基于var模型的中美貿(mào)易的實證研究

1、<p>　　基于VAR模型的中美貿(mào)易的實證研究</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)，構建VAR模型，并運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和脈沖響應函數(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行實證分析。結果表明，民幣實際有效匯率升值對中國與美國貿(mào)易存在反J曲線效應，即短期內(nèi)人民幣升值會改善貿(mào)易收支。 </p><p&g

2、t;　　【關鍵詞】人民幣實際匯率 中美貿(mào)易 VAR模型 J曲線效應 </p><p><b>　　一、前言 </b></p><p>　　自2005年中國人民銀行實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，使進口規(guī)模增加而出口規(guī)模減少，導致國際收支的減少。但實際上，中國國際收支順差2005年首次突破1000億美元后便迅速擴大，到2008年達到2986億美元的歷史高點才逐漸收窄。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)易收支關系進行研究，有助于我國制定對外貿(mào)

4、易政策和經(jīng)濟政策。 </p><p>　　從研究我國貿(mào)易收支和匯率關系的文獻來看，樣本大多選取自2008年金融危機之前，研究沒有反映出危機后人民幣匯率與我國貿(mào)易收支的關系，本文選取2010―2012年的季度數(shù)據(jù)，對人民幣實際匯率與中美貿(mào)易收支的關系進行實證研究。 </p><p><b>　　二、文獻綜述 </b></p><p>　　關于匯率

5、與貿(mào)易收支的關系，國外學者進行了廣泛的研究，但是沒有得出一致的結論。Ethier（1973）、Demers（1991）認為，匯率波動增加了貿(mào)易風險，特別是這種風險無法通過金融工具來規(guī)避時，風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%結果發(fā)現(xiàn)名義匯率的波動對美國的出口以負面影響為主；Maruez（2007）認為，中國貿(mào)易收支對匯率變化的反應敏感性差，人民幣實際匯率貶值對中國的出口影

6、響較小，而對進口幾乎沒有影響；Dellas和Zilberfarb（1993）從期權理論出發(fā)，認為未執(zhí)行的貿(mào)易合同相當于期權，風險與收益高度正相關，因此匯率波動導致的風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)人民幣實際匯率與貿(mào)易收支存在協(xié)整關系，人民幣實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、匯率波動對進出口既有負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)學者對人民幣匯率與中國貿(mào)易收支的關系進行了深入研究。盧向前和戴國強（2005）將人民幣對世界主要貨幣的加權值作為人民幣的實際匯率，運用協(xié)整向量自回歸法考察實際匯率與中國進出口之間的關系，結果發(fā)現(xiàn)：人民幣實際匯率波動對中國進出口有顯著的影響，人民幣實際匯率對進出口的J曲線效應明顯；張學忠、張麗等人（200

8、7）研究發(fā)現(xiàn)，長期內(nèi)人民幣實際匯率與貿(mào)易條件存在雙向的因果關系，而在短期內(nèi)實際匯率對貿(mào)易條件有顯著影響，但是貿(mào)易條件對實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模型$驗證了人民幣實際匯率對我國進出口總額的影響，結果發(fā)現(xiàn)自2005年匯率制度改革以來，人民幣實際匯率對我國進出口的影響逐步減小，認為通過人民幣升值以改善美國的貿(mào)易逆差之舉在實踐中是不合理的；楊學楠（2005）基于協(xié)整理論研究了人民幣有效匯

9、率與貿(mào)易收支的關系，發(fā)現(xiàn)二者之間在長期內(nèi)存在穩(wěn)定關系；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)濟增長而非匯率變動。 </p><p>　　三、模型構建與數(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)易和實際匯率的季度數(shù)據(jù)，中國與美國雙邊進出口貿(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)濟數(shù)據(jù)、歷年>以及>等。 </p><p><b>　　（二）模型構建 </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，構建模型如下：LnTB=C0+C1LnE+C2LnYh+C3LnYa+d。其中，TB=EX/IM，表示出口對進口的比率，E表示人民幣對美元實際有效匯率，Yh表示本國的實際國民收入，Ya表示美國的實際國民收入，d為隨機誤差項。按照傳統(tǒng)國際收支理論，本國居民收入上升會增加進口外國商品的需求，使進口增加，貿(mào)易收支惡化，C2符號預期是負號；外國居民收入上升，會增加進口本國商

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的符號應是負號。 </p><p><b>　　四、實證結果 </b></p><p>　　（1）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)整關系），因而必須對模型中的各時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF檢驗法，結

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最小值對應的滯后期來確定的。滯后階數(shù)檢驗結果表明：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)整關系。Johansen協(xié)整檢驗結果見表2和表3。 </p><p>　　表2 Johansen跡統(tǒng)計量

17、檢驗結果 </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)整關系。相應的標準化協(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系，括號內(nèi)的數(shù)字為各協(xié)整系數(shù)估計值的標準差。各變量的符號與預期一致，人民幣實際有效匯率升值1%，會引起中國對美國的貿(mào)易順差下降1.30%；中國實際GDP上升1%，貿(mào)易順差下降1.62%；美國實際GDP上升1%，貿(mào)易順差上升5.00%。彈性系數(shù)的值表明，實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)易收支相關變量存在均衡關系和短期動態(tài)關系，是否存在因果關系還需進一步檢驗，結果見表4。 </p><p>　　表4 中美貿(mào)易收支因果檢驗 </p><p>　　零假設 最優(yōu)滯后期 樣本數(shù) F統(tǒng)計量 P值 結論 </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，人民幣實際匯率和貿(mào)易收支之間互為因果關系。即人民幣實際匯率貶值促進了中國貿(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一步促進了人民幣的升值。 </p><p>　　（4）脈沖反應分析。為了

23、進一步檢驗貿(mào)易收支對實際匯率波動的動態(tài)反應，在VAR模型基礎上引入一般脈沖反應函數(shù)進行分析。相對傳統(tǒng)正交脈沖反應函數(shù)而言，一般脈沖反應函數(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。 </p><p>　　圖1 人民幣實際匯率對貿(mào)易收支的脈沖響應 </p><p>　　圖1表明，本期人民幣實際匯率受到一個標

24、準差正向沖擊后，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說明實際匯率的一個標準差正向沖擊對中國貿(mào)易收支的影響是先為負向影響，然后為正向影響，再一次說明中美之間貿(mào)易J曲線效應較為明顯。 </p><p><b>　　五、結論與建議 </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，研究人民幣實際有效匯率構建、中國實際GDP、美國實際GDP對中美兩國貿(mào)易收支的影響，得出以下結論：人民幣實際匯率對中美貿(mào)易收支的影響是先負后正，最終逐步收斂，中美貿(mào)易曲線效應較為明顯；人民幣實際匯率與中美貿(mào)易收支之間互為因果關系，人民幣實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，但是人民幣實際匯率與進出口之間僅存在單向的

26、因果關系。 </p><p>　　基于上述研究結論，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，應該調(diào)整經(jīng)濟結構，完善社會保障體系，積極擴大內(nèi)需，逐步從發(fā)展外需市場向擴大內(nèi)需市場轉(zhuǎn)變。對于美國而言，應當改變其擴張性財政政策！積極提高儲蓄率，量力而行進行消費；調(diào)整出口產(chǎn)品結構。企業(yè)應大力推進產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新，積極實施出口產(chǎn)品結構升級，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)健有序地推進人民幣匯率制度改革。 </p><p><b>　　參考文獻： </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.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響[J].經(jīng)濟研究，2005，（5）. </p><

29、;p>　　[4]張學忠，張麗，等.人民幣實際匯率與貿(mào)易條件的協(xié)整關系及動態(tài)沖擊響應的檢[J].山東社會科學，2007，（2）. </p><p>　　[5]徐煒，孫俊.人民幣實際有效匯率對我國進出口總額的影響[J].國際貿(mào)易問題，2008，（3）. </p><p>　　[6]楊學楠.人民幣匯率與我國出口貿(mào)易之間的關系[J].西安財經(jīng)學院學報，2010，（4）. </p>