人民币汇率波动与我国出口相关性计量分析

□文/侍术凯 王伟蘅 刘子晨 孙 松

（吉林财经大学 吉林·长春）

一、引言

2008年金融风暴席卷全球，对许多国家经济的发展造成重创，危及全球经济的健康发展。而我国的经济发展在政府与市场的双重引导下，却仍然保持着高速的增长，与西方发达国家形成鲜明对比。在此背景下，国际上许多热钱纷纷涌入国内市场，成为人民币汇率升值的一个重要因素。汇率是指用一国货币表示另一国货币的价格，是国际进出口贸易中重要的调节杠杆。它的波动会影响到一国经济发展的诸多方面，它的高低也直接关系着一国商品在国际市场上的价格、成本及在国际上的竞争力的高低。显而易见，人民币汇率波动，也会对我国的出口贸易带来一定的影响。本文在金融危机后人民币汇率升值的背景下，通过建立我国出口货物金额与人民币实际有效汇率的线性模型，采用2009～2012年的月度数据运用平稳性检验、协整检验、最小二乘回归（OLS）等方法实证研究人民币汇率变动对我国出口贸易的影响。

二、实证分析

单从宏观数据看，人民币汇率与我国出口贸易总额之间是同向变动的，人民币汇率升值，不仅没有导致我国出口贸易总额减少，反而使我国出口贸易总额大幅增加，与现有相关理论相悖。那么，人民币汇率波动与我国出口之间究竟是什么样一种关系，我们需要用实证进行分析。

（一）变量选取。本文选择我国出口货物金额作为因变量Y，人民币实际有效汇率作为自变量X（数据见表1）。有效汇率主要分为名义有效汇率和实际有效汇率，名义有效汇率是一国货币与其贸易伙伴国货币双边名义汇率的加权平均数，没有剔除通货膨胀的影响，而实际有效汇率不仅考虑了一国货币与其贸易伙伴国双边名义汇率的相对变动，更重要的是，它还剔除了通货膨胀对各国货币购买力的影响，能够更准确反映本国货币的对外价值和相对购买力。（表1）

表1 单位根检验

（二）分析过程

1、模型建立。研究汇率波动性对国际贸易影响的实证方法主要分为两大类。一类是使用时间序列数据，将一国的总出口量对加权的汇率波动程度及其他变量进行回归；另一类是使用双边贸易的横截面数据或面板数据，构造一个贸易引力模型，该模型以其复杂的表现形式和良好的实证检验效果在国际贸易的计量研究领域占据着核心地位。

本文选用的是第一种方法，以我国货物出口金额作为因变量，人民币实际有效汇率作为自变量，线性回归模型如下：

运用最小二乘法对模型进行参数估计，结果如下：

由此可知，模型可决系数为0.7238，表明模型对样本数据拟合较好，即解释变量“人民币实际有效汇率”对被解释变量“货物出口金额”的绝大部分差异做出了解释，且参数的t统计量值通过检验，表明人民币实际有效汇率的变动对我国货物出口金额有显著影响。

由于时间序列数据一般都是非平稳的，对非平稳数据进行回归，可能导致伪回归问题，最终导致结论出错，所以还需要对变量进行平稳性检验。

2、平稳性检验。所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征不随时间的变化而变化。

经典的计量经济模型是建立在一定的假定基础上的，例如随机误差项零均值和相同方差，随机误差项在不同样本点之间是独立的，不存在序列相关，随机误差项与解释变量之间不相关，随机误差项服从0均值、同方差的正态分布。但在我们的实际社会经济现象中，如果它们往往是序列相关的，变量往往不满足上述的条件，特别是对于时间序列数据。

由于时间序列数据通常存在非平稳性，即存在单位根，造成变量之间的伪相关，所以需要对数据进行平稳性检验。本文主要运用ADF单位根检验法，结果如表1所示。

从检验结果看，在1%、5%、10%三个显著性水平下，单位根检验的临界值都小于t检验统计量值，这表明，人民币实际有效汇率与出口货物金额序列都存在单位根，是非平稳序列。其一阶差分的t检验统计量值分别小于5%显著性水平下的临界值，表明在95%的置信度水平下，人民币实际有效汇率X与货物出口金额Y的一阶差分序列不存在单位根，是平稳序列，即X~I（1），Y~I（1）。

3、协整检验。协整关系存在的条件是：只有当两个变量的时间序列｛X｝和｛Y｝是同阶单整序列即I（d）时，才可能存在协整关系（这一点对多变量协整并不适用）。在本例中，人民币实际有效汇率X与货物出口金额Y的一阶差分序列都是一阶单整的，符合协整关系存在的条件，可以运用协整检验，本文采用回归残差单位根检验法。该法首先是建立两变量的线性回归方程，然后再检验方程残差的单整性，故又称E-G两步法。

第一步，先运用最小二乘法对变量进行回归分析，参数估计结果如下：

由此得到，残差序列et=Yt-（7591.624-946.0689Xt）。

第二步，检验et的平稳性。若et为平稳的，则X与Y是协整的，反之，则两者之间不是协整的。若X与Y不是协整的，则它们的任意一个线性组合都将是非平稳的，因此，残差序列et也将是非平稳的。换句话说，对残差序列et的平稳性检验，也就是对X与Y之间是否存在协整关系的检验。

由检验结果可知，在1%的显著性水平下，t检验统计量值为-3.826912，小于相应临界值-3.5745，充分表明残差序列是平稳序列，不存在单位根，说明货物出口金额与人民币实际有效汇率之间存在协整关系，表明二者之间存在着长期均衡关系。

由于货物出口金额与人民币实际有效汇率之间存在长期稳定的均衡关系，说明不存在伪回归问题，即回归分析有效。由之前的回归分析结果可知，人民币实际有效汇率每变动0.01，我国货物出口金额将反向变动9.46亿美元，即人民币实际有效汇率每上升0.01，将导致我国货物出口金额减少9.46亿美元，人民币实际有效汇率每下降0.01，将导致我国货物出口金额增加9.46亿美元。

4、误差修正模型。人民币实际有效汇率与出口货物金额之间存在协整，表明两者之间有长期均衡关系。但从短期来看，有可能会出现失衡，为了增加模型精度，把协整回归中的残差项et作为均衡误差，建立误差修正模型。

以dY作为被解释变量，以dX和et-1作为解释变量，最终得到误差修正模型结果如下：

上述结果表明，出口货物金额的变化不仅取决于人民币实际有效汇率的变化，还取决于上一期人民币实际有效汇率对均衡水平的偏离，误差项et-1的系数-0.5186体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制。

三、结论及建议

（一）结论。通过对2009～2012年的月度数据实证分析可以得知，人民币实际有效汇率与我国货物出口金额金额之间确实存在着长期稳定的均衡关系，人民币实际有效汇率与我国货物出口金额之间存在反向变动的关系，人民币实际有效汇率每变动0.01，我国货物出口金额将反向变动9.46亿美元，这表明，人民币升值将导致我国出口减少，人民币贬值将导致我国出口增加。实证分析的结果在一定程度上支持着传统理论，即人民币升值，将导致我国出口竞争力下降，出口减少；人民币贬值，将使得我国出口竞争力提高，出口增加。

（二）建议。人民币升值对我国的影响是有利有弊的，所以我们要采取必要的措施充分发挥人民币有利的一方面，趋利避害。采取适当措施，缓解人民币汇率升值的压力。例如，我国可以通过调整对外贸易的地理结构来减轻对美国市场的依赖程度；可以采取适当措施控制外汇储备的增长速度，调整我国的外汇储备币种结构和总量规模来减轻其迅速增长带来的压力。通过这些措施，可以在一定程度上缓解人民币升值的压力，为渐进式调整人民币汇率水平打下坚实的基础。

[1] 强永昌等.有关人民币汇率问题的对外贸易分析[J].世界经济研究，2004.8.

[2] 卢向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994-2003[J].经济研究，2005.5.