对于对外贸易、人民币实际汇率与经济增长之间的关系
问题一直是金融研究领域的热点。随着金融贸易在国际贸易
中地位的日益提升,完整地描述三者间的关系显得尤为迫切。
本文从实证研究角度,采用向量自回归模型和 Granger因果
检验讨论人民币的实际汇率波动、贸易收支和经济增长三者
之间不同的作用机制和双向的因果关系。
一、实证分析方法与数据
本文分析的是贸易收支、经济增长和实际汇率波动这三
个变量间的动态关系,故使用含有三个变量滞后 K期的
VAR模型。其表达式如下:
Yt=u+∏1Yt-1+∏2Yt-2+⋯+∏kYt-k+ut,ut~∏D,(0,!)
其中:Yt=(y1,ty2,ty3,t)',u=(u1u2u3)',Yt为 3×1阶
内生当期变量列向量,u为3×1阶常数项列向量。∏1,⋯,∏k
均为 3×3阶参数矩阵,ut~∏D(0,!)是 3×1阶随机误差列向
量。为确保模型的稳定性,其特征根都要小于1。对于k>1的
k阶VAR模型可以通过友矩阵变换,改写成 1阶分块矩阵的
VAR模型形式。
根据 Johansen于 1985年提出的估计方法,如果 VAR模
型的内生变量都含有单位根,当这些变量存在协整关系时上
述系统可以改写为向量误差修正模型(VEC):
△Yt=∏Yt-1+"1#Yt-1+"2#Yt-2+⋯+"k-1#Yt-(k-1)+ut
其中:∏=#$'称为压缩矩阵(影响矩阵),#和 $(#,$%RN×
r)分别为有r个协整向量的调整系数矩阵和协整矩阵。
本文中,将实证模型的内生变量序列定义为:
Yt=(TO,GDP,ER)'
其中:TO为对外贸易进出口总额;GDP为以 1978年为
基期的平减调整后的经济增长;ER为反映一国国际竞争力
状况的实际汇率。本文以 1982~1984年为基期,以美元的实
际汇率反映人民币的实际汇率水平,其计算公式为:
ER=名义汇率×(美国消费价格指数/中国消费价格指数)
本文分析所采用的样本为 1997年 1季度至 2006年 4季
度的数据。中国部分的数据来源于包括各年的《中国统计年
鉴》和国研网数据统计中心,美国部分的数据来源于美国《统
计月报》和各期《国际金融统计》。由于对数据取自然对数能
保持其协整关系并能消除时间序列异方差现象,所以对 GDP
和TO分别取自然对数。为消除季节性因素对模型的影响,用
Xll-Additive法对样本数据进行季节调整。
二、实证检验及结果分析
1.变量的平稳性检验。由于经济变量往往不是平稳的时
间序列,为防止产生“回归谬误”问题,首先对各变量的平稳性
进行检验。在软件环境下利用ADF法,采用有截
距项和时间趋势项的检验形式进行检验,根据 AIC信息准
则,结果如表1所示。可知所有变量都是一阶差分后的平稳序
列,即这些变量是一阶单整过程I(l)。
2.变量协整关系检验。使用Johansen等(1995)提出的多
变量系统极大似然估计法对变量进行协整检验。首先,根据
AIC、SC信息准则和 LR统计量,确定 VAR模型的最大滞后
期值,K=S。然后采用协整空间中有常数项和有线性趋势项,
数据空间中有线性趋势项的模型为最合适的协整检验模型。
使用怀特检验和序列相关 检验对该模型进行检验,均能
通过检验。最后得到多变量系统极大似然估计法对变量的协
整检验结果如表 2所示。显示变量之间只有一个协整关系。
3.向量误差修正模型。根据三者之间存在的一个协整关
系,建立包含一个协整方程的向量误差修正(VEC)模型。模型
是否平衡
否
是
否
是
否
是
变 量
LGDP
△(LGDP)
LTO
△(LTO)
ER
△(ER)
表1 时间序列LGDP、LTO、ER的单位根检验
ADF值
10%临界值
5%临界值
1%临界值
说明:△表示一阶差分。
□·32·财会月刊(理论)
论我国对外贸易、经济增长
与人民币实际汇率间的动态均衡关系
曾国平(教授) 张清翠
(重庆大学贸易与行政学院 重庆 400030)
【摘要】本文对我国人民币实际汇率、进出口贸易和经济增长三者之间的关系进行了实证分析。实证结果显示,长期内
三者之间存在稳定的均衡关系;短期内实际汇率对进出口贸易有单向的促进作用,但是与经济增长的因果关系不明显,而
经济增长与进出口贸易之间具有显著的双向因果关系。
【关键词】对外贸易 VAR模型 汇率
备择假设H1
r≥1
r≥2
r=3
特征值
表2 Johansen协整检验
trace统计量
**
5%临界值
原假设H0
r=0
r≤1
r≤2
注:**表示在5%的显著水平上拒绝原假设。
结构选择与Johansen协整检验结构保持一致。标准化的协整
系数如表3所示,因此估计出的三变量协整(长期)关系式为:
ERt-1=+-1
从上式中可以看出,长期内国内生产总值和贸易总额都
是人民币实际汇率的重要影响因素。国内生产总值与实际汇
率成正向关系,与理论预期一致。国内生产总值每增加一个百
分点会引起实际汇率升值 %。贸易总额与实际汇率成反
向关系,贸易总量的增大尤其是贸易顺差是人民币升值的主
要动力,对外贸易增加的重要原因是人民币实际汇率偏低。这
也为我国在 1994年以前采取的以货币贬值促进出口的对外
贸易政策提供了理论依据。
4.变量Granger因果关系检验。Granger因果检验是用来
检验一个变量的滞后值是否可以提高对另一个变量的分布解
释力度的方法。在 VAR模型中双变量回归方程如下:
yt=!0+!1yt-1+⋯+!kyt-k+"1xt-1+⋯+"kxt-k+ut
xt=!0+!1xt-1+⋯+!kyt-k+"1yt-1+⋯+"kxt-k+ut
xt对yt不存在Granger因果性的零假设是H0:"1="2=⋯
="k=0,若接受原假设 H0,则短期内 xt不是 yt的 Granger原
因;若拒绝原假设,则xt是yt的Granger原因。上述检验可用
F统计量完成:
F=
其中:SSEr表示施加约束(零假设成立)后的残差平方
和;SSEu表示不施加约束条件下的残差平方和;k表示最大滞
后期;N表示 VAR模型中所含当期变量的个数;T表示样本
容量。在零假设成立的条件下,F统计量近似服从 F(k,T-
kN)分布。
从表4可知,当滞后期数为2和3时,人民币实际汇率是
我国贸易量变化的Granger原因,但反向并不明显。即在短期
内,大约在95%的概率下人民币汇率变动引起了我国的贸易
量的变动。这与许多学者的研究结论一致:人民币实际贬值的
确能通过促进进口和抑制出口来改善我国贸易收支情况,但
由于短期内国际直接投资的不断涌入,出口需求较大,而我国
自身进出口的需求调整较慢,汇率的贬值发挥作用有一定的
时滞。因此,适度的升值在短期不会使进出口受到剧烈波动,
并且能使我国产品的国际竞争能力逐渐增强。
从表 5可知,当滞后期为 1~3时,国民生产总值都不是
实际汇率变动的 Granger原因,实际汇率也不是国内生产总
值变动的 Granger原因,这可能跟我国实行的汇率制度有关:
自 1994年 1月 1日起,虽然实行以市场需求为基础的、单一
的、有管理的人民币官方汇率制度,1996年 12月 1日,又实
现人民币经常项目完全可兑换,但是直到现在对人民币经常
项目可兑换、对资本项目和外汇都实行了严格的管理体制,再
加上发生作用的时滞和人民币本身波动幅度较小,使汇率变
动对经济增长的短期效应并不显著。根据 Balassa-Samuelson
假设,高经济增长速度会导致实际汇率的升值,这一假设为过
去30年日本、我国台湾和新加坡的事实所证实。
从表6可知,当滞后期为1和2时,进出口贸易是国民生
产总值的单向 Granger原因,可知短期内进出口贸易对我国
经济增长有显著的拉动作用,是出口导向政策的理论依据。当
滞后期为 3时,进出口贸易与国内生产总值是双向 Granger
原因,即在新阶段由于资本和技术有了一定的积累后出口产
品在国际市场上更具有竞争力,同时也拉动了国内消费和投
资,进出口贸易也随之活跃。在这个阶段我们不应再单独依靠
价格竞争手段,而应更加注重产业结构的调整和产品结构的
升级,才能让国民经济持续、快速发展。
6.脉冲响应函数分析。脉冲响应函数描述一个内生变量
对误差冲击的反应。它描述的是在随机误差项上施加一个标
财会月刊(理论)·33·□
ER
表3 标准化的协整系数
LGDP
()
LTO
()
C
(SSEr-SSEu)/k
SSEr/(T-kN)
F统计量
零 假 设
ER不是LTO变化的原因
LTO不是ER变化的原因
ER不是LTO变化的原因
LTO不是ER变化的原因
ER不是LTO变化的原因
LTO不是ER变化的原因
表4 ER和LTO的Granger检验
结论
接受
接受
拒绝
接受
拒绝
接受
P值
1
滞后阶数
2
3
零 假 设
LGDP不是ER变化的原因
ER不是LGDP变化的原因
LGDP不是ER变化的原因
ER不是LGDP变化的原因
LGDP不是ER变化的原因
ER不是LGDP变化的原因
表5 LGDP和ER的Granger检验
滞后阶数 F统计量
结论
接受
接受
接受
接受
接受
接受
P值
1
2
3
零 假 设
LGDP不是LTO变化的原因
LTO不是LGDP变化的原因
LGDP不是LTO变化的原因
LTO不是LGDP变化的原因
LGDP不是LTO变化的原因
LTO不是LGDP变化的原因
表6 LGDP和LTO的Granger检验
滞后阶数 F统计量
结论
接受
拒绝
接受
拒绝
拒绝
拒绝
P值
1
2
3
准差大小的新息冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来
的影响。本文采用由 Shin等提出的一般脉冲响应方法来进行
响应分析。为直观地刻画变量间的相互影响,以下列出了
ER、对外贸易和国内生产总值对其他两个变量的脉冲响应
图:
由图 1、图 2可以看出,开始阶段,人民币实际汇率受到
经济增长和对外贸易的冲击反应强烈,汇率的变动不仅受到
国内因素的影响,还受到外部因素的制约,随着预测区间的推
移反应逐渐变小直至最后趋于平稳。图中对外贸易受到的冲
击作用会随着预测区间的推移逐渐增大,表明经济增长会一
直促进对外贸易的增长,而实际汇率的变动大约在第1个预
测期间不会恶化我国对外贸易,但在第2个预测期间内恶化
作用就会显现,为防止贸易收支的继续恶化,国内的生产商和
出口商就会采取相应的产品结构和出口策略调整,因此在随
后的预测期间内又会看到贸易状况的改善。图 3中我国的对
外贸易量会随着经济的增长和综合国力的增强呈上升趋势,
这也符合实际状况;而在开始的两个预测区间内对外贸易对
人民币实际汇率的冲击产生较大的反应,随后在同水平下趋
于平稳。
三、结论
本文通过运用向量自回归模型和 Granger因果检验,分
析了对外贸易、经济增长、人民币实际汇率相互之间的动态关
系,并得出以下结论:
1.我国对外贸易、经济增长与人民币实际汇率虽然各自
都不平稳,但长期内三者之间存在稳定的均衡关系。向量误差
修正模型显示:对外贸易对实际汇率影响较为显著,表明中国
进出口贸易与实际汇率关系较为密切,随着进出口贸易增加,
特别是贸易顺差的增加,人民币升值的压力进一步加大。
Granger因果关系检验表明:实际汇率变动是进出口贸易变动
的原因,而进出口贸易却不是实际汇率变动的原因,因此短期
内通过实际汇率贬值可以增加进口减少出口,从而改善我国
的对外贸易状况。同时,由于存在一定的时滞,名义汇率的小
幅升值也不会很快恶化我国的对外贸易收支,反而有利于提
高我国出口产品的竞争力。
2.人民币实际有效汇率受经济增长的长期影响也是显
著的,但短期内并不明显。协整关系显示:人民币实际有效汇
率与经济增长的长期协整系数为正,即经济增长对人民币汇
率有一定的正向促进作用。换言之,随着我国经济实力的不断
增强,人民币有一定的升值压力,这与著名的 Balassa-
Samuelson假设相一致。Granger因果关系检验表明:短期内实
际汇率与经济增长之间并不存在因果关系,反映了经济增长
与实际汇率之间的影响渠道并不畅通,因此当前中央银行推
行的有管理的浮动汇率制度还需要进一步改革和完善,才能
使人民币汇率的波动有利于我国经济增长。
3.经济增长与对外贸易增长之间相互促进。长期的协整
关系显示:经济增长与对外贸易收支之间存在较为显著的正
向关系,随着我国综合国力的增强和贸易条件的改善,我国的
对外贸易会有更好的发展。Granger因果关系检验表明,短期
内对外贸易的增加有利于拉动国内经济增长,体现了我国贸
易政策的出口导向特征,而经济持续快速的增长也有利于我
国对外贸易的发展。
我国的经济增长已步入了一个全新的阶段,需要根据国
内外形式对对外贸易和汇率政策进行相应的调整。在对外贸
易方面,我们应该减弱对外贸易对本币低估和低价销售两种
纯价格竞争的依赖,增强自我创新能力,提高产品的科技含
量,以提高我国出口商品的竞争力和减小对外资的依存度;在
汇率政策方面,采取实际汇率调整与名义汇率调整相结合的
方式。通过进一步扩大人民币兑美元汇率波动区间,实现名义
汇率调整,使投机的动力减少,减小人民币升值的压力,通过
外贸、外资、投资、产业等宏观政策的调整促进实际汇率的变
动,实现汇率均衡。
主要参考文献
1.张斌.人民币真实汇率:概念、测量与解析.经济学季刊,
2005;3
2.邱冬阳.人民币购买力平价———1997~2005年数据的
协整分析.经济研究,2006;5
□·34·财会月刊(理论)
