Ｎｏ．７ｘ ２０１５ 《合作经济与科技》 市场／贸易 人民币汇率波动与我国出口相关性计量分析 口文／侍术凯王伟蘅刘子晨孙松 （吉林财经大学 吉林・长春） 一、弓Ｉ言 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 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 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 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 变量 ＡＤＦ值 ｌＯ％临界值 ５％临界值 １％临界值 是否平稳 Ｘ Ｙ ０．１４３０５ —２．６０ｌ３ －２．３５７４７ －２．６０ｏ５ —２．９２７１ －２．９２５６ —３．５８１４ —３．５７７８ 否 否 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（０Ｌｓ）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 ＤＸ 一３．３７７８２ —２．６ｏ１３ ＤＹ ７．７７８２３ —２．６Ｏｏ５ －２．９２７ｌ —２．９２５６ 一３．５８１４ —３．５７７８ 是 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 （二）分析过程 适时调整。从国际经验来看，不同类型的知识密集型服务企业 在国际化扩张中所采取的企业组织形式是不同的，在广告和计 现由ＯＥＭ（贴牌生产）一０ＤＭ（原始设计制造商）一ＯＢＭ（白有 品牌制造商）的转型。因此，吉林省应积极地支持及鼓励有 潜力的企 走出去”，扶持拥有自主知识产权和自主品牌的服 务产品出口。省内各地市应积极邀请海外知名品牌企业前 算机服务领域，企业较多地选择全资子公司的策略，从而将服 务活动内部化于企业之中，以增强对海外市场和子公司的控制 力；而对于会计等专业性服务业则更倾向于选择将股权分散化 处理，只将部分核心业务高度集中，通过建立国际合作网络来 提升共同利益。并且加强对核心资产的控制。所以，吉林省的知 识密集型服务企业的国际化扩张要分部门选择最合适的企业 组织形式。 来考察，签订合作协议及搭建互通平台：有计划地安排省内企 业赴境外参加有影响力的展会。另外，还要通过建立国际服务 外包集聚区来实现资源、要素共享，建设知识密集型服务网络， 发挥品牌影响，扩大海外市场知名度和市场占有率。 六、加速形成与海外资本的联盟 对于吉林省的知识密集型服务企业来说，要在全球竞争中 获得可持续发展，就必须要以全球化作为战略目标，这就需要 建立广大的国际渠道和网络，持续扩大其组织机构的地域覆盖 范围，其主要手段包括并购、海外战略联盟等，这样也会有 主要参考文献： ［１】杜柏权．吉林省承接国际服务业转移战略研究［Ｊ］．长春工 业大学学报（社会科学版），２０１４．５． 【２］高秀春，王晓秒，王丽霞．全球分工下知识密集型服务业转 型升级研究【Ｊ】．商业时代，２Ｏ１ ３．３２． 助于阻止国际范围内的潜在竞争者的进入。与海外资本组成联 盟的优势在于：第一，迅速建立起全球服务网络：第二，扩大客 户群体并掌握东道国市场信息：第三，免去了前期投入费用：第 四，降低新机构建立的困难。 ［３】董蕾．提升吉林省知识密集型服务业创新驱动力的财税政 策研究【Ｊ］．地方财政研究，２０１ ３．１２． 【４】徐琳．知识密集型服务业的国际化及其在长三角的发展 七、建设知识密集型服务业品牌 在制造业企业中，通过引进国外先进经验与技术，可以实 ［Ｊ】．南通大学学报（社会科学版），２００８．３． 【５］郑吉昌．中国服务业国际化：全球背景与路径选择【Ｊ】．当代 财经，２００３．４． 一１３７— 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１：３ 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１：３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： Ｙ＝Ｉ３Ｉ＋１３２＋１￣ 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ｅ。 也将是非平稳的。换句话说，对残差序列ｅ 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ｌ％的显著性水平下，ｔ检验统计量值 为－３．８２６９１２，小于相应临界值一３．５７４５，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 运用最小二乘法对模型进行参数估计，结果如下： Ｙ。＝７５９１．６２４０—９４６．０６８９Ｘ 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： Ｙ ＝７５９１．６２４０—９４６．０６８９Ｘ 由此得到，残差序列ｅｔ＝Ｙｔ－（７５９１．６２４—９４６．０６８９Ｘ，）。 第二步，检验ｅ 的平稳性。若ｅ 为平稳的，则ｘ与Ｙ是协 一１３８一 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０．０ｌ，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 ｅ 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ｅ 作为解释变量，最终 得到误差修正模型结果如下： ＡＹ＝一５．１ １３９—１８１０．１３６０ＡＸ一０．５１８６ｅ ｌ 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ｅ 的系数一０．５１８６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Ｎ＃Ｉ－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。 主要参考文献： ［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．
