人民币汇率升值对中国对外贸易影响的探析.pdf

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1、经济研究导刊 ECONOMIC RESEARCH GUIDE总第 134 期 2011 年第 24 期 Serial No.134 No.24，2011 一、 问题的提出 改革开放三十多年来， 中国经济增长取得了令人瞩目的 成绩，GDP 年均增长率达到9.8% ， GDP 总量从1978 年的 3 645.2 亿元，增长到2010 年的 397 983 亿元，增长了108 倍。在经济持续快速增长的组成份额中，对外贸易占有极其 重要的地位 。1978 年， 中国对外贸易额仅为206.4 亿美元， 2010 年这一数字达到29 727.6亿美元，增长了 143倍。可以 看出，中国对外贸易增长速度快

2、于GDP 的增长速度，对外贸 易中国 GDP具有极大的拉动作用。同时， 由于中国长期实行 出口导向的外贸方式， 外贸易依存度逐年增加。以当年平均 汇率计算，中国对外贸易依存度从1978 年的 8.8% （美元对 人民币的年均价为1 美元 =1.5549 元人民币 ） 增长到 2010 年的 50.6% （美元对人民币的年均价为1 美元 =6.7695 元人 民币）， 增长了 4.75 倍。 同时，随着中国经济的快速增长，人民币面临升值的压 力不断加大 。2005 年 7 月 21 日， 中国宣布实行以市场供求 为基础 、 参考一篮子货币的管理浮动汇率制度，到 2010 年 7 月 22 日，

3、人民币对美元实际升值22%， 到了 2011 年 4 月 29 日，人民币对美元突破6.5 的关口， 当日中间价为1 美元 =6.4990 元人民币 。但即便这样，外界还认为人民币被低估， 要求其进一步升值， 可以预期，由于受美元量化宽松的货币 政策及其他外部冲击的影响，人民币升值的压力会进一步加剧。 面对上述事实， 我们不禁会想到以下问题：随着人民币 的不断升值，它将对中国的对外贸易将产生怎样的影响，这 种影响是短期的还是长期的，该影响有多大？如果其影响具 有长期效应，那应该采取怎样的措施进行调整、 干预， 以减小 由此产生的损失？本文试就上述问题进行实证分析。 二、 研究方法及数据整理 本

4、文通过建立单方程回归模型，运用协整分析 （Cointe- grationAnalysis ）及格兰杰因果检验（GrangerCausalityTest ） ， 来研究人民币汇率变动对中国对外贸易的影响。主要的经济 变量有： （1 ） 汇率（ER） ；（2 ）出口 （EX） ；（3 ）进口 （IM）。 从相关经济理论可以得知，一国的货币汇率对外贸会产 生显著影响，在不考虑其他因素的情况下，本国货币升值， 会 对该国的出口产生负面影响，而有利于该国进口。本国货币 贬值， 情形则与之相反 。因此在本文所假定的模型中，设定本 国货币币值变动与出口贸易额呈反向变动关系，与进口贸易 额呈正向变动关系 。

5、除了汇率对进出口有显著的影响外，根据张鹤 、 刘金全 、 顾洪梅（2005 ）的观点，进出口贸易相互间也存有相关性，并 且由于出口与进口间存在 “双重乘数 ” 作用，使得当增加一个 单位的进口商品后， 出口会大于一个单位，二者间表现为明 显的正向变化关系。刘穷志（2005 ） 从出口退税的视角， 认为 中国经济增长过由于过于依赖对外贸易，政府短期内不会任 其随行就市， 而是积极干预； 并得出进口与出口表现出正效 应， 原因在于进口能够引入先进技术和管理经验，从而提高 中国企业的出口竞争力， 增加出口贸易额。因此假定中国进 出口之间存在正向变动的关系。 本文根据所收集到的数据， 选取中国 198

6、52010 年二十 六年的对外贸易额，即出口额（EX） 、 进口额（IM） 以及各年的年 平均汇率（ER ） （人民币对美元 ） 作为分析变量， 建立回归方程 进行分析 。数据来源于相应年份的 中国统计年鉴 ， 同时考虑 到物价因素对进出口贸易额产生的影响， 我们使用 1985 年 （作 为基年） 的商品零售价格指数对其给予调整， 以消除物价影响 。 收稿日期：2011- 04-29 作者简介：王蒙周（1990-） ， 男， 陕西蓝田人，学生， 从事国际经济与贸易研究。 人民币汇率升值对中国对外贸易影响的探析 王 蒙 周 （西南财经大学国际商学院，成都 611130） 摘要： 基于中国 198

7、52010 年的相关数据， 通过对人民币汇率、 进出口贸易关系的实证研究。发现： （1 ）出口贸 易与人民币汇率正相关，进口贸易与其反相关，而出口贸易与进口表现出正向变动的关系；（2 ）汇率是出口贸易的 Granger原因，反之则不成立，汇率与进口二者互不为Granger原因，而进出口互为Granger因果关系 。因此当前要在保 持人民币汇率稳定的前提下，加快产业结构调整与升级，转变经济增长方式， 扩大内需，减少对对外贸易的依赖，实现 中国经济又好又快可持续发展。 关键词：人民币汇率；进出口；Granger检验 中图分类号：F74文献标志码：A文章编号：1673- 291X （2011 ） 2

8、4- 0202- 03 202 本文拟建立以下计量模型： EX0+1ER+2IM+t （1） IM0+1ER+2EX+t （2） 其中，EX、 IM、 ER 分别表示出口、 进口和人民币对美元 的汇率， 0、 1、 2为系数，t、 t为残差项 。 但上述模型一般都存在时间序列的异方差，为了消除其 产生的不利影响， 我们对上面的模型两边取自然对数Ln， 这 样方程（1 ） 、（2 ）可以写成如下（3 ）、（4 ） 的形式： LnEX0+1LnER+2LnIM+t （3 ） LnIM0+1LnER+2LnEX+t （4 ） 三、 数据分析与结果 基于上述的计量模型，我们运用OLS 方法进行回归分

9、析， 但通常具有经济关系的时间序列都存在不平稳的特性， 因此在回归分析前需要判断序列是否平稳。本文进行平稳性 检验的方法是ADF 单位根检验（见表 1 ） 。 变量ADF 值10%临界值5%临界值1%临界值是否平稳 LnEX- 4.549942- 2.646119- 3.012363- 3.788030平稳 LnIM- 2.075004- 2.660551- 3.040391- 3.857386不平稳 D （LnIM）- 10.67047- 2.650413- 3.020686- 3.808546平稳 LnER- 4.382936- 2.635542- 2.991878- 3.737853平稳

10、 特征值LR 统计量5%的显著性水平1%的显著性水平原假设 0.6226.9924.2832.57没有 0.266.9512.3215.85至多一个 0.300.634.137.04至多二个 表 1LnEX 、 LnER 、 LnIM的 ADF 单位根检验 从表 1 可以看出，变量 LnEX、 LnER 都在 1%的显著性水 平下是平稳的， 而变量 LnIM， 其原序列是不平稳的，对其进 行一阶差分，发现它的一阶差分在1%显著性水平下是平稳 的。 这样， 需要对上面（3 ） 、（4 ） 式作进一步调整，即用 D （LnIM） 代替式中的 LnIM， 以保证分析的有效性。 我们使用Eviews6

11、.0计量软件对上述方程进行回归，得 出如下结论： LnEX=- 1.318746+0.171938LnER+0.5716521D （LnIM） （5） （- 2.398745 ） （41.745386 ）（3.642514） R 2=0.996312 D （LnIM） =- 0.570432-0.189724LnER+0.182891LnEX （6） （- 0.976605 ） （- 1.973528 ）（9.87620 ） R2=0.887694 从方程（5 ）可以看出，模型的拟合优度达到了0.996312， 很好的拟合了样本数据， 从括号中的 t 值可以看出， LnEX 与LnER 、 D

12、 （LnIM）三者之间有显著的关系，分别达到了41.745386、 3.642514。同时 LnER、 D （LnIM） 的系数表明， 当 LnER 增加 1%， LnEX 就会增加0.18 个百分点，D （LnIM）增加 1%， LnEX 增加 0.57 个百分点 。 从方程（6 ）可以看出，模型的拟合优度为0.887694， 比较 好的拟合了样本数据，从括号中的t 值可以看出， LnER 为 - 1.976605， 在 5%的临界值下没有通过显著性检验，而 LnEX 是 9.87620 ， 在 5% 的临界值下通过了显著性检验。 同时 LnER、 LnEX 的回归系数表明， 当 LnER

13、增加 1%， 会对 DL- nIM 产生 0.19 的负影响，而 LnEX 增加 1%时， DLnIM 会增加 0.18 个百分点 。 通过对进出口贸易与汇率的回归分析，得出三者之间具 有较为明显的相关性， 但对于三者之间是否存在伪回归，需要 对其进行协整检验 。 从上文的回归方程中， 我们可以使用适合 于多变量的 Johansen协整检验方法，检验结果（见表 2） 。 表 2LnEX 、 LnER 、 D （LnIM ）的 Johansen 协整检验 从表 2 可以看出，在 5%的显著性水平下， LnER、 LnEX、 D （LnIM）三者间存在唯一的协整关系，进一步说明了上述假 定的模型是

14、合理的。 为了找出模型中两两变量间的因果关系，通常要对其进 行因果检验，常用的方法为Granger因果检验 。在该方法中， 如果某一变量是另一变量的Granger原因， 那么该变量就能 起到对另一变量的预测作用，但要进行Granger检验的前提 是其数据序列必须是平稳的。前面我们通过对变量LnER、 LnEX、 D （LnIM）进行了 Johansen协整检验， 得到变量LnEX、 LnER、 D （LnIM）之间存有唯一的协整关系， 满足 Granger检验 的条件，得到的结果如下 （见下页表 3 ）。 通过对 LnER、 LnEX、 DLnIM 三变量进行Granger因果检 验我们可以得

15、出，LnEX 与 LnER 之间， 前者不是后者的 Granger 原因， 但后者却是前者的 Granger原因； LnER 与 DLnIM 之间， 两者都接受了Granger原假设，即二者互不为Granger原因； LnEX 与 DLnIM 之间，二者都表现出显著的拒绝原假设的结 论， 说明它们互为Granger原因 。 从上面的 Granger因果检验结论中我们可以看出，人民 币对美元的汇率同中国对外贸易表现出诸多不合常理的地 方。2011 年 4 月 29 日人民币对美元的汇率已经突破6.5 的 关口， 但中国还保持着大量的贸易顺差，到 2011 年 3 月， 中 国外汇储备已经超过3

16、万亿美元 。这其中存在的原因需待我 们全面而深入的研究。中国目前执行的是基于市场供求，统 筹一篮子货币的管理浮动汇率制度。进出口贸易除了受市场 环境 、 国外经济形势等因素影响外，政府对进出口企业的政 策向导也是一个重要的诱因。中国目前的经济增长， 还依赖 于对外贸易的拉动， 各级政府虽然在全球金融危机的冲击下 已经有了“受制于外贸 ” 的切身感受， 并也作出了扩大内需， 减少外贸依存度的许多措施，但要实现根本性的转变，并非 一日之功 。 203 （上接 201 页）色。这样才能拓宽中国高尔旅游市场，提升高 尔夫旅游的档次和质量。加大宣传力度， 增加高尔夫休闲的 吸引力，让更多的人成为高尔夫球

17、运动的爱好者、 参与者，提 高高尔夫旅游的知名度，为推动高尔夫休闲产业快速发展， 创建和谐的市场环境。 3.加强对高尔夫旅游人才的培养 他们都需要既了解高尔夫球会相关知识，又需要旅游 规划与市场方面的知识。这样两方面知识的综合利用才有 利于高尔夫休闲度假市场的开发与发展。所以，高等院校 应根据市场需要，开设与高尔夫休闲产业相关的专业，还 可利用高校资源互补、 联合办学的方法，跨学校跨专业学 习、 培训 。 可以开设培训班， 在短时期内培养出适应高尔夫 休闲产业需要的各类专业人才。中国未来的高尔夫旅游发 展十分需要高尔夫与旅游相结合的专业人才，有了这方面 的人才，现在很多旅行社和球会遇到的问题其

18、实何以迎刃 而解 。解决了这些问题， 中国高尔夫旅游发展的前景就十 分可观了 。 4.加强对开发高尔夫旅游资金的扶持 充分发挥政府职能部门的作用，拓宽高尔夫休闲产业建 设的投资融资渠道， 制订切实可行的投融资的优惠政策，创 造条件吸引国内外投资商进行高尔夫旅游项目特别是高尔 夫球场的建设， 并依法保护其合法权益。促进高尔夫与金融 市场的结合，实现充分利用市场手段促进资本流动，公平高 效地配置资本和资源。进一步争取国家对高尔夫休闲产业在 税收政策上的支持， 还利于民，使高尔夫球运动和球场真正 成为大众能消费得起的体育旅游项目。 参考文献 : 1陈才发 .发展中国高尔夫休闲产业的思考J.湖南涉外经

19、济学院学报,2007,(2). 2李明 .体育产业学导论 M.北京:北京体育大学出版社,2003. 3程磊 .对发展湖南高尔夫旅游产业的思考J.湖南涉外经济学院学报,2005,(4). 4贺小荣 .积极开拓市场 ,推进中国体育旅游业发展J.湖南经济管理干部学院学报2006,(1). 5陈同先 .加快中国体育产业多元化投融资体制发展的思考J.体育与科学 ,2006,(2):4. 6柳德荣 .区域经济因素对外商在华直接投资区位选择的影响J.中南大学学报 :社科版 ,2005,(2).责任编辑吴迪 原假设F 统计量显著性概率结论 LnEX 不是 LnER 的 Granger原因0.4505710.6

20、58201接受 LnER 不是 LnEX 的 Granger原因0.650610.89337拒绝 DLnIM 不是 LnER 的 Granger原因0.499770.32711接受 LnER 不是 DLnIM 的 Granger原因0.861650.51857接受 LnEX 不是 DLnIM 的 Granger原因4.208413.78297拒绝 DLnIM 不是 LnEX 的 Granger原因3.866672.11364拒绝 四、 简要结论 本文以 19852010 年的人民币对美元的汇率、进出口 贸易额等数据为依据，对人民币汇率升值对中国进出口贸 易额（对外贸易额 ）的影响进行了分析。得

21、到以下几个主要 结论：一是汇率 、 进出口额三者之间有着紧密联系。汇率与 出口额之间表现出正相关，这与一般的经济学理论不相稳 合， 其原因可能是由于中国出口商品的低成本引起的。除此 之外，根据 J曲线理论，一国汇率增加， 在短期内由于消费和 生产的“黏性作用 ” 而不会对出口产生明显的影响，但长期 对出口会产生负面作用；汇率与进口额之间表现出负相关， 但二者的关系没有通过显著性检验；进口贸易额与出口贸 易额之间表现出正相关性，且具有显著性 。表明进出口贸易 二者之间存在促进与激励效应。二是汇率 、 进出口贸易额三 者表现出不同的决定与被决定关系。汇率是出口的格兰杰 原因， 汇率的变动对出口具有

22、预测作用，但汇率不是进口的 格兰杰原因；而无论是出口还是进口，二者都不是汇率的格 兰杰原因；对于进出口贸易额， 二者表现出互为格兰杰原因 的关系 。三是通过对人民币汇率、 对外贸易的实证分析，可 以提出有效的政策建议。虽然短期内中国还表现出强劲的 贸易顺差，积累了巨额的外汇储备，但从长期来看， 这样的 贸易形势不利于中国经济的可持续发展，如果不进行转变， 可能造成对外贸易对中国经济的“挟持 ” 。因此必须加快转 变经济增长方式， 调整经济增长结构， 逐步减少因对外贸易 波动对中国经济的冲击；同时，加快产业结构升级，调整与 优化对外贸易政策，突出对外贸易 “质 ” 的增强， 而不单是 “量” 的增加，保证人民币汇率的平稳波动，以实现中国经济 又好又快可持续发展。 参考文献： 1刘穷志 .出口退税与中国的出口激励政策J.世界经济，2005， (1). 2张鹤， 刘金全，顾洪海 .国外总需求和总供给对中国经济增长拉动作用的经验分析J.世界经济，2005， (4). 3刘富华，李国平 .中国进出口贸易关系的时间检验J.国际贸易问题，2006， (12). 4于洋， 王敏，祝晓波 .对外贸易影响就业的实证分析J.国际经贸，2010， (7).责任编辑吴迪 表 3Granger 因果关系检验 ! 204