李潔羽

摘要：長期以來，我國國際收支存在嚴重的“雙順差”問題，這在一定程度上迫使人民幣升值壓力較大。為研究人民幣升值能否有效減少國際收支失衡，本文對2005年7月——2014年6月的人民幣實際匯率與國際收支狀況進行實證分析，采用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗方法，建立VAR模型，同時分析脈沖響應(yīng)函數(shù)。結(jié)果顯示匯率變動對我國的貿(mào)易進出口額無顯著影響，但與外商直接投資有長期均衡關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系，在實證結(jié)果的基礎(chǔ)上，對宏觀經(jīng)濟調(diào)控方面提出適當(dāng)?shù)慕ㄗh，我國應(yīng)調(diào)整出口政策，提高產(chǎn)品競爭力，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，更為長遠的是，完善匯率制度改革，加強外匯市場風(fēng)險管理，最終才能減少順差問題。

關(guān)鍵詞：匯率變動；國際收支；貿(mào)易順差

一、 前言

人民幣升值的壓力除去美、日等國基于自身利益強加的政治壓力，內(nèi)部原因主要在于我國國際收支的不平衡，以及我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的迫切需求。事實上，我國于2005年7月21日進行的匯率改革，實行以市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣，有管理的浮動匯率制。從匯改至今，人民幣匯率大幅度上升，但我國的國際收支順差仍高居不下，這為傳統(tǒng)金融理論帶來了挑戰(zhàn)，也給央行制定貨幣政策帶來了壓力，因此該問題也成為了眾多學(xué)者研究的熱點。

近年來，國內(nèi)學(xué)者用不同的方法驗證了人民幣匯率變動與我國國際收支的關(guān)系。厲以寧（1991），陳彪如（1992），戴祖祥（1997），張明（2001），朱真麗，寧妮（2002），馬丹，許少強（2005）都是運用彈性分析法來探究人民幣匯率與國際收支的關(guān)系，認為在進出口彈性無窮大的情況下，當(dāng)滿足馬歇爾——勒納條件，即商品的進出口需求彈性的絕對值之和大于1時，本幣貶值才能改善本國的貿(mào)易收支。他們并未得出一致的結(jié)論，同時彈性分析法研究的是匯率與經(jīng)常項目的平衡，而忽視了資本項目和對國際收支的整體評價。

謝建國，陳漓高（2002）通過協(xié)整分析及沖擊分解，認為匯率變動對國際收支改善沒有明顯影響。盧向前，戴國強（2005）運用協(xié)整向量自回歸的方法，認為人民幣實際匯率波動對進出口存在顯著影響和J曲線效應(yīng)。巴曙松（2007）通過Johansen協(xié)整檢驗，認為人民幣實際有效匯率與貿(mào)易順差之間具有長期的協(xié)整關(guān)系。薛昶（2007）利用協(xié)整技術(shù)檢驗，認為匯率是影響國際收支平衡的重要因素之一，但國際收支并不是匯率升值的主要因素。陳六博，劉厚俊（2007）利用VAR模型對人民幣有效匯率的價格傳遞效應(yīng)進行分析，結(jié)果顯示匯率對進口價格和消費者價格的影響雖具有統(tǒng)計顯著性，但影響程度非常低。孟留鋒，樊琨（2013）運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗，初步分析了匯率變動對進出口的作用并不顯著。

綜上所述，大部分文獻認為匯率對國際收支的影響有限，但是由于實證方法、所選變量和樣本區(qū)間的不同，研究結(jié)果也有所差別。但眾多學(xué)者的研究為本文的實證分析提供了良好的理論基礎(chǔ)。

為更真實的反應(yīng)匯率變動與國際收支的關(guān)系，本文選取了2005年8月—2014年6月國際收支中的主要經(jīng)濟變量：人民幣實際匯率（RER）、出口（X）、進口（M）、外商直接投資（FDI）等月度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗，建立VAR模型，引入脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析匯率變動對國際收支的沖擊力度。

本文的實際匯率（RER）由公式“RER=NER×CPI*/CPI”求出，其中NER是以直接標價法表示的中美雙邊名義匯率，CPI*指美國以2005年8月為基期的CPI指數(shù)，通過美國勞工部公布的以1982-1984年為基期的數(shù)據(jù)換算而來，CPI指中國以2005年8月為基期的CPI指數(shù)，通過中國統(tǒng)計年鑒公布的環(huán)比數(shù)據(jù)換算而來。其余數(shù)據(jù)均來自國家外匯管理局，單位為“億美元”。所有實證分析均使用Eviews6.0進行。

二、實證分析

（一）單位根檢驗

為避免非平穩(wěn)的時間序列出現(xiàn)偽回歸問題，首先對各個變量進行單位根檢驗，本文采用ADF檢驗法。結(jié)果見表1。

注：Rank表示匯率與各變量間存在協(xié)整關(guān)系的個數(shù)；表格對應(yīng)數(shù)值表示跡統(tǒng)計量在95%置信水平下接受原假設(shè)的概率。

由上表可知，只有FDI同時滿足：①在Rank=0的假設(shè)下，P=00013<5%，拒絕原假設(shè)；②在Rank=1的假設(shè)下，P=0.1714>5%，接受原假設(shè)。因此，只有匯率與外商直接投資存在長期的均衡關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗

為進一步了解匯率與各個變量間的因果關(guān)系，本文采用Ganger因果檢驗法。結(jié)果見表3。

由上表可知，匯率與外商直接投資之間具有雙向的格蘭杰原因，這與上一步的協(xié)整檢驗結(jié)果相關(guān)。另外，進口是匯率的單向格蘭杰原因，匯率是出口的單向格蘭杰原因。

（四）建立VAR模型

現(xiàn)分別建立RER與X、M的VAR模型。不引入FDI，原因在于引入FDI的VAR模型的可決系數(shù)不理想，且前面的分析已證明其與匯率關(guān)系密切，故不再考慮。建模步驟如下：

1、測定VAR模型的平穩(wěn)性

利用Eviews繪制出AR Roots Graph，可看出VAR模型的特征根均落在單位圓內(nèi)，所以該VAR模型是穩(wěn)定的。

2、確定滯后期數(shù)

使用Eviews進行滯后期數(shù)選擇，由AIC與SC兩個決定，一般越小越好。但是在RER與X的VAR模型中，滯后兩階時，AIC為9.716970，SC為9.979103，滯后四階時，AIC為9.713195，SC為10.18504，LR為8.334543。在RER與M的VAR模型中，滯后兩階時，AIC為9.314888，SC為9.577022，滯后四階時，AIC為9.175774，SC為9.647614，LR為12.79111。

由于AIC準則與SC準則下的最優(yōu)滯后期不一致，故采用似然比LR衡量。如果LR的統(tǒng)計值小于臨界值，則認為新增的階數(shù)沒有必要。查卡方分布表，8.334543<9.488=χ20.05（4），12.79111>9.488=χ20.05（4）。因此，RER與X的VAR模型滯后兩階最優(yōu)，RER與M的VAR模型滯后四階最優(yōu)。

3、建立VAR模型

向量自回歸模型（VAR模型）考查的是多個時間序列變量的動態(tài)互動關(guān)系。

若定義一個n維的向量Yt，即Yt=y1ty2t...y3t，t=1，2，…，T。（1）

則它的p階的VAR模型，即VAR（p），可表示為：

Yt=C+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+εt（2）

其中，C代表n×1維的常數(shù)向量，Ai（i=1，2，…，p）表示n×n維的自回歸系數(shù)矩陣，εt代表n×1維的隨機擾動項矩陣。

現(xiàn)分別建立實際匯率與出口、進口的VAR模型，結(jié)果如下：

RERX=0.41001078.8773+ 1.4362686.4184 -0.00010.5291*RER（-1）X（-1）+ -0.4828-790.9767 3.8429e-050.1982*RER（-2）X（-2）（3）

R2= 0.9973Adj-R2=0.9972

RERM=0.2606245.2422+ 1.4749425.5307 -0.00020.2507*RER（-1）M（-1）+ -0.2614-372.5927 4.3217e-050.1313*RER（-2）M（-2）+ -0.5108-223.2812 5.9513e-050.2986*RER（-3）M（-3）+ 0.2660790.9767 150.50190.2474*RER（-4）M（-4） （4）

R2=0.9972Adj-R2=0.9970

4、脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的是當(dāng)一個誤差項發(fā)生變化，或者說VAR模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。現(xiàn)給予實際匯率一個沖擊，利用Eviews繪出以上VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。結(jié)果見圖1。

圖1：

（1）X對RER沖擊的反應(yīng)

（2）M對RER沖擊的反應(yīng)

圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示進出口額（億美元），實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了進出口額對人民幣匯率沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

由圖2（1）可知，在當(dāng)期給人民幣匯率一個正沖擊，經(jīng)市場傳遞給國內(nèi)出口帶來同向沖擊，但從第2期起，這種沖擊逐漸減弱，直至第6期，已完全成為負向作用，并且在未來具有較長的持續(xù)效應(yīng)。

由圖2（2）可知，在當(dāng)期給人民幣匯率一個正沖擊后，國內(nèi)進口出現(xiàn)小幅度的同向沖擊，但從第2期起，這種沖擊逐漸減弱，從第8期起趨于平穩(wěn)，甚至在未來出現(xiàn)微弱的負向作用。

三、結(jié)論與建議

（一）從短期看，人民幣匯率變動和進出口額沒有必然的聯(lián)系，并且相互作用不確定。但從長期看，人民幣升值可以在一定程度上抑制出口，從而微弱的減小巨大的貿(mào)易順差?？偟膩碚f，匯率對經(jīng)常項目差額的影響有限，要解決國際收支失衡的問題，并不能只依靠人民幣匯率變動，而需要一攬子綜合措施。目前，最重要的仍是調(diào)整我國的出口政策，提高產(chǎn)品的核心競爭力，從而提高貿(mào)易水平；加快勞動密集型產(chǎn)業(yè)向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變，優(yōu)化服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。

（二）匯率與外商直接投資具有長期的均衡關(guān)系和雙向的格蘭杰因果關(guān)系。這與傳統(tǒng)理論相一致，當(dāng)其他因素不變時，本幣的貶值或升值將引起相對勞動成本的降低或提高，從而影響到外商直接投資的流入或流出。所以人民幣匯率的變動，能夠有效直接的影響到資本項目差額，從而緩解國際收支失衡的壓力。我國在資本項目開放的過程中，應(yīng)加強金融風(fēng)險防范，加強投機性資金入境監(jiān)管。繼續(xù)鼓勵中國企業(yè)“走出去”，推進人民幣國際化的同時，也減小資本項目差額。（作者單位：成都信息工程學(xué)院商學(xué)院）

參考文獻：

[1]謝建國，陳漓高. 人民幣匯率與貿(mào)易收支：協(xié)整研究與沖擊分離[J]. 世界經(jīng)濟，2002（9）：27-34