1、人民幣匯率變動對河北省進出口貿易的實證分析論文導讀:：人民幣匯率升值壓力卻又接踵而來。和LnimI(1),滿足協整分析的條件。模型如下：。論文關鍵詞：人民幣匯率，進口和出口，協整，ECM模型一、引言隨著金融危機的陰影慢慢退去，人民幣匯率升值壓力卻又接踵而來，這對我國經濟開展又提出一個新的挑戰。由于受以美國、日本為首的興旺國家采取一些政策如美國實行的量化寬松貨幣政策等加強了人民幣升值預期，我國人民幣匯率至進入2021年3月以來屢創匯改;后新高，到目前為止已經到達了1美元=6.5668人民幣，這不僅會影響到國家總的宏觀調控政策效率，而且勢必對我國進出口貿易帶來一定程度的沖擊。為了清楚的認識到人民幣

2、匯率升值對我國各省進出口貿易的影響程度，本文選取進出口規模位居全國十強之內的河北省作為研究對象，河北省出口產品主要以傳統產業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及汽車產業為代表的機電產品和農產品，而進口產品以鐵礦石、糧食和煤炭為主協整，約占進口產品的90%。對于這樣一個對外貿易大省來說，研究人民幣匯率變動對其進出口影響有很重要的現實意義，研究結果可以為相關機構部門提供政策參考，使其采取針對措施來進一步促進河北省進出口貿易持續、穩定增長，以便帶動河北經濟的健康快速開展核心期刊。二、相關研究綜述在早期研究中，西方學者關于匯率變動建立時間序列模型的重要前提就是要保證所考慮變量的平穩

3、性，而對于非平穩性的時間序列協整，如果沒有進行單位根檢驗而直接進行回歸，那就可能出現偽回歸;想象，本文利用Eviews軟件中的ADF法對上述三個變量Lnexchange、Lnex和Lnim的時間序列進行單位根檢驗，檢驗其三個序列是否平穩，結果如表1所示：表1 ADF單位根檢驗結果 變量 ADF值 5%顯著性水平 P值 檢驗結果 Lnexchange 0.312995 -2.886290 0.9781 非平穩 Lnex -1.832021 -2.886074 0.3635 非平穩 Lnim -0.936751 -2.886290 0.7734 非平穩 Lnexchange -3.670664 -

4、2.886290 0.0058 平穩 Lnex -14.77557 -2.886074 0.0000 平穩 Lnim -10.20215 -2.886509 0.0000 平穩 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而一階差分后的三個變量的ADF檢驗值均小于5%水平下相應的臨界值，故這三個時間序列是平穩的。也就是說在5%為顯著性檢驗水平，序列Lnexchange、Lnex和Lnim在置值水平為95%的情況下均是平穩序列，即得到LnexchangeI(1)，LnexI(1)和LnimI(1),滿足協整分析的

5、條件，可以進行協整分析。三協整檢驗為了確定Lnex和Lnexchange以及Lnim和Lnexchange這兩兩變量之間是否存在長期的均衡關系，我們需要利用協整檢驗的方法來進一步解釋，其中檢驗方法有兩種：一種是E-G兩步法；另一種就是Johansen檢驗法，本文選取第一種方法進行檢驗。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之前分兩步：第一步先做兩變量之間的回歸，第二步檢驗回歸殘差的平穩性，故因此而得名。第一步：本文需要檢驗兩個回歸模型，即一個以Lnex為因變量，Lnexchange為自變量；另一個以Lnim為因變量，Lnexchange為自變量，用Evi

6、ews 6.0 軟件中的OLS回歸方法來估計回歸模型，估計結果如下：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：分別對方程1和方程2的殘差e序列進行平穩性檢驗協整，結果如

7、表2和表3所示：表2 方程(1)的殘差e序列ADF檢驗結果 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檢驗結果 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，可以認為方程(1)的估計殘差序列e為穩定序列，說明Lnex與Lnexchange之間存在協整關系；同樣，由表3可以得出Lnim與Lnexchange之間也具有協整關系核心期刊。從長期看，人民幣匯率變動對河北省進出口貿易額的影響，主要表達在

9、以下幾個方面：(1)河北省出口貿易額對人民幣匯率變動的彈性程度為-6.016483，表現為負相關關系，即人民幣匯率Lnexchange每上升1%，河北省出口貿易額Lnex就會下降6.02%；相反，如果人民幣匯率每下降1%，河北省出口貿易額就會上升6.02%，這符合人民幣匯率變動與出口成反比的一般經濟規律。其中方程(1)的誤差修正項序列為ECMt=Lnex-14.44659+6.016483Lnexchange。(2)河北省進口貿易額對人民幣匯率變動的彈性程度為-8.293558，表現為負相關關系，即人民幣匯率Lnexchange每上升1%，河北省進口貿易額Lnim就會下降8.29%；相反，如果

10、人民幣匯率每下降1%，河北省進口貿易額就會上升8.29%，這不太符合經濟的一般規律，人民幣實際有效匯率與進口成正比的關系，分析原因可能是由于進口剛性造成的。其中方程(2)的誤差修正項序列ECMt=Lnim- 18.52859-8.293558Lnexchange.(3)河北省進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出口貿易狀況。四誤差修正模型.根據ECM理論，利用Eview6.0建立ECM模型來分析河北省進出口貿易額的短期波動與偏離長期均衡關系的程度協整，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，人民幣匯率變動對河北省進出口額的影響不是很顯著，但是觀看兩式的誤差修正系數均為負，這符合相反修正機制，說明進

12、出口額的變動受到協整方程的約束，短期內對長期均衡關系會在下一期得到相反修正，即上一期均衡誤差對進出口額的短期變動有顯著影響，如果上一期進出口額偏低，本期人民幣匯率就會相應調高，反之相反，從而保證人民幣匯率變動與河北進出口額之間關系不會明顯偏離均衡狀態。由于方程(3)的誤差修正系數為-0.346943，說明長期均衡趨勢誤差校正項對出口額的調整幅度為34.6943%，具有較弱的調節作用；而方程(4)的誤差修正系數為-0.595226，說明長期均衡趨勢誤差校正項對出口額的調整幅度為59.5226%，具有中等的調節作用，可是由于兩式的R2比擬小，擬合優度不高，說服性不強。五Granger因果檢驗表4

13、Granger因果關系檢驗結果 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，lag表示滯后階數由表4可以看出，出口額Lnex與人民幣匯率Lnexchange之間以及進口額Lnim與人民幣匯率Lnexchange之間都為雙向因果關系，即Lnex是Lnexchange的Granger原因，Lnexchange也是Lnex的Granger原因；Lnim是Lnexchange的Granger原因協整，Lnexchange也是Lnim的Granger原因核心期刊。四、人民幣匯率變動對河北省進出口貿易的滯后效應分析分別用人民幣匯率變動對河北省進出口貿易額滯后1個月、2個月進行回歸分析，以考察是否存在J曲線效應。運用Eviews6.0對模型進行估計，所得

15、結果如下：(1)出口方面：Lnex(-1)=14.41220-6.005201LnexchangeR2=0.553005Lnex(-2)=14.43320-6.020787LnexchangeR2=0.560160(2)進口方面：Lnim(-1)=18.31834-8.199039LnexchangeR2=0.766072Lnim(-2)=18.19469-8.146267LnexchangeR2=0.769705由估計得到的滯后1個月和2個月的回歸方程可知，人民幣匯率變動對河北省進出口貿易額的滯后效應是非常微弱得，也就是說不存在J曲線效應。五、結論通過上述綜合分析，我們可以得出以下結論：(1

16、)從長期來看，人民幣匯率變動和河北省進出口貿易額之間存在協整關系，即二者之間存在長期均衡的穩定關系，而且人民幣匯率每次的變動對進出口貿易額影響屬中上等程度，其中對進口貿易額的影響不太符合一般經濟規律，可能由于河北省進口產品的剛性造成的。(2)從短期來看，人民幣匯率變動對河北省進出口貿易額的短期影響程度不是很顯著。并且短期相關系數較長期回歸方程中的值要小很多，說明人民幣匯率對河北省進出口額的長期影響更為顯著，還有做的滯后效應分析發現二者之間不存在J曲線效應，這也從另一方面看出河北省能夠及時應對人民幣匯率變動給帶來的不利影響。(3)根據長期回歸方程可知，河北省進出口商品需求彈性之和遠遠大于1，滿足馬歇爾-勒納的條件,可以通過匯率變動來改變河北省進