朱曄 趙永亮

摘要：本文選取1999年11月到2019年11月我國汽車進口金額、汽車進口量、人民幣實際匯率和人民幣名義匯率的月度數(shù)據(jù)，運用EViews軟件，研究人民幣匯率變動對于我國汽車進口情況的影響，分析表明：長期來看，汽車進口金額與汽車進口量、人民幣實際匯率指數(shù)存在一定的因果關(guān)系，且同向變化，汽車進口金額在一定程度上反作用于匯率。短期來看，人民幣的實際匯率變動也能夠一定程度影響汽車進口金額，但結(jié)果不顯著。

關(guān)鍵詞：汽車進口;人民幣匯率;協(xié)整檢驗

世界經(jīng)濟發(fā)展日新月異，國際貿(mào)易的發(fā)展迅速推動了我國經(jīng)濟的騰飛，隨著人們生活質(zhì)量的提高，對于高檔商品例如進口汽車的需求量正在增加。從2009年-2010年我國汽車進口量從40.8萬上漲到81萬輛，隨著市場環(huán)境的改善和進口車試點區(qū)域的不斷增加，我國進口汽車迎來了繁榮。2014年間，我國汽車進口數(shù)量大幅提升，原因可能是因為受到20巧年各地區(qū)為緩解環(huán)境壓力實行“限購限行”的政策影響，需求者提前購買，2015年進口汽車下滑24.2%，出現(xiàn)了供需雙降的情況，但此后汽車進口增長率保持穩(wěn)定增長。

一、引言

在新經(jīng)濟形勢下，貨幣供求關(guān)系、關(guān)稅等因素影響著國家進出口，同時匯率的變動很大程度上能夠調(diào)節(jié)國家進出口貿(mào)易額，其重要性不言而喻。而近年來人民幣匯率在國際經(jīng)濟和政治的壓力下呈現(xiàn)較強的波動性，對于我國汽車進口行業(yè)而言，出現(xiàn)了機遇和挑戰(zhàn)，因此，為了充分降低人民幣匯率波動對于我國汽車進口貿(mào)易的影響，探究匯率變動和我國汽車進口行業(yè)波動的相關(guān)性，就要研究匯率和汽車進口量之間的關(guān)系，更加清楚匯率與汽車進口量的關(guān)系，來為汽車進口商提供參考性意見。

二、實證分析

（一）數(shù)攏來源及說明

本文中所用汽車進口金額、汽車進口量、來自于同花順Find數(shù)據(jù)庫，人民幣實際匯率指數(shù)、人民幣名義匯率指數(shù)來自于中國外匯交易中心，均采用1999年11月-2019年11月的月度數(shù)據(jù)。

（二）構(gòu)建模型

理論上，匯率對我國的進口存在著很強的傳遞作用，本文選擇汽車進口額為因變量，汽車進口量、實際有效匯率指數(shù)、名義有效匯率指數(shù)為因變量，分別用Y，X1，X2，X3表示，建立模型：

因為所選取的變量均會因為時間變化而變化、不利于穩(wěn)定性，因此選擇采取對數(shù)的方法來消除異方差性，建立模型如下：

其中：C為常數(shù)，ε、U表示誤差項，t為滯后項。

（三）平穩(wěn)性檢驗

對于時間序列數(shù)據(jù)，為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，需要對其進行平穩(wěn)性檢驗。本文依靠EViews軟件，對變量進行ADF檢驗。

根據(jù)表1數(shù)據(jù)顯示，所有變量的ADF值均大于在100%的臨界值，原假設(shè)為變量存在單位根，在顯著性水平為1%，5%，10%的情況下無法通過檢驗，存在單位根。對Y，X1，X2，X3一階差分后進行檢驗，結(jié)果如表2。

對變量進行一階差分之后，發(fā)現(xiàn)均通過了顯著性水平1%的單位根檢驗，因此LY為一階單整序列，建立協(xié)整方程。

（四）協(xié)整檢驗

為了進一步分析我國汽車進口額與進口量、實際匯率、名義匯率之間的關(guān)系，判斷其是否具有協(xié)整關(guān)系，建立協(xié)整方程。

對于四個變量是否存在一個穩(wěn)定的關(guān)系，以LNY，LNX1，LNX2，LNX3為變量，采取最小二乘法進行回歸，得到方程如下：

R2為99.16%，因此模型擬合程度較好，接著對于殘差檢驗是否具有穩(wěn)定性。

根據(jù)表3中ADF檢驗值為-10：85633，可看出殘差序列顯著通過檢驗，可以證明我國的汽車進口額和汽車進口量、人民幣實際有效匯率指數(shù)、人民幣名義有效匯率指數(shù)之間存在著協(xié)整關(guān)系，排除了回歸方程存在“偽回歸”的情況。

（五）誤差修正

本文選取四個變量存在著顯著的長期協(xié)整關(guān)系，但我們?nèi)匀灰ㄟ^誤差修正模型來檢驗是否存在短期關(guān)系。在上述一階差分后的變量中加入誤差修正項ECM，并建立模型如下：

DW檢驗值接近2，避免存在自相關(guān)性，R2值為0.8242，模型擬合程度較好誤差差修正項的系數(shù)為-0.470481，說明在短期波動偏離長期均衡后，需要0.470481的力度將其拉回，有一定難度，說明短期內(nèi)汽車進口量、人民幣實際匯率、人民幣名義匯率對汽車進口額的影響情況不大。

（六）格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整檢驗可以得出，汽車進口額與三個變量之間在短期和長期之間存在一定協(xié)整關(guān)系，為了使得所得結(jié)果更加精確，本文繼續(xù)采用格蘭杰因果檢驗來判斷自變量和因變量間是否存在格蘭杰因果關(guān)系。

根據(jù)表4可以看出，在滯后長度為2的時候，汽車進口量對于汽車進口額存在著雙向因果關(guān)系，進口額和實際匯率存在著單向因果關(guān)系;在滯后長度為3的時候，汽車進口額和進口量與實際匯率存在著單向因果關(guān)系;在滯后長度為4時，各變量之間存在的因果關(guān)系相同。值得一提的是，在格蘭杰因果檢驗中，人民幣名義匯率指數(shù)與汽車進口額不存在因果關(guān)系。在滯后長度分別為2、3、4階時，汽車進口量都是導(dǎo)致汽車進口額發(fā)生變動的原因，這在物價水平穩(wěn)定的情況下，是符合現(xiàn)實情況的。同時，汽車進口額的變動也反向影響著人民幣實際匯率指數(shù)，這說明汽車進口情況與人民幣實際匯率之間存在著相互影響的關(guān)系。

三、結(jié)果分析

在傳統(tǒng)國際貿(mào)易理論中，本國匯率上升，將使得購買國外產(chǎn)品的購買力增強，從而減少購買成本，進口增加。在本文回歸方程中，實際匯率上升1%，將使得汽車進口額上升2.10%，這與傳統(tǒng)國際貿(mào)易理論相符合。由此來看，實際匯率上升對于我國汽車進口有促進作用。但是明顯發(fā)現(xiàn)名義匯率上升1%，汽車進口額反而下降2.2%，這與理論不符。究其原因，實際匯率是剔除物價因素等影響后形成的，進口廠商對于進口成本的預(yù)算往往更注重于實際匯率的折算，這使得實際匯率變動和進口量、進口金額之間的同向變動更符合理論。而名義匯率的變動和汽車進口額的變動互相不成因果關(guān)系，進口廠商在測算進口成本時往往忽略。

四、結(jié)語

本文發(fā)現(xiàn)，雖然汽車進口和實際匯率之間存在著顯著正相關(guān)，長期來看對于汽車進口存在著顯著影響，但是短期其因果關(guān)系顯著性并不明顯，短期的匯率波動對于進口廠商的影響不大，進口廠商在進口汽車時，除了關(guān)注人民幣實際匯率外，也需要關(guān)注國家進口貿(mào)易政策、市場需求、出口國家產(chǎn)品質(zhì)量等問題，這樣才能在日益開放，日益復(fù)雜的經(jīng)濟環(huán)境中獲得更高的市場份額。

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（通訊作者：趙永亮）

基金項目：2019年江蘇省大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練指導(dǎo)項目“全球分行業(yè)產(chǎn)出分析系統(tǒng)開發(fā)”的階段性研究成果。