作者簡介：李琪（198908-），女，漢族，河南濮陽市人，在讀研究生，南京財經(jīng)大學，研究方向：西方經(jīng)濟學。

摘要：本文以傳統(tǒng)的利率理論和國際經(jīng)濟理論為基礎，以1980年至2012年年度的出口占進口比，一年期貸款利率及人民幣匯率指數(shù)為依據(jù)研究雙率與進出口之間的關系。通過建立了VAR模型，運用脈沖響應函數(shù)和預測方差的方法考察了變量之間的動態(tài)影響關系。實證結果表明，匯率對出進口比值有負的影響，利率對出進口比值有正的影響，利率匯率之間關聯(lián)不大。

關鍵詞：利率；匯率；進出口；VAR在現(xiàn)代經(jīng)濟制度體系下，雙率的變化影響著各個微觀經(jīng)濟單位的成本和收益，從而對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生積極或消極的效應，宏觀經(jīng)濟的擴張與收縮都與雙率變化分不開。利率的變動通過影響消費和投資等直接地影響著進出口，匯率的變化則通過國內外產(chǎn)品的相對價格水平間接的影響進出口。因此立足利率和匯率視角，充分完善和利用利率和匯率調控機制來對貿(mào)易收支調整進行深入研究并提出改善中國貿(mào)易收支失衡的政策建議具有重要的現(xiàn)實意義。

一、方法介紹

P階滯后階數(shù)為的VAR模型表達式為

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+BXt+μt

其中，Yt為k維內生變量向量；Xt為d維外生變量向量;μt是k維誤差向量,A1，A2，…，Ap，B是待估系數(shù)矩陣。上式稱為非限制性向量自回歸模型，是滯后算子L的k*k的參數(shù)矩陣。

二、變量與數(shù)據(jù)。

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)來源.本文利用1980-2012年中國的進出口，一年期貸款利率、人民幣有效匯率指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)，并分別以EXR、RE、RI來代表。EXR等于我國的年出口額除以年進口額。其中1980-2012的出口額和進出額的數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒2013》。選擇我國的一年期貸款利率作為我國基準利率的，數(shù)據(jù)來自中國人民銀行官方網(wǎng)站統(tǒng)計數(shù)據(jù)。匯率的指標使用國際貨幣基金組織網(wǎng)站公布的人民幣的實際有效匯率指數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)描述

左圖中我國1980年-2012年的出口占進口比的變化情況，也間接的反應了我的的貿(mào)易收支狀況，在1980至2012年的33年間，我國有10年的出口占進口比小于1，有22年的出口占進口比大于1，33年的算術平均值為1.0647。因此，我國在這32年總的來說是處于出超地位。

左圖為我國的一年期利率變動圖，可以明顯的看出，從1996年以后，我國的利率波動幅度開始趨于平穩(wěn)，這是因為我國1996年開始進行利率市場化改革，開始放松對利率的管制，逐漸把利率的決定權交給市場，讓利率能夠正確反映市場上資金供求的變化，同時央行開始加強對利率政策的運用，更加頻繁有效的使用利率政策，使之能夠與實際經(jīng)濟狀況相適應。

左圖可以看出，從1980年至1994年我國實際有效匯率指數(shù)基本上呈下降的趨勢，自1994實施外匯管制改革以來，人民幣實際有效匯率的波動不大。2005年為一個轉折點，至此之后，實際有效匯率指數(shù)出現(xiàn)了明顯的上升趨勢，是因為我國在2005年實施了新的匯率制度改革，由單一的匯率制度轉變成為了有管理的浮動匯率制。2005年將成為實證分析中的一個轉折點，這樣處理的原因在于得出在不同匯率制度下這幾個變量之間的關系如何，是否有重大變化。

(三)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整性檢驗。檢驗結果表明水平序列EXR，RE，RI不能拒絕單位根假設,是不平穩(wěn)的時間序列,而其一階差分都拒絕了單位根的假設,是平穩(wěn)的時間序列(詳見表2)。三個變量為一階單整，可能存在協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗結果表明變量EXR，RE，RI存在協(xié)整關系。

三、構建模型

變量EXR，RE，RI協(xié)整，作為VAR的內生變量。綜合考慮SIC，AIC，LR后，確定滯后階數(shù)p=1.AR根的模全在單位圓內，本文的模型是穩(wěn)定的?？傮w上回歸系數(shù)比較顯著，擬合優(yōu)度良好?；貧w方程為：

EXR=0.6643*EXR(-1)-0.0004*RI(-1)+0.0053*RE(-1)+0.3742

RI=42.9019*EXR(-1)+0.863*RI(-1)-0.756*RE(-1)-26.711

RE=-3.2279*EXR(-1)-0.0013*RI(-1)+0.804*RE(-1)+5.1269

四、模型結果

（一）方差分解。

各變量對EXR（出口/進口）的貢獻程度如，人民幣有效匯率和利率對EXR的貢獻率逐步增強，之后穩(wěn)定在分別為3.33%和1.17%，匯率的影響是大于利率的。上期EXR是影響當期值得最大因素。各變量對RI的貢獻程度如圖六所示，利率對匯率貢獻率不大，穩(wěn)定在2.5%，上期匯率和上期的EXR對匯率影響最終都在50%左右。各變量對RE的貢獻程度如圖七所示，EXR對RI貢獻率上升穩(wěn)定在48.9%，RE對RI貢獻率是32.8%，上期利率貢獻率穩(wěn)定在在18.3%。

(二)脈沖響應函數(shù)

EXR沖擊對本身的影響首先為正，6期后下降為負，而后趨于零，與自身滯后值有很強的關聯(lián)度。RI的沖擊對EXR是開始較弱的負的影響，而后趨于零。RE對EXR是開始較弱的正的影響，之后趨于零。RI本身與滯后量關聯(lián)度很大，EXR對RI影響由零逐漸增大而后降低趨于零，re對Ri影響先正后負且都較小，趨于零。EXR對RE先負后正，RI和RE本身的影響為正。

(二)累積的脈沖響應函數(shù)?？梢钥吹?，和方差分解的結果是一致的。

（三）格蘭杰因果檢驗結果表明，只有EXR是引起RI變化的原因這一假設成立。

五、結果分析

出口進口比值受自身的波動影響較大，對往期匯率變動對出進口比值有負的影響，這是符合理論的，但是影響不顯著，且格蘭杰檢驗中匯率不是引起出進口比值變化的原因這點與理論不符，可能是因為在信息化的世界，信息反映十分迅速，另本文選取的是年度數(shù)據(jù)，時間間隔較大，影響了分析。利率對出進口比值是正的影響，不顯著，利率的升高對消費有負影響，這與理論是相符的。在本文實證中匯率受出進口口比值正影響較大，符合理論。匯率和利率之間關聯(lián)不大，無因果關系也與傳統(tǒng)的模型相一致。模型中，利率的回歸式所有變量都不顯著，且與另外變量無因果關系，這可能是因為利率更多是受國家總體經(jīng)濟變化影響。（作者單位：南京財經(jīng)大學）

參考資料：

[1]Montgomery,D.C,and Weatherbyt,G.,Modeling and forecast time series usingtransfer function and intervention methods,AIIE Transactions,[M ].289-307,1980.

[2]李子奈.2012.高級應用計量經(jīng)濟學[M ].北京：清華大學出版社：75-116.

作者簡介：李琪（198908-），女，漢族，河南濮陽市人，在讀研究生，南京財經(jīng)大學，研究方向：西方經(jīng)濟學。

摘要：本文以傳統(tǒng)的利率理論和國際經(jīng)濟理論為基礎，以1980年至2012年年度的出口占進口比，一年期貸款利率及人民幣匯率指數(shù)為依據(jù)研究雙率與進出口之間的關系。通過建立了VAR模型，運用脈沖響應函數(shù)和預測方差的方法考察了變量之間的動態(tài)影響關系。實證結果表明，匯率對出進口比值有負的影響，利率對出進口比值有正的影響，利率匯率之間關聯(lián)不大。

關鍵詞：利率；匯率；進出口；VAR在現(xiàn)代經(jīng)濟制度體系下，雙率的變化影響著各個微觀經(jīng)濟單位的成本和收益，從而對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生積極或消極的效應，宏觀經(jīng)濟的擴張與收縮都與雙率變化分不開。利率的變動通過影響消費和投資等直接地影響著進出口，匯率的變化則通過國內外產(chǎn)品的相對價格水平間接的影響進出口。因此立足利率和匯率視角，充分完善和利用利率和匯率調控機制來對貿(mào)易收支調整進行深入研究并提出改善中國貿(mào)易收支失衡的政策建議具有重要的現(xiàn)實意義。

一、方法介紹

P階滯后階數(shù)為的VAR模型表達式為

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+BXt+μt

其中，Yt為k維內生變量向量；Xt為d維外生變量向量;μt是k維誤差向量,A1，A2，…，Ap，B是待估系數(shù)矩陣。上式稱為非限制性向量自回歸模型，是滯后算子L的k*k的參數(shù)矩陣。

二、變量與數(shù)據(jù)。

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)來源.本文利用1980-2012年中國的進出口，一年期貸款利率、人民幣有效匯率指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)，并分別以EXR、RE、RI來代表。EXR等于我國的年出口額除以年進口額。其中1980-2012的出口額和進出額的數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒2013》。選擇我國的一年期貸款利率作為我國基準利率的，數(shù)據(jù)來自中國人民銀行官方網(wǎng)站統(tǒng)計數(shù)據(jù)。匯率的指標使用國際貨幣基金組織網(wǎng)站公布的人民幣的實際有效匯率指數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)描述

左圖中我國1980年-2012年的出口占進口比的變化情況，也間接的反應了我的的貿(mào)易收支狀況，在1980至2012年的33年間，我國有10年的出口占進口比小于1，有22年的出口占進口比大于1，33年的算術平均值為1.0647。因此，我國在這32年總的來說是處于出超地位。

左圖為我國的一年期利率變動圖，可以明顯的看出，從1996年以后，我國的利率波動幅度開始趨于平穩(wěn)，這是因為我國1996年開始進行利率市場化改革，開始放松對利率的管制，逐漸把利率的決定權交給市場，讓利率能夠正確反映市場上資金供求的變化，同時央行開始加強對利率政策的運用，更加頻繁有效的使用利率政策，使之能夠與實際經(jīng)濟狀況相適應。

左圖可以看出，從1980年至1994年我國實際有效匯率指數(shù)基本上呈下降的趨勢，自1994實施外匯管制改革以來，人民幣實際有效匯率的波動不大。2005年為一個轉折點，至此之后，實際有效匯率指數(shù)出現(xiàn)了明顯的上升趨勢，是因為我國在2005年實施了新的匯率制度改革，由單一的匯率制度轉變成為了有管理的浮動匯率制。2005年將成為實證分析中的一個轉折點，這樣處理的原因在于得出在不同匯率制度下這幾個變量之間的關系如何，是否有重大變化。

(三)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整性檢驗。檢驗結果表明水平序列EXR，RE，RI不能拒絕單位根假設,是不平穩(wěn)的時間序列,而其一階差分都拒絕了單位根的假設,是平穩(wěn)的時間序列(詳見表2)。三個變量為一階單整，可能存在協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗結果表明變量EXR，RE，RI存在協(xié)整關系。

三、構建模型

變量EXR，RE，RI協(xié)整，作為VAR的內生變量。綜合考慮SIC，AIC，LR后，確定滯后階數(shù)p=1.AR根的模全在單位圓內，本文的模型是穩(wěn)定的。總體上回歸系數(shù)比較顯著，擬合優(yōu)度良好。回歸方程為：

EXR=0.6643*EXR(-1)-0.0004*RI(-1)+0.0053*RE(-1)+0.3742

RI=42.9019*EXR(-1)+0.863*RI(-1)-0.756*RE(-1)-26.711

RE=-3.2279*EXR(-1)-0.0013*RI(-1)+0.804*RE(-1)+5.1269

四、模型結果

（一）方差分解。

各變量對EXR（出口/進口）的貢獻程度如，人民幣有效匯率和利率對EXR的貢獻率逐步增強，之后穩(wěn)定在分別為3.33%和1.17%，匯率的影響是大于利率的。上期EXR是影響當期值得最大因素。各變量對RI的貢獻程度如圖六所示，利率對匯率貢獻率不大，穩(wěn)定在2.5%，上期匯率和上期的EXR對匯率影響最終都在50%左右。各變量對RE的貢獻程度如圖七所示，EXR對RI貢獻率上升穩(wěn)定在48.9%，RE對RI貢獻率是32.8%，上期利率貢獻率穩(wěn)定在在18.3%。

(二)脈沖響應函數(shù)

EXR沖擊對本身的影響首先為正，6期后下降為負，而后趨于零，與自身滯后值有很強的關聯(lián)度。RI的沖擊對EXR是開始較弱的負的影響，而后趨于零。RE對EXR是開始較弱的正的影響，之后趨于零。RI本身與滯后量關聯(lián)度很大，EXR對RI影響由零逐漸增大而后降低趨于零，re對Ri影響先正后負且都較小，趨于零。EXR對RE先負后正，RI和RE本身的影響為正。

(二)累積的脈沖響應函數(shù)?？梢钥吹?，和方差分解的結果是一致的。

（三）格蘭杰因果檢驗結果表明，只有EXR是引起RI變化的原因這一假設成立。

五、結果分析

出口進口比值受自身的波動影響較大，對往期匯率變動對出進口比值有負的影響，這是符合理論的，但是影響不顯著，且格蘭杰檢驗中匯率不是引起出進口比值變化的原因這點與理論不符，可能是因為在信息化的世界，信息反映十分迅速，另本文選取的是年度數(shù)據(jù)，時間間隔較大，影響了分析。利率對出進口比值是正的影響，不顯著，利率的升高對消費有負影響，這與理論是相符的。在本文實證中匯率受出進口口比值正影響較大，符合理論。匯率和利率之間關聯(lián)不大，無因果關系也與傳統(tǒng)的模型相一致。模型中，利率的回歸式所有變量都不顯著，且與另外變量無因果關系，這可能是因為利率更多是受國家總體經(jīng)濟變化影響。（作者單位：南京財經(jīng)大學）

參考資料：

[1]Montgomery,D.C,and Weatherbyt,G.,Modeling and forecast time series usingtransfer function and intervention methods,AIIE Transactions,[M ].289-307,1980.

[2]李子奈.2012.高級應用計量經(jīng)濟學[M ].北京：清華大學出版社：75-116.

作者簡介：李琪（198908-），女，漢族，河南濮陽市人，在讀研究生，南京財經(jīng)大學，研究方向：西方經(jīng)濟學。

摘要：本文以傳統(tǒng)的利率理論和國際經(jīng)濟理論為基礎，以1980年至2012年年度的出口占進口比，一年期貸款利率及人民幣匯率指數(shù)為依據(jù)研究雙率與進出口之間的關系。通過建立了VAR模型，運用脈沖響應函數(shù)和預測方差的方法考察了變量之間的動態(tài)影響關系。實證結果表明，匯率對出進口比值有負的影響，利率對出進口比值有正的影響，利率匯率之間關聯(lián)不大。

關鍵詞：利率；匯率；進出口；VAR在現(xiàn)代經(jīng)濟制度體系下，雙率的變化影響著各個微觀經(jīng)濟單位的成本和收益，從而對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生積極或消極的效應，宏觀經(jīng)濟的擴張與收縮都與雙率變化分不開。利率的變動通過影響消費和投資等直接地影響著進出口，匯率的變化則通過國內外產(chǎn)品的相對價格水平間接的影響進出口。因此立足利率和匯率視角，充分完善和利用利率和匯率調控機制來對貿(mào)易收支調整進行深入研究并提出改善中國貿(mào)易收支失衡的政策建議具有重要的現(xiàn)實意義。

一、方法介紹

P階滯后階數(shù)為的VAR模型表達式為

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+BXt+μt

其中，Yt為k維內生變量向量；Xt為d維外生變量向量;μt是k維誤差向量,A1，A2，…，Ap，B是待估系數(shù)矩陣。上式稱為非限制性向量自回歸模型，是滯后算子L的k*k的參數(shù)矩陣。

二、變量與數(shù)據(jù)。

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)來源.本文利用1980-2012年中國的進出口，一年期貸款利率、人民幣有效匯率指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)，并分別以EXR、RE、RI來代表。EXR等于我國的年出口額除以年進口額。其中1980-2012的出口額和進出額的數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒2013》。選擇我國的一年期貸款利率作為我國基準利率的，數(shù)據(jù)來自中國人民銀行官方網(wǎng)站統(tǒng)計數(shù)據(jù)。匯率的指標使用國際貨幣基金組織網(wǎng)站公布的人民幣的實際有效匯率指數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)描述

左圖中我國1980年-2012年的出口占進口比的變化情況，也間接的反應了我的的貿(mào)易收支狀況，在1980至2012年的33年間，我國有10年的出口占進口比小于1，有22年的出口占進口比大于1，33年的算術平均值為1.0647。因此，我國在這32年總的來說是處于出超地位。

左圖為我國的一年期利率變動圖，可以明顯的看出，從1996年以后，我國的利率波動幅度開始趨于平穩(wěn)，這是因為我國1996年開始進行利率市場化改革，開始放松對利率的管制，逐漸把利率的決定權交給市場，讓利率能夠正確反映市場上資金供求的變化，同時央行開始加強對利率政策的運用，更加頻繁有效的使用利率政策，使之能夠與實際經(jīng)濟狀況相適應。

左圖可以看出，從1980年至1994年我國實際有效匯率指數(shù)基本上呈下降的趨勢，自1994實施外匯管制改革以來，人民幣實際有效匯率的波動不大。2005年為一個轉折點，至此之后，實際有效匯率指數(shù)出現(xiàn)了明顯的上升趨勢，是因為我國在2005年實施了新的匯率制度改革，由單一的匯率制度轉變成為了有管理的浮動匯率制。2005年將成為實證分析中的一個轉折點，這樣處理的原因在于得出在不同匯率制度下這幾個變量之間的關系如何，是否有重大變化。

(三)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整性檢驗。檢驗結果表明水平序列EXR，RE，RI不能拒絕單位根假設,是不平穩(wěn)的時間序列,而其一階差分都拒絕了單位根的假設,是平穩(wěn)的時間序列(詳見表2)。三個變量為一階單整，可能存在協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗結果表明變量EXR，RE，RI存在協(xié)整關系。

三、構建模型

變量EXR，RE，RI協(xié)整，作為VAR的內生變量。綜合考慮SIC，AIC，LR后，確定滯后階數(shù)p=1.AR根的模全在單位圓內，本文的模型是穩(wěn)定的?？傮w上回歸系數(shù)比較顯著，擬合優(yōu)度良好?；貧w方程為：

EXR=0.6643*EXR(-1)-0.0004*RI(-1)+0.0053*RE(-1)+0.3742

RI=42.9019*EXR(-1)+0.863*RI(-1)-0.756*RE(-1)-26.711

RE=-3.2279*EXR(-1)-0.0013*RI(-1)+0.804*RE(-1)+5.1269

四、模型結果

（一）方差分解。

各變量對EXR（出口/進口）的貢獻程度如，人民幣有效匯率和利率對EXR的貢獻率逐步增強，之后穩(wěn)定在分別為3.33%和1.17%，匯率的影響是大于利率的。上期EXR是影響當期值得最大因素。各變量對RI的貢獻程度如圖六所示，利率對匯率貢獻率不大，穩(wěn)定在2.5%，上期匯率和上期的EXR對匯率影響最終都在50%左右。各變量對RE的貢獻程度如圖七所示，EXR對RI貢獻率上升穩(wěn)定在48.9%，RE對RI貢獻率是32.8%，上期利率貢獻率穩(wěn)定在在18.3%。

(二)脈沖響應函數(shù)

EXR沖擊對本身的影響首先為正，6期后下降為負，而后趨于零，與自身滯后值有很強的關聯(lián)度。RI的沖擊對EXR是開始較弱的負的影響，而后趨于零。RE對EXR是開始較弱的正的影響，之后趨于零。RI本身與滯后量關聯(lián)度很大，EXR對RI影響由零逐漸增大而后降低趨于零，re對Ri影響先正后負且都較小，趨于零。EXR對RE先負后正，RI和RE本身的影響為正。

(二)累積的脈沖響應函數(shù)?？梢钥吹剑头讲罘纸獾慕Y果是一致的。

（三）格蘭杰因果檢驗結果表明，只有EXR是引起RI變化的原因這一假設成立。

五、結果分析

出口進口比值受自身的波動影響較大，對往期匯率變動對出進口比值有負的影響，這是符合理論的，但是影響不顯著，且格蘭杰檢驗中匯率不是引起出進口比值變化的原因這點與理論不符，可能是因為在信息化的世界，信息反映十分迅速，另本文選取的是年度數(shù)據(jù)，時間間隔較大，影響了分析。利率對出進口比值是正的影響，不顯著，利率的升高對消費有負影響，這與理論是相符的。在本文實證中匯率受出進口口比值正影響較大，符合理論。匯率和利率之間關聯(lián)不大，無因果關系也與傳統(tǒng)的模型相一致。模型中，利率的回歸式所有變量都不顯著，且與另外變量無因果關系，這可能是因為利率更多是受國家總體經(jīng)濟變化影響。（作者單位：南京財經(jīng)大學）

參考資料：

[1]Montgomery,D.C,and Weatherbyt,G.,Modeling and forecast time series usingtransfer function and intervention methods,AIIE Transactions,[M ].289-307,1980.

[2]李子奈.2012.高級應用計量經(jīng)濟學[M ].北京：清華大學出版社：75-116.