余佳瑩

[摘要]通過建立人民幣實(shí)際有效匯率和出口商品結(jié)構(gòu)關(guān)系的VAR模型，對二者之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：人民幣匯率的變化對出口商品結(jié)構(gòu)的影響十分微弱，出口商品結(jié)構(gòu)的變化對人民幣匯率的影響十分顯著，并且這種關(guān)系反映為當(dāng)資本密集型產(chǎn)品出口的比重上升時，人民幣匯率在一定時期內(nèi)會下降。

[關(guān)鍵詞]人民幣；匯率；出口商品結(jié)構(gòu)

[中圖分類號] F830 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

一、 數(shù)據(jù)來源和變量選取

選取1995—2015年人民幣實(shí)際有效匯率（REER）數(shù)據(jù)來考察匯率波動。我國出口商品結(jié)構(gòu)的考察指標(biāo)包括資本密集型和勞動密集型產(chǎn)品，根據(jù)海關(guān)SITC分類法，資本密集型商品選取第五類商品（未列明的化學(xué)和有關(guān)產(chǎn)品，記為E5）和第七類商品（機(jī)械和運(yùn)輸設(shè)備，記為E7），出口額之和記為E57；用工業(yè)制成品出口總額減去第九類商品（未列入其他分類的貨物及貿(mào)易）的出口額及E57來代表勞動密集型產(chǎn)品，記為LC，出口商品結(jié)構(gòu)（ratio）記為E57/GM，所有數(shù)據(jù)來源于wind資訊。

二、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先，對人民幣實(shí)際有效匯率（REER）和出口商品結(jié)構(gòu)（ratio）數(shù)據(jù)取自然對數(shù)以消除時間數(shù)列的過度波動，生成序列l(wèi)n（REER）和ln（ratio），然后應(yīng)用ADF檢驗(yàn)分別對lnREER和lnratio以及它們的差分項(xiàng)作平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 lnREER、lnratio及其差分項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)

變量 ADF統(tǒng)計(jì)量 1%臨界值 5%臨界值 結(jié)論

lnREER 0.308499 -3.920350 -3.065585

△lnREER -2.376674 -3.920350 -3.065585

ΔΔlnREER -4.277011 -3.920350 -3.065585 I（2）

Lnratio -1.994505 -3.857386 -3.040391

△lnratio -1.956143 -3.857386 -3.040391

ΔΔlnratio -3.643279 -3.920350 -3.065585 I（2）

變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，原數(shù)列l(wèi)nREER和lnratio以及它們的一階差分序列都不是平穩(wěn)序列，但是兩個變量的二階差分序列都在5%的水平下平穩(wěn)。

2.向量自回歸模型（VAR）

表2 lnREER、lnratio、DlnREER、Dlnratio、DDlnREER、DDlnratio的VAR模型結(jié)果

LNRATIO LNREER

LNRATIO（-1） 1.098988 -0.509747

（0.30025） （0.17674）

[ 3.66022] [-2.88415]

LNRATIO（-2） -0.212179 0.497485

（0.27067） （0.15933）

[-0.78389] [ 3.12236]

LNREER（-1） -0.364647 1.112937

（0.32948） （0.19395）

[-1.10672] [ 5.73834]

LNREER（-2） 0.408257 -0.303840

（0.33885） （0.19946）

[ 1.20484] [-1.52332]

C -0.158325 0.906507

（0.78865） （0.46423）

[-0.20075] [ 1.95269]

Adj-R-squared 0.969670 0.895869

由表2可以看出，兩個變量的滯后兩期的VAR模型調(diào)整后的可決系數(shù)都達(dá)到了0.8—0.9的水平，說明模型的擬合效果很好。

3.向量自回歸模型的檢驗(yàn)

VAR模型所有的根模的倒數(shù)都小于1，都在單位圓內(nèi)，即模型是穩(wěn)定的（見圖1）。

圖1 VAR模型的滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)

4.Granger因果檢驗(yàn)

由于VAR模型是穩(wěn)定的，且滯后期為2，可以應(yīng)用該模型解釋匯率和商品結(jié)構(gòu)之間的數(shù)量關(guān)系。

表3所示為變量的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)lnratio的二階差分對lnREER的二階差分有格蘭杰影響，而后者對前者卻沒有明顯的格蘭杰影響。這在一定程度上證明了二者確實(shí)存在相關(guān)關(guān)系。為了進(jìn)一步說明二者相關(guān)關(guān)系的程度和具體趨勢，進(jìn)行脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)。

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè) Chi-sq統(tǒng)計(jì)量 原假設(shè)成立的概率

DD（lnREER）非格蘭杰影響DD（lnratio） 1.467717 0.4801

DD（lnratio）非格蘭杰影響DD（lnREER） 11.94032 0.0026

5.脈沖響應(yīng)

本文中脈沖響應(yīng)函數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差通過漸進(jìn)分析公式計(jì)算，分別給變量一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，得到相關(guān)的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖2所示：

圖2 脈沖響應(yīng)分析

從圖2可以看出，人民幣有效實(shí)際匯率提高1個標(biāo)準(zhǔn)差，當(dāng)年的資本密集型產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品出口額的比值從第一期開始有微弱的負(fù)影響，之后該負(fù)影響有小幅加深，第二期達(dá)到最大值-0.01左右。但是從第六期開始匯率對出口商品結(jié)構(gòu)的影響轉(zhuǎn)為正值，并在小幅上漲后于12期趨于零值。這說明人民幣匯率對出口商品結(jié)構(gòu)的影響并不大，而且也有一定的波動性，隨著時間的推移，人民幣升值可能會對資本密集型產(chǎn)品出口產(chǎn)生促進(jìn)作用，這與當(dāng)前我國的貿(mào)易趨勢基本相符。

反之，資本密集型產(chǎn)品出口比重提高1個標(biāo)準(zhǔn)差，人民幣實(shí)際有效匯率在第一期即為明顯的負(fù)值，并隨之在第三期達(dá)到-0.05的峰值，第七期恢復(fù)到正值并在微弱的上漲后趨于零。可見出口商品結(jié)構(gòu)的變化對匯率的沖擊在前期是十分劇烈的，資本密集型產(chǎn)品出口比重的增加會給本幣匯率帶來一個顯著的負(fù)效應(yīng)，使得本幣匯率在短時間內(nèi)大幅下降。之后由于匯率對出口的反向調(diào)節(jié)作用，匯率又恢復(fù)穩(wěn)定甚至有了小幅回升。

從整體上來看，匯率和商品出口結(jié)構(gòu)的波動都會在一開始互相產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，之后趨于穩(wěn)定，這與匯率與進(jìn)出口之間的調(diào)節(jié)機(jī)制相符。

三、結(jié)論

本文通過實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：1.人民幣匯率的變化對出口商品結(jié)構(gòu)的影響十分微弱；2.出口商品結(jié)構(gòu)的變化對人民幣匯率的影響十分顯著，并且這種關(guān)系反映為當(dāng)資本密集型產(chǎn)品出口的比重上升時，人民幣匯率在一定時期內(nèi)會下降。近年來，人民幣匯率的持續(xù)攀升和經(jīng)常貿(mào)易的長期順差格局使得中國在國際貿(mào)易中的地位快速上升，日漸緊張的競爭關(guān)系也為中國造成了貿(mào)易壁壘、技術(shù)壁壘等困擾，盡管國內(nèi)政策鼓勵改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，逐步實(shí)現(xiàn)全行業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級，但是全球的貿(mào)易格局在發(fā)達(dá)國家的技術(shù)壟斷下短時間內(nèi)不會改變，這也成為我國優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，提高資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口的障礙。

[參考文獻(xiàn)]

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（責(zé)任編輯：張彤彤）endprint