《人民幣匯率變動對我國加工貿(mào)易影響的實證分析》由會員分享，可在線閱讀，更多相關《人民幣匯率變動對我國加工貿(mào)易影響的實證分析（3頁珍藏版）》請在裝配圖網(wǎng)上搜索。

1、人民幣匯率變動對我國加工貿(mào)易影響的實證分析 　　摘要：隨著人民幣國際化道路的推進，人民幣匯率的波動對我們對外貿(mào)易尤其是加工貿(mào)易的影響日益明顯，本文利用我國2005-2014年的年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗對人民幣匯率變動對我國加工貿(mào)易的影響進行研究，得出的結論是：人民幣實際有效匯率對加工貿(mào)易進口影響不顯著，匯率上升會促使加工貿(mào)易出口的增長，對此文章給出合理的解釋。 下載論文網(wǎng) 　　關鍵詞：人民幣匯率加工貿(mào)易實際有效匯率 　　一、引言 　　隨著人民幣成功納入SDR貨幣籃子以及人民幣國際化道路的持續(xù)推進，人民幣匯率波動對對外貿(mào)易的影響日益

2、明顯，雖然近期人民幣對美元呈現(xiàn)了貶值的趨勢，但總體上還是呈現(xiàn)了升值態(tài)勢。而匯率作為 　　國參與國際貿(mào)易的重要指標，它的變動直接影響著商品在國際市場上的價格及國際影響力，對 　　國的對外貿(mào)易產(chǎn)生深遠的影響。改革開放后，我國的加工貿(mào)易在對外貿(mào)易中所長的比重不斷增加，我國的外匯儲備不斷增長，貿(mào)易順差已持續(xù)多年，而我國的貿(mào)易順差主要來源為加工貿(mào)易順差。加工貿(mào)易涉及我國大部分產(chǎn)業(yè)，在促進經(jīng)濟繁榮，推動利用外資，解決社會就業(yè)，增加出口創(chuàng)匯等方面取得了明顯的社會經(jīng)濟效應。因此，研究匯率變動對我國加工貿(mào)易的影響有著重要的現(xiàn)實和理論意義。 　　匯率的變動對進出口貿(mào)易產(chǎn)生的影響，是積極影響還是消極影響，國內(nèi)

3、外的學者做了大量的研究，取得了豐碩的研究成果。但由于研究方法、樣本區(qū)間、使用參數(shù)的不同，得出的研究結論也不相同。Marquez和Schindler（2006）使用我國1992-2004年的月度數(shù)據(jù)，通過實證分析發(fā)現(xiàn)人民幣匯率升值10%，中國出口量減少5%，進口量減少1%。Cerra和Saxena（2002）使用1985-2001年的季度數(shù)據(jù)研究了匯率對我國出口貿(mào)易的敏感程度，發(fā)現(xiàn)匯率波動對進出口貿(mào)易無顯著相關關系。 　　黃錦明（2010）利用1995-2009的季度數(shù)據(jù)通過Engle-Granger兩步法發(fā)現(xiàn)在長期內(nèi)只有進口貿(mào)易受匯率影響，在短期內(nèi)只有進口貿(mào)易與匯率存在負相關關系。張新政（2

4、010）通過實證分析發(fā)現(xiàn)匯率與我國出口貿(mào)易之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，出口貿(mào)易的匯率彈性為-0.417575，即人民幣每升值1%，出口貿(mào)易額減少0.417575%。何建奎和馬紅（2012）通過協(xié)整檢驗和向量誤差修正模型分析發(fā)現(xiàn)，長期內(nèi)進出口貿(mào)易的匯率彈性均不顯著，短期內(nèi)進出口貿(mào)易的匯率彈性同為負。 　?。ǘ嵶C分析 　　1.數(shù)據(jù)的選取 　　本模型選取2005年第1季度至201 4年第4季度10年問的季度數(shù)據(jù)共40組數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間，其中，實際有效匯率（REER）的數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（1MF）網(wǎng)站，F(xiàn)DI以及加工貿(mào)易進出口數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。 　　2.單位根檢驗 　　

5、借助Eviews6.0，在處理時間序列數(shù)據(jù)時，由于單位根的存在，容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。對變量進行協(xié)整分析之前首先要檢驗變量的平穩(wěn)性，本文采用ADF（Augmented Dickey Fuller）單位根檢驗方法對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。對4個變量進行單位根檢驗，檢驗結果見下表： 　　注：本表中檢驗形式（C，T，K）分別表示單位根檢驗方程的常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，△表示差分算子。 　　由表1可知，所有變量的水平序列都是非平穩(wěn)的，而它們的階差分都是平穩(wěn)的，即所有變量都是l（1）序列。 　　3.協(xié)整檢驗 　　協(xié)整檢驗的目的是檢驗組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關系，本文采用最小二乘法

6、（OLS）對公式中的彈性參數(shù)進行估計，并對估計后的模型殘差進行ADF檢驗。 　　由檢驗結果我們可以看出，F(xiàn)檢驗的相伴概率接近0，表明變量之問具有定的線性相關性。對殘差序列ε=In（ITM）-01748in（REER）-0.47in（FDI）+0.199做單位根檢驗，殘差序列不平穩(wěn)，公式（1）不具有長期均衡關系。 　　表3殘差的ADF檢驗結果 　　同理對公式（2）進行協(xié)整回歸檢驗，由檢驗結果可以看出，F(xiàn)檢驗的相伴概率接近于0，表明變量之間具有定的線性相關性，方程的殘差序列為ε=In（ITx） 　　-0.9441n（REER）-0.572in（FDI）+1.119，對殘差序列做平穩(wěn)性檢驗，

7、可以看出殘差序列式平穩(wěn)的，說明公式（2）具有長期均衡關系： 　　In（ITx）=0.944In（REER）+0.572In（FDI）-1.119 　?。?） 　　4.格蘭杰因果檢驗 　　由于人民幣實際有效匯率與加工貿(mào)易出口存在長期均衡關系，因此使用格蘭杰因果檢驗來驗證因果關系，格蘭杰檢驗和滯后長度的選擇有關，本文選擇了三個滯后期綜合比較，結果如表所示： 　　格蘭杰因果表明，在1-3的滯后期中，人民幣實際有效匯率都不是加工貿(mào)易進出口的格蘭杰原因。 　　三、結論與啟示 　　本文通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等方法，研究了人民幣實際有效匯率對我國加工貿(mào)易的影響，從實證結果我們

8、可以看出，人民幣實際有效匯率與我國加工貿(mào)易進口不存在長期穩(wěn)定的均衡關系，與加工貿(mào)易出口存在長期穩(wěn)定的均衡關系，人民幣實際有效匯率每增加1%將使我國的出口貿(mào)易增加0.944%，人民幣升值將促使加工貿(mào)易出口的增加，這與傳統(tǒng)的匯率彈性理論相背離。根據(jù)格蘭杰因果檢驗，人民幣匯率不是加工貿(mào)易出口的格蘭杰原因。 　　基于以上結論，給出如下建議： 　　（一）提高出口產(chǎn)品的技術含量，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)對外貿(mào)易的轉型升級。我國目前出口的產(chǎn)品大部分是勞動密集型產(chǎn)品，在國際市場上毫無競爭力。我國政府有必要為出口企業(yè)提供政策支持，比如提供出口補貼，完善信用出口制度，可以設置專門的機構幫助企業(yè)學習國際貿(mào)易規(guī)則提供咨詢服務等。 　?。ǘ┏隹谄髽I(yè)要積極利用金融工具規(guī)避匯率風險。金融工具大致分兩類：類是傳統(tǒng)避險方法，包括貿(mào)易融資、采用非美元結算以及在合同中加入?yún)R率調(diào)價公式等。另 　　類是通過金融衍生品避險，包括遠期結售匯、境外人民幣NDF和期權等。 　?。ㄈ┍３謪R率的穩(wěn)定。國家用采取積極有效的措施穩(wěn)定經(jīng)濟，避免匯率的波動。在堅持基本匯率制度的前提下，提高人民幣匯率的彈性，增強人民幣低于風險的能力。