杜心賢

【摘要】本文通過收集2007年1月至2017年12月的上海自貿(mào)區(qū)的外向型上市公司的季度的平均凈資產(chǎn)報(bào)酬率（ROE），人民幣實(shí)際有效匯率（EER）以及季度國民生產(chǎn)總值（GDP）。運(yùn)用VAR多元回歸模型進(jìn)行計(jì)量分析和測量。我們可以得出凈資產(chǎn)報(bào)酬率與人民幣實(shí)際有效匯率呈負(fù)相關(guān)，即在長期看來人民幣實(shí)際有效匯率的提升會(huì)對(duì)外向型上市公司凈資產(chǎn)報(bào)酬率的提升產(chǎn)生不利影響。

一、研究背景與意義

20世紀(jì)80年代以來，經(jīng)濟(jì)全球化的思想已經(jīng)被全球各國所接受并積極地想要參與其中，我國是對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易大國，而其中勞動(dòng)密集型行業(yè)則一直占據(jù)是我國對(duì)外出口的大半份額。并且我國的外向行業(yè)大多也都是屬于密集型行業(yè)。在二十幾年的時(shí)間里國家出口額迅猛的增長，在我國經(jīng)濟(jì)，就業(yè)、國民收入等方面都產(chǎn)生了十分重要的有利影響，被稱為拉動(dòng)國家經(jīng)濟(jì)三駕馬車之一。然而隨著2008年金融危機(jī)發(fā)生之后，我國的對(duì)外出口貿(mào)易遭受了巨大的重創(chuàng)，與此同時(shí)我國也開始意識(shí)到經(jīng)濟(jì)增長放緩期的到來，行業(yè)壓力增加，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理的已成為人們?nèi)找骊P(guān)注的問題。尤其是在2015年12月之后，國際貨幣基金組織正式宣布，人民幣于2016年10月1日正式加入SDR，這一改變大幅度的推進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)程，中國的貨幣和金融市場將更加開放，人民幣匯率、利率的波動(dòng)將更加明顯，風(fēng)控壓力上升。但是，這在某種程度上促進(jìn)了中國在全球經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域的認(rèn)可度和地位，使得中國企業(yè)在國際上能夠更好地發(fā)揮。

二、實(shí)證分析

（一）樣本選取和說明

至此本文收集了2007年1月至2017年12月的季度數(shù)據(jù)用來進(jìn)行實(shí)證分析，其中的變量有：上海自貿(mào)區(qū)的外向型上市公司的季度的平均凈資產(chǎn)報(bào)酬率（ROE），人民幣實(shí)際有效匯率（EER）以及季度國民生產(chǎn)總值（GDP）。運(yùn)用VAR多元回歸模型進(jìn)行計(jì)量分析和測量。

（二）模型的建立

（1）時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)。由于該實(shí)證分析采用的變量全部為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以存在著高度相關(guān)性的可能。所以在進(jìn)行回歸分析的步驟之前，我們要先驗(yàn)證該數(shù)據(jù)是否具有偽回歸現(xiàn)象。該現(xiàn)象會(huì)造成回歸方程的非科學(xué)性。首先要對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本實(shí)證分析采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)該時(shí)間序列進(jìn)行單位根的檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)結(jié)果如果存在單位根則為非平穩(wěn)序列，不存在單位根則是平穩(wěn)序列。如果該時(shí)間序列不平穩(wěn)，則再往下進(jìn)行，求出該序列的一階差分是否具有平穩(wěn)性。

由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，EER、GDPL和ROE在取一階差分后，差分?jǐn)?shù)列的ADF檢驗(yàn)值小于在1%臨界值，說明數(shù)列在1%顯著水平下平穩(wěn)，呈現(xiàn)平穩(wěn)狀態(tài)。如果時(shí)間序列在一階差分狀態(tài)呈現(xiàn)平穩(wěn)狀態(tài)，我們就可以用該時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。接下來我們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來確定三個(gè)變量之間是否具有長期均衡狀態(tài)。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型。協(xié)整檢驗(yàn)是用來研究非平穩(wěn)變量之間是否具有長期協(xié)整關(guān)系的工具。該檢驗(yàn)方法是在1987年提出的，它對(duì)數(shù)據(jù)有一定的要求。只有當(dāng)時(shí)間序列變量存在同階單整平穩(wěn)時(shí)，該檢驗(yàn)方法才能成立。并且該方法可以避免在對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行研究時(shí)，出現(xiàn)由于高度相關(guān)性從而造成的簡單線性回歸的偽回歸現(xiàn)象。我們通過上一步驟的檢驗(yàn)已經(jīng)得出三個(gè)變量序列的一階差分具有一階單整關(guān)系，所以可以通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證出三個(gè)變量之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。本實(shí)證分析采用的是Johansen極大似然法來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，因?yàn)樵搮f(xié)整檢驗(yàn)存在三個(gè)變量，其他方法并不適用。

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前還需要確定一個(gè)因子，就是該協(xié)整檢驗(yàn)的最有滯后階數(shù)，這也正體現(xiàn)了匯率對(duì)于外向型上市公司經(jīng)營績效的時(shí)滯效應(yīng)。由于是多元變量所以這里我們利用VAR模型進(jìn)行滯后階數(shù)的確定，根據(jù)5%顯著水平下綜合考慮AIC信息準(zhǔn)則、FPE準(zhǔn)則、LR統(tǒng)計(jì)量、SC信息準(zhǔn)則以及HQ信息準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。

由VAR最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可以知道在LR、FPE以及SC信息準(zhǔn)則選取4階為最優(yōu)滯后階數(shù)，而AIC和HQ準(zhǔn)則選取8階為最優(yōu)滯后階數(shù)，以選擇最多的準(zhǔn)則所在的階數(shù)為最優(yōu)階數(shù)。最終選擇4為最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇。協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)要比VAR模型的結(jié)果小一，所以取3為協(xié)整檢驗(yàn)最優(yōu)滯后階數(shù)，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得出結(jié)果如表1：

根據(jù)Johansen檢驗(yàn)的結(jié)果我們可以看出，跡檢驗(yàn)顯示在5%顯著水平上三個(gè)變量存在且僅有一個(gè)協(xié)整方程。

協(xié)整系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差值較小說明協(xié)整方程的擬合度較好，變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系越真實(shí)可靠。凈資產(chǎn)報(bào)酬率的匯率彈性為-1.427761，并且說明人民幣實(shí)際有效匯率與外向型上市公司凈資產(chǎn)報(bào)酬率從長期來看負(fù)相關(guān)。同時(shí)凈資產(chǎn)報(bào)酬率的國民生產(chǎn)總值彈性為-0.176889，其絕對(duì)值小于1，這一結(jié)果表明國民生產(chǎn)總值與凈資產(chǎn)報(bào)酬率呈負(fù)相關(guān)，但是GDP對(duì)凈資產(chǎn)報(bào)酬率的影響并不顯著。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果已經(jīng)得出GDP、EER和ROE三個(gè)變量之間存在長期協(xié)整均衡關(guān)系。

由上述誤差修正模型我們可以看出，匯率變化與外向型上市公司凈資產(chǎn)報(bào)酬率的變化方向相反，當(dāng)外向型上市公司凈資產(chǎn)報(bào)酬率在短期波動(dòng)偏離由人民幣實(shí)際有效匯率以及國民生產(chǎn)總值決定的長期均衡狀態(tài)時(shí)，偏離值58.20%的部分將被調(diào)整。

（3）脈沖響應(yīng)分析和方差分解。脈沖響應(yīng)分析是用來反映函數(shù)在外部沖擊的條件下，自生變量對(duì)其他變量的沖擊程度。這樣可以從動(dòng)態(tài)的角度直觀的發(fā)現(xiàn)變量之間的關(guān)系。通過分析脈沖響應(yīng)圖我們可以發(fā)現(xiàn)變量之間的長期和短期關(guān)系和作用機(jī)制。

凈資產(chǎn)報(bào)酬率在受到人民幣匯率變化正沖擊時(shí)，在第四期凈資產(chǎn)報(bào)酬率均呈現(xiàn)負(fù)向變化，在第7期卻又出現(xiàn)正向變化。之后影響效果逐漸消失呈現(xiàn)長期均衡。而凈資產(chǎn)報(bào)酬率受到國民收入正向沖擊后，在第五期、第六期均呈現(xiàn)較小負(fù)向變化，之后逐漸呈現(xiàn)出長期的均衡狀態(tài)。

方差分解主要研究的是內(nèi)生變量受自身和其他變量沖擊的影響程度的大小。方差分解可以進(jìn)一步解釋外向型上市公司經(jīng)營績效的變動(dòng)中各個(gè)變量的貢獻(xiàn)程度。

通過上表可知，在除去來自行業(yè)本身貢獻(xiàn)的力量外，對(duì)外向型上市公司經(jīng)營績效的貢獻(xiàn)程度較高的是人民幣實(shí)際匯率，貢獻(xiàn)度大約在17%，而國民收入的貢獻(xiàn)程度僅在3%左右。

通過上述的實(shí)證分析過程，我們得出：三組變量的一階差分滿足同階單整關(guān)系，可以運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)來檢驗(yàn)其長期協(xié)整關(guān)系。通過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程我們可以得出上市公司凈資產(chǎn)報(bào)酬率對(duì)國民生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)只有-0.176889，國民生產(chǎn)總值每變動(dòng)一個(gè)單位，上市公司的凈資產(chǎn)報(bào)酬率變動(dòng)0.17個(gè)單位，其作用并不顯著。而凈資產(chǎn)報(bào)酬率對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的彈性系數(shù)為-1.427761，匯率每變動(dòng)一個(gè)單位人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)將近1.5個(gè)單位。同時(shí)，國民收入和人民幣實(shí)際有效匯率的的彈性系數(shù)都為負(fù)，這樣得出了從長期均衡來看國民生產(chǎn)總值和匯率與凈資產(chǎn)報(bào)酬率負(fù)相關(guān)的結(jié)論。通過脈沖響應(yīng)分析可以得出變量的變化對(duì)于其他變量的沖擊作用，并且沖擊效應(yīng)在長期看來都趨于消失，變量之間長期呈現(xiàn)均衡狀態(tài)。方差分解分析也說明了國民生產(chǎn)總值和人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)于凈資產(chǎn)報(bào)酬率變化的貢獻(xiàn)程度。

（三）實(shí)證結(jié)論分析

通過實(shí)證分析的結(jié)論我們可以得出凈資產(chǎn)報(bào)酬率與人民幣實(shí)際有效匯率呈負(fù)相關(guān)，即在長期看來人民幣實(shí)際有效匯率的提升會(huì)對(duì)外向型上市公司凈資產(chǎn)報(bào)酬率的提升產(chǎn)生不利影響。之所以得到上述結(jié)論其原因如下：在經(jīng)營方面，以出口為主要經(jīng)營方向的公司，很多行業(yè)用來加工產(chǎn)品的原材料是來自于國內(nèi)，而生產(chǎn)的產(chǎn)品則是用來投放到國際市場上銷售的。本幣升值會(huì)使生產(chǎn)成本大大提升從而導(dǎo)致產(chǎn)品的價(jià)格上漲，如果此類產(chǎn)品在全球市場上是具有很大的價(jià)格需求彈性的，并且企業(yè)并不能準(zhǔn)確的確定該產(chǎn)品在全球市場的競爭地位和價(jià)格區(qū)位。那么這就會(huì)造成企業(yè)掌握不好該產(chǎn)品的生產(chǎn)規(guī)模和成本，從而造成了核心競爭力的缺失，使得該企業(yè)的在國際市場上的成交量大幅減少，大大減少了企業(yè)的可增加利潤。從脈沖波動(dòng)圖我們可以看出，在短期方面人民幣匯率對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效的影響呈現(xiàn)不穩(wěn)定狀態(tài)，而GDP對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效的影響一直呈現(xiàn)不顯著。原因可能是國家在一些政策上的調(diào)節(jié)起到了很大的作用。例如進(jìn)口關(guān)稅和出口補(bǔ)貼等相關(guān)政策。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳平， 李凱. 人民幣匯率變動(dòng)對(duì)廣東外向型經(jīng)濟(jì)的影響——基于VAR模型[J]. 國際經(jīng)濟(jì)評(píng)論， 2008，（1）.