幣匯率范文

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首先綜觀中外有關(guān)文獻(xiàn),匯率變動對貿(mào)易收支影響的實證研究主要圍繞國際收支調(diào)節(jié)理論的彈性分析法中“馬歇爾-勒納條件是否成立”這一基本思路進(jìn)行的。根據(jù)馬歇爾-勒納條件，在進(jìn)出口供給彈性無窮大前提假設(shè)下,只要一國進(jìn)出口需求價格彈性之和大于1,本幣貶值就會改善貿(mào)易收支狀況；當(dāng)一國進(jìn)出口需求價格彈性之和等于1時,本幣貶值對貿(mào)易收支差額沒有影響；當(dāng)一國進(jìn)出口需求價格彈性之和小于1時,本幣貶值會惡化貿(mào)易收支。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家在對馬歇爾-勒納條件多年實證研究中形成了兩種不同觀點,即進(jìn)出口需求價格彈性之和趨向小于1的“彈性悲觀派”(elasticitypessimists)及趨向大于1的“彈性樂觀派”(elasticityoptimists)。我國學(xué)者對人民幣匯率與貿(mào)易收支關(guān)系實證研究結(jié)果也存在較大分歧,主要集中在我國匯率變動對貿(mào)易收支影響是否顯著等問題上：第一種觀點，認(rèn)為中國的進(jìn)出口需求價格彈性嚴(yán)重不足，如厲以寧(1991)、陳華（1998）、張明（2001）、謝建國、陳漓高(2002)、陳國偉、夏江（2002）、任兆璋、寧忠忠（2004）、曹陽、李劍武（2006）等；第二種觀點認(rèn)為，我國的進(jìn)出口彈性處于臨界值，如陳彪如(1992)、李明友（2005）、許少強(qiáng)、馬丹（2005）、李亞瓊、黃立宏（2006）等；第三種觀點則認(rèn)為，匯率貶值能夠改善貿(mào)易收支，如戴祖祥(1997)、謝智勇、徐璋勇等8人(1999)、金俊峰（2001）、劉昕昕（2005）等。

為什么都是利用中國的匯率與進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，會得出如此不同的結(jié)論？筆者認(rèn)為上述研究結(jié)果出現(xiàn)種種差異主要原因可能是:不同研究選擇樣本區(qū)間不同、研究側(cè)重點不同、模型設(shè)定不同、變量選取不同、數(shù)據(jù)來源與處理不同、采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法有所差異等。本文將在前人的基礎(chǔ)上，采用1994年1月至2006年11月的月度數(shù)據(jù)，利用向量誤差修正模型對人民幣實際有效匯率與中國對外貿(mào)易總額的影響進(jìn)行分析。

一、數(shù)據(jù)的選擇與預(yù)處理

在以往的研究中，學(xué)者更多的采用名義匯率或名義有效匯率，但實際有效匯率以一國的主要貿(mào)易國之貿(mào)易量占該國貿(mào)易總量的比例為權(quán)重，能更好地反映一國貨幣相對于其他貨幣匯率的平均變化。因此，本文采用國際貨幣基金組織（IMF）網(wǎng)站上公布的人民幣實際有效匯率數(shù)據(jù)作為本文的研究基礎(chǔ)。在收集1994年1月至2006年11月的原始數(shù)據(jù)后，將其調(diào)整為以1994年1月為基期。為了克服數(shù)據(jù)中存在異方差現(xiàn)象，對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后擴(kuò)大100倍，最后將得到的人民幣實際有效匯率記為REER。

為了消除物價變動對中國對外貿(mào)易總額的影響，需要整理出消費者物價指數(shù)CPI。在國際貨幣基金組織網(wǎng)站得到1994年1月至2006年11月的消費者物價指數(shù)數(shù)據(jù)（月度同比數(shù)據(jù)）之后，根據(jù)中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布整理出來的2004年12月至2005年11月的月度同比數(shù)據(jù)，將消費者物價指數(shù)調(diào)整為以1994年1月為基期。通過觀察，發(fā)現(xiàn)得到的數(shù)據(jù)存在著季節(jié)變動趨勢，因此本文采用乘法模型對該數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。經(jīng)過調(diào)整后的數(shù)據(jù)，為了克服數(shù)據(jù)中存在異方差現(xiàn)象，對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)并擴(kuò)大100倍，最后將得到的消費者物價指數(shù)記為CPI。

從國際貨幣基金組織的網(wǎng)站得到中國對外貿(mào)易總額的原始數(shù)據(jù)。首先將數(shù)據(jù)調(diào)整為以1994年1月為基期，針對中國對外貿(mào)易總額指數(shù)表現(xiàn)出很強(qiáng)的季節(jié)性趨勢問題，本文采用乘法模型對其進(jìn)行調(diào)整，消除其季節(jié)變動趨勢。消除季節(jié)變動趨勢之后，對得到的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)以消除數(shù)據(jù)中存在的異方差。此時得到的中國對外貿(mào)易總額數(shù)據(jù)，仍受各年度物價變動的影響，如果直接用于實證分析，會影響人民幣實際有效匯率對其的實際影響程度。為此，本文將調(diào)整后的中國對外貿(mào)易總額數(shù)據(jù)除以前面經(jīng)過調(diào)整的消費者物價指數(shù)CPI，最后得到的中國對外貿(mào)易總額記為TAFT。

二、實證分析

建立向量誤差修正模型，一般遵循以下步驟：1、檢驗時間序列的平穩(wěn)性。只有時間序列是同階平穩(wěn)的，才能運用向量誤差修正模型對時間序列進(jìn)行分析；2、確定向量誤差修正模型的滯后期；3、確定滯后期之后，根據(jù)滯后期判斷向量誤差修正模型是否存在協(xié)整關(guān)系。如果時間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系，則可以使用向量誤差修正模型；4、在前面的條件都滿足的情況下，根據(jù)滯后期及協(xié)整關(guān)系個數(shù)建立向量誤差修正模型。

在本文中，REER、TAFT根據(jù)SIC標(biāo)準(zhǔn)，在1%的顯著度上都是一階平穩(wěn)的（見表1）；根據(jù)LR統(tǒng)計量、AIC統(tǒng)計量及SC統(tǒng)計量確定向量誤差修正模型的最佳滯后期為4期（見表2）；采用約翰森（Johansen）檢驗方法，確定并計算滯后4期的REER與TAFT的協(xié)整關(guān)系（見表3），檢驗結(jié)果顯示：在5％的置信度下，REER與TAFT之間存在著一個協(xié)整關(guān)系。

表1：REER、TAFT的單位根檢驗

變量檢驗類型

（C，T，K）ADF

檢驗值各顯著性水平下的臨界值檢驗結(jié)果

1%5%10%

△REER（C，1，0）-9.78-4.02-3.44-3.14平穩(wěn)

△TAFT（C，1，3）-11.52-4.02-3.44-3.14平穩(wěn)

注：表中△、△2表示一階差分、二階差分，檢驗形式（C，T，K）中的C，T，K分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；0指檢驗方程不包括常數(shù)項或時間趨勢項。

表2：確定REER、TAFT的向量誤差修正模型滯后期的各統(tǒng)計量的值

統(tǒng)計量VAR（1）VAR（2）VAR（3）VAR（4）VAR（5）

LR統(tǒng)計量-688.33-657.06-644.29-635.25-621.79

AIC統(tǒng)計量9.028.728.668.658.58

SC統(tǒng)計量9.148.928.949.019.02

在對REER及TAFT兩個時間序列進(jìn)行分析后，得到REER、TAFT兩個時間序列符合向量誤差修正模型的要求。本文利用Eveiws5.0軟件，建立滯后4期的向量誤差修正模型，關(guān)系式如下：

…（1）

式（1）中，括號內(nèi)表示變量之間的長期關(guān)系，REER對TAFT的影響系數(shù)為5.23，表示REER每增加1個單位，TAFT受此影響會相應(yīng)增加5.23個單位。括號前的系數(shù)成為誤差修正系數(shù)，表示當(dāng)前期的變量相對于均衡位置取值過高時，通過誤差修正系數(shù)的反向修正作用使變量向均衡位置移動，在式（1）中，修正系數(shù)為-0.0011，小于零，符合反向修正原理，修正強(qiáng)度僅為0.0011，短期的修正作用并不明顯。括號后面表示的是變量之間的短期關(guān)系，由式（1）可以看出，滯后一期、兩期的影響較滯后三期的影響大，滯后一期、兩期的影響較滯后三期的影響大；而滯后一期的較的影響大，滯后兩期的的影響較大，滯后三期的與的影響大致相同。

從向量誤差修正模型能夠得到REER與TAFT之間的短期、長期關(guān)系，下面運用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解來描述REER與TAFT的影響程度分別如何。運用EVIEWS5.0軟件得到REER與TAFT的脈沖相應(yīng)函數(shù)結(jié)果（見圖1）、方差分解結(jié)果（見圖2）。

由圖1可以看出，TAFT對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息立刻有較強(qiáng)反映，數(shù)量增加了3.5%，到第二期時數(shù)量降低到1.2%，并隨后呈振蕩上升趨勢，最后保持在1.6%左右。通過圖1，可以看出來自REER的新息對TAFT的影響是有限的，當(dāng)期的影響是零，隨后產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，在第三期影響的絕對值達(dá)到最大值0.9%，但從長期來看，這種負(fù)效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸下降趨勢，最終維持在0.1%左右。

由圖2可以看出，當(dāng)REER與TAFT同時作用于TAFT時，當(dāng)期TAFT受自身的影響為主，隨后呈下降趨勢，但隨著時間的增長，最后又逐漸回升，REER對TAFT的影響恰恰相反。但由數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)，對TAFT影響占主導(dǎo)地位的仍是TAFT自身的影響，REER對TAFT的影響相對比較弱小。

綜觀圖1、圖2，人民幣實際有效匯率對中國對外貿(mào)易總額有著長期的影響，這個結(jié)論與前面用向量誤差修正模型得到的結(jié)論是一致的；人民幣實際有效匯率的變動對中國對外貿(mào)易總額的影響著重在前兩期，即中國對外貿(mào)易總額對人民幣實際有效匯率的變動能在較短的時間內(nèi)作出反應(yīng)，但仍存在著一定的滯后性，并不能在當(dāng)期全部消化人民幣實際有效匯率波動造成的影響；人民幣實際有效匯率對中國對外貿(mào)易總額的影響相對于中國對外貿(mào)易總額對自身的影響顯得比較微弱。

三、簡單結(jié)論

根據(jù)上面的實證分析，本文發(fā)現(xiàn)，人民幣實際有效匯率與中國對外貿(mào)易總額之間存在著如下的聯(lián)系：

1、1994年1月至2006年11月，人民幣實際有效匯率與中國對外貿(mào)易總額之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，其彈性系數(shù)為5.23，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于ML（Marshall-Lerner）條件所要求的臨界值1，表明ML條件在我國是明顯成立的。

2、1994年1月至2006年11月，人民幣實際有效匯率波動對中國對外貿(mào)易總額的影響存在J曲線效應(yīng)，滯后時間為4個月。

3、在1994年1月至2006年11月這個時間段里，通過對比，人民幣實際有效匯率對中國對外貿(mào)易總額的影響要小于中國對外貿(mào)易總額前期對自身變化的影響。

由上面的結(jié)論可以得出，人民幣實際有效匯率的變動有利于中國對外貿(mào)易的健康發(fā)展，這從另一個側(cè)面反應(yīng)了中國政府在2005年7月21日進(jìn)行匯率制度改革的正確性。自從這次匯率制度改革之后，雖然人民幣呈現(xiàn)升值趨勢，但人民幣匯率仍在較寬的空間內(nèi)波動，這對中國的對外貿(mào)易有著一定的刺激作用，2005年7月之后中國對外貿(mào)易總額不斷攀升的走勢也證明了這一點。

近年來，中國的多邊貿(mào)易在全球貿(mào)易市場中取得了令人驕傲的成績，但伴隨著對外貿(mào)易總額的增長，人民幣匯率問題也成為國際社會和學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注的熱點。自從2005年7月21日人民幣匯率制度改革以后，中國開始實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)整、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率不再盯住單一美元，人民幣長期升值的趨勢初步得到了確立。但是，從理論上講，人民幣升值將會影響中國對外貿(mào)易的健康發(fā)展。本文將從實證研究的角度分析人民實際有效匯率變動對中國對外貿(mào)易總額的影響及程度，以期為對外貿(mào)易政策制定及宏觀調(diào)控提供決策依據(jù)。