我国货物贸易进、出口依存度与人民币实际有效汇率的实证研究

王素玉 富 晨（吉林财经大学，长春 130000）

我国货物贸易进、出口依存度与人民币实际有效汇率的实证研究

王素玉 富 晨
（吉林财经大学，长春 130000）

本研究通过考察1981～2013年我国货物贸易进出口的状况和人民币币值的变动情况，利用协整和误差修正模型对我国货物贸易的进、出口依存度与人民币实际有效汇率之间的关系进行了实证分析，结果发现我国货物贸易的进口依存度对出口依存度存在长期的正向影响的效应，对人民币实际有效汇率则存在长期的负向影响的效应，而人民币实际有效汇率只对我国货物贸易的出口依存度存在影响的效应，且这种效应为短期的正向效应。

出口依存度 进口依存度 人民币实际有效汇率 协整分析

1 我国货物贸易进、出口及人民币发展现状

1.1 我国货物贸易进、出口发展现状

（1）从改革开放之初1981年到市场经济体制改革之前的1991年，在此期间，我国的出口总值从1981年的220.1亿美元增长到1991年的719.1亿美元，11年间增长幅度接近3.3倍；而我国的进口总值从接近出口总值的220.2亿美元增长到637.9亿美元，增幅接近3倍，为此亦形成了约81.2亿美元的贸易顺差额。在这11年期间我国的出口总额占GDP的比例由1981年的7.489%升至1991年的16.939%，而同年间进口总额占GDP的比例则由7.492%升至15.041%。随着我国改革开放，国内的一些经济体制经过一系列的改革发展，各项的经济项目都取得了一定的快速发展，进而促成了我国的货物贸易的进、出口快速发展。

（2）从市场经济体制改革确立的1992年到我国加入世界贸易组织WTO之前的2000年，期间我国的出口总值从1992年849.4亿美元骤增到2000年的2492亿美元，增幅接近3倍，而与改革开放之初相比增幅达到10倍之多。同期间我国的进口总额从805.9亿美元增长到2000年的2250.9亿美元，依旧形成了贸易顺差且额度达到241.1亿美元，其与之前的10年顺差额相比增长了近3倍。伴随着我国市场经济体制的确立，国家的产业政策得到了一定程度的调整，各项政策性的法律法规得到了制定与完善，市场活力得以释放，由此更加速了我国的经济发展，并进而促进了货物贸易的进、出口增长。

（3）从2001年我国正式加入WTO至今，我国的货物贸易出口总额从2001年的2661亿美元增至2013年的22100.4亿美元，进口贸易总额从2435.5亿美元增至19502.9亿美元。随着我国对世界市场国门大开，外来投资增加，资本、技术、管理等诸多因素促使我国制造业的腾飞，因国内劳动力资源丰富且成本相对较低，使得产品成本下降，增加了国际市场竞争力，从而我国货物贸易的进、出口出现大幅增加。同时，我国经济发展秉承出口拉动内需的政策，也促成了出口在我国经济发展中的地位日益增强，对外贸的依赖程度与日俱增。根据国家商务部最新数据显示，截至2014年我国的货物贸易出口总额达到23427.5亿美元，进口总额达到19602.9亿美元，从而形成了2597.5亿美元的贸易顺差额，依旧保持了我国贸易顺差大国的地位。同时，我国已经超过美国并成为世界第一货物贸易大国，此外还是世界第一大出口国、全球第二大经济体，国家的经济实力和国际政治地位在世界举足轻重。

1.2 人民币发展现状

在我国经济飞速发展的情况下，进出口货物贸易日益在世界市场中扮演着重要的角色，而与此同时，作为我国主权货币的人民币所起到的作用亦不可小觑。对于衡量我国贸易商品的国际竞争力的一个重要经济指标——人民币实际有效汇率 （以2010年的100美元为基准），从改革开放之初1981年的239.41，到市场经济体制确立之后的1995年下降到了77.57，随后出现了小幅度的上升及下降，在我国加入WTO后的2001年达到95.4，之后亦小幅度上升，截至2013年为115.29，从而形成了近年来人民币实际有效汇率在稳步攀升，人民币对美元在贬值的发展趋势。

国际货币基金组织 （IMF）在2015年11月30日，宣布人民币在2016年10月1日加入特别提款权 （Special Drawing Right，SDR），权重是10.92%，而由其他4种的当期汇率所构成SDR的价值的货币分别是美元、欧元、日元、英镑，所占权重分别是41.73%、30.93%、8.33%、8.09%，从权重占比可以看出人民币排名第三。随着我国的经济地位和综合实力日益提升，在国家经济发展新常态以大国崛起为目标的情况下，人民币加入SDR对于人民币国际化将起到至关重要的作用，而随着人民币在国际市场流动的日益加强，人民币对于我国的货物贸易的进、出口也将具有至关重要的作用。

2 我国货物贸易进、出口依存度与人民币实际有效汇率之间的实证研究

徐涛 （2010）通过研究发现，人民币实际汇率失调对中国进出口外部依存度影响较大，同时波动程度相对较小。张志革 （2011）认为，发达国家的贸易依存度同经济规模相关性不大，发展中国家却很大。发展中国家贸易的作用主要是解决国内生产过剩问题，相对于进口来说出口更重要。苏振东，逯宇铎 （2010）研究认为，中国外贸政策的短期调整必然要考虑人民币升值这一重要因素。杨贵中，谭远发 （2010）认为，2008年金融危机爆发，国际市场需求下滑，贸易保护主义抬头，中国的出口贸易遭遇较大冲击。从短期来讲，由于出口贸易下降 ，中国的出口依存度将有所下降。从中长期来讲，通过促进产业升级，提高产品附加值，增强产品竞争力，中国出口贸易仍然有很大上升空间。诸学者通过对我国经济数据的实证研究，对我国货物贸易进、出口依存度及人民币实际有效汇率的相关性得出了各家观点，亦对我国的政策提出建议。本研究在对之前学者研究的基础上，通过补充最新的经济数据，利用EVIEWS6.0软件的操作分析进行了更全面的实证研究，并对新经济形势下的我国对外贸易和金融提出一些政策建议。

2.1 协整分析

2.1.1 变量和数据来源

变量的取得：出口依存度 （X/GDP）、进口依存度 （M/GDP）和人民币实际有效汇率REER。实证研究分析以1981～2013年之间的年度数据为样本区间，为消除可能存在的异方差，3个变量均取对数，记为x、m和r，即x=ln（X/GDP）、m =ln（M/GDP）、r=lnREER，三者的时间序列图如图1所示。其中，我国的国内生产总值GDP数据来自联合国统计署数据库，货物贸易出口总额X和进口总额M数据则来自我国海关总署数据库，三者均为名义值，且计量单位均为亿美元；此外，人民币实际有效汇率REER数据来自国际货币基金组织的IFS数据库。由于实证分析中用到的变量除了人民币实际有效汇率外，出口依存度和进口依存度两个变量均为比率，所以未对数据进行通过GDP平减指数剔除通货膨胀的价格因素的处理，这并不影响研究的具体分析。

2.1.2 单位跟检验

因大多数的经济时间序列都是非平稳的，为了保证协整关系检验的顺利进行，需要首先进行ADF单位跟检验。

图1 对人民币实际有效汇率、出口依存度、进口依存度取对数后的时间序列图

表1 ADF单位根检验

如表1所示，通过ADF单位跟检验后，结果显示：x和m两个变量皆为非平稳变量，均未通过ADF单位根检验。经过一阶差分，二者均在0.05显著水平下通过了ADF单位根检验，成为平稳序列。因此，本研究理论模型所涉及的所有变量均为一阶单整序列。

2.1.3 协整关系检验与误差修正模型

本研究中，3个变量的水平序列存在一阶单整的非平稳水平序列和一阶单整的平稳水平序列，由此看来，若存在某一线性组合是平稳的，则变量之间存在着长期均衡的协整关系。由于本研究中存在着多个变量，因此采用Johansen协整关系检验法进行协整关系检验。

（1）确定最优滞后区间

通过对3个变量x，m，r建立并估计最大滞后阶数为4的不包括任何附加项的无约束向量自回归 （VAR）模型，利用LR、FPE、AIC、SC和HQ这5种信息准则的综合判断，显示Johansen协整关系检验的最优滞后区间为1～3。

表2 无约束VAR 的最优滞后阶数的识别

续表

（2）确定最优检验形式

Johansen协整关系检验根据协整空间和数据空间中所包含的附加项不同假设，设定了5种不同检验形式的组合。表3显示了0.05水平下利用迹统计量和最大特征根所确定的协整关系的个数。由此可看出，无论在哪种检验形式假设下，可确认x，m，r这3个变量之间至少存在1种长期均衡的协整关系。

根据Granger定理，如果变量是协整的 ，其关系可以写成误差修正模型形式。介于此，本研究针对每一种检验形式建立了相应的最优滞后区间为1～3的误差修正 （VEC）模型，根据最小信息准则，利用赤池信息准则 （AIC）和Schwarz信息准则 （SC）的统计量的判断显示，Johansen协整关系的最优检验形式亦为 “数据空间和协整空间都同时包含截距项和确定的线性趋势项”。

表3 Johansen 协整关系检验结果汇总与最优误差修正模型形式识别

（3）误差修正模型与协整方程

在最优滞后阶数为3，Johansen协整关系的最优检验形式为 “数据空间和协整空间都同时包含截距项和确定的线性趋势项”的已知条件下，建立的最优误差修正 （VEC）模型的形式为：

其中误差修正项为êt=xt-α1mt+α2rt+α3T+C是以xt为因变量的协整方程xt=α1mt-α2rt-α3T+ C的残差项，反映了各变量之间长期均衡的协整关系，因此误差修正项êt-1一定是平稳的。此外，α1、α2、α3为协整方程的带估计参数。由于模型所使用的所有变量的对数一阶差分序列及其滞后项均为平稳，因此VEC模型完全由平稳变量构成，不存在伪回归问题。

本研究中，反映长期均衡协整关系的协整方程为：

其中，［］内为参数的t统计量。此外，变换协整方程的因变量，可以得到另外2个等价的协整方程，如下：

从3个方程可以看出，所有参数的t统计量的绝对值都很大，这足以在0.05水平下通过显著性检验。从相关性来看，出口依存度与进口依存度负相关，与人民币实际有效汇率正相关；进口依存度与出口依存度和人民币实际有效汇率都负相关；人民币实际有效汇率与出口依存度正相关，与进口依存度负相关。不过相关关系不等同于因果关系，只有在VEC模型的基础上进行Granger因果关系检验，才能明确变量间是否具有短期和长期的Granger因果关系及这种短期效应和长期效应的正负。为此，接下来我们将对本研究中的变量进行Granger因果关系检验。

2.2 Granger因果关系检验

通过建立误差修正 （VEC）模型，并利用Wald联合显著检验法对误差修正 （VEC）模型估计的结果施加恰当的Wald约束条件，进而实现短期和长期Granger因果关系检验。

2.2.1 短期Granger因果关系检验

建立最优滞后区间为3并且数据空间和协整空间都同时包含截距项和确定的线性趋势项的最优误差修正 （VEC）模型。在此基础上，利用Wald联合显著检验法，对误差修正模型的估计结果施加该Wald约束条件，若在Wald联合显著检验的结果中 ，自由度为3的χ2统计量在0.05水平下拒绝原假设，则可判定两个变量间存在短期Granger因果关系。反之，不存在。此外，当两个变量在0.05水平下显著通过检验，存在Granger因果关系时，需通过相应一阶差分自变量的3期滞后项的系数之和的正负，来判断两个变量间短期Granger因果关系的效应即短期效应的正负。

表4提供了基于最优误差修正 （VEC）模型的短期Granger因果关系检验的结果，显示Δrt是Δxt的短期Granger原因，且短期效应为正。从中可以得出结论：人民币实际有效汇率对我国货物贸易出口依存度具有显著的短期正效应。

表4 短期Granger 因果关系检验

2.2.2 长期Granger因果关系

长期Granger因果检验同短期Granger因果关系检验类似，在建立最优误差修正 （VEC）模型的基础上，需利用Wald联合显著检验法，对误差修正模型的估计结果施加该Wald约束条件，若在Wald联合显著检验的结果中，F统计量在0.05水平下拒绝原假设，则可判定两个变量间存在长期Granger因果关系。反之，不存在。

此外，当两个变量在0.05水平下显著通过检验，存在长期Granger因果关系时，需通过基于VEC模型的广义脉冲响应函数的收敛值的正负，来判断两个变量间长期Granger因果关系的效应即长期效应的正负。

表5 长期Granger 因果关系检验

表5提供了基于最优误差修正 （VEC）模型的长期Granger因果关系检验的结果，从中可以得出结论：

（1）以Δxt和Δmt为因变量的VECM中êt-1的参数在0.1水平下通过Wald检验，而以Δrt为因变量的VECM中êt-1的参数未在0.1水平下通过Wald检验。因此，Δxt和Δmt之间长期均衡的协整关系是上述每一个变量的长期Granger原因。

（2）Δmt是Δxt的长期Granger原因，且长期效应为正，这与短期Granger因果关系检验的结果不一致。中国贸易进口依存度对中国贸易出口依存度具有显著的长期正效应 ，这说明从长期看，随着中国的贸易进口依存度增加，中国的贸易出口依存度也会随之增加。即随着我国对外开放程度的加大，我国对外贸易的依赖程度会进一步加深。在很大程度上，对这种现象的解释是由于我国在全球经济体中处于经济发展大国的地位，国内制造业雄厚，对制造业所需的诸多资源包括原材料、中间品、机器设备等需要大量的进口，从而使得我国国内相当部分的制成品在国内完成生产后又要出口到国外，这就同时又加大了我国的贸易出口。

（3）Δmt是 Δrt的长期Granger原因，且长期效应为负，即中国贸易进口依存度对人民币实际有效汇率具有显著的长期负效应。说明从长期看，随着中国对外贸易开放程度的加大，进口不断增加，人民币会出现升值的迹象。对这种现象的解释是 ，随着我国贸易进口的加大，国内产品数量将会增加，根据国际经济学的观点，国内产品的价格会被拉低，这样逐渐地国内产品在国际市场上将会形成一定的竞争力，进而促进出口产品的增加，人民币升值。

3 结果分析

通过对1981～2013年我国货物贸易进、出口依存度和人民币实际有效汇率之间相关关系的实证研究，最终结论可从短期和长期两方面进行阐述。

短期来看，随着人民币实际有效汇率的提高，人民币相应的将会出现贬值，这样在短期内，将会刺激我国货物贸易的出口，增加出口量，从而形成国内经济对出口依赖程度的提升。改革开放之后，随着我国国内经济发展程度日益加深，开放程度不断加大，到我国加入WTO至今，中国制造在世界市场上已经是个代名词。伴随着大量的外资进驻国内，利用我国的劳动力、自然资源、国家优惠政策等诸多资源，我国俨然发展成了世界市场的代工厂。而当人民币币值发生波动之时，短期内世界市场的嗅觉对我国国内商品的出口将会变得十分敏感。

长期来看，伴随着进口依存度的提高，出口依存度也会相应的提高，这样一来，我国的对外贸易依赖程度会进一步加深。而这种对外贸易依赖程度的加深，放眼长期，将会对已成为一揽子货币的人民币产生重要影响，并且会对自身外贸依赖度形成进一步的加深。而对于经济转轨期的我国来说，长久以来出口对于拉动我国GDP起着至关重要的作用。目前随着世界政治多极化和经济全球一体化，全球市场的技术、管理、人才等诸方面在加速发展。我国经济进入新常态发展之背景下，放眼未来，若我国依然过度依赖外贸来拉动经济发展，那么在未来市场上所占据的可能仅是 “GDP绝对值”领先地位。因为作为世界制造业大国，我国国内的生产水平相当大程度上是处于产业链低端，在所创造的价值中所分得的利润也仅是 “凤毛麟角”，这样对于全球第二大经济体的我国来说，提高自主创新能力、自主研发能力，加大高精尖人才的培养将决定我国未来的制造业水平和高端制造业形成的可能性，将决定着我国未来经济发展的硬实力和所创造价值的技术含量。而在这基础上所形成的外贸依赖度的提升，在国际市场上才会产生真正的核心竞争力。

此外，伴随着后金融危机时代世界各国经济出现的回暖，我国在人民币加入SDR后，更应加大对资本市场的开放程度，提高金融市场的透明度，加强和完善我国的金融法律监管制度，释放市场的活力 ，从而在经济发展新常态和 “一带一路”之下，吸引外资，加大进出口发展，促进与世界各国的贸易金融往来，巩固和加强我国在世界经济体中的地位。

［1］高铁梅.计量经济分析方法与建模 ：EViews应用及实例［M］.北京 ：清华大学出版社 ，2009.5

［2］洪宇.日元实际有效汇率、净出口比率与贸易条件——基于内生经济增长模型的时间序列分析 ［J］.现代日本经济 ，2010，（6）：6～18

［3］洪宇，单世超.日本的能源风险、技术应用与技术进步机制［J］.现代日本经济，2011，（6）

［4］黄锦明.人民币实际有效汇率变动对中国进出口贸易的影响——基于1995～2009年季度数据的实证研究 ［J］.国际贸易问题 ，2010，（9）：117～122

［5］张晓峒.Eviews使用指南与案例 ［M］.北京：机械工业出版社，2007.2

［6］徐涛.人民币实际汇率与均衡汇率缺口的实证研究——基于对中国进出口外部依存度影响的分析 ［J］.经济研究导刊，2010，（32）：112～114

［7］张智革，吴薇.中国对外贸易依存度的动态分析 ［J］.国际贸易 ，2011，27（10）：19～26

［8］苏振东 ，逯宇铎.人民币实际汇率与中国进出口贸易结构变迁 （1997～2007年）——基于多种模型的动态分析》［J］.数量经济技术经济研究 ，2010，（5）：3～19

［9］杨贵中 ，谭远发.中国外贸依存度的测度及与经济大国的比较 ［J］.河北经贸大学学报，2010，（4）：23～28

［10］陈恩，曾纪斌.我国对外直接投资 （OFDI）的出口效应研究——基于随机前沿引力模型分析 ［J］.工业技术经济 ，2014，（7）：94～100

［11］邢学杰.我国服务贸易出口与经济增长的实证研究——基于1982～2012年我国服务贸易出口数据 ［J］.技术经济与管理研究 ，2015，（9）：28～32

［12］何建奎，马红.人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易影响的实证研究——基于1995～2011年数据 ［J］.当代经济科学，2012，（2）：43～47

The Empirical Study on Import Dependence and Export Dependence of Trade in Goods in China and RMB Real Effective Exchange Rate

Wang Suyu Fu Chen
（Jilin University of Finance and Economics，Changchun 130000，China）

This study carries the empirical analysis on import dependence and export dependence of trade in goods in China and RMB real effective exchange rate using cointegration and error correction model，though investigating the situation about the import and export of trade in goods in China from 1981 to 2014 together with the change of RMB value.We find that RMB real effective exchange rate has the effect of short-term positive impact on the export dependence of trade in goods in China.The export dependence of trade in goods in China has the effect of short-term negative impact on RMB real effective exchange rate，while the import dependence of trade in goods in China has the effect of short-term positive impact on RMB real effective exchange rate.In addition，the export dependence of trade in goods in China has the effect of long-term positive impact on RMB real effective exchange rate，while the import dependence of trade in goods in China has the effect of long-term negative impact on RMB real effective exchange rate.

export dependence；import dependence；RMB real effective exchange rate；cointegration analysis

（责任编辑：王 平）

10.3969/j.issn.1004-910X.2016.08.017

F224；F124

A

2016—03—15

王素玉 ，吉林财经大学国际经济贸易学院副教授 ，博士。研究方向 ：法和经济学。富晨 ，吉林财经大学国际经济贸易学院硕士研究生。研究方向 ：国际商务管理。