人民币实际汇率波动对中日双边贸易影响的动态效应分析

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内容提要：本文分析了人民币汇率波动性及其对中国对日进出口的长短期影响。结果表明，中日实际收入水平的提高均增加双边贸易出口，但中国对日出口实际收入效应远大于日本对华出口实际收入效应。短期内，人民币汇率及其波动性变化对中日双边进出口变动的贡献度相对较小。汇率制度改革对中日双边出口均起到推动作用，但中国对日出口所受推动作用远大于日本对华出口。因此，日本经济良好运行，人民币对日元汇率保持稳定，以及汇率制度改革均对中国促进对日出口，缩小贸易逆差具有重要意义。

关键词：汇率波动 中日双边贸易 协整检验 误差修正模型 脉冲响应函数

中图分类号：F822文献标识码：A文章编号:1006-1770(2011)010-010-05

一、文献回顾

自2001年以来，我国连续不断增加的贸易顺差引起了以美、欧等主要贸易伙伴的极大不满，贸易摩擦频繁不断。中国是一个贸易大国，进出口总额占GDP很大比重。人民币汇率与我国进出口贸易之间的关系因而受到越多越多的关注。而2005年人民币汇率制度改革以来，人民币汇率总体走升，同时呈现“有升有贬”的双向特征，波动幅度不断增大。这使得人民币汇率问题更是成为关注的焦点。

尽管国内外汇学者对此进行了大量实证研究，但大多集中在考察汇率水平值对我国进出口总量和贸易收支的影响方面，考察波动性对贸易影响的相对较少。李广众（2004）研究表明汇率波动风险对分类贸易量存在正负双向和冲击程度上的差异。陈六傅、钱学锋、刘厚俊（2007）的研究表明，实际汇率风险对企业出口所造成的负面冲击更为显著，而冲击差异程度与企业风险意愿类型、风险规避能力以及出口产品质量等因素有关。谷宇、高铁梅（2007）发现，在短期内人民币汇率波动性对进出口表现为负向冲击，但对进口冲击效应较大，在长期内对进口表现为正向冲击，而对出口表现为负向冲击。沈国兵（2004）、任兆璋和宁忠忠（2004）分别运用1998-2003年月度数据和1980-2001年年度数据进行计量分析，得出美中贸易逆差与人民币汇率之间不存在长期稳定的关系。Rahman和Thorbecke(2007)利用引力模型研究人民币汇率对中间产品、资本和最终产品贸易的影响发现，人民币升值将显著降低中国对美国出口，但对进口贸易影响不大。

从目前来看，有关人民币汇率波动对中美贸易影响的研究相对较多，而有关人民币汇率波动对中日贸易影响的研究则相当不足，只有潘红宇（2006,2007）研究了汇率波动对中国对日出口的影响。汇率波动对中国对日进口的影响虽然在安辉、黄万阳（2009）一文中也得到分析，但研究却停留在汇率波动风险与中国对日进出口贸易的长期关系上。当前，日本是中国第三大贸易伙伴、最大的进口来源地、第四大出口市场、第三大贸易逆差来源地；而中国在2004年已超过美国成为日本最大的贸易伙伴。显然，中日两国存在如此重要的贸易伙伴关系，需要我们进一步全面深入分析中日双边汇率波动与双方进出口贸易之间的关系。

本文将在前述文献的基础上，参照国外理论与实证研究的最新进展，主要在以下几个方面进行拓展：首先，本文应用经济基本面数据建立了人民币实际汇率的GARCH模型，并根据此模型得出的条件方差度量中日双边汇率的波动性。其次，本文构建了包括汇率波动性的进出口模型，并运用协整方程和误差修正模型对比分析人民币实际汇率与中日双边进出口贸易之间的关系。最后，运用脉冲响应函数和方差分解技术，分析了贸易伙伴实际收入、中国与贸易伙伴双边实际汇率水平及其波动性对中日双边进出口波动的贡献程度。本文其余部分安排如下，第二部分介绍本文理论与实证分析框架，第三部分讨论数据处理过程及相关实证检验方法，并对估计结果进行解释，最后是结论。

二、理论模型与数据选择

（一）理论模型

本文进出口模型是参照Hooper et al.(1978)，Goldstein et al.(1985)的研究建立起来的，并在实证研究中得到广泛运用，见Sauer and Bohara(2001)、Choudhry（2005），谷宇和高铁梅（2009）等。其关键假设是商品具有不完全替代性，汇率的价格传递是完全的。其中，模型的进出口方程分别在进、出口部门实现均衡。进出口均衡方程分别为：

这里Mt，Xt分别表示本国实际进、出口；Yc,t表示本国实际收入，衡量本国对外国商品的需求能力；Yf,t表示外国实际收入，衡量贸易伙伴对本国商品的需求能力；REt表示本国实际汇率水平，反映本国产口产品的竞争力；Vt表示本国实际汇率波动风险；m1,t，m2,t分别表示进、出口方程估计残差。上述进口方程意味着，进口主要受本国实际收入，相对价格及其不确定性的影响，其中相对价格用汇率来反映，价格不确定性用汇率波动风险来反映。类似地，出口主要由外国实际收入、实际汇率及其波动风险决定。考虑到中国经济运行的实际情况，本文在原模型的基础上，添加了两个结构变量D1(2001年12月前取0，12月后取1)、D2（2005年7月前取0，7月后取1），分别考察中国加入WTO和汇率制度改革的结构性影响。

（二）数据选择

本文数据样本自1995年1月至2010年4月，数据处理采用Eviews6.0软件。由于日本未公布GDP月度数据，日本实际收入用工业生产指数代替（2005=100）；中国没有公布GDP月度数据，以及工业生产指数，实际收入使用工业生产总值代替。由于我国对日进出口贸易额，以及我国工业生产总值，日本工业生产指数具有很强的季节规律性，因此首先对这些数据进行12阶差分调整。为消除通货膨胀的影响，相应数据均以2005年不变价格计量，运用CPI指数对数据进行平减。本文数据均来自中国经济信息网。

本文实际汇率表示为RE=ECPI*/CPI，这里 E 是外汇加权平均名义汇率，CPI*、CPI是贸易伙伴和中国物价指数。对于汇率波动率Vt，因为人民币对日元名义汇率在1995年1月至2005年7月之间基本没有变化，名义波动率几乎为0，本文采用实际汇率。汇率波动率的测度采用最新的广义条件异方差（GARCH（1，1））过程进行估计。标准的GARCH(1，1)形式为：

这里（3）式为均值方程，（4）式为条件方差方程，其中et为扰动项，s2t-1上一期扰动项et-1的预测方差，e2t-1表示用均值方程扰动项平方的滞后来度量从前期得到的波动性信息。利用条件方差对汇率波动进行测算的好处是考虑到实际汇率扰动项的波动可能随时间变化而变化，而不是同方差，这样可以考察汇率波动方式及其持续性对进出口可能造成的影响。

从图1可以看出，1995年1月以来，我国人民币对日元总体呈升值态势。在1998-2001年，2001-2008年两个阶段，均出现人民币对日元在经过一定时期贬值后，而后慢慢升值。从图2可以看出，人民币对日元实际汇率波动具有一般金属价格波动的特征，呈现出波动的积聚性，是一种非随机的非线性波动。从波动率的变化趋势来看，人民币对日实际汇率波动整体上不断趋于平稳，2000年以来，波动幅度不到上世纪90年代中期的1/4。这说明我国行政干预汇率制度的作用在不断减弱。

三、汇率波动对中日贸易的冲击效应

（一）进出口方程变量平稳性检验

由于大多数时间序列是不平稳的，为防止伪回归的出现，在进行协整分析前必须进行序列的平稳性检验。本文采用ADF方法对变量进行检验，检验形式按照AIC准则选择。在95%的置信水平下，lnMJP，lnXJP,lnYJP,lnREJP,lnVREJP,lnYCH都是非平稳的，它们的一阶差分形式DlnMJP，DlnXJP,DlnYJP,DlnREJP,DlnVREJP,DlnYCH都是平稳的。因此，各变量原值都是I(1)过程，各差分变量都是I(0)过程，各变量单整阶数一致，可以对各变量进行协整关系检验。

（二）进出口方程变量协整性检验

1.汇率波动对进口的影响

本文采用Johansen协整检验方法来检验对中国日进口方程中各变量之间是否存在长期均衡关系。迹检验结果表明，在5%的显著水平下变量之间存在1个协整方程，而最大特征值检验结果表明在5%显著水平下不存在协整方程。由于迹检验和最大特征值检验结果不一致，为进一步判定中国对日进口与其他变量之间是否存在稳定的协整关系，首先假定存在稳定的协整关系，然后利用误差修正项（VECM）中的误差修正项系数符号来进行判断：如果系数符号为负，说明这种协整关系是稳定的；反之，则说明这种协整关系是不稳定的。向量误差修正模型检验结果表明误差修正项系数小于0（见方程（7）），这说明中国对日进口与其他变量之间的协整关系是稳定的。相应地，可以得到反映长期均衡关系的标准化协整方程（6），括号中的值为标准差。

方程（6）表明，从长期来看，中国对日进口主要受到人民币对日元实际汇率拉动，弹性为3.552，即人民币实际汇率每贬值（而不是升值）1%将使得日本对华出口增加3.552%。汇率波动性对进口产生显著的负向冲击，波动率每上升1%，中国对日进口将下降1.878%。这对于欲扩大对华出口的日本企业来讲，日本政府采取措施维护中日货币实际汇率稳定尤显必要。2001年中国加入世贸组织，以及2005年中国实行汇率制度改革均显著促进日本对华出口，并且其促进作用远远大于中国实际收入增长所产生的拉动作用。

以上部分探讨的是人民币汇率水平及其波动弹性，与中日双边进口之间均衡关系，但进口是波动的，短期内会出现偏离均衡的状态。因此需要向量误差修正模型VECM来解决这种均衡误差。在VECM中，所有作为解释变量的差分项系数反映了各变量的短期波动对被解释变量短期变化的影响；误差项系数表示对上一期偏离均衡的调整。根据AIC、SC准则，确定差修正模型的滞后阶数为1。方程（7）表示短期修正关系的中国对日进口误差修正模型，括号中的值为t统计量。

检验值：R2=0.2215 log likehood=194.6670 AIC=-2.0626 SC=-1.9212

从方程（7）可以看出：误差修正项的系数为负，这表明上一期中国对日进口与各变量之间的非均衡误差0.007的比率对当期进口进行修正，即它们之间的长期均衡关系可以自动实现，但由于比率较小，恢复至均衡关系需要较长的时间。短期内，滞后1期的对日进口和中国实际收入对当期进口产生较显著的负向效应，进口与实际收入增加在当期就会对进口产生抑制作用。与长期冲击效应一致，实际汇率贬值在短期内对进口具有促进作用。与长期冲击效应不同的是，滞后1期汇率波动性并没有对当期进口产生负向冲击效应，相反，具有一定的促进作用，尽管冲击效应相对较小，仅为0.025。两个结构变量，即2001年中国加入WTO，2005年中国实际汇率制度改革均对当期进口产生较小的正向冲击效应，分别为0.093和0.015。

2.汇率波动对出口的影响

与前面类似，迹检验和最大特征值检验结果显示，中国对日出口、实际收入、实际汇率水平、汇率波动性之间存在协整关系。相应的协整方程为：

方程（8）表明，从长期来看，人民币对日元实际汇率贬值将显著推动中国对日出口，出口汇率弹性达到3.958，这意味着实际汇率每贬值1%，对日出口将增加3.958%，而实际汇率升值将使得中国对日出口受到巨大冲击。日本实际收入对中国出口的促进作用仅次于汇率贬值效应，为1.6556。这意味着，一旦日本经济走软，我们对日出口也会受到较大影响。

汇率波动性对中国对日出口产生负向冲击，这从侧面说明国内厂商出口溢价能力低，利润空间较小，人民币汇率波动性的加剧将对国内厂商利润产生较大影响，从而导致出口下降。同时，也在一定程度上说明，我国金融避险工具的缺乏使得我国厂商无法规避汇率波动风险，并最终影响出口。

与方程（6）类似，2001年中国加入世贸组织与2005年中国实行汇率制度改革，对中国对日出口也产生正向冲击效应。不过，比较方程（6）、（8）可以发现，中国加入世贸组织，以及中国汇率制度改革对中国对日进、出口相对影响力刚好相反，在方程（6）中，前者对中国进口的影响大于后者，而在方程（8）中，后者对中国出口的影响大于前者。

与进口分析类似，本文建立如下出口误差修正模型：

检验值：R2=0.3996 Log likelihood=274.2026 AIC=-2.9023 SC=2.6716

方程（9）表明，从短期影响来看，误差修正项系数为负，并且比较显著，这说明中国对日出口与其他变量之间的长期均衡可以自动恢复实现。且与方程（7）中的误差修正项系数相比，可以发现，出口长期均衡关系恢复速度相对较快。中国对日出口在短期内受自身滞后1期、2期的负向冲击比较明显。滞后2期的日本实际收入对出口表现为正向冲击。滞后2期的人民币对日元实际汇率对出口短期影响表现为正冲击。汇率波动性在短期内并不影响中国对日出口，这也反映日本进口商可以利用本国相对比较成熟的金融市场金融避险工具来规避汇率波动给其进口产生的风险。

与对日进口误差修正模型类似，中国加入WTO在短期内也对中国对日出口产生正向冲击效应，尽管冲击效应相对较小。中国汇率制度改革的冲击效应因t统计值不显著而未纳入方程（9）。

（三）人民币汇率及其波动对进出口贸易的动态冲击分析

图3、4分别为中国对日进口对人民币实际汇率冲击以及人民币汇率波动率冲击的脉冲响应函数图。从脉冲相应图看，假定其他变量不发生变化，给定人民币对日实际汇率一个标准差信息冲击，在冲击发生当期对进口起到促进作用，稍后在第2期对进口起到抑制作用，在长期中这种作用是不确定的，在正负交替中衰减至零。给定汇率波动率一个标准差信息冲击，在短期内（前2期）对进口产生抑制作用，但在长期中冲击的抑制与促进作用在交替中衰减至零。相应的方差分解图见图7。

从图7可以看出，中国对日进口一个标准差的变化可以分解为自身以及其他三个主要变量的作用。这些作用大约在滞后4期后趋于稳定。中国对日进口的一个标准差变化主要是源于自身的变动，大约有96.5%可以由其自身的变化来解释，而只有3.5%可由其他三个变量的变化来解释。在这三个变量中，人民币对日元实际汇率的变化能够解释中国对日进口的一个标准差变化的2.1%，而汇率波动能够解释其中大约0.7%。

图5、6分别为中国对日出口对人民币实际汇率冲击以及人民币汇率波动率冲击的脉冲响应函数图。从脉冲相应图看，假定其他变量不发生变化，给定人民币对日实际汇率一个标准差信息冲击，在冲击发生当期对出口起抑制作用，稍后在第2期才起到促进效果，首次促进效果持续2期左右。这表明人民币对日元实际汇率贬值对出口的推动作用具有滞后性，大约滞后2期。在长期中这种作用是不确定的，在正负交替中衰减至零。给定汇率波动率一个标准差信息冲击，在刚开始4期内，总体对出口具有促进作用，而后才对出口具有抑制效果。这表明汇率波动性冲击对出口的抑制作用具有滞后性，大约滞后4期。在长期中，冲击对出口的抑制与促进作用在交替中衰减至零。相应的方差分解图见图8。

从图8可以看出，中国对日出口的一个标准差变化可以分解为自身以及其他三个主要变量的作用，这些作用大约在滞后5期后趋于稳定。中国对日出口的一个标准差变化主要是源于自身的变动，大约有88%可以由其自身的变化来解释，而只有12%可由其他三个变量的变化来解释。在这三个变量中，人民币对日元实际汇率的变化能够解释中国对日出口的一个标准差变化的4.4%，而汇率波动能够解释其中大约0.6%。

四、结论与政策建议

本文运用GARCH模型衡量人民币对日元实际汇率波动率，发现人民币汇率波动具有主要金融商品价格波动的特征，呈现出波动的积聚性。从波动率的变化趋势来看，人民币对日元实际汇率的波动整体上不断趋于平稳。这意味着我国对汇率的行政干预在逐渐减弱。

在合理量度汇率波动率的基础上，通过建立中国对欧元区进、出口协整模型、误差修正模型，运用脉冲响应函数和方差分解技术，本文估计和检验了中国对日进、出口方程各变量之间的长短期关系。结果表明中国对日进、出口方程各变量之间均存在协整关系。从长期来看，中日实际收入水平的提高均增加双边贸易出口，但中国对日出口实际收入效应远大于日本对华出口实际收入效应，前者约为后者的6倍。这就要求中国必须关注日本经济走势，因为日本经济疲软将对我国对日出口造成显著负面冲击，我国对日贸易逆差也会进一步扩大。

尽管在短期内，人民币汇率及其波动性变化对中日双边进出口变动的贡献度相对较小，但其长期影响不容忽视。人民币对日元汇率升值在长期内对双边出口均产生大小相当的抑制作用，且远高于其他变量对双边出口的影响。人民币对日元汇率波动均对双方出口造成负向冲击，并且其对日本对华出口造成的影响远大于中国对日出口，前者将近是后者的4倍。这就要求中国货币当局必须保持人民币对日元汇率稳定，避免人民币大幅度升值，以防止中国对日贸易逆差进一步加剧。在与日本就汇率问题进行谈判时，应注意到人民币升值也会对日本对华出口造成不利影响，维持汇率稳定对日本对华出口也具有重要意义。

中国加入世贸组织以及汇率制度改革均对日本对华出口（亦即中国对日进口）、中国对日出口具积极推动作用，并且其合成效应基本相当。然而，两者对推动中日双边出口的相对重要性存在差异，就日本对华出口而言，中国加入世贸组织产生的推动作用大于汇率制度改革的推动作用；就中国对日出口而言，后者的推动作用大于前者，而且，汇率制度改革对中国出口的推动作用大于对日本出口的推动作用。这意味是中国货币当局改盯住“美元”为“一篮子货币”是一种正确的选择，可在一定程度上促进中国对日出口，缩小中日贸易逆差。

参考文献:

1.谷宇，高铁梅.人民币汇率波动性对中国进出口影戏的分析[J].世界经济，2007（10）

2.李广众，Lan P.Voon.实际汇率错位、汇率波动性及其对制造业影响的实证研究：1978-1998年平行数据研究[J].管理世界，2004（11）.

3.陈平，熊欣.进口国汇率波动影响中国出口的实证分析[J].国际金融研究，2002（6）.

4.余珊萍，韩剑.基于引力模型的汇率波动对中国出口影响的实证研究[J].新金融，2005（2）.

5.安辉，黄万阳.人民币汇率水平和波动对国际贸易的影响――基于中美和中日贸易的实证研究[J].金融研究，2009（10）.

6.安辉，黄万阳.汇率波动与中日贸易[J].广东金融学学院学报，2009（3）.

7.陈六傅，钱学锋，刘厚俊.人民币实际汇率波动风险对我国各类企业出口的影响[J].数量经济技术经济研究，2007（7）.

作者简介：

李天锋 复旦大学管理学院博士生，上海理工大学管理学院