楊蒙蒙

（云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，云南 昆明 650500）

經(jīng)濟(jì)全球化背景下，各國貿(mào)易往來愈加頻繁。隨著人民幣國際地位的穩(wěn)步提升，其匯率變動在國際貿(mào)易中的影響也越來越不可忽視。

1 人民幣匯率變動對進(jìn)出口額影響的研究背景

匯率是國與國之間貿(mào)易交往的價格標(biāo)尺，它的變動對一國的對外貿(mào)易有重要的影響。自2005 年匯率改革以后，我國實行了浮動匯率管理制度，人民幣匯率面臨巨大的升值壓力，波動性也與日俱增。隨著人民幣被納入特別提款權(quán) （Special Drawing Right，SDR），在國際交往時的結(jié)算貨幣職能、儲備貨幣職能、交易貨幣職能都得到了進(jìn)一步的凸顯，在國際貿(mào)易中的重要性不言而喻，故它的變動是影響國際貿(mào)易的一個重要因素。越南既是與中國有著密切貿(mào)易往來的發(fā)展中國家，又處于中國-東盟合作建立的自貿(mào)區(qū)之中，并且將不可或缺地參與“一帶一路” 倡議的實施，因而研究人民幣匯率對中國-越南進(jìn)出口的影響有很強(qiáng)的現(xiàn)實意義。

2 匯率變動對進(jìn)出口額影響的國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

各國學(xué)者針對匯率變動對進(jìn)出口額的影響進(jìn)行過深入研究，但基于國家、地區(qū)以及研究方法或所處經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的不同，結(jié)果也有所差異。研究結(jié)果大致分為以下兩類。

2.1 認(rèn)為匯率波動對進(jìn)出口額的影響比較顯著

AKHTAR 等[1]通過建立普通最小二乘法（Ordinary Least Squares，OLS）模型，驗證了名義匯率變動對于對外貿(mào)易的成交量產(chǎn)生負(fù)向的影響； CAPORALE 等[2]運(yùn)用廣義自回歸條件異方差 （Generalized Auto-Regressive Conditional Heteroskedasticity，GARCH）模型，也驗證了實際匯率波動與貿(mào)易成交量之間顯著負(fù)相關(guān)； 趙蓉彬[3]以我國的進(jìn)出口和通過名義匯率與消費者價格指數(shù)計算得出的實際匯率數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用計量分析模型進(jìn)行實證檢驗，得出了人民幣實際匯率對我國的進(jìn)出口有很大影響的結(jié)論； 谷宇等[4]基于均衡匯率模型建立GARCH 模型及向量誤差修正 （Vector Error Correction，VEC）模型，分析了長短期實際有效匯率 （Real Effective Exchange Rate，REER）指數(shù)的波動率對中國進(jìn)出口額的影響，考慮到中國經(jīng)濟(jì)的實際情況，將外國直接投資 （Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）變量引入模型，最終得出長期進(jìn)口對匯率變動并不敏感，短期REER 波動會對進(jìn)口有較顯著的負(fù)向影響。

2.2 認(rèn)為匯率波動對進(jìn)出口額無顯著影響

奚君羊等[5]采用月度數(shù)據(jù)研究了我國與我國前18 大貿(mào)易伙伴國間關(guān)于進(jìn)出口貿(mào)易收支的匯率彈性與收入彈性，結(jié)果顯示我國與這些貿(mào)易伙伴國間的匯率彈性有正有負(fù)，正負(fù)可能會抵消，于是人民幣匯率對我國進(jìn)出口的貿(mào)易收支影響可能不大； 許可[6]運(yùn)用Johansen 協(xié)整檢驗和VEC 模型得到進(jìn)出口貿(mào)易的長短期影響，結(jié)論顯示短期進(jìn)出口匯率彈性均為負(fù)，但長期來看進(jìn)出口匯率彈性均不顯著。

3 進(jìn)出口現(xiàn)狀及人民幣實際有效匯率變動

筆者主要對中國-越南貿(mào)易情況以及人民幣匯率變動進(jìn)行定性及定量分析。

3.1 中國-越南的貿(mào)易進(jìn)出口現(xiàn)狀

由國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)可知，21 世紀(jì)中國-越南進(jìn)出口額大體呈現(xiàn)穩(wěn)定增長趨勢。2017 年，中國-越南進(jìn)出口額就已高達(dá)12 199 187 萬美元，占中國-東盟進(jìn)出口額的23．67%。其中，中國-越南進(jìn)口額為5 037 462 萬美元，占中國-東盟進(jìn)口額的23．24%； 中國-越南出口額為7 161 725 萬美元，占中國-東盟出口額的25．62%。近年來東盟與中國進(jìn)出口額持續(xù)增長，僅2019 年上半年就同比增長5．1%，是中國第二大合作伙伴，僅次于歐盟。越南與中國貿(mào)易額在東盟國家中排第一，在中國-東盟合作進(jìn)行中發(fā)揮了不可替代的作用，因而研究人民幣匯率變動對中國-越南進(jìn)出口影響很有必要。

3.2 人民幣實際有效匯率的變動情況

由從國際貨幣基金組織 （International Monetary Fund，IMF）和國際清算銀行（Bank for International Settlements，BIS）以及國家統(tǒng)計局中找到的人民幣的名義匯率和中國的GDP、越南盾的名義匯率和越南的GDP 等數(shù)據(jù)，經(jīng)過計算可以得到人民幣的REER 指數(shù)。由計算結(jié)果可知，人民幣實際匯率一直在加速上升 （即人民幣升值），2011 年以后有所下降，2015 年略微貶值，2016 年又有所回升。1 人民幣在2001 年僅能兌換約1 000 越南盾，到2017年約可兌換4 300 越南盾，由此可看出越南盾總體趨勢是在不斷貶值，而人民幣一直在升值。

4 匯率波動對中國-越南進(jìn)出口影響的實證分析

4.1 實證模型建立

本文選取中國-越南進(jìn)出口額作為進(jìn)出口方程的被解釋變量，人民幣REER 指數(shù)作為重要解釋變量，中國和越南的GDP 分別作為進(jìn)出口方程的解釋變量，建立了兩個實證模型來研究人民幣匯率變動對中國-越南進(jìn)出口的影響。對方程兩邊同時取自然對數(shù)，目的是用來消除時間序列可能會造成的異方差干擾，使實證結(jié)果更加準(zhǔn)確； 在方程回歸過程使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤也是這個道理。為建立實證模型而進(jìn)行假設(shè)，出口方程和進(jìn)口方程的表達(dá)式分別為

表1 出口方程實證模型的回歸結(jié)果

式中： AEX和AIM分別為中國-越南出口額和進(jìn)口額； α1和α2為常數(shù)項； β1和β2為待估參數(shù)，稱為回歸系數(shù)； IREER代表人民幣對越南盾的REER；GGDP_V代表越南的國內(nèi)生產(chǎn)總值； GGDP_C代表中國國內(nèi)生產(chǎn)總值； ε1和ε2為擾動項。

4.2 數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計特征與處理

本文數(shù)據(jù)來源于IMF，BIS 及國家統(tǒng)計局等官方網(wǎng)站。本文選擇發(fā)展中國家越南作為研究對象，并選取2001—2017 年中國-越南進(jìn)出口額數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理分析，將人民幣REER 指數(shù)作為重要解釋變量連同GDP 一起對其影響進(jìn)行實證分析。

為進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，對等式兩邊同時取自然對數(shù)，不僅可消除異方差，還可使等式兩邊數(shù)據(jù)的大小得以折中，免得數(shù)據(jù)在分析時處于極端位置，影響回歸結(jié)果。

4.3 實證模型的回歸結(jié)果及分析

4.3.1 出口方程實證模型估計

1）出口方程實證模型的回歸結(jié)果。在線性回歸中，樣本數(shù)為17； 函數(shù)F （2，14）=1 093．68； 概率P ＞F=0．000 0； R2=0．993 6； 均 方 根 誤 差 為0．107 54。表1 為出口方程實證模型的回歸結(jié)果。

2）出口方程中擾動項的自相關(guān)檢驗，采用Breusch-Godfrey （BG）檢驗。以本文數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，故該實證模型的擾動項可能存在異方差問題和自相關(guān)問題。由于異方差問題在使用OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸時已得到預(yù)處理，此處只對擾動項進(jìn)行自相關(guān)檢驗。從BG 檢驗的P=0．629 7 可知，此時接受“無自相關(guān)” 的原假設(shè)，基本可認(rèn)定該模型中的擾動項不存在自相關(guān)。

3）出口方程實證模型的回歸結(jié)果分析。由回歸結(jié)果加上自相關(guān)檢驗可得中國-越南出口方程的表達(dá)式為

在式（3）的回歸結(jié)果中，R2=0．993 6，F(xiàn)=1 093．68。R2=0．993 6 表明式（3）的擬合度很好。檢驗整個方程顯著性的P 值為0．000 0，顯示該方程是高度顯著的。lnIREER回歸得到的P 值為0．925 0，代表其對中國-越南出口額的影響并不顯著，但作為主要研究變量，并不能隨意剔除，仍要保持在模型中。lnGGDP_V的系數(shù)為正，且P 值為0．000 0，表明其對中國-越南出口額影響非常顯著。

4.3.2 進(jìn)口方程實證模型的估計

1）先對進(jìn)口方程實證模型進(jìn)行回歸分析，再進(jìn)行BG 檢驗。由BG 檢驗結(jié)果的P 值為0．000 6，可知嚴(yán)格拒絕“無自相關(guān)” 的原假設(shè)，即認(rèn)為存在擾動項自相關(guān)。此時說明OLS 回歸估計所提供的標(biāo)準(zhǔn)誤不準(zhǔn)確，應(yīng)使用異方差自相關(guān)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤（HAC），并取Newey-West 估計量的滯后階數(shù)為3進(jìn)行二次回歸，發(fā)現(xiàn)Newey-West 標(biāo)準(zhǔn)誤與OLS 標(biāo)準(zhǔn)誤相差略大。將滯后階數(shù)增加到6 時重新估計，發(fā)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)誤變化不大，說明回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。自相關(guān)的存在可能是由于實證模型設(shè)定不正確，為此考慮在解釋變量中加入GGDP_C的滯后項再進(jìn)行OLS回歸。此時回歸結(jié)果顯示，GGDP_C的滯后項在1%的水平上顯著不等于0，系數(shù)為2．29×10-7； 而GGDP_C由原來的不顯著變成了在5%的水平上顯著為正。這意味著當(dāng)我國的GDP 增加時，會影響進(jìn)口額，使其上升，但影響不會在當(dāng)年結(jié)束，而會在下一年度繼續(xù)影響，使下一年度的進(jìn)口額繼續(xù)增加。使用BG 檢驗正式檢驗自相關(guān)，由于P 值為0．235 4，因此可放心地接受“無自相關(guān)” 的假設(shè)。

2）進(jìn)口方程實證模型的回歸結(jié)果分析。由回歸結(jié)果可得中國-越南進(jìn)口方程的表達(dá)式為

在式（4）的回歸結(jié)果中，R2=0．982 2，F(xiàn)=220．33?？芍阂皇歉鶕?jù)lnIREER的系數(shù)β2的P值為0．301，表明lnIREER對中國-越南進(jìn)口額的影響也不顯著； 二是根據(jù)lnGGDP_C的系數(shù)γ2的P值為0．040 0，表明lnGGDP_C對中國-越南進(jìn)口額的影響在5%的水平上比較顯著；三是R2=0．982 2，表明式（4）的擬合度也很好。

5 結(jié)束語

本文采用定性與定量分析、理論與實證分析相結(jié)合的方法，針對人民幣匯率變動對中國-越南進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了深入研究。結(jié)果顯示，人民幣實際匯率變動對中國-越南進(jìn)出口貿(mào)易影響均不顯著，因此本文的研究結(jié)果在一定程度上對那些持有“匯率對進(jìn)出口影響不顯著” 的學(xué)者觀點進(jìn)行了一點佐證。本文對雙方貿(mào)易未來的發(fā)展提出了3 點建議。

1）繼續(xù)推進(jìn)中國-東盟合作機(jī)制的進(jìn)程，越南作為東盟最大的發(fā)展中國家為中國-東盟合作機(jī)制的發(fā)展提供了很大助力，同時中國-東盟合作體制的良好發(fā)展也為中國-越南的國際貿(mào)易奠定了良好的國際交往背景。

2）加大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)方面的投資，不僅能提高我國產(chǎn)品在國際市場上的競爭力，還可減少我國對其他國家高新技術(shù)產(chǎn)品的依賴性，將會對我國經(jīng)濟(jì)的長遠(yuǎn)發(fā)展提供助力。

3）積極使用外匯期貨、掉期等金融避險工具來積極規(guī)避由人民幣匯率變動帶來的風(fēng)險，以保證貿(mào)易健康平穩(wěn)發(fā)展。