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(廈門軟件職業(yè)技術(shù)學(xué)院，福建 廈門 361024)

在我國經(jīng)濟(jì)深度融入全球產(chǎn)業(yè)價值鏈和一帶一路區(qū)域戰(zhàn)略深入貫徹執(zhí)行的大框架內(nèi)，邊境、區(qū)域和全球進(jìn)出口貿(mào)易活動愈加頻繁，人民幣匯率作為銜接中國和各方之間的橋梁和紐帶，其變動的貿(mào)易溢出效應(yīng)深刻影響著我國進(jìn)出口貿(mào)易的態(tài)勢穩(wěn)定度，進(jìn)而對我國經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)和社會一般就業(yè)率產(chǎn)生廣泛而深遠(yuǎn)的影響，因而長期以來都是我國學(xué)術(shù)科研界廣泛研究的重大課題。[1]然而，當(dāng)代學(xué)者們往往傾向于研究解釋變量對被解釋變量的作用機(jī)理，卻忽視了被解釋變量對于解釋變量的反向傳導(dǎo)機(jī)制[2]，從而難以構(gòu)建一套科學(xué)合理的“匯率——貿(mào)易雙向因果關(guān)聯(lián)機(jī)制”。另外，單行道研究也有悖于中國特色社會主義唯物辯證法中的矛盾分析原理，容易導(dǎo)致中外政府決策者在人民幣匯率形成機(jī)制上陷入“重部分，失整體”的局限而觀點(diǎn)相左。因此，對該單向研究進(jìn)行反向分析，從而建立雙向關(guān)聯(lián)，具有重要的理論價值和實(shí)際應(yīng)用意義。近二三十年來，美國總統(tǒng)均將我國列為“匯率操縱國”[3]，尤其是2018年特朗普政府啟動“301條款”對來自中國的進(jìn)口產(chǎn)品大規(guī)模、高比例地加增關(guān)稅，其主要借口正是人民幣匯率升值過慢，未能如實(shí)反映中國進(jìn)出口貿(mào)易的情況，致使中美貿(mào)易逆差縮減異常緩慢，甚至部分逆差單月環(huán)比不減反增。據(jù)此，外界很容易誤讀人民幣匯率的形成機(jī)理，單方面歸咎中國政府，而罔顧人民幣經(jīng)過2005年721匯改、2015年811匯改以及2016年10月加入SDR后的多因素市場匯率形成機(jī)制。[4]在這種框架背景下，對進(jìn)出口貿(mào)易作為人民幣匯率形成的影響因素之一進(jìn)行研究，構(gòu)建雙向長效互動關(guān)聯(lián)機(jī)制，更具有劃時代意義和應(yīng)用價值。

該領(lǐng)域?qū)W者對人民幣匯率和中國進(jìn)出口貿(mào)易的實(shí)證研究主要包括：一是利用最小二乘法(OLS)建立時間序列的線性回歸模型[5]，簡要分析人民幣有效匯率對我國進(jìn)出口貿(mào)易的效應(yīng)；二是建立向量自回歸模型(Vector Auto Regression, VAR)或者VEC模型[6-7]，分析人民幣有效匯率與我國進(jìn)出口貿(mào)易的動態(tài)關(guān)系，實(shí)際上仍然局限于匯率對貿(mào)易的單行作用；三是建立分布滯后模型(ARDL)[8-9]，分析匯率變動的貿(mào)易溢出效應(yīng)。透過當(dāng)前人民幣匯率變動與我國進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性研究可以發(fā)現(xiàn)，這二者的相關(guān)性測度緊扣國內(nèi)政策變動和國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境，具有明顯的時變特征。國內(nèi)研究的局限性在于：在建模型實(shí)證分析中，大部分論著都圍繞著人民幣有效匯率對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)和參數(shù)估計(jì)，極少數(shù)標(biāo)注“匯率和進(jìn)出口貿(mào)易的動態(tài)相關(guān)關(guān)系研究”的文獻(xiàn)，最終還是落在研判人民幣匯率對我國進(jìn)出口的影響。本文在眭川[10]研究的基礎(chǔ)上，將研究聚焦于對我國進(jìn)出口貿(mào)易的沖擊引起人民幣有效匯率的響應(yīng)顯著性和對人民幣有效匯率的沖擊帶來我國進(jìn)出口貿(mào)易的響應(yīng)顯著性，選用2010年至2017年的月度數(shù)據(jù)能更加精準(zhǔn)地反映人民幣有效匯率和我國進(jìn)出口貿(mào)易相互間的脈沖響應(yīng)強(qiáng)度，進(jìn)而更加科學(xué)合理地增強(qiáng)匯率形成機(jī)制的有效性以及我國貿(mào)易政策的靈活性。

一、模型與數(shù)據(jù)

(一)模型建立

為研究我國進(jìn)出口貿(mào)易總額與人民幣實(shí)際有效匯率的雙向沖擊響應(yīng)關(guān)聯(lián)是否存在以及各自相應(yīng)貢獻(xiàn)度的大小，根據(jù)向量自回歸模型(Vector Auto Regression ,VAR)基本原理，可以立足于常規(guī)形態(tài)VAR，如式(1)

Yt= a1Yt-1+…+ apYt-p+ b1Xt-1+…+ bpXt-p+ C

(1)

建立起進(jìn)口與匯率、出口與匯率兩個VAR模型：

REERt=α1IMt-1+…+αpIMt-p+β1REERt-1+…+βpREERt-p+C

(2)

REERt=φ1EXt-1+…+φpEXt-p+γ1REERt-1+…+γpREERt-p+C

(3)

其中，IM代表進(jìn)口總額，EX代表出口總額，REER代表人民幣實(shí)際有效匯率，t代表時間期，p代表最優(yōu)滯后期，α、β、φ、γ代表內(nèi)生變量的回歸系數(shù)，C代表外生變量的待估參數(shù)。

(二)數(shù)據(jù)選擇和處理

實(shí)證研究選取從2010年1月到2017年12月的月度數(shù)據(jù)共96組時間序列數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來源于國際清算銀行(BIS)、海關(guān)總署數(shù)據(jù)庫和CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。

進(jìn)、出口額變量有較強(qiáng)的季節(jié)性，因此采用X-12方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行季度調(diào)整，剔除季節(jié)干擾因素，對匯率變量無需進(jìn)行此操作。此外，為消除異方差等因素的影響，對所有變量下的時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)Ln，統(tǒng)一計(jì)量口徑，從而允許交叉運(yùn)算。

二、實(shí)證研究過程與結(jié)果分析

首先，使用ADF單位根檢驗(yàn)測試各時間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，如果不平穩(wěn)則須對序列數(shù)據(jù)進(jìn)行多階差分，確保時間序列的平穩(wěn)性是后續(xù)研究變量之間協(xié)整關(guān)系和脈沖響應(yīng)關(guān)系的根本保證。其次，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以探究各變量之間的長期協(xié)整關(guān)系是否成立，如果成立則可使用公式(2)(3)得出VAR模型方程，這是進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解操作的又一前提。最后，在VAR模型方程成立即各變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解以得出變量之間的相互關(guān)系屬性和程度。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用ADF方法對進(jìn)口、出口和人民幣實(shí)際有效匯率三組時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果闡釋，三組數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下不平穩(wěn)，但一階差分后保持平穩(wěn)，即為一階單整序列I(1)。

(二)協(xié)整關(guān)系和VAR方程

根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，利用軟件運(yùn)算后發(fā)現(xiàn)(1,1)使得進(jìn)口VAR模型和出口VAR模型的AIC和SC信值均為最小，即1是兩個模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，即VAR(1)。

利用協(xié)整檢驗(yàn)來判定模型各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，經(jīng)過對進(jìn)口VAR和出口VAR的協(xié)整檢驗(yàn)，即提取原序列的殘差并對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在1%的顯著性水平下，進(jìn)口與匯率、出口與匯率兩個回歸方程的殘差序列檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即序列均保持平穩(wěn)性。上述說明LnREER和LnEX_sa、LnREER和LnIM_sa兩對變量都具備長期相互均衡關(guān)系，可以開始建模。其中，LnEX_sa和LnIM_sa表示經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的進(jìn)口額、出口額的自然對數(shù)值。

結(jié)合公式(2)(3)，可建立起下列兩個VAR方程：

LnREER= 0.977LnREERt-1+ 0.00089LnIM_sat-1+ 0.1043

(0.01353) (0.002543) (0.067)

LnREER= 0.97LnREERt-1+ 0.0186LnEX_sat-1+ 0.0079

(0.01382) (0.014) (0.081)

(三)脈沖響應(yīng)與方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)的定義是：在VAR模型中，方程隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個單位標(biāo)準(zhǔn)差變動引致一個內(nèi)生變量對包括自身在內(nèi)的所有內(nèi)生變量施加的動態(tài)影響和收到的反向回應(yīng)。隨后，在VAR(1)模型基礎(chǔ)上，運(yùn)用Cholesky-dof ajusted方法對模型方程進(jìn)行方差分解，得到各內(nèi)生變量受到來自包括自身在內(nèi)的全部內(nèi)生變量的脈沖沖擊貢獻(xiàn)度大小，從而研判各變量兩兩之間關(guān)系的屬性和顯著程度。

1.進(jìn)口VAR(1)脈沖響應(yīng)和方差分解

圖1 進(jìn)口沖擊的匯率脈沖響應(yīng)函數(shù)(VAR1

圖2 匯率沖擊的進(jìn)口脈沖響應(yīng)函數(shù)(VAR1)

圖1和圖2都是進(jìn)口VAR的脈沖響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算結(jié)果。橫軸是受到?jīng)_擊后的響應(yīng)期數(shù)，本文選擇常規(guī)10期，縱軸是受到?jīng)_擊后的響應(yīng)程度。兩圖中的虛線都呈現(xiàn)收斂狀態(tài)，再次證明前面所創(chuàng)建的數(shù)據(jù)平穩(wěn)下的協(xié)整VAR模型方程是成立的。圖1表明，在給進(jìn)口總額的一個標(biāo)準(zhǔn)誤差的正向沖擊下，人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)上升狀態(tài)，在第2期達(dá)到峰值，隨后逐步回落并趨于穩(wěn)定。然而，響應(yīng)峰值過低，甚至低于0.1%，這表明進(jìn)口總額對人民幣實(shí)際有效匯率的影響較為不顯著。圖2表明，在給人民幣實(shí)際有效匯率一個標(biāo)準(zhǔn)誤差的正向沖擊下，進(jìn)口總額呈現(xiàn)略微下降趨勢，但幅度極小，幾乎可忽略不計(jì)，這表明人民幣實(shí)際有效匯率對進(jìn)口總額的影響極為不顯著。

表1是在進(jìn)口總額受到一個單位標(biāo)準(zhǔn)誤差沖擊后人民幣有效匯率發(fā)生響應(yīng)變化的總沖擊來源的方差分解，可以發(fā)現(xiàn):從1到10期，人民幣有效匯率受到自身滯后期的沖擊貢獻(xiàn)率始終停留在99.80%以上，而來自進(jìn)口額變量的沖擊貢獻(xiàn)率最大值僅為0.1847%。表2是在人民幣實(shí)際有效匯率受到一個單位標(biāo)準(zhǔn)誤差沖擊后進(jìn)口總額發(fā)生響應(yīng)變化的總沖擊來源的方差分解，可以發(fā)現(xiàn):從1到10期，進(jìn)口總額受到自身滯后期的沖擊貢獻(xiàn)率持續(xù)保持在99.999%以上，而來自匯率變量的沖擊貢獻(xiàn)率極為微小,始終低于0.001%，可忽略不計(jì)。這進(jìn)一步佐證了脈沖響應(yīng)實(shí)證分析得出的結(jié)論:進(jìn)口額對人民幣有效匯率的影響較為不顯著，人民幣有效匯率對進(jìn)口額的影響極為不顯著。

表1 LnREER的方差分解

表2 LnIm_sa的方差分解

2.出口VAR(1)脈沖響應(yīng)和方差分解

圖3 出口沖擊的匯率脈沖響應(yīng)函數(shù)(VAR1)

圖4 匯率沖擊的出口脈沖響應(yīng)函數(shù)(VAR1)

圖3和圖4是出口VAR的脈沖響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算結(jié)果。橫軸是沖擊后響應(yīng)期數(shù)，本文選擇常規(guī)10期，縱軸是沖擊后響應(yīng)程度。圖3表明，在給出口總額的一個標(biāo)準(zhǔn)誤差的正向沖擊下，人民幣實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)持續(xù)上升狀態(tài)，在第10期達(dá)到領(lǐng)域內(nèi)極大值，超過0.4%。但響應(yīng)最大值未在10期內(nèi)出現(xiàn)，整體響應(yīng)態(tài)勢為正向且穩(wěn)步走強(qiáng)，這說明出口額對人民幣實(shí)際有效匯率的影響較為顯著。圖4闡明，在給人民幣實(shí)際有效匯率一個標(biāo)準(zhǔn)誤差的正向沖擊下，出口總額呈現(xiàn)略微下降趨勢，但幅度極小，可忽略不計(jì)，這說明人民幣實(shí)際有效匯率對出口總額的影響極為不顯著。

表3 LnREER的方差分解

表4 LnEx_sa的方差分解

表3是在出口總額受到一個單位標(biāo)準(zhǔn)誤差沖擊后人民幣有效匯率發(fā)生響應(yīng)變化的總沖擊來源的方差分解，從1到10期，人民幣實(shí)際有效匯率受到自身滯后期的沖擊貢獻(xiàn)率從99.865%銳減到88.527%，而來自出口變量的沖擊貢獻(xiàn)率從0.1345%飆升至11.473%。表4是在人民幣實(shí)際有效匯率受到一個單位標(biāo)準(zhǔn)誤差沖擊后出口總額發(fā)生響應(yīng)變化的總沖擊來源的方差分解，從1到10期，出口總額受到自身滯后期的沖擊貢獻(xiàn)率始終維持在99.99%以上，而來自匯率變量的沖擊貢獻(xiàn)率極為式微,可忽略不計(jì)。這進(jìn)一步證實(shí)了脈沖響應(yīng)實(shí)證分析得到的結(jié)論:出口額對人民幣實(shí)際有效匯率的影響較為顯著，人民幣實(shí)際有效匯率對出口額的影響較為不顯著。

三、結(jié)論與政策啟示

本文首先搭建兩個VAR模型方程，進(jìn)一步采用脈沖響應(yīng)和方差分解的層次遞進(jìn)手段，立足于2010年1月至2017年12月的月度數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了我國進(jìn)、出口貿(mào)易總額與人民幣實(shí)際有效匯率的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，得到下列主要結(jié)論：一是我國進(jìn)口總額與人民幣實(shí)際有效匯率的相互影響均不顯著；二是我國出口總額對人民幣實(shí)際有效匯率的影響顯著性較強(qiáng)，人民幣實(shí)際有效匯率對我國出口總額的影響較為不顯著。

有據(jù)于此，本文的相應(yīng)政策啟示是：第一，提高外貿(mào)出口政策根據(jù)市場形勢做出調(diào)整的靈敏性、靈活性和彈性，構(gòu)建并深化人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)雙向浮動的新常態(tài)。具體而言，我國需要重組出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提升技術(shù)產(chǎn)品、服務(wù)外包等高附加值產(chǎn)品的出口占比權(quán)重。出口一攬子政策組合要依據(jù)人民幣匯率指數(shù)的未來潛在走勢需要而隨機(jī)應(yīng)變，其中主要包括出口稅收政策、出口配額政策和出口補(bǔ)貼政策等。第二，進(jìn)一步深化人民幣匯率形成機(jī)制改革，增加來自出口貿(mào)易的影響測度權(quán)重。央行應(yīng)該繼續(xù)堅(jiān)持在岸人民幣匯率“自主、可控、漸進(jìn)”的原則，奠定并強(qiáng)化包括出口貿(mào)易供需關(guān)系在內(nèi)的市場機(jī)制在人民幣匯率形成中的樞紐性作用，積極引導(dǎo)各市場主體對人民幣匯率未來在合理范圍內(nèi)呈現(xiàn)走勢雙向化、波動高頻化的心理預(yù)期，從而強(qiáng)化出口貿(mào)易的宏觀調(diào)控對人民幣實(shí)際有效匯率未來態(tài)勢干預(yù)的傳導(dǎo)效果。第三，合理調(diào)整現(xiàn)有外匯儲備結(jié)構(gòu)，循序推動出口結(jié)算人民幣化乃至人民幣國際化的進(jìn)程。根據(jù)SDR特別提款權(quán)中五大幣種的相對比重，相應(yīng)調(diào)整外貿(mào)出口結(jié)算的通貨結(jié)構(gòu)比例，特別是在境外人民幣離岸結(jié)算中心相繼建立和人民幣被吸納入SDR、占比權(quán)重僅次于美元和歐元的新形勢下，人民幣在跨境貿(mào)易中撇開過渡貨幣而直接充當(dāng)結(jié)算貨幣的具體應(yīng)用場景可以豐富化和立體化，從而落實(shí)以持續(xù)調(diào)整優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)算方式來穩(wěn)定人民幣匯率市場預(yù)期的國家戰(zhàn)略。