中國自從步入21世紀(jì)，2001年加入世界貿(mào)易組織以來，服務(wù)貿(mào)易出口額從2000年的304億美元，增長為2018年的2089億美元，出口規(guī)模增長至2000年的6.87倍，年平均增長率高達12%?？梢钥闯觯覈姆?wù)貿(mào)易出口不斷增加，貿(mào)易競爭力也不斷增強。因此，在服務(wù)貿(mào)易世界發(fā)展趨勢越來越強的情況下，我國為緊跟時代發(fā)展潮流，應(yīng)當(dāng)了解影響服務(wù)出口增長的因素是什么。

進入21世紀(jì)，由于我國受到2005年匯率機制改革和2008年次貸危機等影響，人民幣匯率的波動十分頻繁，這對我國的對外貿(mào)易產(chǎn)生巨大影響。服務(wù)貿(mào)易作為我國貿(mào)易出口的重要組成部分，所受到的影響也較大。由此可見，分析人民幣匯率變動對我國服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系，對維護我國對外貿(mào)易穩(wěn)定具有重要意義。鑒于此，本文利用1998年至2019年的有關(guān)數(shù)據(jù)，分析自21世紀(jì)以來我國經(jīng)歷一系列改革、經(jīng)濟危機的背景下，人民幣實際有效匯率的變動是否影響服務(wù)出口增長。若影響，影響程度如何。

一、變量解釋及數(shù)據(jù)來源

本文將運用1998—2019年人民幣有效匯率來估計其變動對我國服務(wù)出口的影響。SE代表我國服務(wù)貿(mào)易總出口額，數(shù)據(jù)來源于中國國際貿(mào)易收支平衡表。EER代表有效匯率，分為實際有效匯率REER和名義有效匯率NEER，數(shù)據(jù)來源于WIND萬得數(shù)據(jù)庫。由于匯率對貿(mào)易出口的影響具有滯后性，因此引入變量EERt-1。除國際收支狀況自主改變有效匯率之外，政策也對匯率變動有重要影響。2005年7月我國匯率制度改革對人民幣匯率變動影響較大，因此設(shè)置虛擬變量D表示匯率改革對我國服務(wù)出口的影響，匯率改革前為D=0，匯率改革后為D=1。

本文所使用的數(shù)據(jù)中，匯率數(shù)據(jù)為1998年至2019年的月度數(shù)據(jù)，服務(wù)貿(mào)易出口為季度數(shù)據(jù)。鑒于各變量間單位不同，若簡單的建立變量間的回歸方程可能缺乏經(jīng)濟意義，有失準(zhǔn)確性。因此，將對變量取對數(shù)，建立如下經(jīng)濟模型（1）式，將問題轉(zhuǎn)化為研究解釋變量變化1%對被解釋變量帶來的影響。

二、研究背景

（一）人民幣匯率走勢分析

1998-2004年人民幣兌美元的匯率在直接標(biāo)價法下為1美元兌8.27人民幣，匯率基本穩(wěn)定。2005年7月21日，央行宣布進行匯率機制改革，實施以市場為基礎(chǔ)的、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)的、有管理的浮動匯率制度。在此之前，我國實施的是“盯住美元”的基本匯率制度。自2005年匯率改革以來，人民幣兌美元匯率降低，人民幣開始升值。從2006年開始，人民幣“破8”。受次貸危機的影響，2008年開始，人民幣“破7”，1美元僅可兌換6.94人民幣。此后人民幣兌美元匯率一直在1:6.6附近上下波動。2008年至2014年人民幣始終處于升值狀態(tài)，2014年達到匯率達到最低值1:6.14。自2015年開始，人民幣對美元匯率一直呈小幅貶值狀態(tài)。2017年人民幣兌美元達到1：6.75后出現(xiàn)小幅上升，為6.61。2019年8月9日，人民幣兌美元匯率達到1：7.06的高度。這是11年來人民幣首次“破7”。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計（1998—2019）

（二）我國服務(wù)出口的發(fā)展

2001年12月11日，中國正式加入世界貿(mào)易組織。在加入世貿(mào)組織前的2000年，我國服務(wù)貿(mào)易出口額304億美元，加入世貿(mào)組織后，2001年服務(wù)出口額達到333億美元，出口增加9.54%。2001年至2004年服務(wù)出口貿(mào)易量大幅增長，2004年增長為2001年的2倍多。自2005年以來，在匯率改革的基礎(chǔ)上，我國服務(wù)貿(mào)易出口額從744億美元一路升至2008年的1471億美元。2008年次貸危機爆發(fā)，我國服務(wù)貿(mào)易出口受其影響首次出現(xiàn)負增長。2009年服務(wù)出口僅為1294億美元，比2008年的1471億美元下降11.99%。2010年與2008年次貸危機前的出口額相比，雖稍有回升，但直至2014年，出口額也增長不多。2015年至2017年，我國服務(wù)貿(mào)易出口額都出現(xiàn)不同程度的負增長，直至2018年才有所回升。

圖1 1998—2019年中國服務(wù)出口額（季度）

（三）我國匯率變動和服務(wù)貿(mào)易出口之間的關(guān)系

通過以上分析發(fā)現(xiàn)，在1999—2018年的近20年間，除個別年份外，人民幣升值并沒有顯著抑制我國服務(wù)出口的增長，而2015年人民幣貶值，我國服務(wù)貿(mào)易出口卻與所下降?？梢钥闯觯嗣駧刨H值并沒有像經(jīng)濟理論上所預(yù)期的那樣對服務(wù)貿(mào)易出口有所改善。因此提出疑問，匯率的改變與我國服務(wù)出口到底有怎樣的聯(lián)系。本文將運用計量經(jīng)濟學(xué)的方法，通過時間序列的ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗，構(gòu)建回歸模型并采用最小二乘法對兩者之間的關(guān)系進行分析、論證。

圖2 我國服務(wù)出口額、實際有效匯率和名義有效匯率的時間序列圖

三、實證結(jié)果及分析

（一）ADF單位根檢驗

時間序列采用OLS最小二乘法回歸分析變量之間的關(guān)系，但該回歸方法的前提假設(shè)是時間序列必須平穩(wěn)，否則就會造成謬誤或偽回歸。

由圖2可以初步判斷出LnSE、LnREER和Ln-NEER為非平穩(wěn)時間序列。于是將用ADF法對這些序列進行單位根檢驗。檢驗原理是假設(shè)被檢驗變量為非平穩(wěn)時間序列，當(dāng)ADF檢驗所得的P值小于0.05時，則表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即所檢驗變量為平穩(wěn)時間序列。反之則不能拒絕原假設(shè)，被解釋變量為非平穩(wěn)時間序列。用Eviews 10.0檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2可知，3個變量的ADF檢驗值的絕對值均小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，所以這三個時間序列為非平穩(wěn)序列。同時，LnSE、Ln-REER和LnNEER所檢驗出的P值分別為0.8713、0.4324和0.5345均大于0.05，不能在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，更驗證其不平穩(wěn)性。

表2 各變量ADF檢驗結(jié)果

因此，為得到平穩(wěn)序列，接下來將對這3個變量進行一階差分，得到新的時間序列D（LnSE）、D（LnREER）和D（LnNEER）。對新的時間序列再次進行ADF檢驗判斷一階差分后新序列的穩(wěn)定性。

由表3可以看出，3個變量的ADF值的絕對值均大于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，各變量經(jīng)過一階差分后變平穩(wěn)。因此取對數(shù)后的人民幣實際有效匯率LnREER、名義有效匯率LnNEER和服務(wù)出口額LnSE可以用于建立協(xié)整回歸方程。

（二）協(xié)整檢驗

雖然實際有效匯率與名義有效匯率都可以表示人民幣匯率變動，但實際匯率剔除了國內(nèi)外產(chǎn)品價格水平變動的影響，更為準(zhǔn)確，因此選用實際有效匯率REER作為解釋變量建立回歸方程。

表3 各變量一階差分ADF檢驗

表4 殘差單位根檢驗結(jié)果

為了判定各解釋變量與被解釋變量之間有無長期均衡關(guān)系，對LnSE、LnREER、LnREERt-1和D建立協(xié)整回歸，得到殘差序列RESID01，對殘差序列進行單位根檢驗，判斷殘差序列是否平穩(wěn)，檢驗結(jié)果如表4所示。殘差的ADF檢驗P值為0.038小于0.05，所以殘差序列RESID01是平穩(wěn)的。

因此在5%的顯著性水平下，我國服務(wù)出口額與人民幣實際匯率之間存在著長期均衡關(guān)系。

（三）OLS回歸

根據(jù)表5，LnSE、LnREER、LnREERt-1和D之間的回歸方程如（2）式所示。

基于以上數(shù)據(jù)，我們可以得知，此模型的擬合優(yōu)度R2為0.85，說明在LnSE模型中因變量的85%能被解釋，擬合效果較好。模型LnSE的F-statistic為492.296，P值接近于零，所以模型是顯著的。但在單個解釋變量的顯著性檢驗方面，LnREER、Ln-REERt-1的P值分別為0.948和0.376，表明其對LnSE沒有顯著影響。因此應(yīng)當(dāng)對模型變量的選定做出改變。

經(jīng)過反復(fù)篩選檢驗，發(fā)現(xiàn)LnREERt-1對模型顯著性影響較大，因此剔除LnREERt-1。對LnSE重新做OLS回歸，得到新的方程式（3）。新方程式中各變量P值和t值如表6所示。

可以看出，模型整體擬合度為0.85，F(xiàn)-statistic為739.6848，P值接近于零，同時各解釋變量均顯著。

但又考慮到LnSE與LnREER之間存在的可能不是一次線性關(guān)系，于是引入新的變量LnREER2。

再以LnREER、LnREER2和D為自變量，對LnSE做OLS回歸，得到新的方程式（4）。新方程式中各變量P值和t值如表7所示。

表5 LnSE模型中各變量的P值和t值

表6 LnSE模型中各變量的P值和t值

表7 LnSE模型中各變量的P值和t值

該方程式中LnSE方程的擬合優(yōu)度為0.87，說明解釋變量能夠解釋87% LnSE的變動。P值為0.0000明顯小于0.05，方程整體顯著。各解釋變量的P值均為0.0000，則所有解釋變量的系數(shù)均顯著。

說明在設(shè)定的3個回歸方程中，方程（4）的擬合效果最好，顯著性也最強，則運用方程（4）的結(jié)果對人民幣匯率變動對我國服務(wù)出口的影響做進一步分析。

（四）結(jié)論分析

上述回歸分析說明在1998年至2019年期間，匯率變動與服務(wù)出口貿(mào)易不是一次線性關(guān)系，而是二次方的關(guān)系。LnREER的系數(shù)為負，LnREER2的系數(shù)為正。匯率上升初期，有效匯率升高，但服務(wù)出口額減少，同時沿著二次曲線的左側(cè)下降。在底部曲線斜率變小，說明出口減速會隨著人民幣不斷升值而放緩。當(dāng)達到某個臨界值后，有效匯率繼續(xù)上升，而出口額進入二次曲線右側(cè)上升趨勢，隨著匯率的持續(xù)上升，外貿(mào)出口額受到的影響越大，會加速上升。從此研究結(jié)果可以說明，滯后一期的人民幣實際有效匯率變動對當(dāng)期服務(wù)出口增長具有顯著負向影響。因此人民幣實際有效匯率的變動，對服務(wù)出口的影響存在一種J曲線效應(yīng)。

許多服務(wù)貿(mào)易投資者的投資出口會根據(jù)其他現(xiàn)行投資者與國家政策的變動來調(diào)整自身的投資。由于人民幣有效匯率變動對出口存在滯后影響，當(dāng)匯率波動時，一般會認為匯率經(jīng)市場調(diào)整向正常水平回歸，促使出口企業(yè)持一種“觀望”態(tài)度。服務(wù)出口的依據(jù)很大程度上基于前階段的匯率變動，因此服務(wù)出口與匯率的變動并不是同步增加或減少，而是一定程度上表現(xiàn)出一種此消彼長的現(xiàn)象。

四、我國服務(wù)出口的發(fā)展建議

（一）深化匯率制度改革，不斷推進利率市場化

提高人民幣匯率市場化的程度，以減小人民幣升值的壓力。由于我國在2005年匯率改革，從固定匯率變?yōu)楦訁R率制度，匯率波動較為頻繁，因此，推動利率市場化可以化解匯率穩(wěn)定和匯率浮動之間的關(guān)系。

（二）提高企業(yè)創(chuàng)新能力，增強出口產(chǎn)品市場競爭力

我國服務(wù)出口企業(yè)應(yīng)當(dāng)在新型服務(wù)模式等方面加大投入力度，了解市場需求，緊跟時代潮流，提升企業(yè)比較優(yōu)勢，提高出口競爭力。主動適應(yīng)國際企業(yè)轉(zhuǎn)移和國外市場需求的變化。同時降低出口服務(wù)的彈性需求，一定程度上降低服務(wù)出口投資對匯率變動的敏感度。

（三）國家應(yīng)當(dāng)尊重市場的變動，不急于利用政策改變服務(wù)出口方向

政府應(yīng)當(dāng)在尊重市場規(guī)律的基礎(chǔ)上堅持市場決定匯率的機制不動搖，同時讓服務(wù)出口企業(yè)根據(jù)匯率的變動來決定自己的投資取向。適當(dāng)運用穩(wěn)健有效的匯率政策，而不是生硬的運用強有力的行政手段進行干預(yù)，操控匯率，為政策操作留取一些空間。