戴 偉 張雪芳

(湖北理工學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 黃石 435003)

美元利率波動對中國進(jìn)出口影響的實證分析*

戴 偉 張雪芳

(湖北理工學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 黃石 435003)

2015年12月16日，美聯(lián)儲宣布將聯(lián)邦基金利率上調(diào)至0.5%，標(biāo)志著美元新一輪加息開始。文章基于VAR模型，運用Granger因果檢驗與脈沖響應(yīng)函數(shù)針對美元利率波動對中國進(jìn)出口的影響進(jìn)行了實證分析。結(jié)果表明：美元加息會影響中國的進(jìn)出口，可能導(dǎo)致出口增加、進(jìn)口下降，并且短期影響大于長期影響、出口影響大于進(jìn)口影響；加息對中國進(jìn)出口的影響大于降息的影響，表明中國應(yīng)更關(guān)注美元加息帶來的影響。

美元；利率；波動；進(jìn)出口；VAR模型

一、文獻(xiàn)綜述

美國聯(lián)邦儲備委員會2015年12月16日宣布，將聯(lián)邦基金利率上調(diào)25個基點，即由0.25%上調(diào)至0.5%。這是美聯(lián)儲近10年來的首次加息。美元在國際貨幣體系中具有重要地位。美元加息可能會影響全球主要貨幣的匯率水平、國際資本流動，并對全球資產(chǎn)價格造成壓力。同時，從歷史上看，美元加息是新興市場爆發(fā)債務(wù)危機、貨幣危機的重要誘因之一。因此，美元加息會影響到區(qū)域經(jīng)濟、金融的穩(wěn)定，它對世界各國來說都是一件大事。

有大量文獻(xiàn)專門對美元加息的影響進(jìn)行了研究。如，冀星宇簡要分析了美元加息對各國貨幣流向的影響，單對中國而言，美國加息而中國減息，就會造成中國資金大量外流[1]。陳明松和李玉銘都研究了美元加息對中國經(jīng)濟影響，均認(rèn)為美元加息會引起人民幣貶值、資本外流[2,3]。陳明松還認(rèn)為美元加息會抑制進(jìn)口，增加出口[2]。李玉銘則認(rèn)為美元加息對中國資產(chǎn)價格的沖擊有限[3]。鐘偉研究了美元加息對中國金融經(jīng)濟運行的沖擊，認(rèn)為短期內(nèi)會對中國資本流動產(chǎn)生顯著影響，但不至于在中國國際收支方面造成重大影響[4]。謝百三和施婷分析了美元加息對中國貨幣政策的影響，認(rèn)為中國的貨幣政策有相當(dāng)?shù)莫毩⑿?，受到美?lián)儲的影響相對于其他國家會小得多[5]。對于本輪美元加息，許多學(xué)者結(jié)合我國當(dāng)前的經(jīng)濟環(huán)境，對其可能造成的影響進(jìn)行了預(yù)估，認(rèn)為本輪美元加息對中國的影響有限。如：趙碩剛認(rèn)為美元加息對世界經(jīng)濟的影響總體可控；小幅加息對美國自身的負(fù)面影響有限；對中國的影響利大于弊，原因在于美元加息有利于緩解熱錢流入壓力，緩解輸入型通脹風(fēng)險和資源環(huán)境壓力，有利于我國在國際合作及人民幣國際化進(jìn)程中贏得更大主動權(quán)，有利于改善我國對美國的出口狀況[6]。張明認(rèn)為過去兩年對加息的預(yù)期已經(jīng)吸收了部分可能帶來的影響，因此美元加息對中國進(jìn)出口的影響有限，當(dāng)前中國的外貿(mào)狀況主要取決于外需與內(nèi)需的變化，同時會加劇國內(nèi)通縮壓力，使短期資本外流可能性加大[7]；趙偉和孫利預(yù)測了美聯(lián)儲加息可能的路徑，認(rèn)為首次加息幅度不會超過25個基點，加息周期可能較長，但總的加息幅度不會太高，并探討了其對國際金融市場可能帶來的影響，認(rèn)為加息對中國的影響非常有限[8]。也有部分學(xué)者認(rèn)為美元加息可能對中國經(jīng)濟金融的穩(wěn)定發(fā)展構(gòu)成威脅。如：王天龍認(rèn)為美聯(lián)儲在長期低利率后加息，可能會導(dǎo)致金融動蕩甚至局部危機，從而影響我國金融的穩(wěn)定、經(jīng)濟發(fā)展的環(huán)境、資本流入以及匯率等[9]；陳鳳仙認(rèn)為在當(dāng)前中國經(jīng)濟減速背景下，美元加息將使中美利差收窄，引起資本流出，極有可能對中國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定造成威脅，但不會對中國股市造成較大影響[10]；鐘偉、王宇等人則認(rèn)為美聯(lián)儲加息將使中國通縮壓力進(jìn)一步加大，外貿(mào)順差進(jìn)一步下降[11-12]。

綜上所述，學(xué)者們大多是針對美元加息對中國的貨幣政策、資本流動以及經(jīng)濟金融等方面的影響進(jìn)行研究，主要是從理論上進(jìn)行分析，鮮有運用模型對其理論分析結(jié)果進(jìn)行實證檢驗的，因此，其分析結(jié)論缺乏一定的科學(xué)性。由于美元加息首先影響的是兩國之間的經(jīng)濟往來，因此，本文運用計量經(jīng)濟學(xué)模型，就美元加息對中國進(jìn)出口的影響進(jìn)行實證研究。

二、理論基礎(chǔ)

利率的變動可以通過影響儲蓄和投資，進(jìn)而影響到進(jìn)出口產(chǎn)品價格，由此導(dǎo)致進(jìn)出口量發(fā)生變動。根據(jù)古典利率理論，資本供給主要來自于社會儲蓄，并假定個人對當(dāng)期消費有著特別的偏好，因此鼓勵個人儲蓄的主要途徑就是支付利息作為其延期消費的補償，且利率越高，意味著延期消費的補償就越多，儲蓄也會相應(yīng)增加。由此得出，儲蓄隨利率的上升而增加。但瑞典學(xué)派創(chuàng)始人之一Cassel認(rèn)為，利率不僅對儲蓄存在正向效應(yīng)，還存在負(fù)向效應(yīng)，原因在于利率提高時，儲蓄者未來的利息收入將增加，會使其認(rèn)為自己變得富有，從而增加當(dāng)前消費、減少儲蓄[13]。古典學(xué)派的觀點被稱為儲蓄的替代效應(yīng)，而瑞典學(xué)派的觀點被稱為儲蓄的收入效應(yīng)。因此，利率究竟如何影響儲蓄，要視替代效應(yīng)與收入效應(yīng)之和而定。若替代效應(yīng)更高，則利率上升，儲蓄將增加；若收入效應(yīng)更高，則利率上升，儲蓄將減少。

古典利率理論[14]還認(rèn)為，資本的需求來自于投資。企業(yè)在做投資決策時，一般會考慮兩個因素，即投資的預(yù)期收益和籌資成本。只有投資的預(yù)期收益率高于籌資成本時，投資才有利可圖，才會促使企業(yè)進(jìn)行投資；當(dāng)利率降低時，投資的預(yù)期收益率高于籌資成本的可能性就越大，投資需求就會增加。由此得出，投資隨利率的上升而下降。貨幣學(xué)派也認(rèn)為，降低利率會使企業(yè)增加投資。理由是央行降低利率時，證券價格將上升，商業(yè)銀行將出售證券，從而使得其超額準(zhǔn)備金增加。在這種情形下，商業(yè)銀行就可以擴大貸款投資，而這會降低市場利率，使企業(yè)利潤增加。在利潤最大化目標(biāo)驅(qū)使下，企業(yè)會加大投資。

綜上所述，加息對儲蓄的影響要視替代效應(yīng)與收入效應(yīng)之間的關(guān)系而定。如果美元加息引起儲蓄增加，將意味著居民消費減少，從而使美國進(jìn)口減少，而中國是美國最大的貿(mào)易伙伴國，因此，會引起中國出口減少；相反，若美元加息引起的是儲蓄下降，則會導(dǎo)致中國出口增加。但美國是一個低儲蓄率的國家，因此，美元加息所引起的替代效應(yīng)會很小，所以從替代效應(yīng)與收入效應(yīng)之和來看，美元加息可能會引起儲蓄下降，或者影響不大，從而最終導(dǎo)致中國出口增加或變化不大。從投資方面來看，各學(xué)派都認(rèn)為加息會引起投資下降、出口量減少；同時，加息會使企業(yè)生產(chǎn)成本增加、產(chǎn)品價格提高，從而使產(chǎn)品的出口競爭力下降、出口量減少。因此，美元加息，引起美國出口量下降，意味著中國的進(jìn)口量也將下降。由此可見，從理論和美國的實際情況來看，美元加息會引起中國進(jìn)口下降，出口增加或者變化不大。

三、模型與數(shù)據(jù)說明

(一)變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文擬選擇美元利率、中國出口總額和進(jìn)口總額三個指標(biāo)來分析美元加息對中國進(jìn)出口的影響，分別記為I、EXP和IMP。美國聯(lián)邦基金利率從20世紀(jì)末至本次加息前，經(jīng)過了兩個加息周期：第一個周期是1999—2000年，加息6次；第二個周期是2004—2006年，加息17次。由于兩次加息的間隔時間較長，且期間2001—2003年經(jīng)歷了13次降息，因此，為分析加息的影響，本文擬選擇樣本數(shù)據(jù)的時間跨度為2004年6月到2006年6月。同時，若美元加息對中國進(jìn)出口存在影響，同樣的美元降息也會對中國進(jìn)出口產(chǎn)生影響。美國從20世紀(jì)末至今共經(jīng)歷了2次降息，分別為2001年1月到2003年6月和2007年9月到2008年12月。而第二次降息是因為當(dāng)時發(fā)生了全球金融危機，當(dāng)時中國的進(jìn)出口受到嚴(yán)重影響，造成此段時期內(nèi)數(shù)據(jù)變化異常。因此，為了增加樣本數(shù)據(jù)、提高實證結(jié)果的可靠性，本文擬選擇2001年1月到2003年6月降息數(shù)據(jù)作為第二個樣本。

(二)模型與分析方法

上述理論分析表明，加息對一國及其主要貿(mào)易伙伴國的進(jìn)出口會產(chǎn)生一定的影響。究竟會有多大的影響，本文擬采取計量經(jīng)濟學(xué)模型進(jìn)行實證檢驗。VAR(向量自回歸)模型依托經(jīng)濟理論的分析框架，用模型中所有當(dāng)期變量對所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸，預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量造成的影響?；诖?，本文建立VAR模型如下：

Yt=C+A1×Yt-1+…+Ap×Yt-p+B×Xt+Ut

(1)

其中，Yt=[LTt,LEXPt,LIMPt],A1…Ap分別為滯后向量的系數(shù)矩陣，Xt代表外生變量It，P代表滯后階數(shù)，Ut代表干擾項。

四、實證分析結(jié)果

(一)加息樣本數(shù)據(jù)分析

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為避免因變量的不平穩(wěn)性產(chǎn)生偽回歸，本文在模型估計之前首先對各變量進(jìn)行單位根檢驗，以驗證變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。在此，我們使用ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。ADF檢驗是對DF檢驗進(jìn)行修正后得到的一種檢驗時間序列的方法。DF檢驗假定時間序列是由具有白噪聲隨機干擾項的一階自回歸過程生成的。具體而言，對時間序列Yt=C+βYt-1+εt，εt為隨機誤差項。若︱β︱<1，則序列是平穩(wěn)的；若︱β︱>1，則序列發(fā)散，從而沒有實際意義，因此只需要檢驗︱β︱是否嚴(yán)格小于1，就可判別該時間序列是否平穩(wěn)。檢驗方法為：在時間序列Yt=C+βYt-1+εt，εt兩邊同時減Yt-1，得到：

△Yt=C+γYt-1+εt

(2)

其中，γ=β-1。檢驗的原假設(shè)為H0:γ= 0，即序列存在單位根。將所估計的系數(shù)γ除以它的標(biāo)準(zhǔn)誤差項，得到了τ統(tǒng)計量，如果︱τ︱超過DF的臨界值絕對值，則拒絕序列存在單位根的原假設(shè)，即序列是平穩(wěn)的。但上述關(guān)于隨機干擾項的假設(shè)顯然并不是很普遍的現(xiàn)象，針對這種情況，將其修改為：

(3)

其中：C為常數(shù)項，k為Yt的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)k的選取原則是能使式(3)中的隨機誤差項εt為白噪聲，T為趨勢項。當(dāng)DF檢驗應(yīng)用于式(3)時，就稱為ADF檢驗。如果一個時間序列在變成平穩(wěn)序列之前必須經(jīng)過n次差分，該序列就被稱為n階單整序列，記為I(n)。

從表1檢驗結(jié)果來看，所有變量的水平值都在1%的顯著性水平拒絕了“存在單位根過程”的原假設(shè)，即各變量均為I(0)序列。因此，我們認(rèn)為采用VAR模型進(jìn)行分析不會存在偽回歸的可能。

2.模型滯后階數(shù)選擇

從上述單位根檢驗結(jié)果看，各變量均為平穩(wěn)序列，因此可以估計VAR模型。而要估計VAR模型，首先需要確定模型滯后階數(shù)，在此通過VAR模型滯后長度判別檢驗來確定。運行結(jié)果顯示如表2所示，各評價統(tǒng)計量都認(rèn)為建立4階的VAR模型比較合理，即建立滯后階數(shù)為4的VAR模型能消除隨機誤差項中存在的自相關(guān)問題。

表1 變量單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗形式中的C、T、K分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，0表示不包含。

***表示1%的顯著性水平。

表2 VAR模型滯后階數(shù)選擇結(jié)果

注：*表示依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則選出來的最小滯后階數(shù)。

3.Granger因果關(guān)系檢驗

為了判別美元加息與中國的進(jìn)出口之間是否存在因果關(guān)系，本文采用基于VAR模型的Granger檢驗對其因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。Granger檢驗的基本原理是：在對被解釋變量Y和解釋變量X進(jìn)行回歸時，如果把X的滯后項帶進(jìn)來能夠顯著改進(jìn)對Y的預(yù)測，就是說X是Y的Granger原因。為此，有以下檢驗方程：

(4)

原假設(shè)H0:βj=0，(j=1,2,…,n)，即X不是Y的原因。若原假設(shè)成立，式(4)變成：

(5)

結(jié)果如表3所示：其中，LEXP與LI之間存在單向的Granger因果關(guān)系，LI的變化能影響LEXP的變化；反之，則影響不明顯。LIMP與LI之間也存在單向的因果關(guān)系，即LI的變化能顯著影響LIMP的變化；反之，則影響不明顯。由此可見，美元加息對中國的進(jìn)出口確實造成了影響，但Granger因果關(guān)系檢驗無法判別該影響的大小，也無法判別是短期影響還是長期影響。

表3 Granger因果檢驗結(jié)果

4.脈沖響應(yīng)分析

為了進(jìn)一步驗證美元加息對中國進(jìn)出口是否存在影響，以及是短期還是長期影響，在已建立的VAR(4)模型的基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)來分析各變量的變動對其他變量產(chǎn)生的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫了每一個內(nèi)生變量的變動或沖擊對它自己或其他內(nèi)生變量的影響，顯示任意一個變量的變動是如何通過VAR模型影響其他變量，最終又反饋到本身的過程。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法，得到的美元加息與中國進(jìn)出口之間互相影響的動態(tài)響應(yīng)路徑，如圖1和圖2所示。圖中橫坐標(biāo)表示沖擊發(fā)生的時間間隔(年度)，縱坐標(biāo)表示中國進(jìn)出口對受到美元加息沖擊的反應(yīng)程度，實線為脈沖響應(yīng)曲線，陰影部分表示相應(yīng)脈沖響應(yīng)圖像的置信帶。

圖1 中國出口對美元加息沖擊的響應(yīng)

圖2 中國進(jìn)口對美元加息沖擊的響應(yīng)

圖1反映了中國出口對美元加息一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。從圖1可以看出，面對美元加息一個單位沖擊，中國出口的響應(yīng)軌跡始終是正向的，表明美元加息引起了中國出口增加，并且隨著時間推移，中國出口對美元加息的沖擊響應(yīng)程度迅速加大。在第1期時達(dá)到最大值，之后又緩慢降低，至第3期趨于平穩(wěn)。這表明，美元加息對中國出口的短期影響較大而長期影響較?。煌瑫r，美元加息對中國出口變化的沖擊響應(yīng)程度為0，說明美元是否加息并不會受到中國出口變化的影響。綜上所述，這與之前的理論分析結(jié)果相吻合，也與上述的Granger因果檢驗結(jié)果一致。

圖2反映了中國進(jìn)口對美元加息一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。從圖2中可以看出，面對美元加息一個單位沖擊，中國進(jìn)口的響應(yīng)軌跡均為負(fù)向的，且在第二期達(dá)到峰值后，緩慢上升，并于第8期趨于平穩(wěn)。這表明美元加息引起了中國進(jìn)口短期迅速下降，但該影響只是暫時的，長期影響有限。

(二)降息樣本數(shù)據(jù)分析

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)表4，對降息樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗結(jié)果顯示，所有變量的水平值在10%的顯著性水平都無法拒絕“存在單位根過程”的原假設(shè)。因此，對各變量進(jìn)行差分后再次進(jìn)行單位根檢驗，LI的一階差分在5%的顯著性水平拒絕了原假設(shè)，而LEXP與LIMP的二階差分在1%的水平拒絕了原假設(shè)，因此LI為I(1)序列，而LEXP與LIMP均為I(2)序列。

表4 數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗形式中的C、T、K分別表示單位根檢驗方程，包括常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，0表示不包含。

**表示5%的顯著性水平；***表示1%的顯著性水平。

2.Granger因果關(guān)系檢驗

對降息樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果檢驗，結(jié)果如表5所示。LI與LEXP是單向因果關(guān)系，LI的變化能影響LEXP的變化；反之，影響不明顯。同樣，LI與LIMP也是單向因果關(guān)系，LI的變化能影響LIMP的變化；反之，影響不明顯。

表5 Granger因果檢驗結(jié)果

3.脈沖響應(yīng)分析

圖3和圖4分別反映了中國出口和進(jìn)口對美元降息一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。從圖3和4可以看出，面對美元降息，中國出口短期內(nèi)基本未發(fā)生明顯變化，第一個周期以后才開始出現(xiàn)緩慢下跌；而中國進(jìn)口立即呈現(xiàn)上升趨勢，但卻是較為平緩的上升且幅度不大。

圖3 中國出口對美元降息沖擊的響應(yīng)

圖4 中國進(jìn)口對美元降息沖擊的響應(yīng)

五、結(jié)論

通過上述實證檢驗結(jié)果，本文得出以下基本結(jié)論：

1)美元利率變動會影響中國進(jìn)出口。實證研究顯示，無論是美元加息，還是降息，美元利率的變動均使得中國的進(jìn)口、出口發(fā)生波動。其中，美元加息使得中國出口增加、進(jìn)口下降；而降息使得中國出口下降，進(jìn)口增加。綜合理論和實證分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于美元利率變動，中國進(jìn)出口的變化與理論預(yù)期相符。

2)美元加息對中國進(jìn)出口的短期影響相對長期影響較大。實證結(jié)果顯示，美元加息，中國出口增加，于第1期達(dá)到峰值，此后下降，至第6期趨于穩(wěn)定，略大于0；進(jìn)口下降，于第2期達(dá)到峰值，此后不斷向0靠近。以上表明，美元加息對中國進(jìn)出口的短期影響大于長期影響，且加息對進(jìn)口的影響期限更長。因此，面對美元加息，中國應(yīng)謹(jǐn)防短期沖擊。

3)美元加息對中國出口的短期影響大于對中國進(jìn)口的影響。實證結(jié)果顯示，美元加息使得中國出口變動的峰值高于5，而進(jìn)口變動的峰值小于5。這表明，中國更應(yīng)關(guān)注美元加息對中國出口的影響。

4)美元加息對中國進(jìn)出口的影響，大于其降息對中國進(jìn)出口的影響。實證結(jié)果顯示，美元加息使中國進(jìn)出口變動的峰值在5左右，而美元降息使中國進(jìn)出口變動的峰值僅為0.5左右。這表明，中國更應(yīng)關(guān)注美元加息帶來的影響。

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(責(zé)任編輯 尹春霞)

An Empirical Study of the Impact of US Dollar Interest Rate Fluctuation on China's Import and Export

DAIWeiZHANGXuefang

(School of Economics and Management,Hubei Polytechnic University,Huangshi Hubei 435003)

The Federal Reserve announced that the federal funds rate is raised by 25 basis points to 0.5% on Dec 16,2015,which marks the beginning of a new round of interest rate increase.Based on the VAR model,the authors make an empirical study on the impact of US Dollar interest rate fluctuation on China's import and export by using Granger causality test and impulse response function.The results show that the US dollar interest rate rises will affect China's import and export,which includes the increase of export and decline of import,and the short-term impact is greater than the long-term impact as well as the impact on export is greater than that on import;The impact of interest rate rises on China's import and export is greater than that of interest rate cuts that China should pay more attention to the impact of interest rate rises of US Dollar.

US Dollar;interest rate;fluctuation;import and export;VAR model

2016-12-10

國家自然科學(xué)基金項目“‘脫實向虛’背景下金融服務(wù)實體經(jīng)濟的非均衡效應(yīng)研究”，項目編號：71473074；湖北省教育廳人文社科研究重點項目“新常態(tài)背景下信息化、新型城鎮(zhèn)化與居民消費關(guān)系研究”，項目編號：16D101。

戴偉，副教授，博士；研究方向：企業(yè)信息管理、金融風(fēng)險管理。 張雪芳，講師，碩士；研究方向：金融學(xué)、服務(wù)經(jīng)濟學(xué)。

10.3969/j.ISSN.2095-4662.2017.03.012

F830

A

2095-4662(2017)03-0063-06