汪偉舵，王雅文，吳濤濤，張子振

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) a.金融學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；c.管理科學(xué)與工程學(xué)院，安徽 蚌埠 233030）

自加入WTO以來，我國的外貿(mào)發(fā)展水平年速驚人，從最初2001年的4.218萬億人民幣，到2016年的24.334萬億元，高達(dá)600%增長(zhǎng)量。貨物貿(mào)易于2013年超越美國，使我國成為世界上最大的貨物貿(mào)易國，也因此形成了高額外匯儲(chǔ)備，對(duì)國內(nèi)物價(jià)上漲產(chǎn)生較大壓力[1]。然而最近幾年因復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素影響，導(dǎo)致從2014年以來我國的進(jìn)出口總額持續(xù)處于下降狀態(tài)。另外，我國這幾年的GDP增速也逐漸放緩，從兩位數(shù)的增長(zhǎng)下降到目前的個(gè)位數(shù)增長(zhǎng)，這與我國對(duì)外貿(mào)易的減少有著直接的聯(lián)系。在眾多影響外貿(mào)的因素中，匯率的變動(dòng)一直是國內(nèi)外討論的熱點(diǎn)。劉昕昕（2005）通過自回歸分部滯后模型得出人民幣實(shí)際匯率與中國外貿(mào)之間存在長(zhǎng)期均衡，同時(shí)人民幣實(shí)際匯率對(duì)中國外貿(mào)具有重要影響[2]。王凱等（2011）利用VAR模型發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)與對(duì)外貿(mào)易之間互相影響，短期看匯率是我國出口的重要影響因素[3]。國內(nèi)也有很多學(xué)者研究了其他變量對(duì)我國外貿(mào)的作用，蒲岳（2016）通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)二模網(wǎng)絡(luò)，發(fā)現(xiàn)人民幣國際化能促進(jìn)出口貿(mào)易[4]。馮正強(qiáng)（2017）建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型發(fā)現(xiàn)人民幣加入SDR后，人民幣國際化水平得到進(jìn)一步提升，這對(duì)我國外貿(mào)發(fā)展有重要促進(jìn)作用[5]。焦知岳（2008）運(yùn)用VEC模型進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)FDI與中國外貿(mào)之間存在靜態(tài)均衡關(guān)系，短期內(nèi)FDI會(huì)帶動(dòng)中國外貿(mào)[6]。胡恒松（2016）通過狀態(tài)空間模型研究得出FDI會(huì)直接或間接帶動(dòng)地區(qū)的出口，而且這種作用不斷增強(qiáng)[7]。

在結(jié)合前人研究的基礎(chǔ)上，考慮到大部分研究匯率與貿(mào)易之間的影響鮮有采用人民幣實(shí)際有效匯率，因此，本文通過建立VAR模型研究人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)外貿(mào)的影響。

1　實(shí)際有效匯率相關(guān)介紹

實(shí)際有效匯率是與名義有效匯率相對(duì)應(yīng)的，名義有效匯率是以一國貿(mào)易占其全部貿(mào)易的比重為權(quán)數(shù)。實(shí)際有效匯率是在名義有效匯率基礎(chǔ)上除去了通貨膨脹對(duì)貨幣購買力的影響，因而體現(xiàn)出貨幣的對(duì)外價(jià)值和購買力?；跍?zhǔn)確性和真實(shí)性，本文通過選取人民幣有效匯率指數(shù)更能表現(xiàn)出人民幣的實(shí)際價(jià)值，從而分析其對(duì)外貿(mào)的影響也更有價(jià)值。

2　指標(biāo)選取與模型構(gòu)建

TRADE代表的是中國外貿(mào)，用中國進(jìn)出口總額來衡量其水平，單位為億元人民幣。結(jié)合國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)挑選出理論上對(duì)我國外貿(mào)有較為重要影響的3個(gè)因素，即REER、RII和FDI。REER為人民幣實(shí)際有效匯率，相比較其他匯率有著自身的優(yōu)勢(shì)。另外，隨著中國國際地位日益提高，各國對(duì)人民幣的需求也在不斷增加，這對(duì)便利雙邊貿(mào)易具有重要意義，因此，本文選取RII來表示人民幣國際化水平，用人民幣跨境結(jié)算額表示，單位為億元人民幣。其次，外商直接投資會(huì)讓技術(shù)被東道國吸收，從而進(jìn)一步兩國的貿(mào)易規(guī)模，所以，本文選取來FDI表示外商直接投資額，單位為億元，該原始數(shù)據(jù)單位為百萬美元，本文通過當(dāng)月平均匯率將其換算為人民幣[8]。

選用2013年1月—2017年7月的進(jìn)出口總額、人民幣跨境結(jié)算額、人民幣實(shí)際有效匯率、外商直接投資額作為樣本數(shù)據(jù)，為了排除數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)和異方差對(duì)分析的干擾，對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，記為ln TRADE、ln REER、ln RII、ln FDI。其中TRADE、FDI數(shù)據(jù)來源于中國中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局，RII數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行，REER數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行。使用EVIEWS6.0進(jìn)行分析。對(duì)于上述宏觀數(shù)據(jù)均需做平減處理，其中，進(jìn)出口總額、人民幣跨境結(jié)算額和外商直接投資額的月度數(shù)據(jù)均需除以由CPI得到的平減指數(shù)，人民幣實(shí)際有效匯率則以2010年為基期進(jìn)行平減。

由于VAR模型可以較好地反映內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系且能夠?qū)τ谙嗷ヂ?lián)系的時(shí)間序列變量系統(tǒng)有效預(yù)測(cè)，因此本文建立VAR模型來研究。

一般構(gòu)建的VAR(p)模型[9]的如（1）式，其中p為滯后階數(shù)。

在本文中，y是一個(gè)4維向量，εt是個(gè)4維擾動(dòng)向量。αi(i=1,2,,…,p)是一個(gè)4×4維系數(shù)矩陣。故上述（1）式可以寫成（2）式。

3　實(shí)證分析

3.1　單位根檢驗(yàn)

為避免數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性導(dǎo)致虛假回歸，本文采取的是ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

表1　變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可以得出以下結(jié)論：在1%的置信水平下，ln TRADE、ln FDI為平穩(wěn)序列，ln RII、ln REER為非平穩(wěn)序列。對(duì)各變量進(jìn)行一階差分后，各變量ADF值都小于1%的臨界值，即在1%的概率值下都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

3.2　滯后期的確定與模型穩(wěn)定性建議

在構(gòu)建VAR模型應(yīng)首先知道模型最優(yōu)的滯后階數(shù)，本文選擇4作為最大滯后期進(jìn)行運(yùn)算，結(jié)果見表2。

根據(jù)AIC和SC最小為主要的判斷基準(zhǔn)，由表2可知，在5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)中有LR、FRE、AIC、HQ等4個(gè)指標(biāo)認(rèn)為滯后2階最適合該模型，所以本文應(yīng)建立VAR(2)模型。

表2　VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)

對(duì)于VAR模型穩(wěn)定性的評(píng)價(jià)，本文采納經(jīng)典檢驗(yàn)法即AR根方法。通過圖1可以發(fā)現(xiàn)，VAR(2)模型全部根的倒數(shù)均小于1，意味著VAR(2)模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行接下來的檢驗(yàn)和分析。

圖1　VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)首先應(yīng)確定其滯后階數(shù)，由上述分析可知，滯后階數(shù)應(yīng)選擇2階，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表3結(jié)果可知，在“最多有1個(gè)協(xié)整關(guān)系”原假設(shè)下，由于其概率值小于0.05，所以變量 ln TRADE、ln RII、ln REER、ln FDI之間存在著長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

3.4　格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了更好地研究中國外貿(mào)的發(fā)展水平與人民幣國際化水平、人民幣實(shí)際有效匯率和外商直接投資額是否存在因果關(guān)系。本文對(duì)變量ln TRADE、ln RII、ln REER和ln DDI進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

由表4結(jié)果可以得出以下結(jié)論：人民幣實(shí)際有效匯率與中國外貿(mào)之間互相影響。在目前的國際環(huán)境下，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)中國外貿(mào)會(huì)干擾到外貿(mào)的發(fā)展，同時(shí)外貿(mào)水平也會(huì)影響匯率的波動(dòng)。

表4　格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

3.5　脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為分析對(duì)外貿(mào)易收到不同沖擊后的反應(yīng)狀況，本文引入脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。結(jié)果如圖2所示。

圖2　脈沖響應(yīng)圖

(1)由中國外貿(mào)對(duì)中國外貿(mào)的脈沖響應(yīng)結(jié)果來看：當(dāng)給中國外貿(mào)自身一個(gè)單位的正向沖擊，中國外貿(mào)在前三期響應(yīng)劇烈，第三期開始有正向響應(yīng)，第七期又出現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，第九期后中國外貿(mào)以微弱的趨勢(shì)攀升，之后維持在一定的負(fù)水平上（圖2a）。

(2)由中國外貿(mào)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的脈沖響應(yīng)結(jié)果來看：當(dāng)期給人民幣實(shí)際有效匯率一個(gè)正向沖擊，中國外貿(mào)有上升態(tài)勢(shì)，但在第三期到第五期一直變?yōu)檩^為顯著的負(fù)向響應(yīng)，從第六期后開始處于上升階段，但是響應(yīng)程度在趨于減弱，且后期都是小于零的（圖2b）。

(3)由中國外貿(mào)對(duì)人民幣國際化水平的脈沖響應(yīng)結(jié)果來看：當(dāng)期給人民幣國際化水平施加一正沖擊時(shí)，中國外貿(mào)前兩期會(huì)有負(fù)向響應(yīng)，第三期至第五期一直有正響應(yīng)，第五期過后，人民幣國際化水平變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)且逐漸衰弱，到第九期趨向于 0（圖2c）。

(4)由中國外貿(mào)對(duì)外商直接投資額的脈沖響應(yīng)結(jié)果來看：對(duì)外商直接投資額施加一個(gè)正向沖擊時(shí)，中國外貿(mào)在第二期有激烈的負(fù)向響應(yīng)。之后出現(xiàn)連續(xù)兩期的正響應(yīng)，第四期到第七期中間還有正負(fù)的波動(dòng)，第七期以后變?yōu)檎蛴绊懚抑筮€伴隨著上升的趨勢(shì)（圖2d）。

通過脈沖響應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際有效匯率、人民幣國際化水平和外商直接投資對(duì)中國外貿(mào)的影響均有滯后性。其中，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)外貿(mào)的負(fù)向影響滯后期最短，外商直接投資對(duì)外貿(mào)的正向影響則經(jīng)歷了較長(zhǎng)滯后期。另外，人民幣國際化水平對(duì)外貿(mào)正向影響也存在較短滯后性。

3.6　方差分解分析

為分析模型中3個(gè)影響因素對(duì)中國外貿(mào)的貢獻(xiàn)度，從而了解不同影響因素在整個(gè)模型中的重要性，本文引入方差分解分析法進(jìn)行處理。

由表5所示，當(dāng)期中國外貿(mào)的方差貢獻(xiàn)全部來自于其本身，但是隨后的貢獻(xiàn)度逐漸下降。隨著滯后期延長(zhǎng)，ln TRADE受到ln REER和ln FDI的影響逐漸增大。

表5　ln TRADE方差分解表

由圖3可以看出，ln REER、ln FDI對(duì)ln TRADE的貢獻(xiàn)度在經(jīng)歷穩(wěn)步上升后，ln REER大概會(huì)穩(wěn)定在15%左右，而ln FDI的大概會(huì)穩(wěn)定在60%左右，ln RII的貢獻(xiàn)度就相較小，大約會(huì)穩(wěn)定在2%左右。對(duì)比上述數(shù)據(jù)可以得出：人民幣實(shí)際有效匯率在3個(gè)影響因素中，是僅次于FDI的貢獻(xiàn)，對(duì)外貿(mào)有著較為重要的貢獻(xiàn)。

圖3　方差分解趨勢(shì)圖

4　政策建議

4.1　結(jié)論

本文以2013年1月—2017年7月的月度數(shù)據(jù)為研究區(qū)間，通過VAR模型研究了人民幣實(shí)際有效匯率的浮動(dòng)對(duì)中國外貿(mào)產(chǎn)生的影響。實(shí)證結(jié)果表明：就長(zhǎng)期來看，人民幣實(shí)際有效匯率會(huì)對(duì)我國進(jìn)出口總額會(huì)有負(fù)向影響，但短期內(nèi)匯率的上升對(duì)外貿(mào)有正向作用，即匯率上升對(duì)出口的影響大于進(jìn)口。

4.2　政策建議

4.2.1穩(wěn)定人民幣匯率

8.11匯改以后人民幣匯率波動(dòng)幅度趨于增大，對(duì)于中國這樣一個(gè)外貿(mào)順差較大的國家來說，會(huì)影響國際貿(mào)易。針對(duì)人民幣匯率波動(dòng)，一方面,在維持匯率基本穩(wěn)定的前提下適當(dāng)提高匯率彈性,適時(shí)調(diào)整特別提款權(quán)權(quán)重，以應(yīng)對(duì)當(dāng)前外匯市場(chǎng)形勢(shì)，同時(shí)減輕美元波動(dòng)對(duì)人民幣的影響,保持我國穩(wěn)健貨幣政策的中性和獨(dú)立性；另一方面,擴(kuò)大匯率的波動(dòng)幅度，進(jìn)一步向完全浮動(dòng)匯率制度靠攏，實(shí)現(xiàn)現(xiàn)階段的貿(mào)易收支平衡[10]。

4.2.2增強(qiáng)與有貿(mào)易往來國的聯(lián)系，減少貿(mào)易摩擦

自從我國變成WTO組織成員后，我國進(jìn)出口總量飛速發(fā)展并且于2013年超越美國成為世界第一。近年來，一些發(fā)達(dá)國家單邊主義、貿(mào)易保護(hù)主義有所抬頭，中國更是在世界貿(mào)易往來中不斷受到他國的反傾銷和制裁，從多方面看，貿(mào)易摩擦已常態(tài)化[11]。針對(duì)貿(mào)易摩擦應(yīng)做到以下：第一，充分利用國外技術(shù)，提高產(chǎn)品在高端技術(shù)方面的競(jìng)爭(zhēng)力。受金融危機(jī)影響，發(fā)達(dá)國家一些先進(jìn)企業(yè)大幅跳水，我國企業(yè)應(yīng)利用此次機(jī)遇并購海外企業(yè)。這樣不僅可以掌握海外企業(yè)的控制權(quán)和先進(jìn)科技，還能降低交易風(fēng)險(xiǎn)[12]；第二，加強(qiáng)中國有效的FDI力度。有效的對(duì)外直接投資能夠在一定程度上緩和我國的長(zhǎng)期貿(mào)易順差，減少他國的反傾銷和制裁，能更好地開拓國際市場(chǎng)；第三，關(guān)注美元匯率改革。美國作為超級(jí)大國，美元貨幣自然也會(huì)對(duì)世界各國貨幣的匯率產(chǎn)生一些影響，同時(shí)外貿(mào)結(jié)算以美元作為主要結(jié)算貨幣，所以美元匯率一旦發(fā)生波動(dòng)很可能會(huì)干擾到本國外貿(mào)[13]。所以，我國應(yīng)該對(duì)美元匯率改革給予適度關(guān)注。

4.2.3優(yōu)先推進(jìn)人民幣跨境結(jié)算，提高人民幣交易地位

隨著我國綜合國力的上升和人民幣于2015年12月正式加入SDR，人民幣的地位也在逐漸升高。但是，人民幣當(dāng)前階段要致力于推進(jìn)人民幣跨境結(jié)算，人民幣加入SDR只是獲得名義上的頭銜，目前全球僅有幾十個(gè)國家允許人民幣跨境使用[14]。在推進(jìn)人民幣跨境結(jié)算過程中，首先應(yīng)在區(qū)域內(nèi)推廣，可以鼓勵(lì)“一帶一路”沿線國家使用我國貨幣進(jìn)行結(jié)算，后期再在國際上做出努力。其次，我國銀行應(yīng)積極與國外的銀行進(jìn)行合作，在國外不斷提高我國銀行的服務(wù)水平，為后期人民幣國際化提供硬件支持[15]。同時(shí)，政策的支撐和制度配合對(duì)于人民幣跨境結(jié)算來說是極其必要的一方面，開放發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)是增強(qiáng)人民幣在世界的吸引力和競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵。中國政府需要進(jìn)一步提高市場(chǎng)運(yùn)行效率和相關(guān)監(jiān)管的透明度，鼓勵(lì)離岸人民幣產(chǎn)品多元化，倡導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)提供更多的匯率對(duì)沖工具，為人民幣跨境結(jié)算的深入推進(jìn)奠定一系列基礎(chǔ)[16]。