杜 萌，李 冰

（1. 大連大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 大連 116622；2. 中國地質(zhì)大學(xué)(北京) 土地科學(xué)技術(shù)學(xué)院，北京 100083）

一、引言

2018 年初，中國人民銀行工作會議指出，我國將繼續(xù)實(shí)行穩(wěn)健中性的貨幣政策，將人民幣匯率穩(wěn)定在合理的均衡水平，進(jìn)一步完善人民幣匯率市場化機(jī)制，推動人民幣匯率自由化。自1994 年人民幣匯率實(shí)現(xiàn)并軌以來，穩(wěn)定的人民幣匯率為我國出口提供了有利的環(huán)境，中國出口規(guī)模逐年擴(kuò)大，尤其是在2002 年中國加入WTO 之后，我國對外貿(mào)易發(fā)展迅速，貿(mào)易順差不斷擴(kuò)大，成為世界主要出口大國，國際貿(mào)易地位不斷增強(qiáng)。2005 年7 月，中國人民銀行對人民幣匯率制度進(jìn)行改革，開始實(shí)行有管理的浮動匯率制度，擴(kuò)大人民幣匯率的浮動區(qū)間，人民幣開始出現(xiàn)單邊升值的趨勢，與此同時，我國對外貿(mào)易并未受到人民幣升值的困擾，反而經(jīng)常性貿(mào)易賬戶順差還在逐步擴(kuò)大，這與傳統(tǒng)的國際金融理論相悖，直至2008 年美國金融危機(jī)爆發(fā)，這一勢頭才得到遏制。2014 年，人民幣匯率實(shí)行新一輪匯改，改變了人民幣單向升值的趨勢，匯率雙向浮動特征明顯增強(qiáng)，2015 年8 月，人民幣對美元出現(xiàn)了貶值的預(yù)期和事實(shí)，然而，對外貿(mào)易順差并沒有顯著擴(kuò)大，2017 年甚至出現(xiàn)貿(mào)易逆差，那么人民幣匯率究竟如何影響我國對外貿(mào)易呢，人民幣升值和貶值對我國對外貿(mào)易的影響效果是否相同，厘清這些問題對完善人民幣匯率制度以及制定合適的貿(mào)易政策具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

在國際金融學(xué)中，很多學(xué)者研究了匯率對出口貿(mào)易的影響，但并未形成一致結(jié)論。一部分研究結(jié)果表明匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易沒有顯著影響，Rose和Yellen[1]研究美國和G-7 雙邊貿(mào)易之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，匯率變動沒有顯著影響這些國家之間的出口貿(mào)易。沈國兵[2]基于1998～2003 年的中美月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，他發(fā)現(xiàn)人民幣匯率與中美貿(mào)易逆差沒有顯著的因果關(guān)系。Baek[3]使用ARDL 模型分析美加貿(mào)易的J 曲線效應(yīng)，結(jié)果顯示美元貶值沒有顯著影響美加貿(mào)易，即美加兩國之間不存在J 曲線效應(yīng)。李憲鐸和黃昌利[4]分析人民幣實(shí)際有效匯率對我國出口的長短期影響，發(fā)現(xiàn)實(shí)際有效匯率變動并不會顯著影響出口，進(jìn)而認(rèn)為人民幣匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易沒有顯著影響。甘星和印赟[5]認(rèn)為盡管目前我國對外出口還具有一定優(yōu)勢，但如果人民幣持續(xù)升值，將會抑制我國外貿(mào)出口，持類似觀點(diǎn)的學(xué)者還有馬丹和徐少強(qiáng)及戴世宏[6-7]。

還有一些學(xué)者并不認(rèn)同這一觀點(diǎn)，他們認(rèn)為匯率變動能夠顯著影響進(jìn)出口貿(mào)易，存在著J 曲線效應(yīng)。Magee[8]最早考慮到匯率對貿(mào)易調(diào)整的時間因素，提出J 曲線效應(yīng)，隨后很多學(xué)者對J 曲線效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。Meade[9]采用Engle-Granger 兩步法對發(fā)達(dá)國家進(jìn)行研究，得出匯率浮動機(jī)制靈活且經(jīng)濟(jì)開放程度較高的國家J 曲線效應(yīng)較明顯。Hsing 和Savvides[10]運(yùn)用Rubinstein 議價模型對韓國的貿(mào)易收支進(jìn)行研究，在韓國存在明顯的J 曲線效應(yīng)且受價格傳遞效應(yīng)制約，且二者成正相關(guān)關(guān)系。Boyd等[11]運(yùn)用向量自回歸分布滯后模型(VARDL)和單方程模型分析8 個OCED 國家匯率變動對國際收支的影響，結(jié)果顯示5 個國家匯率變動顯著影響進(jìn)出口貿(mào)易，滿足馬歇爾-勒納條件，因此，他們認(rèn)為實(shí)際匯率對出口有顯著的影響。谷宇和高鐵梅[12]發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動在短期內(nèi)和長期都會對貿(mào)易存在影響，在短期，匯率波動對進(jìn)口和出口都具有負(fù)面沖擊，但對進(jìn)口的沖擊較大，從長期來看，匯率波動能夠降低我國對外貿(mào)易順差。曹瑜[13]運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)人民幣匯率升值對中美貿(mào)易關(guān)系的改善具有顯著影響。楊天化和鐘瑋[14]以2007～2008 年中國出口商品貿(mào)易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，得出中國出現(xiàn)反J 曲線效應(yīng)的結(jié)論。Chiu 等[15]用異質(zhì)面板協(xié)整方法研究美國與97 個貿(mào)易國1973～2006 年的雙邊貿(mào)易，發(fā)現(xiàn)美元貶值會惡化其與13 個貿(mào)易國的雙邊貿(mào)易，改善與其37 個貿(mào)易國的雙邊貿(mào)易。Hacker 和Hatemi[16]使用誤差修正模型對北歐五國是否存在J 曲線效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果支持J 曲線效應(yīng)。韓斌和劉園[17]改用格蘭杰因果檢驗(yàn)研究中國和13 個主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易關(guān)系，發(fā)現(xiàn)從長期來看人民幣匯率貶值會改善中國與大多數(shù)國家的貿(mào)易收支，也支持J 曲線效應(yīng)。Bahmani-Oskooee 等[18]使用NARDL 模型研究韓元價值變動對韓國貿(mào)易的影響，他們認(rèn)為在短期韓國貶值能夠促進(jìn)出口，但是在長期這一效應(yīng)并不明顯。張?jiān)频萚19]對中國18 個貿(mào)易伙伴的J 曲線效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國和12 個貿(mào)易伙伴存在J 曲線效應(yīng)，其余6 個貿(mào)易伙伴不存在J 曲線效應(yīng)。

綜上所述，除Bahmani-Oskooee 等人的研究之外，大多數(shù)學(xué)者都是從對稱和線性的角度在研究匯率與對外貿(mào)易之間的關(guān)系。隨著人民幣匯率市場化程度越來越高，人民幣匯率雙向波動日益顯著，人民幣貶值和升值現(xiàn)象交替出現(xiàn)，匯率波動呈現(xiàn)出很強(qiáng)的非對稱性，而現(xiàn)有的文獻(xiàn)在研究人民幣匯率與出口貿(mào)易之間的J 曲線效應(yīng)時，主要使用向量自回歸、協(xié)整以及誤差修正模型等線性時間序列方法，而沒有考察人民幣升值和貶值對出口貿(mào)易是否存在差異，也沒有告訴我們匯率變動對出口貿(mào)易的長期非對稱影響和短期非對稱影響效應(yīng)是否相同。此外，迄今為止，中國經(jīng)歷了兩次重大匯率制度改革，在不同時期、不同匯率制度條件下人民幣匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響是否相同，這些問題無法從現(xiàn)有的文獻(xiàn)中找到答案?；诖?，本文使用Shin 等[20]提出 的NARDL（Nonlinear Autoregressive Distributed Lag，以下簡稱為NARDL）模型研究人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口的非線性動態(tài)影響效應(yīng)，從非對稱和非線性的視角分別分析人民幣升值和貶值對中美、中日以及中歐貿(mào)易的影響機(jī)制，評估匯率政策變動對貿(mào)易收支的具體影響，研究結(jié)果為制定差異化對外貿(mào)易政策提供理論依據(jù)。

三、理論基礎(chǔ)

馬歇爾早期認(rèn)為，匯率是造成兩國商品相對價格差異的主要因素，政府能夠通過匯率調(diào)控一國的進(jìn)出口需求，進(jìn)而調(diào)節(jié)貿(mào)易收支。后來，勒納在此基礎(chǔ)上研究了貨幣貶值對貿(mào)易收支的影響，發(fā)現(xiàn)貨幣貶值可以改善貿(mào)易收支，但前提是一國進(jìn)出口貿(mào)易的需求彈性之和大于1。羅賓遜進(jìn)一步提出供給價格彈性這一因素，提出改善貿(mào)易收支的另一個前提條件是進(jìn)出口供給彈性無窮大，由此形成馬歇爾—勒納條件。

一國的對外貿(mào)易收支彈性模型如下：

全微分，得：

聯(lián)立方程組，可以得到：

化簡后可以得到：

從公式（6）可以看出，貿(mào)易收支條件取決于貿(mào)易雙方的進(jìn)、出口產(chǎn)品的需求彈性和供給彈性以及進(jìn)出口相對規(guī)模大小。假定進(jìn)、出口產(chǎn)品的供給彈性趨近于無窮，且貿(mào)易處于均衡狀態(tài)，上述公式可以簡化為：

四、模型選用與設(shè)定

首先，本文參考Goldstein 和Kahn[21]的研究構(gòu)建了如下長期實(shí)際進(jìn)口和出口需求模型：

兩邊取對數(shù)得：

將（8）、（9）代入（11）得：

對模型（13）的系數(shù)估計(jì)分析，預(yù)期實(shí)際匯率的系數(shù)d是正值，如果系數(shù)d由負(fù)值逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎担瑒t說明存在J 曲線效應(yīng)。模型（13）描述的是變量間的長期關(guān)系，考慮到人民幣匯率之間存在著短期效應(yīng)，不能用模型（13）來進(jìn)行檢驗(yàn)，因此對模型（13）進(jìn)行了短期動態(tài)調(diào)整，修正為如下形式：

為了檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，Pesaran等提出，在（14）中對滯后水平變量的聯(lián)合顯著性進(jìn)行F 檢驗(yàn)，并且Pesaran 等人提供了適用于大樣本臨界值的新的列表。

由此可以得出以下兩個變量：

根據(jù)模型（16），我們可以分析人民幣升值和貶值對我國進(jìn)出口貿(mào)易的長期和短期非對稱效應(yīng)。如果POS 和NEG 的系數(shù)估計(jì)值不同，那么就表示人民幣升值和貶值具有長期非對稱性效應(yīng)；如果估計(jì)的ΔPOS 和ΔNEG 存在不同滯后階數(shù)，那么則說明人民幣升值和貶值會存在短期的進(jìn)出口貿(mào)易的調(diào)整不對稱性。

為分別驗(yàn)證和描述人民幣匯率與對外貿(mào)易之間的非對稱性，可以對模型（16）的參數(shù)施加不同的約束，可分為以下四種模型：

（1）長期和短期對稱模型，即同時進(jìn)行長期和短期對稱約束：

（4）短期和長期非對稱模型，無約束模型。

五、實(shí)證檢驗(yàn)分析

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取與中國貿(mào)易往來交易規(guī)模最大的三個國家（地區(qū)）——美國、歐元區(qū)和日本作為分析對象，研究人民幣匯率變動對我國貿(mào)易收支的非線性影響。2017 年中國對美國商品進(jìn)出口總額超過5 800 億美元，占同期中國對外貿(mào)易總額的14.1%，中國和日本之間的貿(mào)易總額占中國對外貿(mào)易的7.9%，中國與歐盟的貿(mào)易總額占14.3%。三者合計(jì)之后超過我國對外貿(mào)易總額的36%，選擇的樣本具有較好的代表性。

本文采用1999 年1 月至2017 年12 月的月度數(shù)據(jù)為樣本，收入水平通常用GDP 來表示，但GDP只有季度和年度數(shù)據(jù)，沒有月度數(shù)據(jù)，因此本文使用工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)作為收入水平的代理變量。在本文中，所有序列均以2010 為基期進(jìn)行調(diào)整，為了降低時間序列數(shù)據(jù)的異方差性，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了對數(shù)處理。美國、歐元區(qū)以及日本的匯率、對外貿(mào)易和收入水平數(shù)據(jù)均來自CEIC 數(shù)據(jù)庫。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

國家 序列 檢驗(yàn)類型 統(tǒng)計(jì)量 P 值 穩(wěn)定性水平值 -5.044 0.000 穩(wěn)定歐盟水平值 -2.085 0.251 不穩(wěn)定一階差分 -14.641 0.000 穩(wěn)定水平值 -1.458 0.554 不穩(wěn)定一階差分 -13.675 0.000 穩(wěn)定水平值 -7.497 0.000 穩(wěn)定水平值 -8.134 0.000 穩(wěn)定日本水平值 -1.304 0.627 不穩(wěn)定一階差分 -12.695 0.000 穩(wěn)定

（二）單位根檢驗(yàn)

ARDL 模型要求所有變量必須為I(0)或I(1)，因此本文在實(shí)證分析之前使用ADF 檢驗(yàn)法對所有變量進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，表1 列出了所有變量的水平值和一階差分的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量均為5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明所有變量均為0 階或1 階單整序列，滿足NARDL 模型的假設(shè)條件。

（三）模型估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果分析

在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前，需要確定變量的之后階數(shù)，Shin 等建議在使用NARDL 模型時，可以先設(shè)定較多的滯后階數(shù)，然后根據(jù)統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)進(jìn)行篩選，提出那些不顯著的滯后期數(shù)，我們參考Shin 的建議將p 和q 分別設(shè)定為12 和12，然后在5%的統(tǒng)計(jì)水平上剔除不顯著的滯后變量，模型檢驗(yàn)和估計(jì)結(jié)果如表2、表3 所示。

表2 全樣本NARDL 模型檢驗(yàn)結(jié)果

在表2 中，美國的負(fù)向長期系數(shù)-L 為-2.457，并通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明從長期來看，人民幣貶值導(dǎo)致中美貿(mào)易逆差，而美國正向長期系數(shù)+L 并不顯著，表明人民幣升值并沒有惡化中美貿(mào)易，這也與現(xiàn)實(shí)情況相符，從2005 年到2014 年，人民幣一直處于上升趨勢，而在這期間，我國對美出口規(guī)模一直保持穩(wěn)定增加，并沒有因人民幣升值而造成出口規(guī)模下降，2014 年之后，由于我國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型加快，初級產(chǎn)品出口開始減少，恰好這一時期人民幣處于貶值狀態(tài)，這也是造成人民幣貶值不利于出口假象的原因。歐洲正向長期系數(shù)+L 為2.085 且通過了1%顯著性檢驗(yàn)，而負(fù)向長期系數(shù)沒有通過統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)，表明人民幣升值長期會惡化歐洲貿(mào)易收支，而人民幣貶值并沒有改善我國對歐出口。對于日本來說，人民幣貶值將會改善中日貿(mào)易，而人民幣升值對中日貿(mào)易的影響并不顯著。

根據(jù) BDMt_ 和 PSSF_ 檢驗(yàn)來看，三個國家均在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，這意味著人民幣匯率變動與中美、中歐和中日貿(mào)易之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。從Wald 檢驗(yàn)來看，美國的長期Wald 檢驗(yàn)系數(shù)WL為36.35，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，短期Wald 檢驗(yàn)系數(shù) SW 沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這表明人民幣匯率變動對中美貿(mào)易存在著長期非對稱和短期對稱的影響。歐洲Wald 檢驗(yàn)系數(shù) LW 和 SW 分別在10%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明人民幣匯率變動在長期和短期都會對中歐貿(mào)易產(chǎn)生非對稱的影響，而日本僅長期Wald 檢驗(yàn)系數(shù) LW 顯著，而短期系數(shù) SW 并不顯著，這意味著中日匯率變動對中日貿(mào)易存在長期非對稱效應(yīng)和短期對稱效應(yīng)。

表3 報(bào)告了人民幣升值和貶值對中美、中歐和中日三個國家（地區(qū)）貿(mào)易的具體影響。美國的NEG 系數(shù)顯著為負(fù)，表明在長期人民幣貶值不利于中美貿(mào)易順差。而在短期，我們發(fā)現(xiàn)無論是人民升值還是人民幣貶值都沒有對中美貿(mào)易帶來顯著影響，也就是說，匯率的預(yù)期將會影響中美貿(mào)易，而短期的匯率波動并不會顯著影響中美貿(mào)易；對于歐元區(qū)經(jīng)濟(jì)體來說，從長期來看，人民幣相對升值將會有利于中歐貿(mào)易。從短期來看， ΔP OSt-6為0.958，且顯著為負(fù)，表明人民幣升值6 個月后將會對中歐貿(mào)易產(chǎn)生顯著不利影響；長期來看，無論是人民幣升值還是貶值，都會促進(jìn)中日貿(mào)易。對于短期來說，人民幣升值滯后1 期和9 期將會中國對日出口，而人民幣升值滯后4期和8期將會阻礙中國對日貿(mào)易，人民幣貶值滯后1 期將會不利于中日貿(mào)易，而人民幣貶值后4 期，將會促進(jìn)中國對日出口。

表3 全樣本NARDL 模型估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，C 為常數(shù)項(xiàng)，（）內(nèi)為t 值。

從上述實(shí)證結(jié)果來看，我們并沒有發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生J 曲線效應(yīng)。人民幣于2005 年7 月和2014 年8 月進(jìn)行了兩次匯率制度調(diào)整，因而，我們根據(jù)這兩個時間節(jié)點(diǎn)將樣本分為3 個子樣本，分析在不同匯率制度環(huán)境下，人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響是否存在著差異。由于2014 年7 月到2017 年12 月時間跨度太短，如果NARDL 模型p 和q 的滯后階數(shù)依舊選擇12，那么模型將無法進(jìn)行估計(jì)，因而，在這一時期NARDL 模型的p 和q 的滯后階數(shù)設(shè)定為6。表4 報(bào)告 了1999 年1 月 至2005 年7 月、2005 年8 月 至2014 年7 月 和2014 年8 月 至2017 年12 月 三 個 階段的NARDL 模型檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 不同時間段NARDL 模型檢驗(yàn)結(jié)果

注：表2 中 L+ 和 L- 為正負(fù)向長期系數(shù)，分別表示人民幣升值和貶值對貿(mào)易收支的長期影響。、分別表示長期非對稱性和短期非對稱性的Wald 檢驗(yàn)。*、**、***分別表示在 10%、5%、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

在表4 中，我們發(fā)現(xiàn)在2005 年匯改前，人民幣匯率變動對中美貿(mào)易僅在短期存在非對稱效應(yīng)，而在長期無此效應(yīng)；而在2005 年匯改到2014 年匯改期間，人民幣匯率變動在長期和短期都會對中美貿(mào)易帶來顯著的非對稱效應(yīng)，正向的長期系數(shù)為-12.336，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而負(fù)向的長期系數(shù)不顯著，表明人民幣升值將會在長期阻礙中國對美出口；從2014 年8 月匯改之后，我們發(fā)現(xiàn)人民幣匯率與中美貿(mào)易之間沒有存在顯著協(xié)整關(guān)系，正向和負(fù)向的長期系數(shù)以及Wald 檢驗(yàn)值都沒有通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，這意味著在這一期間人民幣匯率對中美貿(mào)易的影響并不明顯。對于歐元區(qū)經(jīng)濟(jì)來說，從2014 年8 月匯改之后，存在著非對稱的長期效應(yīng)，人民幣匯率對歐元區(qū)貿(mào)易的長期正向結(jié)果為3.078，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上通過假設(shè)檢驗(yàn)，表明在這一期間，人民幣升值將會有利于中歐貿(mào)易；在2005 年匯改前這段時期，日本的正向的長期系數(shù)為-4.346，這表明人民幣升值將會在長期阻礙中國對日出口，其他時間段的長期系數(shù)、協(xié)整檢驗(yàn)值以及Wald 檢驗(yàn)值都沒有通過統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)，也就是在這些時期，人民幣升值和貶值沒有對中日貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響。

表5 報(bào)告了NARDL 模型的主要估計(jì)結(jié)果，由于篇幅限制，表5 只報(bào)告與匯率變量相關(guān)的系數(shù)，重點(diǎn)分析人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的短期影響。在2005 年匯改之前，人民幣升值會在未來第2 期、第3 期和第9 期對中美貿(mào)易產(chǎn)生正面影響，而在這一期間，人民幣匯率變動在短期沒有顯著影響中歐貿(mào)易和中日貿(mào)易；2005 年8 月以后，隨著人民幣匯率轉(zhuǎn)為有管理的浮動利率制度，人民幣波動對進(jìn)出口貿(mào)易的短期影響開始凸現(xiàn)，對于美國來說，人民幣升值在短期依舊促進(jìn)中國對美出口，而在長期人民幣升值則會阻礙中美貿(mào)易發(fā)展，這表明在這一時期人民幣匯率和中美貿(mào)易之間存在著反J 曲線效應(yīng)。人民幣相對于歐元貶值則會在未來第10 期和第11 期促進(jìn)中歐出口。對于日本來說，人民幣升值在未來第5 期和第11 會對中日貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響，而在未來第9 期，人民幣升值則會促進(jìn)中日貿(mào)易，但相比較而言，人民幣升值對中日貿(mào)易的影響更大，將會阻礙中國對日出口；2014 年8 月后，只有日本的正向系數(shù) ΔP OSt-1在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明人民幣升值在短期會在一定程度促進(jìn)中日貿(mào)易，而對于美國和歐元區(qū)來說，在這一時期人民幣匯率變動對貿(mào)易的影響并明顯，原因可能在于，相對于前兩個期間段來說，這一時期樣本太小，沒有得出明確的結(jié)果。

表5 不同時間段NARDL 模型估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)語

本文采用1999 年1 月至2017 年12 月相關(guān)數(shù)據(jù)，使用NARDL 模型對中國與美國、歐洲和日本在匯率變動與貿(mào)易收支之間長、短期非對稱性進(jìn)行實(shí)證分析，并根據(jù)中國匯率改革的時點(diǎn)進(jìn)行分段分析，分析不同匯率制度下，人民幣匯率變動對我國對外貿(mào)易的長短期影響，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，從長期來看，人民幣匯率與中美、中歐和中日貿(mào)易之間存在著非對稱效應(yīng)，而在短期，人民幣匯率變動僅與中歐貿(mào)易存在著非對稱效應(yīng)，而中美和中日無此現(xiàn)象，具體來說，無論人民幣升值還是貶值都不會在短期對中美貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響，人民幣升值后將會在6 個月之后對中歐貿(mào)易產(chǎn)生明顯影響，人民幣升值和貶值都會在短期對中日貿(mào)易產(chǎn)生影響，然而升值和貶值對中日貿(mào)易的影響大小相抵，從上述結(jié)論來看，人民幣匯率與中國對外貿(mào)易之間沒有存在顯著的J 曲線效應(yīng)。

第二，按照我國匯率制度改革時間點(diǎn)進(jìn)行劃分發(fā)現(xiàn)，在每段時間內(nèi)，人民幣匯率變動對貿(mào)易的影響也不盡相同。對于美國來說，在2005 年匯率改革之前，我國對美出口規(guī)模隨著人民幣升值而擴(kuò)大；在2005 年8 月到2014 年7 月這段時期，我們發(fā)現(xiàn)人民幣匯率與中美貿(mào)易之間存在著反J 曲線效應(yīng)，而2014 年匯改后，匯率與中美貿(mào)易沒有存在顯著的因果關(guān)系。在2005 年8 月到2014 年7 月，人民幣貶值能夠在未來10 月和11 月促進(jìn)中國對歐元區(qū)的出口，而在其他時間段，人民幣匯率變動對中歐貿(mào)易的影響不明顯。2005 年匯改后，人民幣升值會對中日貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響，2014 年匯改后，我國對日出口規(guī)模隨著人民幣升值而擴(kuò)大。

盡管我們分析人民幣匯率對中美、中歐和中日進(jìn)出口貿(mào)易的影響，但是我們并沒有從產(chǎn)業(yè)和微觀企業(yè)的角度具體分析匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的具體影響。通常來說，不同的行業(yè)和企業(yè)對匯率的敏感程度不同，人民幣升值和貶值對不同行業(yè)和企業(yè)的出口是否存在著非對稱效應(yīng)，長期和短期的影響機(jī)制是否相同，探索這些問題對于科學(xué)制定匯率政策以及推動我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型具有重大的現(xiàn)實(shí)意義，然而這些問題本文并沒有進(jìn)行研究，未來我們將會對這一問題進(jìn)行探討和研究。