人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易的實(shí)證分析

1、人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易的實(shí)證分析論文導(dǎo)讀:：人民幣匯率升值壓力卻又接踵而來。和LnimI(1),滿足協(xié)整分析的條件。模型如下：。論文關(guān)鍵詞：人民幣匯率，進(jìn)口和出口，協(xié)整，ECM模型一、引言隨著金融危機(jī)的陰影慢慢退去，人民幣匯率升值壓力卻又接踵而來，這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)開展又提出一個(gè)新的挑戰(zhàn)。由于受以美國(guó)、日本為首的興旺國(guó)家采取一些政策如美國(guó)實(shí)行的量化寬松貨幣政策等加強(qiáng)了人民幣升值預(yù)期，我國(guó)人民幣匯率至進(jìn)入2021年3月以來屢創(chuàng)匯改;后新高，到目前為止已經(jīng)到達(dá)了1美元=6.5668人民幣，這不僅會(huì)影響到國(guó)家總的宏觀調(diào)控政策效率，而且勢(shì)必對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易帶來一定程度的沖擊。為了清楚的認(rèn)識(shí)到人民幣

2、匯率升值對(duì)我國(guó)各省進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度，本文選取進(jìn)出口規(guī)模位居全國(guó)十強(qiáng)之內(nèi)的河北省作為研究對(duì)象，河北省出口產(chǎn)品主要以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)如鋼鐵和紡織服裝等為龍頭，以太陽能電池為代表的高新技術(shù)及汽車產(chǎn)業(yè)為代表的機(jī)電產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品，而進(jìn)口產(chǎn)品以鐵礦石、糧食和煤炭為主協(xié)整，約占進(jìn)口產(chǎn)品的90%。對(duì)于這樣一個(gè)對(duì)外貿(mào)易大省來說，研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)其進(jìn)出口影響有很重要的現(xiàn)實(shí)意義，研究結(jié)果可以為相關(guān)機(jī)構(gòu)部門提供政策參考，使其采取針對(duì)措施來進(jìn)一步促進(jìn)河北省進(jìn)出口貿(mào)易持續(xù)、穩(wěn)定增長(zhǎng)，以便帶動(dòng)河北經(jīng)濟(jì)的健康快速開展核心期刊。二、相關(guān)研究綜述在早期研究中，西方學(xué)者關(guān)于匯率變動(dòng)建立時(shí)間序列模型的重要前提就是要保證所考慮變量的平穩(wěn)

3、性，而對(duì)于非平穩(wěn)性的時(shí)間序列協(xié)整，如果沒有進(jìn)行單位根檢驗(yàn)而直接進(jìn)行回歸，那就可能出現(xiàn)偽回歸;想象，本文利用Eviews軟件中的ADF法對(duì)上述三個(gè)變量Lnexchange、Lnex和Lnim的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其三個(gè)序列是否平穩(wěn)，結(jié)果如表1所示：表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果 變量 ADF值 5%顯著性水平 P值 檢驗(yàn)結(jié)果 Lnexchange 0.312995 -2.886290 0.9781 非平穩(wěn) Lnex -1.832021 -2.886074 0.3635 非平穩(wěn) Lnim -0.936751 -2.886290 0.7734 非平穩(wěn) Lnexchange -3.670664 -

4、2.886290 0.0058 平穩(wěn) Lnex -14.77557 -2.886074 0.0000 平穩(wěn) Lnim -10.20215 -2.886509 0.0000 平穩(wěn) 從上表我們看出，變量Lnxechange、Lnex與Lnim的ADF值均大于各自的5%水平下的臨界值，不能拒絕存在單位根的零假設(shè)而一階差分后的三個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值均小于5%水平下相應(yīng)的臨界值，故這三個(gè)時(shí)間序列是平穩(wěn)的。也就是說在5%為顯著性檢驗(yàn)水平，序列Lnexchange、Lnex和Lnim在置值水平為95%的情況下均是平穩(wěn)序列，即得到LnexchangeI(1)，LnexI(1)和LnimI(1),滿足協(xié)整分析的

5、條件，可以進(jìn)行協(xié)整分析。三協(xié)整檢驗(yàn)為了確定Lnex和Lnexchange以及Lnim和Lnexchange這兩兩變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，我們需要利用協(xié)整檢驗(yàn)的方法來進(jìn)一步解釋，其中檢驗(yàn)方法有兩種：一種是E-G兩步法；另一種就是Johansen檢驗(yàn)法，本文選取第一種方法進(jìn)行檢驗(yàn)。E-G兩步法是由Engle和Grange在1987年提出的，指出這種方法在檢驗(yàn)之前分兩步：第一步先做兩變量之間的回歸，第二步檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，故因此而得名。第一步：本文需要檢驗(yàn)兩個(gè)回歸模型，即一個(gè)以Lnex為因變量，Lnexchange為自變量；另一個(gè)以Lnim為因變量，Lnexchange為自變量，用Evi

6、ews 6.0 軟件中的OLS回歸方法來估計(jì)回歸模型，估計(jì)結(jié)果如下：Lnex=14.44659-6.016483Lnexchange(1)(14.08511) (-11.99656)(0.0000) (0.0000)R2=0.663269 Adjusted R2=0.660415 F=232.4279Lnim=18.52859-8.293558Lnexchange(2)(21.44766) (-19.63350)(0.0000) (0.0000)R2=0.765629Adjusted R2=0.763642 F=385.4743第二步：分別對(duì)方程1和方程2的殘差e序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)協(xié)整，結(jié)果如

7、表2和表3所示：表2 方程(1)的殘差e序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果 t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -12.05986 0.0000 Test critical values: 1%level 5%level 10% level -3.486551 -2.886074 -2.579931 注：*MacKinnon (1996) one-sided p-values.表3 方程(2)的殘差e序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果 t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statisti

8、c -3.375195 0.0138 Test critical values: 1%level 5%level 10% level -3.487046 -2.886290 -2.580046 注：*MacKinnon (1996) one-sided p-values.由表2看出，由于ADF值為-12.05986小于顯著性水平5%的臨界值-2.886074，可以認(rèn)為方程(1)的估計(jì)殘差序列e為穩(wěn)定序列，說明Lnex與Lnexchange之間存在協(xié)整關(guān)系；同樣，由表3可以得出Lnim與Lnexchange之間也具有協(xié)整關(guān)系核心期刊。從長(zhǎng)期看，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易額的影響，主要表達(dá)在

9、以下幾個(gè)方面：(1)河北省出口貿(mào)易額對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的彈性程度為-6.016483，表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，即人民幣匯率Lnexchange每上升1%，河北省出口貿(mào)易額Lnex就會(huì)下降6.02%；相反，如果人民幣匯率每下降1%，河北省出口貿(mào)易額就會(huì)上升6.02%，這符合人民幣匯率變動(dòng)與出口成反比的一般經(jīng)濟(jì)規(guī)律。其中方程(1)的誤差修正項(xiàng)序列為ECMt=Lnex-14.44659+6.016483Lnexchange。(2)河北省進(jìn)口貿(mào)易額對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的彈性程度為-8.293558，表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，即人民幣匯率Lnexchange每上升1%，河北省進(jìn)口貿(mào)易額Lnim就會(huì)下降8.29%；相反，如果

10、人民幣匯率每下降1%，河北省進(jìn)口貿(mào)易額就會(huì)上升8.29%，這不太符合經(jīng)濟(jì)的一般規(guī)律，人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)口成正比的關(guān)系，分析原因可能是由于進(jìn)口剛性造成的。其中方程(2)的誤差修正項(xiàng)序列ECMt=Lnim- 18.52859-8.293558Lnexchange.(3)河北省進(jìn)出口需求彈性之和為14.31004明顯大于1，符合馬歇爾-勒納條件。也就是說只有貨幣貶值才能有效改善河北省進(jìn)出口貿(mào)易狀況。四誤差修正模型.根據(jù)ECM理論，利用Eview6.0建立ECM模型來分析河北省進(jìn)出口貿(mào)易額的短期波動(dòng)與偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度協(xié)整，ECM模型如下：Lnex=-12.20484Lnexchange-0.

11、346943ectt-1(3)(-1.568938)(-5.046506)(0.1194)(0.0000)R2=0.177208 Adjusted R2=0.170176 D.W=2.418257Lnim=-15.02995Lnexchange-0.595226ectt-1(4)(-1.882579)(-7.094953)(0.0622)(0.0000)R2=0.299772 Adjusted R2=0.293787 D.W=2.212095從方程(3)、(4)我們可以看出，在短期看來，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口額的影響不是很顯著，但是觀看兩式的誤差修正系數(shù)均為負(fù)，這符合相反修正機(jī)制，說明進(jìn)

12、出口額的變動(dòng)受到協(xié)整方程的約束，短期內(nèi)對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系會(huì)在下一期得到相反修正，即上一期均衡誤差對(duì)進(jìn)出口額的短期變動(dòng)有顯著影響，如果上一期進(jìn)出口額偏低，本期人民幣匯率就會(huì)相應(yīng)調(diào)高，反之相反，從而保證人民幣匯率變動(dòng)與河北進(jìn)出口額之間關(guān)系不會(huì)明顯偏離均衡狀態(tài)。由于方程(3)的誤差修正系數(shù)為-0.346943，說明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)出口額的調(diào)整幅度為34.6943%，具有較弱的調(diào)節(jié)作用；而方程(4)的誤差修正系數(shù)為-0.595226，說明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)出口額的調(diào)整幅度為59.5226%，具有中等的調(diào)節(jié)作用，可是由于兩式的R2比擬小，擬合優(yōu)度不高，說服性不強(qiáng)。五Granger因果檢驗(yàn)表4

13、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果 Null Hypothesis: lag Obs F-Statistic Prob. LNIM does not Granger Cause LNEXCHANGE 2 118 4.04915 0.0200 LNEXCHANGE does not Granger Cause LNIM 2 7.45966 0.0009 LNEX does not Granger Cause LNEXCHANGE 2 118 3.97225 0.0215 LNEXCHANGE does not Granger Cause LNEX 2 3.41585 0.0363 注：Null Hy

14、pothesis表示原假設(shè)，lag表示滯后階數(shù)由表4可以看出，出口額Lnex與人民幣匯率Lnexchange之間以及進(jìn)口額Lnim與人民幣匯率Lnexchange之間都為雙向因果關(guān)系，即Lnex是Lnexchange的Granger原因，Lnexchange也是Lnex的Granger原因；Lnim是Lnexchange的Granger原因協(xié)整，Lnexchange也是Lnim的Granger原因核心期刊。四、人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易的滯后效應(yīng)分析分別用人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易額滯后1個(gè)月、2個(gè)月進(jìn)行回歸分析，以考察是否存在J曲線效應(yīng)。運(yùn)用Eviews6.0對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，所得

15、結(jié)果如下：(1)出口方面：Lnex(-1)=14.41220-6.005201LnexchangeR2=0.553005Lnex(-2)=14.43320-6.020787LnexchangeR2=0.560160(2)進(jìn)口方面：Lnim(-1)=18.31834-8.199039LnexchangeR2=0.766072Lnim(-2)=18.19469-8.146267LnexchangeR2=0.769705由估計(jì)得到的滯后1個(gè)月和2個(gè)月的回歸方程可知，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易額的滯后效應(yīng)是非常微弱得，也就是說不存在J曲線效應(yīng)。五、結(jié)論通過上述綜合分析，我們可以得出以下結(jié)論：(1

16、)從長(zhǎng)期來看，人民幣匯率變動(dòng)和河北省進(jìn)出口貿(mào)易額之間存在協(xié)整關(guān)系，即二者之間存在長(zhǎng)期均衡的穩(wěn)定關(guān)系，而且人民幣匯率每次的變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易額影響屬中上等程度，其中對(duì)進(jìn)口貿(mào)易額的影響不太符合一般經(jīng)濟(jì)規(guī)律，可能由于河北省進(jìn)口產(chǎn)品的剛性造成的。(2)從短期來看，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易額的短期影響程度不是很顯著。并且短期相關(guān)系數(shù)較長(zhǎng)期回歸方程中的值要小很多，說明人民幣匯率對(duì)河北省進(jìn)出口額的長(zhǎng)期影響更為顯著，還有做的滯后效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)二者之間不存在J曲線效應(yīng)，這也從另一方面看出河北省能夠及時(shí)應(yīng)對(duì)人民幣匯率變動(dòng)給帶來的不利影響。(3)根據(jù)長(zhǎng)期回歸方程可知，河北省進(jìn)出口商品需求彈性之和遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于1，滿足馬歇爾-勒納的條件,可以通過匯率變動(dòng)來改變河北省進(jìn)