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文檔簡介
1、<p> 基于VAR模型的中美貿(mào)易的實(shí)證研究</p><p> 【摘要】采用2010―2012年間美元兌人民幣匯率數(shù)據(jù)和中國與美國貿(mào)易季度數(shù)據(jù),構(gòu)建VAR模型,并運(yùn)用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析方法對人民幣匯率變動對中美貿(mào)易相對差額的影響進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明,民幣實(shí)際有效匯率升值對中國與美國貿(mào)易存在反J曲線效應(yīng),即短期內(nèi)人民幣升值會改善貿(mào)易收支。 </p><p&g
2、t; 【關(guān)鍵詞】人民幣實(shí)際匯率 中美貿(mào)易 VAR模型 J曲線效應(yīng) </p><p><b> 一、前言 </b></p><p> 自2005年中國人民銀行實(shí)行匯率制度改革以來,人民幣匯率持續(xù)升值。截至2011 年底人民幣兌美元中間價匯率創(chuàng)匯改以來新高,達(dá)到1美元兌6.315人民幣,比匯改前的1美元兌8.276人民幣累計升值23.7%。根據(jù)國際收支彈性理論,一國
3、貨幣升值可以影響該國的相對價格,使進(jìn)口規(guī)模增加而出口規(guī)模減少,導(dǎo)致國際收支的減少。但實(shí)際上,中國國際收支順差2005年首次突破1000億美元后便迅速擴(kuò)大,到2008年達(dá)到2986億美元的歷史高點(diǎn)才逐漸收窄。2009年、2010年和2011年中國對外貿(mào)易順差持續(xù)下降,分別為1961億美、1831億美元和1551 億美元,比2008年分別下降34.4%、38.6%、48.1%。對人民幣匯率和我國對外貿(mào)易收支關(guān)系進(jìn)行研究,有助于我國制定對外貿(mào)
4、易政策和經(jīng)濟(jì)政策。 </p><p> 從研究我國貿(mào)易收支和匯率關(guān)系的文獻(xiàn)來看,樣本大多選取自2008年金融危機(jī)之前,研究沒有反映出危機(jī)后人民幣匯率與我國貿(mào)易收支的關(guān)系,本文選取2010―2012年的季度數(shù)據(jù),對人民幣實(shí)際匯率與中美貿(mào)易收支的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。 </p><p><b> 二、文獻(xiàn)綜述 </b></p><p> 關(guān)于匯率
5、與貿(mào)易收支的關(guān)系,國外學(xué)者進(jìn)行了廣泛的研究,但是沒有得出一致的結(jié)論。Ethier(1973)、Demers(1991)認(rèn)為,匯率波動增加了貿(mào)易風(fēng)險,特別是這種風(fēng)險無法通過金融工具來規(guī)避時,風(fēng)險厭惡的廠商會選擇降低貿(mào)易量;Choudhury(2005)從名義匯率的角度研究了美國對歐洲的出口%結(jié)果發(fā)現(xiàn)名義匯率的波動對美國的出口以負(fù)面影響為主;Maruez(2007)認(rèn)為,中國貿(mào)易收支對匯率變化的反應(yīng)敏感性差,人民幣實(shí)際匯率貶值對中國的出口影
6、響較小,而對進(jìn)口幾乎沒有影響;Dellas和Zilberfarb(1993)從期權(quán)理論出發(fā),認(rèn)為未執(zhí)行的貿(mào)易合同相當(dāng)于期權(quán),風(fēng)險與收益高度正相關(guān),因此匯率波動導(dǎo)致的風(fēng)險可能提升廠商增加貿(mào)易量的意愿;Narayan(2006)基于協(xié)整理論,研究發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際匯率與貿(mào)易收支存在協(xié)整關(guān)系,人民幣實(shí)際匯率貶值都會改善中國的貿(mào)易收支,中美貿(mào)易之間J曲線效應(yīng)不明顯;Bacchetta和Van Wincoop(2000)通過建立一般均衡模型研究發(fā)現(xiàn),
7、匯率波動對進(jìn)出口既有負(fù)面影響也有正面影響,匯率波動對于一國貿(mào)易產(chǎn)生的影響是不確定的。 </p><p> 國內(nèi)學(xué)者對人民幣匯率與中國貿(mào)易收支的關(guān)系進(jìn)行了深入研究。盧向前和戴國強(qiáng)(2005)將人民幣對世界主要貨幣的加權(quán)值作為人民幣的實(shí)際匯率,運(yùn)用協(xié)整向量自回歸法考察實(shí)際匯率與中國進(jìn)出口之間的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn):人民幣實(shí)際匯率波動對中國進(jìn)出口有顯著的影響,人民幣實(shí)際匯率對進(jìn)出口的J曲線效應(yīng)明顯;張學(xué)忠、張麗等人(200
8、7)研究發(fā)現(xiàn),長期內(nèi)人民幣實(shí)際匯率與貿(mào)易條件存在雙向的因果關(guān)系,而在短期內(nèi)實(shí)際匯率對貿(mào)易條件有顯著影響,但是貿(mào)易條件對實(shí)際匯率的修正作用不顯著;徐煒和孫?。?008)利用向量自回歸模型和格蘭杰因果檢驗?zāi)P?驗證了人民幣實(shí)際匯率對我國進(jìn)出口總額的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)自2005年匯率制度改革以來,人民幣實(shí)際匯率對我國進(jìn)出口的影響逐步減小,認(rèn)為通過人民幣升值以改善美國的貿(mào)易逆差之舉在實(shí)踐中是不合理的;楊學(xué)楠(2005)基于協(xié)整理論研究了人民幣有效匯
9、率與貿(mào)易收支的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)二者之間在長期內(nèi)存在穩(wěn)定關(guān)系;奚君羊和李志軍(2011)研究發(fā)現(xiàn)匯率對中國總的貿(mào)易收支影響并不顯著,中國和貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)增長對中國貿(mào)易收支的影響大于匯率的影響,中國的巨額貿(mào)易順差主要來源于中國和全球的經(jīng)濟(jì)增長而非匯率變動。 </p><p> 三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理 </p><p><b> ?。ㄒ唬?shù)據(jù)來源 </b></p>
10、<p> 本文選取2010年到2012年底中美雙邊貿(mào)易和實(shí)際匯率的季度數(shù)據(jù),中國與美國雙邊進(jìn)出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)是基于>(SITC)的分類數(shù)據(jù),中美兩國貿(mào)易數(shù)據(jù)、中國和美國季度國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)者物價指數(shù)、人民幣兌美元名義匯率等數(shù)據(jù)來源于美國聯(lián)邦儲備系統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)、歷年>以及>等。 </p><p><b> ?。ǘ┠P蜆?gòu)建 </b></p><
11、;p> 本文根據(jù)簡化的貿(mào)易收支模型和對數(shù)描述的馬歇爾―勒納條件,構(gòu)建模型如下:LnTB=C0+C1LnE+C2LnYh+C3LnYa+d。其中,TB=EX/IM,表示出口對進(jìn)口的比率,E表示人民幣對美元實(shí)際有效匯率,Yh表示本國的實(shí)際國民收入,Ya表示美國的實(shí)際國民收入,d為隨機(jī)誤差項。按照傳統(tǒng)國際收支理論,本國居民收入上升會增加進(jìn)口外國商品的需求,使進(jìn)口增加,貿(mào)易收支惡化,C2符號預(yù)期是負(fù)號;外國居民收入上升,會增加進(jìn)口本國商
12、品的需求,使本國出口增加,貿(mào)易收支得到改善,因此C3 符號預(yù)期是正號;若馬歇爾―勒納條件滿足,則本國貨幣貶值會改善貿(mào)易收支,故C1的符號應(yīng)是負(fù)號。 </p><p><b> 四、實(shí)證結(jié)果 </b></p><p> ?。?)平穩(wěn)性檢驗。VAR模型要求其變量平穩(wěn),或聯(lián)合平穩(wěn)(即不平穩(wěn)但有協(xié)整關(guān)系),因而必須對模型中的各時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,本文采用ADF檢驗法,結(jié)
13、果見表1。 </p><p> 表1 時間序列的單位根檢驗 </p><p> 變量名稱 檢驗形式 ADF檢驗值 5%臨界值 結(jié)論 </p><p> LnTB (C,T,0) -1.0062 -2.5674 不平穩(wěn) </p><p> △LnTB (C,T,1) -5.3234 -2.8901 平穩(wěn) </p><
14、p> LnE (0,T,1) -1.0082 -2.0312 不平穩(wěn) </p><p> △LnE (C,T,1) -3.0986 -1.9834 平穩(wěn) LnY (C,T,1) -2.0017 -2.3218 不平穩(wěn) </p><p> △LnY (C,T,0) -5.3446 -3.0178 平穩(wěn) </p><p> LnY (C,T,2) -
15、1.9804 -2.9981 不平穩(wěn) </p><p> △LnY (C,0,1) -3.9942 -2.0891 平穩(wěn) </p><p> 根據(jù)ADF檢驗結(jié)果,所有變量水平值在5%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的。在經(jīng)過一階差分后,在5%的顯著性水平下,各變量是平穩(wěn)的。因此,可以對這四個序列進(jìn)行協(xié)整條件。 </p><p> ?。?)協(xié)整檢驗。前文模型中包含4個變量,
16、所以用Johansen方法進(jìn)行協(xié)整檢驗。Johansen檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法,VAR模型中的一個重要問題就是確定滯后階數(shù)。滯后階數(shù)一般是根據(jù)AIC和SC最小值對應(yīng)的滯后期來確定的。滯后階數(shù)檢驗結(jié)果表明:中國對美國貿(mào)易收支方程的滯后階數(shù)為2階。本文采用跡檢驗和最大特征值檢驗統(tǒng)計量來驗證各變量的協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果見表2和表3。 </p><p> 表2 Johansen跡統(tǒng)計量
17、檢驗結(jié)果 </p><p> 協(xié)整向量個數(shù) 統(tǒng)計量 5%臨界值 </p><p> 0個 58.2217 42.1918 </p><p> 最多1個 25.1198 30.0917 </p><p> 最多2個 6.3321 12.0917 </p><p> 最多3個 1.9074 4.0015 <
18、/p><p> 表3 Johansen最大統(tǒng)計量檢驗結(jié)果 </p><p> 協(xié)整向量個數(shù) 統(tǒng)計量 5%臨界值 </p><p> 0個 30.19184 23.0096 </p><p> 最多1個 9.0094 18.0519 </p><p> 最多2個 7.3078 11.429 </p>
19、<p> 最多3個 1.9927 3.9817 </p><p> 可以看出,在5%的顯著性水平上,跡檢驗統(tǒng)計量和最大特征值檢驗統(tǒng)計量均表明方程中各變量之間只存在1個協(xié)整關(guān)系。相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程為: </p><p> LnTB=-1.3017LnE-1.2517LnYh+3.0014LnYa </p><p> ?。?.9014) (l.6198
20、) (4.9978) </p><p> 該式表示了中美兩國貿(mào)易收支和各變量之間的長期關(guān)系,括號內(nèi)的數(shù)字為各協(xié)整系數(shù)估計值的標(biāo)準(zhǔn)差。各變量的符號與預(yù)期一致,人民幣實(shí)際有效匯率升值1%,會引起中國對美國的貿(mào)易順差下降1.30%;中國實(shí)際GDP上升1%,貿(mào)易順差下降1.62%;美國實(shí)際GDP上升1%,貿(mào)易順差上升5.00%。彈性系數(shù)的值表明,實(shí)際有效匯率對中美兩國貿(mào)易影響較小,而美國的國內(nèi)收入對貿(mào)易響應(yīng)非常大。 &
21、lt;/p><p> ?。?)Granger因果檢驗。通過協(xié)整檢驗可知,中美的貿(mào)易收支相關(guān)變量存在均衡關(guān)系和短期動態(tài)關(guān)系,是否存在因果關(guān)系還需進(jìn)一步檢驗,結(jié)果見表4。 </p><p> 表4 中美貿(mào)易收支因果檢驗 </p><p> 零假設(shè) 最優(yōu)滯后期 樣本數(shù) F統(tǒng)計量 P值 結(jié)論 </p><p> LnTB不是LnE 的原因 2 12
22、 3.8921 0.0032 拒絕 </p><p> LnE不是LnTB的原因 2 12 4.9232 0.0028 接受 </p><p> 在5%的顯著性水平下,人民幣實(shí)際匯率和貿(mào)易收支之間互為因果關(guān)系。即人民幣實(shí)際匯率貶值促進(jìn)了中國貿(mào)易收支的改善或貿(mào)易盈余的增加,貿(mào)易收支盈余的增加進(jìn)一步促進(jìn)了人民幣的升值。 </p><p> ?。?)脈沖反應(yīng)分析。為了
23、進(jìn)一步檢驗貿(mào)易收支對實(shí)際匯率波動的動態(tài)反應(yīng),在VAR模型基礎(chǔ)上引入一般脈沖反應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。相對傳統(tǒng)正交脈沖反應(yīng)函數(shù)而言,一般脈沖反應(yīng)函數(shù)具有不受變量階數(shù)影響的優(yōu)勢。在中美雙邊貿(mào)易收支VAR模型中,通過脈沖反應(yīng)函數(shù)來檢驗貿(mào)易相對差額對最初一單位沖擊的短期和長期反應(yīng)。 </p><p> 圖1 人民幣實(shí)際匯率對貿(mào)易收支的脈沖響應(yīng) </p><p> 圖1表明,本期人民幣實(shí)際匯率受到一個標(biāo)
24、準(zhǔn)差正向沖擊后,貿(mào)易收支在接下來的兩個季度內(nèi)迅速下降,在第2季度末迅速反彈并在第3季度達(dá)到峰值,然后又迅速下降,在第8季度下降到最小值后開始平緩上升,對貿(mào)易收支的影響最終為正向影響。圖3說明實(shí)際匯率的一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊對中國貿(mào)易收支的影響是先為負(fù)向影響,然后為正向影響,再一次說明中美之間貿(mào)易J曲線效應(yīng)較為明顯。 </p><p><b> 五、結(jié)論與建議 </b></p>&
25、lt;p> 本文以中美兩國2010―2012年間美元兌人民幣匯率數(shù)據(jù)和中國與美國貿(mào)易季度數(shù)據(jù)為樣本期,研究人民幣實(shí)際有效匯率構(gòu)建、中國實(shí)際GDP、美國實(shí)際GDP對中美兩國貿(mào)易收支的影響,得出以下結(jié)論:人民幣實(shí)際匯率對中美貿(mào)易收支的影響是先負(fù)后正,最終逐步收斂,中美貿(mào)易曲線效應(yīng)較為明顯;人民幣實(shí)際匯率與中美貿(mào)易收支之間互為因果關(guān)系,人民幣實(shí)際匯率的貶值有效地改善了貿(mào)易收支或增加了貿(mào)易盈余,但是人民幣實(shí)際匯率與進(jìn)出口之間僅存在單向的
26、因果關(guān)系。 </p><p> 基于上述研究結(jié)論,本文給出如下對策建議:改善中美貿(mào)易失衡的狀況需要中美雙方共同努力。對于中國而言,應(yīng)該調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),完善社會保障體系,積極擴(kuò)大內(nèi)需,逐步從發(fā)展外需市場向擴(kuò)大內(nèi)需市場轉(zhuǎn)變。對于美國而言,應(yīng)當(dāng)改變其擴(kuò)張性財政政策!積極提高儲蓄率,量力而行進(jìn)行消費(fèi);調(diào)整出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。企業(yè)應(yīng)大力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,積極實(shí)施出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級,提高出口產(chǎn)品的附加值,通過提高產(chǎn)品質(zhì)量提升產(chǎn)品的國
27、際競爭力;穩(wěn)健有序地推進(jìn)人民幣匯率制度改革。 </p><p><b> 參考文獻(xiàn): </b></p><p> [1]ETHIER.International trade and the forward exchange market[J].American Economic Review,1973. </p><p> [2]DELL
28、ASH,ZILBERFARB H.Real exchange rate volatility and international trade:reexamination of the theory[J].Southern Economic Journal,1993. </p><p> [3]盧向前,戴國強(qiáng).人民幣實(shí)際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,(5). </p><
29、;p> [4]張學(xué)忠,張麗,等.人民幣實(shí)際匯率與貿(mào)易條件的協(xié)整關(guān)系及動態(tài)沖擊響應(yīng)的檢[J].山東社會科學(xué),2007,(2). </p><p> [5]徐煒,孫俊.人民幣實(shí)際有效匯率對我國進(jìn)出口總額的影響[J].國際貿(mào)易問題,2008,(3). </p><p> [6]楊學(xué)楠.人民幣匯率與我國出口貿(mào)易之間的關(guān)系[J].西安財經(jīng)學(xué)院學(xué)報,2010,(4). </p>
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