一、引言

凈出口（Net Export，NX）是開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中總需求的重要組成部分，20世紀(jì)90年代以來(lái)，它對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響力度逐漸增大，在GDP中的占比總體上也呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)。隨著凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)影響力度的增加，宏觀經(jīng)濟(jì)政策對(duì)外需調(diào)節(jié)作用的好壞直接影響到其對(duì)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度，因此考察利率政策變動(dòng)對(duì)凈出口的作用方向和影響力度對(duì)于順利實(shí)現(xiàn)中央銀行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控目標(biāo)就相當(dāng)?shù)闹匾＿@里首先要指出的是，除了傳統(tǒng)的利率政策的凈出口傳導(dǎo)渠道——名義存款利率變動(dòng)通過(guò)利率平價(jià)理論（Interest Rate Parity）描述的傳導(dǎo)機(jī)制，即影響匯率變動(dòng)，從而匯率的變動(dòng)起到抑制或促進(jìn)凈出口的作用（即名義存款利率↓→直接標(biāo)價(jià)法下的匯率↑→凈出口↑），事實(shí)上，還有存在另外一種傳導(dǎo)渠道，也就是“名義貸款利率變動(dòng)引起外貿(mào)企業(yè)融資成本的變動(dòng)，進(jìn)而影響其出口商品的總成本，而成本的變化則會(huì)引起出口商品價(jià)格的相對(duì)變化，進(jìn)而導(dǎo)致本國(guó)出口商品在國(guó)際市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)力的變化，最終影響本國(guó)的出口量；同時(shí)，貸款利率的變動(dòng)對(duì)外貿(mào)企業(yè)投資存在著抑制或促進(jìn)作用，從而對(duì)出口量產(chǎn)生一定的影響”（即名義貸款利率↓→出口↑）。針對(duì)1996年以來(lái)人民銀行實(shí)行的連續(xù)下調(diào)利率的政策措施對(duì)我國(guó)凈出口需求的影響，本文將沿著如下的研究思路進(jìn)行：首先從計(jì)量的角度對(duì)這個(gè)階段的凈出口予以數(shù)據(jù)檢驗(yàn)型考察，再對(duì)導(dǎo)致某種計(jì)量結(jié)果的現(xiàn)實(shí)原因予以分析，以期能夠從實(shí)證檢驗(yàn)及對(duì)現(xiàn)實(shí)原因的分析中，得到相應(yīng)的后續(xù)利率政策操作的啟示。

二、對(duì)利率政策凈出口渠道傳導(dǎo)效果的實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)上述兩個(gè)傳導(dǎo)渠道，本文選擇的變量有凈出口（NX）、出口（X）、直接標(biāo)價(jià)法下人民幣匯率（ER）、名義存款利率（NID）、名義貸款利率（NIL），數(shù)據(jù)選用1996年～2003年的季度數(shù)據(jù)。在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前，先對(duì)各變量時(shí)序數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性予以考察，以便根據(jù)“平穩(wěn)性”結(jié)果，選擇使用適當(dāng)?shù)挠?jì)量方法。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明：ER、NID、NIL、NX的變量序列均平穩(wěn)；X的變量序列不平穩(wěn)，其一階差分仍不平穩(wěn)。

1.對(duì)利率政策傳統(tǒng)的凈出口傳導(dǎo)渠道（NID↓→ER↑→NX↑）的實(shí)證檢驗(yàn)與分析

(1)對(duì)傳導(dǎo)機(jī)制第一步“NID↓→ER↑”的實(shí)證檢驗(yàn)：利用EViews軟件檢驗(yàn)名義存款利率（NID）與匯率（ER）之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系。由于NID和ER二變量的時(shí)序數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，故可以直接進(jìn)行OLS回歸，然而考慮到利率變動(dòng)對(duì)匯率的影響可能會(huì)具有的時(shí)滯性，因此采用自回歸分布滯后（ADL）模型更具有解釋力度。為了使進(jìn)入擬合方程的解釋變量對(duì)因變量更具有解釋力度，因此在利用ADL模型進(jìn)行回歸之前，先運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)方法對(duì)利率與匯率二變量之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：當(dāng)“滯后階數(shù)＝2”時(shí)，利率和匯率相互都不是對(duì)方的Granger成因，即此時(shí)二者之間不存在“聯(lián)動(dòng)性”；當(dāng)滯后階數(shù)分別為3、4時(shí)，利率與匯率之間互為對(duì)方的Granger成因，即此時(shí)“雙率”間都存在“聯(lián)動(dòng)性”；當(dāng)滯后階數(shù)為5時(shí)，聯(lián)動(dòng)性消失。根據(jù)此檢驗(yàn)結(jié)果，可知利率滯后三階和滯后四階的變量都是匯率變量的Granger成因。

在確認(rèn)NID是ER的Granger成因具有一定的解釋力度之后，我們運(yùn)用ADL模型對(duì)NID和ER“1”到“4”階的滯后變量進(jìn)行回歸擬合，通過(guò)逐一刪除t統(tǒng)計(jì)值不明顯的變量，最終得到簡(jiǎn)化后的回歸擬合方程（即“簡(jiǎn)化模型”）如下：

為全方位考察擬合方程①的總體可信度，本文對(duì)擬合方程①是否存在“自相關(guān)”、“異方差”和簡(jiǎn)化模型相對(duì)于一般模型實(shí)施的系數(shù)約束是否有效，分別運(yùn)用LM檢驗(yàn)、ARCH檢驗(yàn)、Wald檢驗(yàn)對(duì)方程①依次實(shí)施相應(yīng)檢驗(yàn)。經(jīng)此三項(xiàng)檢驗(yàn)，表明擬合方程①不存在使方程可信度降低的“自相關(guān)”和“異方差”，簡(jiǎn)化模型約束具有有效性。結(jié)合方程的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)值，總體來(lái)看，方程①擬合較好，具有可信度。然而值得注意的是，雖然方程擬合度和可信度都較高，但方程①中NID(-2)和NID(-3)的回歸系數(shù)絕對(duì)值都很?。▋H為0.001），這表明NID對(duì)ER的解釋力度較?。x存款利率每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，只能引起匯率0.001個(gè)單位的變動(dòng)）。此外，NID(-3)的回歸系數(shù)符號(hào)為正，這又與經(jīng)濟(jì)意義不符。根據(jù)利率平價(jià)理論，名義存款利率代表著本幣的收益率，因此在外幣利率不變的條件下，本幣利率的下降會(huì)導(dǎo)致本國(guó)資本的外流，從而導(dǎo)致本幣即期匯率貶值，而遠(yuǎn)期匯率將升值或有升值的預(yù)期。由于我國(guó)人民幣匯率采用的是直接標(biāo)價(jià)法，當(dāng)名義存款利率降低時(shí)，按理匯率應(yīng)該貶值，即表現(xiàn)為人民幣匯率數(shù)值上的增大，因此從“數(shù)值”的變動(dòng)方向來(lái)看，NID與ER應(yīng)該是反向變化。NID(-3)回歸系數(shù)為正值，反映出我國(guó)存款利率變動(dòng)與匯率之間不存在傳統(tǒng)傳導(dǎo)渠道中描述的“雙率”之間本應(yīng)具有的反向變動(dòng)關(guān)系，另外也從側(cè)面啟示我們?cè)谖覈?guó)“利率→匯率”的“利率平價(jià)”傳導(dǎo)機(jī)制很可能不成立。為了進(jìn)一步證實(shí)這種想法，本文對(duì)“雙率”之間的相關(guān)系數(shù)（Correlation Coefficient）進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明二者呈現(xiàn)出高度的正相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)為0.8592）。相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)再次證實(shí)了我國(guó)名義存款利率的變化對(duì)人民幣匯率而言，不僅不存在理論上的傳導(dǎo)機(jī)制作用，反而有相反的影響。

綜合上述實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以得出下述結(jié)論：（1）從整個(gè)考察區(qū)間來(lái)看，名義存款利率與匯率之間具有一定的“弱聯(lián)動(dòng)性”，利率變化對(duì)匯率的影響存在滯后效應(yīng)（滯后期為三個(gè)季度到一年）；（2）名義存款利率的下調(diào)并不能有效帶動(dòng)人民幣匯率數(shù)值上的上升，二者之間反而存在正向變動(dòng)關(guān)系，這與理論不符。總體來(lái)看，名義存款利率的負(fù)向沖擊不能有效地影響人民幣匯率，前者對(duì)后者的調(diào)節(jié)力度微弱，從而使得中央銀行試圖通過(guò)下調(diào)利率帶動(dòng)匯率貶值，進(jìn)而刺激外需的初衷在傳導(dǎo)過(guò)程的第一步（即NID↓→ER↑）就受到了嚴(yán)重的阻滯。

(2)對(duì)傳導(dǎo)機(jī)制第二步“ER↑→NX↑”的實(shí)證檢驗(yàn)：檢驗(yàn)匯率（ER）與凈出口（NX）之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系?？紤]到進(jìn)、出口合同事前就已擬定，從而當(dāng)期匯率的變動(dòng)對(duì)當(dāng)期凈出口值的影響不大，因此選用“分布滯后模型”以考察匯率變動(dòng)對(duì)凈出口是否具有滯后作用且滯后效應(yīng)有多大。通過(guò)逐一刪除不能通過(guò)t檢驗(yàn)的匯率滯后階變量ER(-p)，最終得到下述回歸結(jié)果：

觀察擬合方程②的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)值，不難看出方程的參數(shù)通過(guò)了t檢驗(yàn)，ER(-4)正的系數(shù)符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)意義，而系數(shù)數(shù)值的經(jīng)濟(jì)含義為：在其他條件不變的條件下，匯率數(shù)值每增加一個(gè)基點(diǎn)（即貶值0.0001個(gè)單位），次年凈出口總量將增加0.3117億美元。此外，在α＝5％的顯著水平下，方程也順利通過(guò)了F檢驗(yàn)，這說(shuō)明ER(-4)對(duì)NX的具有一定解釋力度，其經(jīng)濟(jì)含義在于匯率變動(dòng)對(duì)凈出口的影響存在滯后效應(yīng)。由于檢驗(yàn)選用的是季度數(shù)據(jù)，因此4階即表示4個(gè)季度，故這種滯后效應(yīng)的滯后期為一年。

綜合上述對(duì)匯率與凈出口之間統(tǒng)計(jì)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，總體而言，人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)凈出口總量的變動(dòng)有一定的解釋力度，但由于匯率變動(dòng)對(duì)凈出口發(fā)揮作用存在一年時(shí)滯期，因此導(dǎo)致當(dāng)期的匯率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期凈出口的影響不大，這使得利率政策的凈出口傳導(dǎo)渠道在第二步（即ER↑→NX↑）又受到了一定的阻滯。

結(jié)合前面對(duì)“NID→ER”的檢驗(yàn)結(jié)果，我們不難發(fā)現(xiàn)：不管是“NID→ER”還是“ER→NX”，前者對(duì)后者的作用都存在時(shí)滯，“雙重時(shí)滯效應(yīng)”以及雙率之間“弱聯(lián)動(dòng)性”的存在使得名義存款利率在即期的下調(diào)不能有效地對(duì)凈出口發(fā)揮刺激作用，因此當(dāng)期的外需并不能顯著增加，從而導(dǎo)致擴(kuò)張性利率政策欲通過(guò)“NID↓→ER↑→NX↑”傳導(dǎo)渠道來(lái)刺激外需的目的難以順利實(shí)現(xiàn)。即便這種傳導(dǎo)渠道在我國(guó)是存在的——下調(diào)名義存款利率能在一定程度上實(shí)現(xiàn)對(duì)凈出口的刺激作用，但由于前后兩步加總的時(shí)滯期接近兩年，導(dǎo)致擴(kuò)張性利率政策對(duì)凈出口本應(yīng)具有的拉動(dòng)作用被嚴(yán)重削弱。

2.對(duì)第二種利率政策凈出口的傳導(dǎo)渠道（NIL↓→X↑）的實(shí)證檢驗(yàn)與分析

根據(jù)前文對(duì)名義貸款利率（NIL）和出口（X）時(shí)序數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，可知NIL～I(xiàn)(0)，X～I(xiàn)(2)，由于X非平穩(wěn)，故不能進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)和OLS回歸估計(jì)；同時(shí)由于二者不是同階單整，故也不能利用E-G兩步法對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。因而只能通過(guò)相關(guān)性檢驗(yàn)對(duì)二者之間的是否存在相關(guān)關(guān)系予以考察，檢驗(yàn)結(jié)果表明二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系且相關(guān)程度較高（相關(guān)系數(shù)＝-0.630558）。相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)理論，這在一定程度上為我國(guó)下調(diào)貸款利率，促進(jìn)出口增長(zhǎng)的政策操作的可行性，提供了統(tǒng)計(jì)意義上的依據(jù)。

理論上，中央銀行下調(diào)貸款利率，一方面可以減輕外貿(mào)企業(yè)的利息負(fù)擔(dān)，另一方面也能降低其融資成本，使得商品成本下降，從而有利于增強(qiáng)本國(guó)出口商品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大出口量，同時(shí)貸款利率的降低也能刺激外貿(mào)企業(yè)的貸款需求，從而增加投資。貸款利率對(duì)出口兩方面的作用都使得擴(kuò)張性利率政策對(duì)外需具有一定的刺激作用。就貸款利率自1996年連續(xù)下調(diào)，出口對(duì)其的反應(yīng)可從表1中的數(shù)據(jù)中得到一定的體現(xiàn):(1)二者的變動(dòng)在大多數(shù)年份呈反向變動(dòng)關(guān)系，并且出口的名義貸款利率彈性系數(shù)符號(hào)為負(fù)，從這兩點(diǎn)看都是符合理論的;(2)從出口增長(zhǎng)率這一指標(biāo)來(lái)看，1996年僅為1％，當(dāng)年出口的極小幅增長(zhǎng)很可能是上年緊縮性利率政策的滯后效應(yīng)造成的。而1997年出口增長(zhǎng)率就躍升為20.55％，這也在一定程度上體現(xiàn)了1996年下調(diào)貸款利率的滯后效應(yīng)作用。而1998年出口增長(zhǎng)率陡然下跌到0.41％，并不能作為擴(kuò)張性利率政策無(wú)效的證據(jù)，其誘因主要在于1998年?yáng)|南亞金融危機(jī)的爆發(fā)使我國(guó)周邊國(guó)家市場(chǎng)需求低靡，這對(duì)我國(guó)的外需而言是很大的打擊；此外這些國(guó)家為抵抗金融危機(jī)對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，都紛紛在不同程度上對(duì)本幣實(shí)施了貶值手段，而西方各國(guó)為了削弱負(fù)面影響，在人民銀行宣布降息后兩個(gè)多月的時(shí)間內(nèi)，也紛紛調(diào)低本幣利率，各國(guó)對(duì)本幣匯率、利率實(shí)施的變動(dòng)措施都嚴(yán)重地抵消了人民銀行下調(diào)貸款利率對(duì)出口的刺激效果。而1998年之后我國(guó)出口量開(kāi)始出現(xiàn)向上反彈趨勢(shì)，并且在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)都保持了較高的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì);(3)就出口的名義貸款利率彈性而言，除個(gè)別年份受政策時(shí)滯效應(yīng)或亞洲經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，彈性值低于“1”以外，其他各年份的彈性值都不低，1996年～2003年各年的平均彈性為-5.31，該數(shù)值比筆者測(cè)算的同期的消費(fèi)、投資的利率彈性都高（兩個(gè)彈性數(shù)值分別為-1.22、-3.75）。這說(shuō)明各年份平均而言，出口對(duì)利率下調(diào)的反應(yīng)比消費(fèi)和投資需求要敏感得多。

注:出口的名義貸款利率彈性＝出口增長(zhǎng)率÷名義貸款利率變動(dòng)率

數(shù)據(jù)來(lái)源：中經(jīng)網(wǎng)宏觀年度數(shù)據(jù)庫(kù)（www.db.cei.gov.cn）

三、實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)論與啟示

1.我國(guó)利率政策凈出口渠道傳導(dǎo)效果：實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)論

結(jié)論一：“存款利率→匯率”受到多種體制性因素的制約，加上“匯率→凈出口”存在時(shí)滯效應(yīng)，因此有效的“存款利率→匯率→凈出口”的傳導(dǎo)機(jī)制在我國(guó)并不存在；

結(jié)論二：“貸款利率→出口”這種較直接的利率政策凈出口傳導(dǎo)機(jī)制存在的可能性很大，并且由于這種傳導(dǎo)渠道中不存在中介變量，因此時(shí)滯性大大降低，較少的傳導(dǎo)步驟也使擴(kuò)張性利率政策效果能較快地得以體現(xiàn)。

2.實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)人行利率政策操作的啟示：進(jìn)一步的思考

啟示一：由于消費(fèi)和投資需求對(duì)降息的敏感度較低，因此在總需求低靡的時(shí)期，中央銀行應(yīng)重視“貸款利率↓→出口↑”這一傳導(dǎo)渠道，注意通過(guò)利率操作實(shí)現(xiàn)對(duì)出口的有效拉動(dòng)；與此同時(shí)，還應(yīng)明確隨著國(guó)際市場(chǎng)對(duì)出口商品技術(shù)含量愈發(fā)的看重，商品的技術(shù)含量高低對(duì)銷量的影響將日益明顯，從而使“價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)”的地位也就愈發(fā)退居二線，這樣央行通過(guò)調(diào)低貸款利率降低外貿(mào)企業(yè)成本，從而提供降低價(jià)格、增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力以擴(kuò)大出口的作用也就不那么明顯了；

啟示二：雖然受體制性因素的嚴(yán)重約束，由利率變動(dòng)引起匯率變動(dòng)，再影響凈出口這一渠道很不暢通，從而使利率通過(guò)匯率作用于“經(jīng)常項(xiàng)目”的可能性大大降低，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，利率變動(dòng)通過(guò)讓公眾產(chǎn)生匯率變動(dòng)的預(yù)期，并進(jìn)一步影響本國(guó)境內(nèi)外資本的流動(dòng)（即作用于“資本項(xiàng)目”），這種傳導(dǎo)途徑卻是可能存在的。

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