譚兆何

【摘要】隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)和其他許多國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易，從而人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易會(huì)有很大的影響，本文主要選取1988年～2015年的工業(yè)制成品的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出的結(jié)論是：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、工業(yè)生產(chǎn)者購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)、人民幣匯率都對(duì)工業(yè)制成品的進(jìn)出口有著不同程度的影響。

【關(guān)鍵詞】人民幣匯率 工業(yè)制成品 ADF檢驗(yàn) 協(xié)整檢驗(yàn)

一、引言

隨著我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額的逐漸增加，人民幣在其中也發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用，由于人民幣國(guó)際化進(jìn)程的加快，各個(gè)國(guó)家之間的結(jié)算也越來(lái)越多的使用人民幣，人民幣匯率變動(dòng)就會(huì)產(chǎn)生河大影響。本文從實(shí)證的角度對(duì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)工業(yè)制成品進(jìn)出口的影響進(jìn)行實(shí)證分析。

二、人民幣匯率變動(dòng)和工業(yè)制成品進(jìn)出口的描述性分析

本文中所運(yùn)用的人民幣匯率變動(dòng)是人民幣兌美元的匯率變動(dòng)，從1988年～2005年人民幣一直處于貶值狀態(tài)，由1988年1美元兌換3.72元人民幣到2004年1美元兌換8.28元人民幣，但是由于2005年實(shí)行匯改之后，人民幣處于升值狀態(tài)，有2005年1美元兌換8.19人民幣到2015年1美元兌換6.23人民幣。1988～2015年工業(yè)制成品進(jìn)出口都呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，進(jìn)口由1988年486.03億元上升到2015年的75208.37億元，出口有1988年的335.18億元上升到2015年的135127.69億元，但是在2009年的時(shí)候進(jìn)出口較前一年都有所下降，出口下降了17.22%，進(jìn)口下降了8.55%，出口下降的幅度大于進(jìn)口下降的幅度，這是因?yàn)?008年發(fā)生經(jīng)濟(jì)危機(jī)，經(jīng)濟(jì)危機(jī)使得進(jìn)出口有所減少，這也說(shuō)明此次經(jīng)濟(jì)危機(jī)對(duì)出口的影響較大。2004年-2008年工業(yè)制成品出口呈現(xiàn)快速的上升趨勢(shì)，其中2003年在2002年的基礎(chǔ)上增長(zhǎng)了38.27%，實(shí)現(xiàn)了較快的增長(zhǎng)。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

根據(jù)研究模型的設(shè)定和相關(guān)研究數(shù)據(jù)能夠獲得的情況，本文在實(shí)證分析時(shí)選取了1988年～2015年工業(yè)制成品進(jìn)出口額，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），工業(yè)生產(chǎn)者購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)以及人民幣對(duì)美元的匯率的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)各年的統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于是1988～2015年的數(shù)據(jù)，所以需要對(duì)此序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，于是使用了ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以便保證模型變量是同階單整的。另外，為了消除原始數(shù)據(jù)中可能存在的自相關(guān)，對(duì)各個(gè)變量取對(duì)數(shù)，分別得到Lnim，Lnex，Lngdp，Lnippi，Lnr。ADF單位根檢驗(yàn)中滯后期按照SC準(zhǔn)則選擇，檢驗(yàn)中是否包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)可以通過(guò)觀察原數(shù)列曲線圖確定。用eviews8.0做出來(lái)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明原序列Lnex、Lnim、Lnippi在1%的置信水平下，其ADF值小于給定的檢驗(yàn)臨界值，所以水平序列在1%的置信水平下是平穩(wěn)的，而Lnr序列在10%的置信水平下，其ADF值小于給定的檢驗(yàn)臨界值，水平序列在10%的置信水平下是平穩(wěn)的，但是Lngdp的水平序列的ADF值在1%，5%，10%的置信水平下都大于臨界值，所以Lngdp序列是非平穩(wěn)的，所有序列的的一階差分序列在10%的置信水平下，它們的ADF值都小于給定檢驗(yàn)水平的臨界值，所以可以知道，在10%的置信水平下，它們的一階差分序列都是平穩(wěn)序列，因此，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

（三）變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)ADF檢驗(yàn)中可以知道，在10%的置信水平，各個(gè)變量序列都是一階單整序列，再檢驗(yàn)各變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系以建立方程。由于，有超過(guò)兩個(gè)變量，所以應(yīng)該采用Johansen協(xié)整性檢驗(yàn)法以確定各變量之間是否具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

統(tǒng)計(jì)表明，出口模型在10%的顯著性水平下，第一個(gè)統(tǒng)計(jì)量的值102.8918大于臨界值44.49359，拒絕了沒(méi)有協(xié)整方程的原假設(shè)；進(jìn)口模型在10%的顯著性水平下，所有統(tǒng)計(jì)量的值都大于臨界值，拒絕了沒(méi)有協(xié)整方程的原假設(shè)，所以都存在協(xié)整方程。綜合判斷可以知道，出口模型中Lnex，Lngdp，Lnippi，Lnr之間存在協(xié)整方程，存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，同時(shí)進(jìn)口模型中Lnim，Lngdp，Lnippi，Lnr也之間存在協(xié)整方程，所以存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，由于各變量之間存在協(xié)整方程，可以通過(guò)廣義差分估計(jì)模型消除自相關(guān)，消除自相關(guān)后得到含差分項(xiàng)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的表達(dá)式。

（四）結(jié)論

一是從上面的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，在長(zhǎng)期內(nèi)，人民幣匯率變動(dòng)1個(gè)單位，工業(yè)制成品出口變動(dòng)0.860118個(gè)單位，而工業(yè)制成品進(jìn)口將會(huì)變動(dòng)0.62563個(gè)單位。

二是從實(shí)證結(jié)果可以看出，在長(zhǎng)期內(nèi)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)工業(yè)制成品進(jìn)出口影響顯著，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)一個(gè)單位，工業(yè)制成品出口變動(dòng)1.101836個(gè)單位，工業(yè)制成品進(jìn)口變動(dòng)0.965699個(gè)單位。

四、政策建議

（一）推動(dòng)人民幣的國(guó)際化

加強(qiáng)和各個(gè)國(guó)家的貨幣合作，使人民幣越來(lái)越廣泛的被其他國(guó)家使用，可以提高人民幣的地位，保持人民幣的幣值穩(wěn)定。

（二）降低我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)其他國(guó)家的依賴

要提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，加強(qiáng)企業(yè)的內(nèi)部管理，降低產(chǎn)品生產(chǎn)成本，提高競(jìng)爭(zhēng)力。我們?cè)谶M(jìn)行貿(mào)易時(shí)，要和各個(gè)國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易，不能只和少數(shù)幾個(gè)國(guó)家有貿(mào)易關(guān)系，要加強(qiáng)與拉美和非洲等國(guó)家的貿(mào)易聯(lián)系，從而減輕人民幣進(jìn)一步升值的壓力以及升值對(duì)我國(guó)貿(mào)易的沖擊影響。

參考文獻(xiàn)

[1]周昆樹，方昉.人民幣匯率變動(dòng)與中國(guó)對(duì)菲律賓進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析[J].中國(guó)經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊，2017，（11）：17-20.

[2]王珺勤，李紹.新形勢(shì)下人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的影響分析[J].知識(shí)經(jīng)濟(jì)，2017，（08）：52-53.

[3]張穎.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響[J].現(xiàn)代商業(yè)，2017，（09）：124-125.endprint