本贸易理论，并受前期相关研究的启发，本文中，出口和进口贸易模型设计为方程（1）和（2）的形式。

其中，Pwt=Pxt/P*t，Pvt=Pmt/P*t，在上述方程中，Xt表示出口额，Mt表示进口额，Pxt表示出口单位价值指数，Pmt表示进口单位价值指数，P*t是用本国货币表示的国外替代产品指数，即国外替代产品价格指数乘以汇率，对于国外产品价格，使用贸易伙伴的生产者物价指数。Pwt表示用本国货币表示的相对出口价格，Pvt表示用本国货币表示的相对进口价格。Yt表示外国收入，反映贸易伙伴的经济状况，由于GDP数据的最小频度为季度，笔者选择工业生产指数月度数据作为GDP的替代变量。Vt表示汇率波动，εt和μt是随机误差项。LXt、LMt、LPwt、LPvt和LYt分别表示 Xt、Mt、Pwt、Pvt和Yt的对数形式。

根据贸易理论，笔者预期相对出口价格的系数α1为负值，产品价格上涨，将导致国际上对此类产品需求的减少，因此出口会减少，同理，笔者预期相对进口价格系数β1为正值。笔者预期外国收入的系数α2和β2为正值，因为从理论上来讲，经济的发展将拉动贸易。从过去研究经验来看，汇率波动对贸易的传导效应有多种情况，因此汇率波动的系数α3、β3可能为正数，也可能为负数。

2.汇率波动的测算

本文选择GARCH（p，q）模型测算汇率波动，因为该模型适用于对时间序列波动性的分析和预测，可以成功地捕捉随时间变化的条件方差形成一个时间序列，在测算汇率波动时具有一定的优势，计算公式如方程（3）和（4）所示：

在GARCH（p，q）模型中，et表示汇率，Δ表示一阶差分，汇率波动Vt是方程（3）残差的平方，并遵循ARMA（p，q）过程。当p=0时，GARCH（p，q）模型变为ARCH（q）模型，对于不同的汇率时间序列数据，可能采用不同的p和q设定。笔者使用最大似然法对方程（3）和（4）进行测算，p和q值的选择取决于最显著的滞后期期数。方程（3）中n值的设定需保证所得出的残差项不存在序列相关性。假设MA和AR部分的系数是介于0和1之间的正数，因此，笔者预期所测得汇率波动时间序列是水平平稳的，即I（0）。

3.汇率波动对国际贸易传导效应的测度

通过单位根检验，笔者发现汇率波动时间序列是水平平稳的，即I（0），其他变量是一阶差分后平稳的，即I（1），模型中同时包含了I（0）、I（1）两类变量。对于此种情况，Pesaran等[19]提出的ARDL协整方法是最为合理的选择，该方法的优势在于当同时存在I（0）、I（1）类型变量时，也可以准确地进行协整关系分析。因此，本文采用此方法检验和测度汇率波动与国际贸易的长期协整关系；如果不存在长期协整关系，则通过误差修正模型（ECM）来对短期影响进行度量。根据贸易模型，ARDL-ECM模型设置为如下形式：

出口：

在方程（5）和（6）中，a0和c0为常数项，α1t和c1t为时间趋势项，τt和ξt为白噪声误差。为了确保残差项不存在序列相关性，本文模型采用一阶差分的形式，Δ表示一阶差分变量。基于ARDL-ECM模型设定，需要通过假设检验来验证模型中是否存在长期协整关系，零假设为“不存在长期协整关系”。计算模型中显著滞后期变量的F统计值，并与临界值进行比较，如果大于临界值，则拒绝零假设。

对于出口方程（5）的零假设为：

H0：b1=b2=b3=b4=0

对于进口方程（6）的零假设为 ：

H0：d1=d2=d3=d4=0

为了计算汇率波动对国际贸易的传导效应的长期趋势系数，需要为对数形式的出口和进口额构建有条件的长期关系模型，对于出口和进口模型的条件分别为ΔLX=ΔLPw=ΔLY=ΔV=0和ΔLM=ΔLPv=ΔLY=ΔV=0，长期关系模型可以用方程（7）、（8）来表示：

LXt=Γ1+Γ2t+Γ3LPwt+Γ4LYt+Γ5Vt+ωt（7）

LMt=Ψ1+Ψ2t+Ψ3LPvt+Ψ4LYt+Ψ5Vt+ζt（8）

其中：Γ1=a0/b1， Γ2=a1/b1， Γ3=b2/b1， Γ4=b3/b1， Γ5=b4/b1；Ψ1=c0/d1， Ψ2=c1/d1， Ψ3=d2/d1， Ψ4=d3/d1， Ψ5=d4/d1； ωt 、 ζt 为iid（0，δ2）误差。

笔者使用ARDL协整方法测度上述模型的长期协整关系系数，首先对方程（7）和（8）进行OLS计算，然后根据AIC（赤池）、SBC（施瓦茨）指标去选择最优的滞后期数。只有在拒绝了ARDL-ECM模型零假设的情况下，才能计算长期协整关系；如接受了零假设，则去计算变量之间的短期动态关系，测算方程如（9）和（10）所示。

ΔLXt=a0+∑mi=1αiΔLXt-i+∑nj=0βiΔLPwt-j+∑pr=0δrΔLYt-r+∑qs=0φsΔVt-s+εt（9）

ΔLMt=c0+∑mi=1γiΔLMt-i+∑nj=0ηiΔLPvt-j+∑pr=0μrΔLYt-r+∑qs=0sΔVt-s+υt （10）

其中，εt、υt 为iid（0，δ2）误差。

三、数据描述

考虑到贸易伙伴的代表性以及数据的可获得性，本文从我国主要进出口贸易伙伴中选取了11个国家或地区来进行研究。在时间跨度方面，考察2005年7月以后我国采用灵活性更强的汇率制度的时期。为了说明我国与贸易伙伴的贸易紧密程度，本文引入了进口/出口紧密指数 i国的出口紧密指数 Ix 定义为： Ixij = （Xij/Xi）/{Mj/（Mw - Mi）}，其中 Xij/Xi 表示j国在i国总出口额中的占比，Mj/（Mw - Mi）表示世界除i国外各国的进口总额中j国的占比。同理，i国的进口紧密指数Im 可以表示为 Imij = （Mij/Mi）/{Xj/（Xw - Xi）}。如果进口/出口紧密指数大于1，说明两国贸易关系紧密，否则不紧密。（Import/Export Intensity Index），该指数表示我国在各贸易伙伴的进出口贸易中的重要程度。表1展示了我国与主要进出口贸易伙伴的贸易情况。

本文中，时间序列数据为2005年8月至2013年12月的月度数据，双边贸易数据来源于WIND数据库，工业生产指数、生产者物价指数、进口/出口价格指数和汇率数据来源于IMF（International Financial Statistics）数据库。所使用的统计数据均为季度数据，可真实反映经济波动情况。汇率数据采用的是名义汇率月度平均值，因为短期的成本和价格变动相对而言更为迅速，采用名义汇率可以更好地反映市场参与者面对的由汇率波动所带来的不确定性。

四、实验结果及解释说明

为了分析汇率波动对国际贸易的传导效应，笔者首先采用GARCH（p，q）模型测算汇率波动时间序列，p、q的值取决于显著的最高阶数，不同的汇率序列可能具有不同的p、q值，表2展示了不同汇率序列采用的GARCH模型的具体形式。

在检验汇率波动对于国际贸易的传导效应之前，需要对数据的平稳性进行检验，确认各变量是水平平稳还是一阶差分后平稳，同时也要确保研究模型中不存在只有在两次差分以上才是平稳的数据。笔者采用ADF单位根检验进行数据的平稳性检验，从检验结果可以看出，除汇率波动序列为I（0）外，其他序列均为I（1），这与我们的预期一致。由于篇幅限制，未列出具体结果，如有需要请与作者联系。

完成平稳性检验后，进行ARDL-ECM模型的边界测试，将所测得的F统计值与临界值进行比较，根据模型设计，选取包含3个回归元、不限制常数、不包含趋势情况下的临界值。

在表4中，我们可以看出，由于美国、韩国、荷兰、俄罗斯、印度、新加坡和中国台湾等7个进口贸易伙伴和日本、韩国、印度、新加坡等4个出口贸易伙伴的F统计值大于临界值上限，可以拒绝零假设，并进行长期协整关系的测算（结果如表3和表4所示）。对于4个出口贸易伙伴（日本、德国、英国和马来西亚），7个进口贸易伙伴（美国、德国、荷兰、英国、俄罗斯、马来西亚和中国台湾）的数据，F统计值小于临界值上限，说明不存在长期协整关系，因此，笔者对其进行短期动态关系测算（结果如表5和表6所示）。与此同时，笔者也进行了序列相关性、异方差性、函数形式设定错误和非正常误差项等检验，结果显示模型通过了各项检验，拟合效果良好。

从表3和表4出口贸易长期协整关系检验结果中可以看出，就出口贸易而言，相对出口价格的大部分系数为负，但只有韩国和新加坡的统计结果是显著的，说明相对价格对我国的出口额虽然呈现了反方向的作用，但不显著，这也反映出我国出口产品的价格优势比较明显，价格需求弹性较弱。外国收入对我国的出口有显著的拉动作用，经济的发展促进贸易的增长。对于汇率波动对出口的影响，7个贸易伙伴中，除了俄罗斯和中国台湾外，均呈现负作用，且其中5个结果在统计上是显著的，因此，我们认为总体上汇率波动会对我国的出口贸易带来负面传导效应。

就进口贸易而言，相对进口价格对进口贸易有正向的作用，但不显著；外国收入对进口的影响是正向的，且在统计上是显著的。与出口贸易情况相似，汇率波动对进口贸易呈现负向的影响作用，但仅有印度和新加坡的统计结果是显著的，因此，我们认为汇率波动会对我国的进口贸易带来较弱的负面传导效应。

表5和表6是对短期动态关系的检验结果，短期影响的作用方向与长期影响一致，外国收入对于贸易有着显著的正向作用；汇率波动对贸易有反向影响，但仅有英国、美国、德国、荷兰和中国台湾等5个贸易伙伴的统计结果是显著的；相对价格对于贸易的影响是不显著的。

通过上述的分析，可以发现研究结果反映了以下几种现象：

第一，汇率波动对国际贸易的影响系数是负的，但仅有一半的统计结果是显著的，因此，对于我国的国际贸易而言，汇率的波动对其产生偏弱的抑制作用。产生这种现象的原因有三个方面：一是与市场的本质有关，如果市场参与者都是风险中立的，那么汇率波动便不会对国际贸易造成较大的影响，如果市场参与者是风险厌恶的，汇率波动会导致他们减少贸易量从而降低风险暴露；二是与我国高速发展的经济形势有关，我国进出口贸易额逐年快速增长，出口产品具有一定的价格优势，汇率的波动不会对其带来明显的影响，我国的制造业对于进口能源、原材料的依赖较重，因此，汇率波动对于进口的影响也是有限的；三是我国作为一个经济大国，应对汇率波动的能力较强。

第二，外国收入，即贸易伙伴经济情况，对我国国际贸易有正向的作用。贸易伙伴经济的发展，收入的增加，会促进其与我国之间的贸易，这与基本的国际贸易理论及以往相关研究结论相吻合，经济的发展会促进贸易往来的频繁、贸易额的增长。

第三，相对价格的变动对我国国际贸易的影响不明显。对于这种现象较为合理的解释有：一是我国作为世界第二大经济体，与主要贸易伙伴之间的经贸关系比较稳定，各国对我国出口产品的依赖性较强，不易受到价格波动的影响；二是我国的出口产品价格优势明显，相对价格的轻度波动，不足以影响这种优势；三是我国的经济发展对于进口的依赖性较强，相对价格的变动不会对我国的进口需求带来明显的影响；四是相对较小的经济体，如中国台湾、新加坡和马来西亚等，在国际贸易中往往是价格接受者，而非制定者，因此，价格波动对于此类国家与我国的贸易不会产生显著的影响。

第四，汇率波动对出口贸易的传导效应主要展现的是长期协整关系，从长期来看，汇率波动不利于出口，汇率波动对出口的传导效应存在一定的滞后性。进口贸易主要展现的是短期的动态关系，这说明我国对于进口的需求是比较稳定的，有充足的外汇储备作为支撑，汇率波动不会影响进口贸易的长期趋势。

五、结 论

本文基于我国与11个主要贸易伙伴2005年8月至2013年12月的月度时间序列数据，采用ARDL协整方法分析了人民币汇率波动、相对价格以及外国收入对我国国际贸易的影响。本文的价值在于：一是同时考虑了出口贸易和进口贸易，以往的研究集中于讨论出口贸易的情况；二是11个主要贸易伙伴的横向比较分析有助于得出更加准确、更具普遍性的结论；三是我国在2005年汇率制度改革后，又实施了诸如签署多个外汇互换协定、建立若干跨境贸易人民币自由结算试点、调整人民币对美元的即期交易价浮动幅度等多项影响人民币汇率形成机制的举措，本文与时俱进更具现实意义。

基于研究结果，本文得出以下结论：第一，外国收入，即贸易伙伴经济情况对我国的国际贸易有促进作用；第二，我国进出口产品需求价格弹性较弱，不易受到相对价格变动的冲击，我国出口导向性经济对出口贸易的依赖性较大，同时对进口也有刚性需求；第三，总体上，人民币汇率波动对我国国际贸易呈现负面的传导效应，国际贸易，尤其是出口贸易，会受到汇率波动的影响。随着人民币国际化程度的不断提高，汇率浮动范围将进一步放宽，汇率波动将会加剧，汇率波动对国际贸易的影响作用会逐渐增强，这对我国的外汇管理提出了更高的要求。

基于上述结论，本文建议：一方面，人民币国际化不宜操之过急，应稳步推进；另一方面，人民币汇率浮动范围应在可控的前提下逐渐放开，以降低对国际贸易的影响。

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（责任编辑：巴红静）