人民幣匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響實證分析目錄一、緒論 1（一）研究目的與研究意義 11、研究目的 12、研究意義 1（二）文獻(xiàn)綜述 21、國內(nèi)文獻(xiàn)綜述 22、國外文獻(xiàn)綜述 33、本人對該選題的評論分析 4二、匯率相關(guān)名詞解釋 4（一）名義匯率與實際匯率 4（二）固定匯率與浮動匯率 4（三）實際有效匯率 5三、中美貿(mào)易摩擦歷程介紹 5四、人民幣匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響實證分析 6（一）模型介紹 61、變量單位根檢驗 62、確定滯后階數(shù) 63、Johansen協(xié)整檢驗 74、脈沖響應(yīng)函數(shù) 7（二）實證檢驗 71、變量選取與數(shù)據(jù)來源 72、變量單位根檢驗 83、Johanshen協(xié)整檢驗 94、構(gòu)建VAR模型 10（三）實證分析小結(jié) 23五、總結(jié)與政策建議 24（一）總結(jié) 24（二）政策建議 15參考文獻(xiàn) 27 一、緒論（一）研究目的與研究意義1、研究目的自2003年到2005年，中美貿(mào)易摩擦就持續(xù)不斷，使得雙方關(guān)系不斷惡化的場面愈演愈烈。2008年后中國逐步成為世界第一大出口國家，但作為世界第一大發(fā)達(dá)國家的美國是不斷挑釁，美國前總統(tǒng)特朗普一意孤行，于2018年9月24日宣布，對價值2000億美元的中國輸美商品加征10%關(guān)稅，中國被迫回應(yīng)，對原產(chǎn)于美國的600億美元的商品加增10%或5%的關(guān)稅。在此期間，人民幣兌美元匯率于9月25日的1：6.8584跌至10月31日的1：6.9740，僅一個多月就跌了1.7%。之后美國又發(fā)布消息稱，將于2019年1月1日起將關(guān)稅稅率加征到25%。中國貿(mào)易自由化之路增添許多絆腳石，但是這也促進(jìn)了我國更加著重關(guān)注匯率政策的決心。中國為使貿(mào)易自由化曾經(jīng)歷多種嘗試，在其中就有對匯率制度變革的嘗試，中國貿(mào)易發(fā)展中曾多次調(diào)節(jié)匯率政策，如：2005年7月，我國的匯率政策由單一的盯住美元的固定匯率政策調(diào)節(jié)為有管理的浮動匯率政策。從2005年開始，人民幣實際有效匯率提高了從84元上漲到130元的水平，增長了將近55%；人民幣兌美元匯率也提高了26%左右，同期貿(mào)易進(jìn)出口總量也有幾倍的增長。但是IMF組織仍稱人民幣的幣值依舊被低估，這使得西方國家不斷為人民幣的升值施壓。這使得不論是在岸人民幣兌美元匯率還是人民幣實際有效匯率都發(fā)生了劇烈的波動，這種波動也一直作用到中國對外貿(mào)易量上，使得貿(mào)易進(jìn)出口發(fā)生不同程度的變化。不同匯率的不同方向地變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響存在多方面作用，如：人民幣實際有效匯率與在岸人民幣兌美元匯率對進(jìn)出口貿(mào)易影響的程度：二者在短期和長期內(nèi)人民幣匯率對出口貿(mào)易的影響程度都要大于進(jìn)口貿(mào)易；而二者對進(jìn)出口貿(mào)易影響的方向：短期內(nèi)人民幣升值對進(jìn)口貿(mào)易具有正向促進(jìn)作用，長期內(nèi)具有抑制作用；對出口在短期和長期內(nèi)都表現(xiàn)為抑制作用。并且進(jìn)出口貿(mào)易對二者變化反映時間快慢：出口貿(mào)易對匯率變化反應(yīng)更敏感。在實際中，匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易變化是多方面的，有積極的也有消極的。本文依托于匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易的實證分析結(jié)論，給出相應(yīng)的政策建議。2、研究意義眾所周知，人民幣匯率的波動一直是國際金融學(xué)所研究的重點，在2005年7月的匯率改革之后，人民幣的不斷升值吸引力諸多學(xué)者的研究，但是雖然有一個諸多假設(shè)之下的理論為支撐，但是現(xiàn)實之中并未有一致的結(jié)論。而在中美貿(mào)易摩擦期間，不論人民幣實際有效匯率還是在岸人民幣兌美元匯率均發(fā)生劇烈波動，在這種情況下匯率與進(jìn)出口之間的關(guān)系是否還如以往。文章基于該理論與問題對在岸人民幣對美元匯率的波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行實證研究，并將中美貿(mào)易摩擦情況下（2018年3月開始）與中美非貿(mào)易摩擦情況下（2015年到2018年2月）做對比，探究匯率的變動對于進(jìn)出口貿(mào)易在不同情況下的影響，從而進(jìn)一步充實人民幣匯率對貿(mào)易進(jìn)出口總量的現(xiàn)有研究。本文的理論意義是數(shù)據(jù)實證搜集，運用VAR模型對已搜集數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，從而對于已有理論的再次證明。本文的現(xiàn)實意義:通常情況下，由于人民幣匯率對進(jìn)出口存在多方面作用，貶值會增加我國出口的增長，增加企業(yè)出口的成本，從而降低我國企業(yè)的競爭力，以及金融市場的穩(wěn)定性；貶值會抑制進(jìn)口的數(shù)量，增加進(jìn)口型企業(yè)成本，從而降低進(jìn)口企業(yè)的競爭力；增值反之。為了了解在中美貿(mào)易下人民幣匯率對于進(jìn)出口貿(mào)易的影響情況以及作用程度，本文搜集數(shù)據(jù)進(jìn)行建模分析，并對該現(xiàn)狀、原因進(jìn)行淺析，得出相應(yīng)的結(jié)論，并給出對應(yīng)的貨幣政策。（二）文獻(xiàn)綜述1、國內(nèi)文獻(xiàn)綜述張艷艷（2015）[1]選取1985年-2012年的中國宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，利用計量模型分析得出：人民幣升值與人民幣有效匯率變動導(dǎo)致進(jìn)出口結(jié)構(gòu)變動；人民幣升值削弱了勞動密集型企業(yè)的競爭力。喬立敏（2015）[2]則表示人民幣實際有效匯率的升值將和對貿(mào)易順差情況起到緩解作用，長期人民幣是基于有效匯率的上升對我國進(jìn)出口貿(mào)易量起到抑制作用。李紹、王珺勤（2017）[3]提出人民幣貶值會加大貿(mào)易順差，縮減貿(mào)易逆差。郭凱棋（2019）[4]表示，匯率變動的風(fēng)險增加了進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)的不確定性，給企業(yè)資金流上帶來正面或負(fù)面的影響，表現(xiàn)為會計賬面上不同程度的盈虧；人民幣升值或給進(jìn)出口貿(mào)易帶來一定的正面影響，表現(xiàn)為不斷促進(jìn)勞動密集型企業(yè)向技術(shù)密集型革新，同時通過進(jìn)口機(jī)械設(shè)備，減低企業(yè)開支，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升，所以人民幣升值或有利于產(chǎn)業(yè)鏈條的眼神，改善貿(mào)易條件；人民幣升值或給貿(mào)易進(jìn)出口企業(yè)帶來一定的負(fù)面影響，對于農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)，升值抑制商品出口，打擊農(nóng)民的積極性；也不利于大型機(jī)械設(shè)備的輸出；所以企業(yè)必須不斷的進(jìn)行革新，提高競爭力從而抵御人民幣匯率變動的風(fēng)險。林永生（2017）[5]認(rèn)為匯率、我國經(jīng)濟(jì)狀況與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，在目前的有管理的浮動匯率制度之下，我國的進(jìn)出口貿(mào)易情況不會受到匯率變動的影響，所以匯率的波動不會影響就進(jìn)出口貿(mào)易狀況。張明琦（2017）[6]提出，利用J曲線效應(yīng)（一國貨幣相對他國貨幣貶值或升值時，該國貿(mào)易收支及經(jīng)常賬戶收支狀況一般并不能立即作出改善或惡化的反應(yīng)，一般有一定時間的滯后）分析，匯率傳導(dǎo)有時滯；由馬歇爾勒納條件分析：當(dāng)一國貨幣幣值發(fā)生貶值時，對該國國際收支的影響有一定的前提條件。只有當(dāng)出口商品的匯率彈性與進(jìn)口商品的匯率彈性之和大于1時，本幣貶值才有利于改善該國的國際收支；最后得出，人民幣匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響短期進(jìn)口額影響程度大于出口額，對匯率的反應(yīng)時間短期出口貿(mào)易較短，且短期匯率升值抑制出口。張尚生（2018）[7]分析得出，人民幣匯率變動會重塑進(jìn)出口貿(mào)易的平衡，不良的便能東會破壞經(jīng)濟(jì)的平衡，嚴(yán)重的會引發(fā)經(jīng)濟(jì)危機(jī)，所以貨幣政策應(yīng)作出相應(yīng)適當(dāng)?shù)恼{(diào)整來合理管控匯率變動。劉洋、陳守東、吳萍（2018）[8]通過TVP-VECM時變協(xié)整模型研究中美雙邊貿(mào)易匯率彈性與收入彈性變化得出，進(jìn)口需求匯率彈性穩(wěn)中有升,出口需求匯率彈性明顯下降.人民幣匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的總體影響已明顯減弱?？沦唬?019）[9]認(rèn)為，首先，人民幣匯率變動影響產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，假若產(chǎn)品需求彈性較高，價格變化比較明顯，對于民眾對于進(jìn)口產(chǎn)品的需求就會產(chǎn)生影響；其次，人民幣匯率變動對于主體結(jié)構(gòu)也會產(chǎn)生影響，匯率變動導(dǎo)致人民幣價值有波動，又民營企業(yè)是進(jìn)出口的主角，在人民幣頻繁改變的情況下，民營企業(yè)不得不逐漸淡出貿(mào)易活動，但其他企業(yè)范疇不會改變，導(dǎo)致進(jìn)出口貿(mào)易主體結(jié)構(gòu)發(fā)生變化；最后，人民幣匯率變動對市場結(jié)構(gòu)也有影響，一種貨幣價值的上升所對應(yīng)另一種貨幣價值遭受貶值，導(dǎo)致另一種貨幣購買力的下降，導(dǎo)致貿(mào)易受影響?？傊?，柯倩表示，人民幣匯率變動會對進(jìn)出口貿(mào)易帶來直接的影響，所以貨幣當(dāng)局需審時度勢，適當(dāng)?shù)闹贫ㄏ鄳?yīng)的措施。楊蒙蒙（2020）[10]采用定性與定量分析，理論與實證相結(jié)合，以中國-越南為例，深入分析表示“人民幣匯率對進(jìn)出口影響不顯著”。李琪（2020）[11]對人民幣實際有效匯率REER進(jìn)行回歸分析得出，人民幣實際有效匯率對進(jìn)出口貿(mào)易額有一定的影響，但不是絕對的，必須對人民幣實際有效匯率機(jī)制進(jìn)行完善。賈娟琪（2020）[12]指出，人民幣匯率波動的隨機(jī)性導(dǎo)致中國與“一帶一路”沿線國家間的進(jìn)口額和出口額減少，對進(jìn)口貿(mào)易的抑制程度強(qiáng)于出口貿(mào)易。高媛媛（2020）[13]表示實際美元兌人民幣匯率上升對貿(mào)易余量存在促進(jìn)作用，對少數(shù)類型商品存在抑制作用。2、國外研究現(xiàn)狀

Vlaene&

DeVries（1992）[14]則表示，匯率的波動會促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易；McKenzie（1999）[15]認(rèn)為匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響需要結(jié)合具體情況，具體環(huán)境來具體分析；Bahmani&

Mitra（2008）[16]對外貿(mào)對城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行了分析，表明不同地理位置對貿(mào)易的影響不同；而Coric&Pugh（2010）[17]通過匯率波動與貿(mào)易相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響分為三方面，促進(jìn)、無明顯影響或抑制三種觀點。Caglaya&Di（2010）[18]和Bourdon&

Lopez-gonzalez（2015）[19]則表示匯率波動對貿(mào)易并無顯著的影響；M.Cimoli（2014）[20]研究表明，實際匯率的上升將對出口型企業(yè)起到推動作用，有助于出口企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步與長遠(yuǎn)發(fā)展，對于進(jìn)出口企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量與科技水平也起到促進(jìn)作用。但是這種促進(jìn)作用只在科技水平能自我進(jìn)化時才能實現(xiàn)。除此之外，Ahmedetal.（2017）[21]、Sato&Zhang（2017）[22]表明通過全球價值鏈分工會進(jìn)一步削弱匯率的波動對國際貿(mào)易抑制作用。3、本人對該選題的評價分析人民幣匯率的波動在影響程度上對我國出口總量影響更大，但是對于進(jìn)口總量的影響幅度雖稍小，但時間上更為持久，因此在中美貿(mào)易摩擦導(dǎo)致我國人民幣匯率波動程度增加的背景下，對我國出口的影響較大，同時說明維持進(jìn)口與出口之間的動態(tài)平衡的難度變大。目前，國內(nèi)大部分論文主要是對于疫情前，人民幣匯率對進(jìn)出口的影響，以及各大細(xì)分領(lǐng)域，以及進(jìn)出口貿(mào)易或匯率對于各大細(xì)分領(lǐng)域的促進(jìn)或抑制作用，但是并沒有單純分析在中美貿(mào)易摩擦前后，人民幣匯率對進(jìn)出口貿(mào)易影響的對比，以及宏觀分析，這篇論文是從宏觀角度分析貨幣政策應(yīng)如何執(zhí)行再到各大細(xì)分領(lǐng)域下所應(yīng)采取的措施的綜合性分析論文。二、匯率相關(guān)名詞解釋（一）名義匯率與實際匯率匯率根據(jù)是否剔除了價格因素可分為名義匯率與實際匯率。名義匯率是官方工筆的匯率，是市場上通行的，沒有剔除通貨膨脹影響的匯率，一般實際交換過程中或外管局官網(wǎng)的報價都是名義匯率。而實際匯率在名義匯率的基礎(chǔ)上剔除了物價變動因素，他能夠放映一國的國際競爭力。（二）固定匯率與浮動匯率固定匯率制度是兩國貨幣的比幾家穩(wěn)定，并且兩國貨幣比價的波動控制在一定的范圍內(nèi)。固定匯率制度普遍只用在金本位時期與布雷頓森林體系時期，隨著美元的貶值，大部分國家拒絕使用固定匯率制度，布雷頓森林體系也隨之解體。固定匯率制度主要給國際貿(mào)易與投資提供了穩(wěn)定的環(huán)境，降低了匯率變動帶來的風(fēng)險，也便于核算陳本評估投資利潤。在外匯動蕩期，固定匯率制度的實行也會引來國際游資的瘋狂襲擊，從而引起國際匯率制度的惡化。并且在固定匯率下，匯率不能發(fā)揮調(diào)節(jié)國際收支的作用，削弱了對于內(nèi)部貨幣政策的自主性，造成資源的浪費。浮動匯率制度，是本國貨幣對外國貨幣的比價不能固定，也不會規(guī)定和匯率波動的界限，匯率的變動跟從外匯市場的變動與發(fā)展。實行浮動匯率制度可以防止國際游資對于本國貨幣的沖擊，紡織外匯儲備流失，讓匯率發(fā)揮調(diào)節(jié)國際收支的作用。并且使一個國家的貨幣政策自主權(quán)增加，只要國際收支失衡不嚴(yán)重，就不用調(diào)節(jié)財政政策，不會犧牲內(nèi)部的平衡來換得外部平衡，減少了資源的浪費。但是隨著匯率的頻繁波動，會使得國際貿(mào)易信貸投資難以核算成本，會加大匯率變動帶來的風(fēng)險，助長了外匯投機(jī)活動那個，這一定會加劇金融市場與國際金融市場的混亂與動蕩。（三）實際有效匯率實際有效匯率（RealEffectiveExchangeRate，REER）是除去通貨膨脹給各國購買力水平帶來的影響，是以兩國商品與勞務(wù)的相對價格，若實際有效匯率上升，外國的商品與勞務(wù)價格上漲，本幣在外國的購買力下降，本幣貶值；反之亦然。三、中美貿(mào)易摩擦歷程介紹中美關(guān)系自1979年建交起，中美經(jīng)貿(mào)關(guān)系就跌宕起伏，從1989年美國對中國進(jìn)行經(jīng)濟(jì)制裁，1995年中國美國進(jìn)行知識產(chǎn)權(quán)的爭論。自2018年起，美國多次挑起中美雙方貿(mào)易爭端，多次中美貿(mào)易磋商未果，更有甚者，美國多次單方面毀約，挑起并激化爭端激化中美關(guān)系，中國始終保持強(qiáng)硬態(tài)度，反對美方所有不合理要求。長期來看，中美貿(mào)易爭端對美國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以及農(nóng)業(yè)，科技，汽車，金融等行業(yè)帶來劇烈沖擊，美國加征關(guān)稅對于本國消費者也產(chǎn)生了一定的影響，對中美經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來不好的結(jié)果，重要時間點如表1所示，表1中美貿(mào)易摩擦?xí)r間線時間國家美國中國2018年3月22-23日Trump宣布對華600億美元商品增收關(guān)稅對來自美國進(jìn)口的30億美元商品增收關(guān)稅2018年4月1-3日美方正式提出對500億美元商品征收關(guān)稅中方宣布對美國進(jìn)口的28項商品增收15%或25%關(guān)稅2018年4月4日公布加贈關(guān)稅清單，稅率25%，涉及1333項500億美元商品提出對美國進(jìn)口500億美元商品征收關(guān)稅2018年4月5日美方宣布考慮對中國額外1000億美元商品征收關(guān)稅中國世貿(mào)組織爭端解決機(jī)制項下向美方提出磋商要求2018年8月1-3日Trump命令美國貿(mào)易代表辦公室將對2000億美元中國進(jìn)口商品加征25%關(guān)稅國務(wù)院關(guān)稅稅則委員會決定對原產(chǎn)于美國約160億美元進(jìn)口商品加征關(guān)稅2018年9月18日中國決定對5207個項目，600億美元美國商品征收10%或25%的關(guān)稅2019年5月10日美國對2000億美元中國輸美商品加征的關(guān)稅正式從10%上調(diào)至25%2019年8月23-28日USTR宣布對價值3000億美元中國商品加征15%關(guān)稅，并分兩批實施，實施日期分別為9月1日和12月15日；同時對2500億美元關(guān)稅稅率從25%提高到30%征求公眾意見，并于2019年10月1日生效（特朗普在社交平臺表示將10月1日生效延遲至10月15日）中國宣布對價值750億美元美國商品加征5%、10%的關(guān)稅。同時，恢復(fù)對原產(chǎn)于美國的汽車及零部件加征關(guān)稅2019年10月10-11日中美經(jīng)貿(mào)團(tuán)隊進(jìn)行第十三輪經(jīng)貿(mào)磋商，美國終止2500億關(guān)稅上調(diào)，中美談判取得實質(zhì)性進(jìn)展四、人民幣匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響實證分析（一）模型介紹VAR模型主要用于檢測時間序列之間的聯(lián)系，分析對某一個變量進(jìn)行單位量沖擊，從而產(chǎn)生的波動對系統(tǒng)的影響。VAR模型是由Sim首先提出，用以描述各個變量之間的關(guān)系，只從數(shù)據(jù)角度出發(fā)描述變量對于系統(tǒng)的沖擊所帶來的影響，再通過理論與模型相結(jié)合就沖擊對經(jīng)濟(jì)變量帶來的動態(tài)變化進(jìn)行解釋。VAR模型的性質(zhì)在于：a、不用基于嚴(yán)格的理論，可以只從數(shù)據(jù)出發(fā)建立時間序列模型，模型中只需要關(guān)注變量與滯后階數(shù)。b、當(dāng)期的變量不作為解釋變量，需用內(nèi)生變量的滯后階數(shù)p來解釋被解釋變量，有良好的預(yù)測效果。c、樣本容量越多越好，但是樣本容量過少或不足會導(dǎo)致誤差的加大。VAR模型可表示為Yt=i=1Xt為n維外生變量，Yt為m維內(nèi)生變量的列向量，αi1、變量單位根檢驗在建立模型前，需要進(jìn)行時間序列平穩(wěn)性檢驗，若序列非平穩(wěn)則在建立模型時會出現(xiàn)為偽回歸現(xiàn)象，所謂VAR模型穩(wěn)定就是一個標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖沖擊到VAR模型的某個方程上，隨著時間/期的發(fā)展，若沖擊消失趨于穩(wěn)定，則系統(tǒng)穩(wěn)定。ADF檢驗：ΔYt=ΔYt=ΔYt=a0為漂移項，t是時間趨勢項，α、β是方程的兩個參數(shù)，εt是誤差項。設(shè)置原假設(shè)H0：α=0，備擇假設(shè)H1：α＜02、確定滯后階數(shù)滯后階數(shù)是來進(jìn)行自由度與待估參數(shù)的確定與動態(tài)檢驗，主要是用AIC與SIC信息準(zhǔn)則。AIC信息準(zhǔn)則計算方法：AIC=SIC信息準(zhǔn)則計算方法：SIC=ln?[(d為滯后期，SSR3、Johansen協(xié)整檢驗在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗的之前，會先構(gòu)建VAR模型以確定最優(yōu)滯后階數(shù)，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗的目的為判斷兩個或兩個以上變量之間是否具有相似的波動規(guī)律，以及是否長期穩(wěn)定，若存在，那么他們是協(xié)整關(guān)系。4、脈沖響應(yīng)函數(shù)VAR模型是非嚴(yán)格理論模型，需要對誤差項進(jìn)行單位量沖擊來進(jìn)行動態(tài)觀察，即脈沖響應(yīng)分析，其公式演變過程如下：Yt=a(1-i=1PYt=1-i=1PβYt=a在(10)中，沖擊項雖然不存在序列相關(guān)，但是在時間上可能存在當(dāng)期相關(guān)，需要用向量的正交化來去除相關(guān)性，脈沖響應(yīng)函數(shù)通常用來全面反映時間序列相互之間的動態(tài)反應(yīng)，該函數(shù)通常表示隨時間變化模型內(nèi)某個變量受到單位沖擊時，系統(tǒng)內(nèi)各個變量是隨著時間的推移如何反應(yīng)，脈沖響應(yīng)可以全面地表現(xiàn)變量之間復(fù)雜的動態(tài)關(guān)系。（二）實證分析1、變量選取與數(shù)據(jù)來源為了檢驗在中美貿(mào)易摩擦前后，人民幣匯率的波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，本文以在岸人民幣兌美元匯率和人民幣實際有效匯率與我國進(jìn)口和出口貿(mào)易總量為研究對象。中美貿(mào)易摩擦始于2018年3月份，本文選取2010年1月-2019年12月的在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實際有效匯率以及對外貿(mào)易進(jìn)出口總額月度平均價進(jìn)行實證分析。此外，由于中美貿(mào)易摩擦?xí)r間節(jié)點在2018年，所以本文將數(shù)據(jù)按時間進(jìn)行劃分，2010年1月-2017年12月在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實際有效匯率對外進(jìn)出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)分別分為A、B組，2018年1月-2019年12月在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實際有效匯率對外進(jìn)出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)分別分為C、D組。對于A、B組，本文將2010年1月-2017年12月在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實際有效匯率、對外進(jìn)口額和出口額分別用X11、X12和Y11、Y12表示；對于C、D組，本文將2018年1月-2019年12月在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實際有效匯率、對外進(jìn)口額和出口額分別用X21、X22和Y21、Y22表示。為消除變量間的異方差以及其他不確定性因素的影響，將變量進(jìn)行對數(shù)化處理后分別記為LNX11、LNX12、LNX21、LNX22、LNY11、LNY12、LNY21、LNY22，本文所用變量數(shù)據(jù)均來源于，Wind與Choice金融數(shù)據(jù)庫終端，數(shù)據(jù)處理以及模型的檢驗均通過Eviews7.2軟件實現(xiàn)。2、變量單位根檢驗為了分析在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實際有效匯率與我國對外貿(mào)易進(jìn)出口之間是否存在長期均衡關(guān)系，需進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。由于協(xié)整分析主要是建立在一階單整序列基礎(chǔ)上的，它解決了非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時存在的“偽回歸”現(xiàn)象。因此，在進(jìn)行協(xié)整分析之前，需要對在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實際有效匯率、對外進(jìn)出口貿(mào)易額進(jìn)行ADF單位根檢驗，判斷各個序列是否為一階單整序列，檢驗結(jié)果如表4所示:表4變量單位根檢驗結(jié)果變量t統(tǒng)計量Prob*1%5%10%檢驗形式（C,T,K）結(jié)論LNY11-2.98120.1431-4.0597-3.4589-3.1555（C,T,2）不平穩(wěn)LNY12-2.78420.2072-4.0710-3.4642-3.1586(C,N,11)不平穩(wěn)LNY210.71440.8621-2.6743-1.9572-1.6082(N,N,1)不平穩(wěn)LNY220.57020.8317-2.6743-1.9572-1.6082(N,N,1)不平穩(wěn)LNX11-1.72210.7338-4.0586-3.4583-3.1552(C,T,1)不平穩(wěn)LNX121.07100.9250-2.5898-1.9443-1.6145(N,N,1)不平穩(wěn)LNX21-2.27830.1871-3.7696-3.0049-2.6422(C,N,1)不平穩(wěn)LNX22-0.14930.6213-2.6694-1.9564-1.6085(N,N,0)不平穩(wěn)DLNY11-10.0631***0.0000-2.5903-1.9444-1.6144(C,N,2)平穩(wěn)DLNY12-10.9396***0.0000-4.0710-3.4642-3.1586(C,T,10)平穩(wěn)DLNY21-9.4947***0.0000-3.7696-3.0049-2.6422(C,N,0)平穩(wěn)DLNY22-7.3027***0.0000-2.6743-1.9572-1.6082(C,N,0)平穩(wěn)DLNX11-6.3015***0.0000-2.5898-1.9443-1.6145(N,N,0)平穩(wěn)DLNX12-6.6094***0.0000-2.5898-1.9443-1.6145(N,N,0)平穩(wěn)DLNX21-4.8464***0.0015-3.8868-3.0522-2.6666(C,N,5)平穩(wěn)DLNX22-4.5232***0.0001-2.6743-1.9572-1.6082(C,N,0)平穩(wěn)注：檢驗形式中，C表示截距項，T表示趨勢項，K表示滯后階數(shù)，N表示非截距項和趨勢項；滯后階數(shù)采用AIC，SIC，HQ信息準(zhǔn)則最小化原則選?。?，**，***分別表示10%，5%，1%顯著性水平。由表4可知，各變量原序列t統(tǒng)計量均大于在1%，5%和10%顯著性水平下的臨界值，因此可認(rèn)為序列均存在單位根，即為不平穩(wěn)序列。然而，在對原序列進(jìn)行一階差分后的單位根檢驗中，在岸人民幣兌美元匯率（DLNX11，DLNX21）、人民幣實際有效匯率（DLNX12，DLNX22）、對外貿(mào)易進(jìn)口額（DLNY11，DLNY21）和出口額（DLNY12，DLNY22）在1%顯著性水平下均不存在單位根，即為平穩(wěn)序列。因此經(jīng)檢驗，原序列均為一階單整序列I(1)，可進(jìn)行協(xié)整檢驗。3、Johanshen協(xié)整檢驗人民幣匯率與對外貿(mào)易進(jìn)出口額之間的協(xié)整檢驗主要有兩種方法，一種為Engle-Granger兩步法；另一種為Johansen協(xié)整檢驗。兩步法主要適用于兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗，Johansen協(xié)整檢驗主要適用于三個及以上變量間的協(xié)整檢驗。由于本文涉及的變量有四個，因此采用Johansen協(xié)整檢驗法，結(jié)果如表5，6，7，8所示。表5Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果（DLNX11，DLNY11，DLNY12）最大協(xié)整向量個數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計量5%水平臨界值P值無*0.398679.410329.79710.0000至多存在一個協(xié)整向量*0.272331.615115.49470.0001至多存在兩個協(xié)整向量0.01831.73633.84150.1876由表5所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX11，DLNY11，DLNY12三者之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2010-2017月度在岸人民幣兌美元匯率與我國對外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長期的均衡關(guān)系。表6Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果（DLNX12，DLNY11，DLNY12）最大協(xié)整向量個數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計量5%水平臨界值P值無*0.467199.190729.79710.0000至多存在一個協(xié)整向量*0.321640.017015.49470.0000至多存在兩個協(xié)整向量0.03693.53833.84150.0600由表6所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX12，DLNY11，DLNY12三者之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2010-2017月度人民幣實際有效匯率與我國對外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長期的均衡關(guān)系。表7Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果（DLNX21，DLNY21，DLNY22）最大協(xié)整向量個數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計量5%水平臨界值P值無*0.708544.960629.79710.0005至多存在一個協(xié)整向量*0.536717.839215.49470.0218至多存在兩個協(xié)整向量0.04060.91163.84150.3397由表7所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX21，DLNY21，DLNY22三者之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2018-2019月度在岸人民幣兌美元匯率與我國對外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長期的均衡關(guān)系。表8Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果（DLNX22，DLNY21，DLNY22）最大協(xié)整向量個數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計量5%水平臨界值P值無*0.654043.730129.79710.0007至多存在一個協(xié)整向量*0.541520.380715.49470.0085至多存在兩個協(xié)整向量0.13633.22453.84150.0725由表8所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX22，DLNY21，DLNY22三者之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2018-2019月度人民幣實際有效匯率與我國對外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長期的均衡關(guān)系。4、構(gòu)建VAR模型（1）模型構(gòu)建及穩(wěn)定性檢驗VAR模型，描述的是所有時間序列中一個序列相對于其他滯后項的回歸，分析的是兩個及多個變量間相互影響的動態(tài)關(guān)系。本文針對平穩(wěn)序列通過構(gòu)建VAR模型分析人民幣匯率波動與對外貿(mào)易進(jìn)出口之間的動態(tài)關(guān)系。確定滯后項階數(shù)是構(gòu)建VAR模型的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，因為若滯后階數(shù)較小，則誤差項容易存在自相關(guān)問題，從而影響參數(shù)估計的一致性，雖然這一問題可以通過擴(kuò)大滯后階數(shù)進(jìn)行解決，但較大的滯后階數(shù)，自由度降低嚴(yán)重，從而影響模型參數(shù)估計的有效性。本文采用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SIC）以及漢南-奎因準(zhǔn)則（HQ）最小化原則來判斷該模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如表9、10、11、12所示:表9VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX11，LNY11，LNY12）LagLogLLRFPEAICSCHQ0297.781NA3.08E-07-6.479-6.396-6.4451490.436368.3735.45E-09-10.515-10.184*-10.3822505.62828.0474.76E-09-10.651-10.072-10.4173520.08025.728*4.23e-09*-10.771*-9.943-10.437*4528.32614.1364.31E-09-10.754-9.678-10.3205534.64910.4234.60E-09-10.696-9.371-10.161根據(jù)表9結(jié)果，多個信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為3，因此構(gòu)建VAR(3)模型。表10VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX12，LNY11，LNY12）LagLogLLRFPEAICSCHQ0234.807NA1.23E-06-5.095-5.012-5.0611457.711426.2131.12E-08-9.796-9.465-9.6622478.83839.0038.57E-09-10.062-9.483*-9.829*3491.08821.8077.99E-09-10.134-9.306-9.8004503.76521.733*7.40e-09*-10.215*-9.139-9.7805510.18010.5747.87E-09-10.158-8.833-9.623根據(jù)表10結(jié)果，多個信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為4，因此構(gòu)建VAR(4)模型。表11VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX21，LNY21，LNY22）LagLogLLRFPEAICSCHQ096.867NA2.63E-08-8.940-8.791-8.9071121.91640.555*5.79e-09*-10.468*-9.871*-10.339*2127.8607.9268.26E-09-10.177-9.133-9.9503135.9708.4961.07E-08-10.092-8.600-9.769根據(jù)表11結(jié)果，多個信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為1，因此構(gòu)建VAR(1)模型。表12VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX22，LNY21，LNY22）LagLogLLRFPEAICSCHQ0113.818NA5.24E-09-10.554-10.405*-10.5221124.35217.055*4.59e-09*-10.700*-10.103-10.571*2130.0557.6046.71E-09-10.386-9.342-10.1603134.9205.0971.18E-08-9.992-8.500-9.669根據(jù)表12結(jié)果，多個信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為1，因此構(gòu)建VAR(1)模型。本文并不過于關(guān)注模型的單個系數(shù)，因為單個系數(shù)只反映局部的動態(tài)關(guān)系，同時，經(jīng)典的理論也證明了人民幣匯率與進(jìn)出口之間的正負(fù)效應(yīng)。本文更加關(guān)注人民幣匯率波動對我國對外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間整體的關(guān)聯(lián)性效果，因此，在后續(xù)的脈沖效應(yīng)和方差分解中本文將重點闡述這種關(guān)聯(lián)性。在構(gòu)建了模型之后，需要對模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗，因為一般穩(wěn)定的模型才具有合理的經(jīng)濟(jì)解釋意義。當(dāng)VAR模型所有根都小于1，即所有根都在單位圓內(nèi)時，表示該模型是穩(wěn)定的；反之，則是不穩(wěn)定的。根據(jù)表9、表10、表11、表12分別構(gòu)建VAR(3)、VAR(4)、VAR(1)、VAR(1)模型,結(jié)果如圖1、圖2、圖3、圖4所示圖1VAR(3)模型AR根圖圖2VAR(4)模型AR根圖圖3VAR(1)模型AR根圖圖4VAR(1)模型AR根圖由圖1、圖2、圖3、圖4可知，本文建立的VAR模型的所有根都在單位圓內(nèi)，因此VAR模型是穩(wěn)定的。（2）脈沖響應(yīng)分析中美貿(mào)易摩擦前后在岸人民幣兌美元匯率波動與人民幣實際有效匯率分別和對外貿(mào)易進(jìn)口總量、出口總量存在長期均衡關(guān)系，但僅反映了宏觀層面的信息，并不能從微觀的角度反映變量間的動態(tài)作用效果，比如在此期間我國進(jìn)口總量受到一個促使人民幣貶值的事件沖擊時，如何反映、其反映的激烈程度以及在多久滯后期內(nèi)我國的進(jìn)口情況會達(dá)到新的均衡狀態(tài)，這對維持我國對外貿(mào)易均衡具有重要的意義，因為政策制定者可以根據(jù)我國對外貿(mào)易對人民幣匯率的反映情況，預(yù)期在中美貿(mào)易摩擦期間調(diào)節(jié)我國匯率對我國對外貿(mào)易的影響情況，防止因維持匯率的均衡而使得我國對外貿(mào)易出現(xiàn)不均衡的現(xiàn)象。脈沖響應(yīng)分析是衡量一個變量在受到另外一個變量一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，反映的速度快慢以及反映期的長短。本文采用脈沖響應(yīng)分析中美貿(mào)易摩擦前后在岸人民幣兌美元匯率的波動或人民幣實際有效匯率的波動對我國對外貿(mào)易進(jìn)出口之間的這種動態(tài)作用效果進(jìn)行刻畫。A)2010-2017在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖5(a)(b)所示：(b)圖52010-2017在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖5中可知中在美貿(mào)易摩擦之前，即2010.1-2017.12在岸人民幣兌美元匯率的波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢，且逐步減弱，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖5(a)反映了我國對外貿(mào)易進(jìn)口總量在受到在岸人民幣兌美元匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。可以看出在當(dāng)期給該匯率一個沖擊后，我國進(jìn)口總量在前5期會表現(xiàn)出強(qiáng)烈的負(fù)響應(yīng)，這種負(fù)效應(yīng)會在前兩期內(nèi)在極為短暫的負(fù)向趨勢減弱后快速加強(qiáng)，隨后3-5期負(fù)響應(yīng)迅速減弱；隨之6-7期負(fù)響應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)，并在8-18期內(nèi)呈現(xiàn)出負(fù)響應(yīng)逐漸減弱趨勢，在第18期呈現(xiàn)正響應(yīng)，并在18-51期內(nèi)正響應(yīng)呈現(xiàn)出先增強(qiáng)后減弱的趨勢，在第51期后此種效應(yīng)逐漸消失，說明當(dāng)匯率下降使得人民幣出現(xiàn)升值時，由于存在時滯效應(yīng)我國的進(jìn)口總量會在段時間內(nèi)仍然維持減少的趨勢，但是這種減弱的趨勢因為時滯效應(yīng)會緩慢增加，并在第3期達(dá)到峰值，后逐漸減弱，在第5-6期又出現(xiàn)微弱增強(qiáng)趨勢，滯后又逐漸減弱，并在第18期進(jìn)口量呈緩慢的先上漲后上漲減弱趨勢，最終在第51期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個新的均衡狀態(tài)。圖5(b)反映了我國貿(mào)易出口總量在受到在岸人民幣兌美元匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，該匯率波動對出口總量在第一期內(nèi)呈快速正向增加趨勢，并在第1期達(dá)到正向峰值，這種正響應(yīng)在第2-3期內(nèi)快速下降，并在4-5期內(nèi)呈現(xiàn)快速增加的負(fù)響應(yīng)，該負(fù)響應(yīng)在第5期達(dá)到負(fù)向峰值，并在5-30期內(nèi)呈現(xiàn)持續(xù)減弱的負(fù)響應(yīng)，在當(dāng)期給人民幣匯率一個正向沖擊后，我國出口總量在第1期快速達(dá)到最大正向效應(yīng)值0.02，隨后正向減弱后又負(fù)向增強(qiáng)，在第5期達(dá)到最大負(fù)向效應(yīng)0.15，在第5期后此種效應(yīng)逐漸趨于0，說明在岸人民幣兌美元匯率的升值會在短期造成我國出口總量在小范圍內(nèi)增加，但是增加的趨勢逐漸減弱，并在第30期前后這種沖擊逐漸消失。 B)2010-2017人民幣實際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖6(a)(b)所示：(a)(b)圖62010-2017人民幣實際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖6中可知中美貿(mào)易摩擦之前，即2010.1-2017.12人民幣實際有效匯率的波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢，且逐步減弱的，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖6(a)反映了我國貿(mào)易進(jìn)口總量在受到人民幣實際有效匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖?？梢钥慈嗣駧艑嶋H有效匯率波動對進(jìn)口總量呈現(xiàn)持續(xù)正向響應(yīng)，在當(dāng)期給該匯率一個沖擊后，我國進(jìn)口總量在第1期會表現(xiàn)出強(qiáng)烈的正效應(yīng)，隨后正效應(yīng)迅速減弱。并在第3期呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，在第5期這個負(fù)響應(yīng)達(dá)到峰值，隨后負(fù)響應(yīng)迅速減弱，在第6期又呈現(xiàn)正響應(yīng)，該響應(yīng)在6-17期內(nèi)圍繞均衡值呈上下波動，并在之后的滯后期逐漸減弱，在第17期后此種效應(yīng)逐漸消失，說明當(dāng)人民幣實際有效匯率上升使得人民幣出現(xiàn)貶值時，由于存在時滯效應(yīng)我國的進(jìn)口總量會在段時間內(nèi)仍然維持增加的趨勢，但是迅速減弱，并在第3期后逐漸降低，在第7期又出現(xiàn)微弱上漲趨勢，最終在第17期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個新的均衡狀態(tài)。圖6(b)反映了我國貿(mào)易出口總量在受到人民幣實際有效匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，人民幣匯率波動對出口總量呈現(xiàn)持續(xù)的正響應(yīng)，在當(dāng)期給人民幣匯率一個正向沖擊后，我國出口總量在第1期達(dá)到最大正向效應(yīng)值0.025，隨后逐漸減弱，在第3期后此種效應(yīng)達(dá)到0均衡值，并向負(fù)向發(fā)展，在第5期達(dá)到負(fù)向峰值0.03左右，并隨之在5-6期內(nèi)快速減弱再一次達(dá)到0均衡值，隨之在0-0.01之間波動，并于13期開始逐漸減弱至0。說明人民幣實際有效匯率的貶值會在短期造成我國出口總量的增加，但是增加的趨勢逐漸減弱，又會出現(xiàn)抑制出口的現(xiàn)象，但該現(xiàn)象存在的時間也不長，之后會并在第13期前后這種沖擊逐漸消失。C)2018-2019在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖7(a)(b)所示：(a)(b)圖72018-2019在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖7中可知，中美貿(mào)易摩擦期間，即2018.3-2019.12人民幣匯率的波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢，且逐步減弱的，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖7(a)反映了我國貿(mào)易進(jìn)口總量在受到人民幣匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖?？梢钥闯鑫词艿?jīng)_擊之前，在岸人民幣兌美元匯率和進(jìn)口之間是正響應(yīng)關(guān)系，在當(dāng)期給該匯率一個沖擊后，我國進(jìn)口總量在第1期會表現(xiàn)出強(qiáng)烈的正效應(yīng)，該響應(yīng)表現(xiàn)為短暫而快速的小范圍上漲隨后正效應(yīng)迅速減弱，并于第3期達(dá)到0均衡值，之后在第4期呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，且負(fù)效應(yīng)逐漸增加于第6期達(dá)到負(fù)向峰值之后又逐漸減少，在第13期又呈現(xiàn)程度不大的正響應(yīng)，并在之后的滯后期逐漸減弱，在第20期后此種效應(yīng)逐漸消失，說明當(dāng)人民幣匯率上升使得人民幣出現(xiàn)貶值時，由于存在時滯效應(yīng)我國的進(jìn)口總量會在段時間內(nèi)仍然維持增加的趨勢，但是小幅度增加后迅速減弱，并在第3期后逐漸降低，在第13期又出現(xiàn)微弱上漲趨勢，最終在第20期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個新的均衡狀態(tài)。圖7(b)反映了我國貿(mào)易出口總量在受到在岸人民幣兌美元匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，在岸人民幣兌美元匯率波動對出口總量呈現(xiàn)持續(xù)的正響應(yīng)，在當(dāng)期給人民幣匯率一個正向沖擊后，我國出口總量在第1期內(nèi)快速攀升達(dá)到最大正向效應(yīng)值0.055，于第5期達(dá)到0均值，隨后呈現(xiàn)先增加后減弱的負(fù)響應(yīng)，在第20期后此種效應(yīng)逐漸趨于0，說明人民幣匯率的貶值會在短期造成我國出口總量的短暫增加，但是增加的趨勢逐漸減弱，隨后會出現(xiàn)短暫的抑制出口的現(xiàn)象，該現(xiàn)象先增強(qiáng)后減弱，并且抑制效果沒有前期促進(jìn)效果強(qiáng)，并在第20期前后這種沖擊逐漸消失。D)2018-2019人民幣實際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖8(a)(b)所示：(a)(b)圖82018-2019人民幣實際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖8中可知，中美貿(mào)易摩擦期間，即2018.3-2019.12，人民幣實際有效匯率的波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢，且逐步減弱的，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖8(a)反映了我國貿(mào)易進(jìn)口總量在受到人民幣匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖?？梢钥闯鲈诋?dāng)期給人民幣匯率一個沖擊后，我國進(jìn)口總量在1-3期會表現(xiàn)出強(qiáng)烈的負(fù)響應(yīng)，隨后負(fù)效應(yīng)迅速減弱。并在4-7期呈現(xiàn)出正響應(yīng)，該正響應(yīng)表現(xiàn)為先增強(qiáng)后減弱并在第7期重新歸于0均衡值。在第8-12期又呈現(xiàn)微弱的正響應(yīng)，并在之后的滯后期逐漸減弱，在第17期后此種效應(yīng)逐漸消失，說明當(dāng)人民幣實際有效匯率上升使得人民幣出現(xiàn)貶值時，我國的進(jìn)口總量會在段時間維持減少的趨勢，但是該趨勢迅速減弱，并在第4期后逐漸上漲，在第12期又出現(xiàn)微弱的下降趨勢，最終在第17期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個新的均衡狀態(tài)。圖8(b)反映了我國貿(mào)易出口總量在受到人民幣匯率一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，人民幣實際有效匯率波動對出口總量在前4期內(nèi)呈現(xiàn)持續(xù)的負(fù)響應(yīng)，該負(fù)響應(yīng)表現(xiàn)為先短暫增強(qiáng)后快速減弱的趨勢，在當(dāng)期給人民幣匯率一個負(fù)向沖擊后，我國出口總量在第1期達(dá)到最小負(fù)向效應(yīng)值-0.05左右，隨后負(fù)響應(yīng)逐漸減弱，又于第5期開始出現(xiàn)正響應(yīng)，并于第6期達(dá)到最大值0.18。在第17期后此種效應(yīng)逐漸趨于0，說明人民幣實際有效匯率的貶值會在短期造成我國出口總量的減少，但是減少的趨勢逐漸減弱，之后會使出口量增加，增加的趨勢之后緩慢減弱，并在第17期前后這種沖擊逐漸消失。（3）方差分解分析方差分解法主要是用來分析變量自身過去的信息對于現(xiàn)在的影響，以及其他變量的滯后信息對當(dāng)前變量的影響程度，比如人民幣匯率波動對我國進(jìn)出口總量的波動方差貢獻(xiàn)度為多少，人民幣匯率波動是對進(jìn)口影響最大還是對出口影響最大。A)2010-2017在岸人民幣兌美元匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國對外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表13所，表13我國對外貿(mào)易進(jìn)出口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0060.56199.4390.0000.0060.32952.65747.01420.0102.03794.9662.9970.0100.55160.78038.66930.0133.52593.4972.9780.0130.53259.94539.52340.0164.55892.2733.1690.0160.53359.64839.81950.0185.45791.1633.3800.0180.62759.48639.88760.0206.20090.2873.5130.0200.83759.27939.88370.0226.81989.5403.6410.0221.14659.08039.77480.0247.34788.9053.7480.0241.53558.85339.61290.0257.79988.3633.8380.0251.97658.59639.428100.0278.18987.8953.9150.0272.44458.31739.239110.0288.52787.4913.9810.0282.91958.02539.055120.0298.82287.1404.0380.0293.38657.73138.883130.0309.07986.8334.0880.0303.83357.44238.725140.0309.30486.5654.1300.0304.25557.16438.581150.0319.50186.3314.1680.0314.64656.90238.452160.0329.67586.1254.2000.0325.00656.65838.337170.0329.82885.9444.2290.0325.33356.43238.234180.0339.96285.7854.2530.0335.63056.22638.143190.03310.08085.6444.2750.0335.89856.03938.063200.03310.18585.5214.2950.0336.13855.87037.991由表13可知，我國2010-2017月度進(jìn)口總量的波動主要來自于自身，貢獻(xiàn)度維持在85.52%，幾乎不受同期出口總量的影響。但是該時間段出口總量的波動受我國進(jìn)口總量波動影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到55.87%，說明進(jìn)出口之間的聯(lián)動平衡的重要性。從在岸人民幣兌美元匯率波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響來看，匯率對進(jìn)口總量的影響程度更大，貢獻(xiàn)度達(dá)到10.18%，對出口總量的貢獻(xiàn)度為6.14%，說明我國進(jìn)口總量更容易受在岸人民幣兌美元匯率波動的影響，在2010-2017年在岸人民幣兌美元月度平均匯率在6-7之間波動，中美貿(mào)易摩擦之前匯率對進(jìn)口的影響需加以注意。B)2010-2017人民幣實際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國對外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表14所示:表14我國對外貿(mào)易進(jìn)出口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0093.79896.2020.0000.0095.83644.94749.21720.0154.10895.1520.7390.0155.61949.40044.98130.0214.23594.6351.1300.0215.59249.27945.12940.0268.62884.3687.0040.02610.41545.80043.78450.0307.89785.0577.0460.0309.92447.63642.44060.0337.75783.6178.6260.03310.16747.03842.79570.0358.04382.2549.7030.03510.23746.89242.87180.0378.19581.42710.3780.03710.08447.46142.45590.0388.04181.11310.8460.03810.37447.89041.736100.0398.03980.57311.3880.03910.57748.03541.387110.0408.15480.14511.7010.04010.53048.41041.060120.0418.17479.74412.0820.04110.47548.75640.769130.0428.19579.39812.4060.04210.45548.97840.567140.0438.29279.00512.7030.04310.41549.16340.422150.0448.36578.67112.9640.04410.37249.34840.280160.0458.42578.36613.2090.04510.34449.48540.170170.0468.50078.08713.4140.04610.32149.60840.071180.0468.57777.83013.5930.04610.29749.72739.976190.0478.64477.60713.7490.04710.27849.83439.888200.0478.71477.40013.8860.04710.26149.92439.815由表14可知，我國2010-2017月度進(jìn)口總量的波動主要來自于自身，貢獻(xiàn)度維持在77.40%，同期出口總量的波動對于進(jìn)口總量的影響很小，貢獻(xiàn)度只有13.89%。但是該時間段出口總量的波動受我國進(jìn)口總量波動影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到49.92%，但同時也會受到自身原因的影響，貢獻(xiàn)度達(dá)到39.81%。從人民幣實際有效匯率波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響來看，匯率對進(jìn)口總量的影響程度較小，貢獻(xiàn)度達(dá)到8.71%，對出口總量的貢獻(xiàn)度為10.26%，說明我國出口總量較于進(jìn)口總量相比，容易受在岸人民幣兌美元匯率波動的影響。在2010-2017年人民幣實際有效匯率從98元左右上漲到131元左右又回落到120元的水平，變化幅度較大，對于進(jìn)出口總量的影響程度相比較高于在岸人民幣兌美元匯率對進(jìn)出口總量的影響。C)2018-2019在岸人民幣兌美元匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國對外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表15所示:表15我國對外貿(mào)易進(jìn)出口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0115.01394.9870.0000.0113.00752.75244.24120.0184.97692.0802.9440.01815.45447.39937.14830.0233.83285.61210.5550.02312.94656.59030.46440.0283.19485.73611.0700.02810.90362.18926.90850.0322.59984.62312.7780.0328.96565.67825.35760.0352.25084.15413.5950.0357.72467.90724.36970.0391.99983.73914.2610.0396.77669.54223.68280.0431.83883.49014.6730.0436.10570.70523.19090.0471.75183.26714.9820.0475.59671.60622.798100.0501.71383.10515.1810.0505.21872.34022.441110.0531.71482.96115.3260.0534.93472.95122.115120.0561.73282.84115.4270.0564.71873.47421.808130.0591.75982.73515.5050.0594.54973.93121.520140.0611.78682.64515.5690.0614.40974.33921.252150.0631.80882.56715.6250.0634.28974.70621.005160.0661.82582.49915.6760.0664.18075.04120.779170.0681.83782.43815.7250.0684.08075.34620.574180.0701.84482.38515.7710.0703.98575.62720.388190.0721.84982.33615.8150.0723.89575.88520.220200.0741.85182.29215.8570.0743.81176.12220.067由表15可知，我國2018-2019月度進(jìn)口總量的波動主要來自于自身，貢獻(xiàn)度維持在82.29%，同期出口總量的波動對于進(jìn)口總量的影響很小，貢獻(xiàn)度只有15.86%。但是該時間段出口總量的波動受我國進(jìn)口總量波動影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到76.12%，但同時也會受到自身原因的影響，貢獻(xiàn)度達(dá)到20.07%。從在岸人民幣兌美元匯率波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響來看，匯率對進(jìn)口總量的影響程度較小，貢獻(xiàn)度達(dá)到1.85%，對出口總量的貢獻(xiàn)度為3.81%，說明我國出口總量較于進(jìn)口總量相比，容易受在岸人民幣兌美元匯率波動的影響。在2018-2019年在岸人民幣兌美元匯率從6.3元左右上漲到7.1，變化幅度幾乎與2010-2017年7年的變化幅度相同，這是由于中美貿(mào)易摩擦導(dǎo)致我國匯率出現(xiàn)大幅的波動，因此對進(jìn)口的影響不容小覷。D)2018-2019人民幣實際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國對外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表16所示:表16我國對外貿(mào)易進(jìn)口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0122.40097.6000.0000.0120.69854.65344.64820.0194.97195.0090.0190.01912.15348.99138.85630.0254.41887.5558.0280.02511.46551.27237.26340.0289.00583.3357.6600.02811.88450.63237.48450.03114.34678.2457.4090.03114.32248.86136.81760.03419.69373.0707.2370.03418.01046.73135.26070.03623.12469.7167.1600.03620.73945.15034.11080.03825.54667.2937.1610.03822.66243.99733.34190.04027.40365.4957.1020.04023.98343.28132.737100.04229.06563.9586.9770.04225.07642.76032.164110.04430.69762.4636.8400.04426.12142.27531.604120.04632.31960.9856.6960.04627.19141.77231.037130.04833.91059.5266.5640.04828.28941.23730.474140.04935.42858.1276.4450.04929.38440.69329.923150.05136.85656.8076.3370.05130.44940.15829.393160.05338.19055.5726.2390.05331.46739.64728.886170.05439.43954.4156.1460.05432.43739.16128.402180.05640.61553.3266.0580.05633.36438.69927.937190.05741.72952.2975.9740.05734.25538.25627.489200.05942.78751.3205.8930.05935.11437.82927.057由表16可知，我國2018-2019月度進(jìn)口總量的波動對自身的影響較大，貢獻(xiàn)度維持在48.86%，同期出口總量的波動對于進(jìn)口總量在很大程度上也有影響，貢獻(xiàn)度有36.82%。該時間段出口總量的波動受我國進(jìn)口總量波動影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到37.90%，但同時也會受到自身原因的影響，貢獻(xiàn)度達(dá)到27.06%。從人民幣實際有效匯率波動對進(jìn)口總量和出口總量的影響來看，匯率對進(jìn)口總量的影響程度較小，貢獻(xiàn)度達(dá)到14.32%，對出口總量的貢獻(xiàn)度為35.11%，說明我國出口總量較于進(jìn)口總量相比，容易受人民幣實際有效匯率波動的影響。在2018-2019年人民幣實際有效匯率在120元-126元之間波動，雖然波動幅度不大，但是由于波動頻繁，所以對進(jìn)出口的影響較大。（三）實證分析小結(jié)通過對在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實際有效匯率與中國進(jìn)口貿(mào)易總量、出口貿(mào)易總量的穩(wěn)定性檢驗、協(xié)整檢驗與建立VAR模型方差分析，得出無論是在岸人民幣兌美元匯率與進(jìn)口總量、出口總量，還是人民幣實際有效匯率與進(jìn)口總量、出口總量之間均存在長期均衡關(guān)系。并且人民幣匯率的波動對進(jìn)出口貿(mào)易總量存在不同方向不同程度的影響，并且進(jìn)口總量對在岸人民幣兌美元匯率的反映時間較長，出口總量對人民幣實際有效匯率的反映時間較長。通過方差分解可以看出：不同的匯率對于進(jìn)口總量或者出口總量的貢獻(xiàn)度不同，并且不同時間段的同種匯率對于進(jìn)口總量或出口總量的貢獻(xiàn)度也是不同的。五、總結(jié)與政策建議（一）總結(jié)在中美貿(mào)易摩擦期間，相較于在岸人民幣兌美元匯率，人民幣實際有效匯率的波動在影響程度上對我國進(jìn)出口總量波動影響更大，并且該匯率在程度上主要影響我國貿(mào)易進(jìn)口總量，并且相較于與中美貿(mào)易摩擦前，該影響程度有很大程度的增加；相較于中美貿(mào)易摩擦前，在岸人民幣對美元匯率對中美貿(mào)易進(jìn)出口總量的影響程度有所下降，并且該匯率在摩擦前影響進(jìn)口總量的程度高于出口總量，在摩擦期間該匯率對出口總量的影響程度卻大于進(jìn)口總量。中美貿(mào)易摩擦期間，在岸人民幣兌美元匯率對進(jìn)出口貿(mào)易總量影響時長要遠(yuǎn)短于中美貿(mào)易摩擦之前該匯率對進(jìn)出口貿(mào)易總量的影響時長；人民幣實際有效匯率在中美貿(mào)易摩擦之前對進(jìn)出口總量的影響時長要長于在中美貿(mào)易摩擦期間該匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響時長。說明在中美貿(mào)易摩擦背景下，隨著匯率波動率的增加，某一時間點的匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度變小，影響程度由靜態(tài)影響改變?yōu)閯討B(tài)快速影響，并且隨著中美貿(mào)易摩擦的開始，中國進(jìn)出口貿(mào)易總量不再是單純的由中美匯率所支配，更主要的是由中國對所有貿(mào)易往來國的貿(mào)易情況所影響。并且由方差分解表來看，雖然中美貿(mào)易摩擦在岸人民幣兌美元匯率對中國出口的有影響程度要大于進(jìn)口的影響程度，但是從人民幣實際有效匯率波動來看，中國進(jìn)口貿(mào)易總量受匯率的影響要大于出口總量受匯率的影響。同時整體情況也說明在中美貿(mào)易摩擦所導(dǎo)致的匯率波動的背景下，進(jìn)口的影響較大，且要維持進(jìn)口出口之間的動態(tài)平衡的難度比較大。（二）政策建議本文通過對匯率與貿(mào)易進(jìn)出口相關(guān)理論研究，以及對我國貿(mào)易發(fā)展與我國匯率政策的分析，通過統(tǒng)籌1979-2019年數(shù)據(jù)，本加以分析研究，進(jìn)一步構(gòu)建VAR模型針對不同時期的在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實際有效匯率分別對貿(mào)易進(jìn)出口總量的影響進(jìn)行分析處理，最終得出的結(jié)果顯示匯率的波動對我國進(jìn)出口貿(mào)易有著不同程度的影響。改革開放至今這幾十年中，我國的對外貿(mào)易發(fā)展水平有著很大程度的進(jìn)步，進(jìn)口總量與出口總量在此期間有著長足的發(fā)展，我國在國際貿(mào)易市場上也不斷占據(jù)重要的低位，針對第二、三、四章的數(shù)據(jù)分析與實證分析，得出了以下幾點關(guān)于匯率變動與進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的相關(guān)政策建議，相關(guān)政策建議解釋如下：（一）我國要進(jìn)一步完善匯率機(jī)制的建設(shè)，不但要保證人民幣實際有效匯率的波動范圍在合理水平之下，還要保證在岸人民幣兌各國匯率的波動均在合理的水平之下。匯率即作為調(diào)節(jié)國內(nèi)市場的總要工具，也是調(diào)節(jié)對外貿(mào)易市場影響進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的重要手段。人民幣實際有效匯率的波動對我國進(jìn)出口的影響是顯著的，從“811匯改“至今，匯率的彈性愈發(fā)加強(qiáng)，波動率也越來越高，雖然這是為發(fā)展經(jīng)濟(jì)所必要的手段之一，但是為了使經(jīng)濟(jì)有著穩(wěn)定的發(fā)展，使外貿(mào)行業(yè)也穩(wěn)步向前，為能減少在匯率波動上投機(jī)行為的發(fā)生，也避免人民幣入籃之后由于匯率的頻繁波動而落人口舌，我國匯率波動范圍仍需保持在合理的范圍之內(nèi)。在上述分析中得出，雖然在岸人民幣兌美元匯率容易控制，但是人民幣實際有效匯率是關(guān)乎中國對外所有國的貿(mào)易的加權(quán)值，不易調(diào)整，并且隨著貿(mào)易摩擦的發(fā)生與發(fā)展，人民幣實際有效匯率愈發(fā)與中國對外貿(mào)易掛鉤，而并非貿(mào)易還受在岸人民幣兌美元匯率影響的更多，所以貨幣當(dāng)局更需要保證與各大貿(mào)易往來國的外匯儲備，不要只保證美元的外匯儲備充足，以此來保證我國的貿(mào)易收支均衡。另一方面，我國一直是一個貿(mào)易出口大國，如此貿(mào)易順差會使西方國家加大對人民幣乃至中國貿(mào)易出口的壓制，并且有著中美貿(mào)易摩擦的情況發(fā)生，美方不顧自己國家顏面與WTO的約定，私自加征關(guān)稅的行為為我國的貿(mào)易情況敲響警鐘，我國應(yīng)慢慢將貿(mào)易分散到各個國家，建立與不同國家的貿(mào)易往來，逐漸削減美國對我國的制裁機(jī)會，并且還應(yīng)進(jìn)行貿(mào)易的內(nèi)循環(huán)，即本應(yīng)出口的商品若我國國內(nèi)有需求則先供應(yīng)國內(nèi)，再進(jìn)行出口，以國內(nèi)大循環(huán)為主導(dǎo)，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的發(fā)展方式，并且再匯改之際，，還需嚴(yán)防外國勢力趁虛而入，嚴(yán)防如索羅斯做空泰銖那類危機(jī)從而引發(fā)人民幣匯率動蕩的情況發(fā)生。在現(xiàn)階段，我國在外匯市場和貿(mào)易方面都取得了長足的進(jìn)步，但是距離強(qiáng)國的距離仍熱存在，因此我國還應(yīng)繼續(xù)深化人民幣匯率的改革發(fā)展，加強(qiáng)人民幣在