人民币实际汇率对中美贸易影响的实证分析.doc

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1、精品论文人民币实际汇率对中美贸易影响的实证分析袁飞兰，胡晓 宁波大学商学院，浙江宁波（315211） E-mail: yuanfeilan摘要：首先通过对中美间出口与进口的影响因素分别运用协整分析得出汇率的波动对进出口影响符合弹性理论。接着，通过格兰杰非因果关系检验以及脉冲响应与方差分解分析进一 步得出：短期内，出口主要取决于当前出口的现实状况，而进口则主要受到中国 GDP 增长 与实际汇率波动的影响；中长期内，美国 GDP 波动对出口的影响要大于实际汇率波动，中 国 GDP 波动对进口的影响要大于实际汇率波动。最后得出，我国需要有效控制汇率以保证 国际收支的稳定，并且认为美国若想减缓逆差，敦

2、促加快人民币对美元的升值并不是治本之 策。关键词：中美进出口；实际汇率；协整检验；脉冲响应与方差分解 中图分类号:F752.7文献标识码：A1. 引言自美元兑换人民币的比率突破8：1以来，“人民币将加速升值”的观点开始逐渐流行。近 几年，由于美国贸易赤字的规模不断扩大，特别是中美贸易赤字呈明显扩大趋势，美国逐渐 加强对中美贸易问题的重视程度。2005年中美贸易顺差已经达到了1141亿美元，至2007年中 美贸易顺差更进一步达到了惊人的1633亿美元。针对美中两国逐年扩大的贸易逆差，美国一 方面采取了配额限制、反倾销等种种手段来限制中国商品对美国的出口规模；另一方面，又 极力要求人民币升值以缓解

3、美国巨额贸易逆差的压力，从而造成两国贸易摩擦不断升级。自2005年中国进行了汇率形成机制的改革以来，人民币对美元的汇率逐年升值，两者币值之比 从当初的8.3：1一路升值，到今年3月份突破7：1大关。人民币的升值对我国出口企业产生 了极大的压力，因为我国出口的产品相对于美国产品变得昂贵了；同时，从美国进口的产品 变得相对便宜了，会促使我国加大从美国的进口。因此，本文拟以中美贸易作为研究对象， 重点考虑人民币兑美元的汇率对中美间进出口的影响。关于人民币汇率对贸易的影响，多数研究只是针对实际有效汇率对我国进出口总额的影 响。而关于中国人民币汇率变动到底是否会引起对美国进出口的影响，国内对此进行的研究

4、 还比较少，大致可以分为两类：一类是认为人民币汇率的变动对中美贸易影响很小，例如沈 国兵（2005）分别以1994年至2002年的年度数据与1998年至2003年的月度数据为分析对象， 利用单位根检验得到不管是年度还是月度数据计量的结论都是没有长期稳定关系；刘林奇（2007）则通过格兰杰检验得出中美顺差产生的原因并不在于我国汇率的贬值，即汇率波动 不会影响中美贸易收支；郝雁（2007）通过协整分析得出进出口商品的需求弹性之和小于1， 从而表明中美贸易收支并不满足M - L条件,故从长期来看人民币汇率的升值并不能改善美 国的贸易收支, 人民币实际汇率的变动对中美贸易收支的影响并不显著；任兆璋利用

5、计量法 分别对中美、日美间实际汇率与贸易收支差额之间的关系进行实证分析，认为人民币实际汇 率与中美贸易差额之间不存在协整关系，调整人民币汇率并不是改善中美贸易差额的有效政 策工具。另一类文献认为人民币兑美元汇率的变动将影响中美贸易，符合弹性理论，例如王 胜陈继勇吴宏（2007）采用1994至2004年的年度数据，通过协整检验得出汇率的波动会对中 美贸易收支产生显著影响，其弹性系数是非常高的。但是，笔者发现以上文献存在诸多问题：1、用名义汇率作为内生变量掩盖了物价水平 对国际收支的影响；2、将贸易差额作为被解释变量从而模糊了汇率变动对进、出口的具体- 5 -影响；3、仅从表面数据定性分析内生变量

6、的相互关系，没有用计量模型定量科学地去研究，从而降低了研究结果的可信度；4、仅用两变量模型来做研究，降低了模型的完整性。鉴于 以上所述，本文基于弹性理论，采用多向量的Johansen 协整检验、模型修正方法、格兰杰 因果关系检验以及脉冲响应与方差分解来研究中美之间进出口贸易和人民币汇率之间的长 期均衡关系、短期关系，尝试找出影响中美进出口贸易变动的真实原因，以期得到一个较为 全面的结论，为相关研究与有关决策部门提供参考。2理论分析模型2.1 中美贸易与实际汇率波动关系的理论框架国际收支的弹性分析法认为，如果一国处于贸易逆差状态，那么，本国货币贬值会降低 该国产品相对于外国产品的价格，从而使出口

7、规模增加而进口规模减少，将导致国际收支的 改善。为了进一步分析必须说明弹性理论是建立在进出口需求弹性的基础之上。马歇尔、勒 纳两位经济学家把弹性理论数量化，得出著名的“马歇尔-勒纳”条件：只有当出口的需求价 格弹性与进口的需求价格弹性之和大于1时，本币贬值才能达到改善国际收支的效果。其数 学表达为：DX+DM1(DX表示出口需求弹性，DM表示进口需求弹性)是本币贬值改善国际 收支的充分必要条件。为了使问题更加具体化与直观化并构建计量模型的理论框架，笔者将做如下分析： 假设一国贸易收支处于逆差：Px(e0)X0Pm(e0)M0（Px表示出口价格；Pm表示进口价格；e0表示期初汇率），那么此时，如

8、果政府执行贬值政策，则可能会出现以下四种情况:1、出口额增加，进口额减少，即 Px(e0)X0 Pm(e1)M1，很明显， 此时改善了贸易逆差；2、出口额减少，进口额减少。只有当出口量减少的幅度小于进口量减小的幅度即Px(e0)X0- Px(e1)X1 Pm(e1)M1- Pm(e0)M0 时，贸易逆差得以改善；4、出口额减少，进口额增加。此时，贸易逆差不可能得以改善，反而恶化。 所以，如果我国采取贬值政策导致贸易变化符合以上所分析的前三种情况的各自约束条件，这意味着我国进出口弹性之和大于1，即贬值政策有效。2.2模型设计“ 弹性分析法” 被广泛应用于汇率和贸易收支关系的研究。在讨论汇率变动如

9、何影响贸 易收支时, 一般假定进口额是本国国民收人(通常用国内生产总值GDP来表示一国的收入情 况)、实际汇率的函数；出口额是外国国民收入与汇率的函数。针对中美贸易，我们可以得 到以下进出口模型：Ext=1+1Reert+1USAgdpt+t出口模型（1）Imt=2+2Reert+2CHNgdpt+t进口模型（2）Ext、Imt 分别表示出口额、进口额；USAgdpt、CHNgdpt 分别为美国 GDP、中国 GDP；Reert 表示人民币对外币的实际汇率。一般来说，外国的收入提高会增加对中国出口商品的需求， 由此带来的“收入效应”使得出口方程中 10；同样，本国的收入提高会增加对进口商品的需

10、 求，使得进口方程中 20。另一方面，汇率变动导致的相对价格的变动会产生“替代效应”： 人民币实际汇率贬值使中国商品相对于美国商品更便宜了，从而会使中国出口额增加、进口额减少。至于两方程中实际汇率的系数 1、2 的正负号取向，则要看贬值带来的出口数量增加带来的“正效应”是否足以弥补其出口品价格下降的“负效应”；看贬值带来的进口数量下 降的“负效应”是否足以弥补其进口品价格上升的“正效应” 。实际上，1、2 的具体取值正 是本文实证研究的着眼点，通过计量分析得出 1、2，结合笔者总结出的四大情况，来观察 属于哪种条件，如果符合前三个情况，并且符合每种情况的限制条件，那么说明中美进出口 贸易符合弹

11、性理论，如果属于第四种情况，那么说明中美进出口贸易不符合弹性理论。2.3相关数据与数据说明本模型使用 19852007 的年度数据，其中（1）实际有效汇率（Reer） 数据表中的名义汇率采用的是直接标价法，即单位外币（美元）兑换的人民币的数量。为了真实反映两国贸易品的实际相对价格，需将名义汇率转化为实际有效汇率。其转换公式 如下：Reer=NeerPusa/Pchn其中 Reer 指的是实际汇率；Neer 是人民币对美元的名义汇率（每年官方公布）；Pusa 是美 国的价格水平；Pchn 是中国的价格水平；价格水平（消费价格指数）与名义汇率都是以 1990年为基期进行指数调整过的。（2）中美商品

12、贸易的进口额（Ex）与出口额（Im） 中美之间的进出口额是从美国商务部网站（www.census.gov）取得原始的名义数据后，以 1990 年美国的物价水平为基期水平进行价格上的调整而得到的实际进口额与实际出口 额。（3）中国 GDP 与美国 GDP以两国的国内生产总值GDP来分别表示其收入情况，以两国的居民消费价格指数CPI来 分别代表其物价水平。中美两国的名义GDP、CPI都是均来源于中经网，将两国的名义GDP 除以各自的CPI得到各自实际GDP。（4）为了消除时间序列易产生的异方差性和降低数据的自相关性, 笔者所选取的数据均 采取自然对数形式，即LnReer,LnEx,LnIm,LnC

13、HNgdp,LnUSAgdp。因此，最后得到的模型形 式是：LnExt=1+1LnReert+1LnUSAgdpt+tLnImt=2+2LnReert+2LnCHNgdpt+t3实证检验3.1协整检验3.1.1 平稳性检验 处理时间序列数据的协整分析方法是20世纪80年代由恩格尔（Engle）、格兰杰（Granger）共同提出的。涉及时间序列数据用传统的计量回归方法很可能存在伪回归问题，而协整理论可以避免这种错误。协整检验的思想在于：如果某两个或多个同阶时间序列向量的某种线性 组合可以得到一个平稳的误差序列，那么这些非平稳的时间序列就存在着长期均衡关系，或 者说这些序列具有协整性。只有具有相同

14、单整阶数的多个变量才有可能存在协整关系，故在 协整分析之前首先要对变量的单整阶数进行检验，这里通过ADF方法对全部变量的时间序列 数据进行单位根检验。采用最为一般的数据生成过程和估计模型，即同时带有截距项和趋势项的模型；然后根据模型简洁有效的指标和一般经验来选取滞后期p的取值。首先对有关数据进行水平值 数据本身检验, 如果检验结果显示该数据为非平稳系列, 在存在单位根的条件下, 再对数据 的一阶差分数值进行类似检验, 如果还存在不平稳数列, 则对其进行二阶差分检验。通过使 用Eview5.0计量软件，在表1中得到单位根检验的结果。检验结果表明，取对数的中美进出口额、人民币实际汇率、中国实际GD

15、P和美国实际 GDP年度数据序列的ADF统计值都比显著性水平为10%的临界值要大，说明这五个序列是非 平稳的。一阶差分后，中国进口额、人民币实际汇率、中国实际GDP年度数据的ADF 统计 值小于对应的显著性水平为1%的临界值，表明这三组序列此时在99%的置信水平下是平稳 的；美国实际GDP年度数据的ADF统计值小于对应的显著性水平为5%的临界值，表明这组 序列此时在95%的置信水平下是平稳的；中国出口额的一阶差分也在90%的置信水平下是平 稳的。所以，这五组数据都是一阶单整序列I(1)，接下来，就可以检验它们之间的协整关系。表 1 变量单位根检验结果变量检验类型（CPT）ADF 值临界值1%临

16、界值5%临界值10%平稳否LnEx0 0 08.516186-2.67429-1.957204-1.608175否LnReer1 0 0-0.061990-2.674290-1.957204-1.608175否LnUSAGDP0 0 08.875540-2.675540-1.957204-1.608175否DLnEx0 0 0-2.950394*-3.788030-3.012363-2.64619是DLnReer0 0 0-4.531458*-2.679735-1.958088-1.607830是DLnUSAGDP1 0 0-3.211427*-3.788030-3.12363-2.64611

17、9是LnIm0 0 03.4710185-2.67429-1.957204-1.608175否LnCHNgdp0 0 05.578583-2.67429-1.957204-1.608175否DLnIm0 0 0-5.439812*-3.788030-3.012363-2.64619是DLnCHNgdp1 0 0-4.343269*-3.788030-3.012363-2.64619是注: 检验类型中, C 表示截距项, T 表示含趋势项, P 表示滞后阶数(检验结果由Eview5.0计算而来),D 表示一阶差分值, * 表示显著性水平为10%, * 表示显著性水平为5%，*表示显著性水平为1%

18、。3.1.2协整检验 协整检验一般可以采用Engel和Granger提出的EG两步法，即首先用最小二乘法对向量进行回归分析，然后再把回归得到的残差进行单位根检验。但是，当对两个以上变量作协整检验时，这种方法就存在一个较大的缺陷：若存在两个以上变量时，就可能得到向量之间不 同的协整关系。所以，检验多向量之间协整关系时，现在用得更多的是Johansen 协整检验。 Johansen（1988）是在建立向量自回归模型的基础上，来估计模型的长期均衡关系，从而得 到一个有效的无偏估计。这种方法不仅克服了EG两步法的缺陷，还可以精确地检验出协整 向量的数目。通过非拘束的Johansen 协整检验，结果如表

19、2所示。表 2 多变量的 Johansen 协整检验CE(S)假设数特征值轨迹统计量临界值 5%临界值 1%最大特征值统计量临界值 5%临界值 1%None（出口）0.83935673.87261*35.1927541.1950434.74277*22.2996227.06783At most10.79251839.12984*20.2618425.0781129.88154*15.8921020.16121At most20.3853819.2483029.16454612.760769.2483029.16454612.76076None（进口）0.90648668.16969*35.19

20、27541.1950445.02315*22.2996227.06783At most10.55923723.1465420.2618425.0781115.5657315.8921020.16121At most20.3290037.5808159.16454612.760767.5808159.16454612.76076注：1)* 表示通过 5%显著性水平检验，* 表示通过 1%显著性水平检验;2)上半部分显示出口 Johansen 协整检验的统计量，下半部分显示进口 Johansen 协整检验的统计量。其中第一列是协整方程的假设个数，第二列是特征值，第三、四、五列分别是轨迹统计 量与轨

21、迹统计量5%和1%显著性水平的临界值，最后三列是最大特征值统计量与其5%和1% 显著性水平的临界值。先来看出口Johansen协整检验，在1%的临界水平下：轨迹统计量表明（73.8741.20，39.1298425.07811）应该拒绝没有协整关系原假设和最多只有一个协整关 系，对应接受最多存在二个协整关系；最大特征值统计量(34.7427.07，29.8815420.16121)则是在1%的显著性水平下拒绝没有协整关系原假设与最多有一个协整关系，接受最多只存 在二个协整关系。所以结论是：在1%的显著水平下，中国出口额、人民币实际汇率、美国 实际GDP之间存在一阶协整关系。再来看进口Johan

22、sen协整检验表，在1%的临界水平下，轨迹统计量（68.1696941.19504）表明应该拒绝没有协整关系原假设，对应接受存在一阶协整关系；最大特征值统计量(45.022427.06783)则是在1%的显著性水平下拒绝没有协整关系， 接受最多只存在一阶协整关系。所以结论是：在1%的显著性水平下，中国进口量、人民币 实际汇率与中国实际GDP 之间存在一阶协整关系。有了一阶协整关系的成立，就可以测算具体的协整方程，在协整检验同时，EVIES5.0给出了协整方程估计系数，由此得到的协整方程形式为：LnExt=0.909930LnReert+5.83182LnUSAgdpt+36.12071LnIm

23、t=-2.261538LnReert+1.181055LnCHNgdpt-7.873549以上两方程式为进出口的长期均衡模型。在1985年到2007年期间，美国GDP施加我国对美国出口的影响是正方向的，中国GDP对我国从美进口的影响是正方向的，符合从经济意义 出发得到的1、2取值范围的假设。10, 10,则表明实际汇率贬值会使得出口额增加，进 口额减少，符合理论基础部分讨论的四种情况中的第一种。可见，实际汇率贬值必然使得中 对美净出口额增加，即国际收支改善，由此可知，“马歇尔勒纳”条件得以满足。当美国 GDP增长1%时出口额约增长5.831%，实际汇率贬值1%时出口额约增长0.910，因此，从

24、长期 来看，美国GDP增长对于出口的影响远远大于实际汇率贬值的影响。这可能是与中国对美国 出口的商品结构有关，中国输出的绝大多数是劳动密集型商品，如纺织品、食品等廉价的生 活日常用品，汇率的贬值所带来的产品价格的提升并不会促使美国人增加多少对商品的需 求，反之，升值所带来的中国产品相对价格上涨并不会促使美国人降低多少对商品的需求。 当中国GDP增长1%时进口额约增长1.181%，实际汇率贬值1%时进口额约下降2.262%，因此，从长期来看，中国GDP增长对于进口的影响要小于实际汇率贬值的影响。3.1.3模型修正证明了变量之间的协整关系, 也就确定了进出口额与实际汇率、实际GDP之间存在的长 期

25、的均衡关系。由于只有年度数据，样本点个数比较少，并且为了进一步认清这些解释变量 短期分别对我国进出口额的动态影响过程, 我们将通过建立误差修正模型的方法来进行分 析。把协整分析中计算出的残差项作为各自的误差修正项ECMt, 由于数据量的原因, 我们在 这里选取滞后阶数为1, 利用一般误差修正模型对数据进行回归分析,得出短期模型 ：DLnExt=0.101649DLnReert+1.734194DLnUSAgdpt-0.111982ECM(-1) +0.128782DLnImt=-1.076701DLnReert+0.997864DLnCHNgdpt-0.375665ECM(-1)+ 0.019

26、680从短期看，被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动共同所决定的。其中，解释变量对数差分项前的系数反映了解释变量短期波动对被解释变量 的影响。而ecm项系数的大小反映了对被解释变量偏离长期均衡的调整力度,如果某一时期的 数据脱离长期均衡的变动，那么就会有一定的力度将它调回，不让它过分的脱离均衡地变动。 根据模型的参数估计量，短期中，实际汇率与美国GDP的变化将引起出口相同方向的变化： 汇率每上升即贬值1% ,出口额约增长0. 102%；而美国GDP每增长1%，出口额约增长1.734%。 进口方面，短期中，汇率上升即贬值1%将引起进口额约下降1.077%，中国GDP增加1%将引 起出口

27、额约增长0.998%。从ecm项系数估计值来看，出口约为0.112，进口约为0.376，协整 关系式对进口的调整比对出口的调整更为有效。这体现了我国出口导向型的经济发展思路， 出口政策比较宽松，而为了保护本国产业，进口政策比出口政策更严。由误差修正模型得出 的短期影响与由协整式得出的长期影响在方向上大致相同，不同的是，短期中的系数都比长 期中的系数要小得多。但是，即使短期汇率发生贬值，也会引起出口的增加与进口的减少， 符合理论基础部分讨论的四种情况中的第一种，也即符合“马歇尔勒纳”条件。3.2因果关系检验 Granger因果检验是通过计算F值来进行的： F= (RSSR- RSSU) /m /

28、RSSU/( n- k) 如针对X不是Y的格兰杰原因这一假设，即针对X滞后项前的参数整体为零的假设，分别做包含与不包含X滞后项的回归，记前者的残差平方和为RSSU ,后者的残差平方和为 RSSR；再计算F统计量，如果F值大于给定显著水平，则拒绝原假设，认为X是Y的的格兰杰 原因。Johansen协整检验考察的仅仅是变量之间的长期均衡关系，虽然模型通过误差修正得出 了变量之间短期关系，但只是从理论上告诉我们解释变量变动时对被解释变量的影响程度， 并没有说明实际上被解释变量的波动到底受到哪个解释变量波动影响更大。所以，为了研究 它们在短期内是否真正存在着相互影响和作用，我们在此还需要进行Grang

29、er因果检验。 Granger因果检验是考察一个解释变量对另一个解释变量的估计能力，其原理是：通过加入 因变量的滞后期与另一个变量序列的滞后期来验证是否会提高因变量的被解释程度，如果另 一个变量滞后期系数具有统计显著性，那么称另一个变量序列是因变量的Granger成因。结 果见表3，其中相伴概率表示拒绝零假设犯第一类错误的概率。检验结果表明，短期内出口方面，在置信度为90%下接受“实际汇率不是出口额的格兰 杰原因”的假设，同时拒绝“美国实际GDP不是出口额的格兰杰原因”的假设。出口变动的原- 7 -因之一就是美国实际GDP的变动，加入美国实际GDP可以提高对出口增长的解释力度。在进口方面，可以

30、看出实际汇率与中国GDP都是进口变动的主要原因，都通过了通过了95%置信度检验，都是以95%的概率认为是进口变动的格兰杰原因。这一结论与以往许多对 中国进出口影响因素的研究不同，比如朱学良（1995）认为我国的总进口的汇率需求弹性只 有0.3007，汇率变动对进口的影响是非常小的。但是他研究的对象是世界的总进口，并且研 究年份也相对较早，而中国现在的进口商品种类已经不像早前仅仅局限于工业制成品。本文 研究的是中美贸易影响因素，得出在短期内汇率上升会减少进口的结论，其原因之一是人民 币对美元贬值不一定对其它币种也贬值，所以，以本币计价的合同将会转移合作对象。而且 贬值严重打击了从美国进口的奢侈品

31、，使其本来就高昂的价格变得更高，从而使消费者转而 消费其替代品，这是贬值所带来的替代效应，通过上述的转移效应与替代效应，中国的进口 额随着贬值而下降，如果长期贬值，将导致进口额更多的下降。中国实际GDP也是造成进口 变动的原因，短期系数与汇率差不多，尽管长期系数小于汇率，但是由于我国实际GDP近20 年来一直高速增长，增长幅度是远远大于实际汇率的变动，所以成为中国进口逐年增加的重 要原因。表 3 Granger 因果检验结果（出口）零假设：样本个数F 统计量相伴概率LnReer 不是 LnEx 的格兰杰成因200.163450.91907LnEx 不是 LnReer 的格兰杰成因200.132

32、190.93917LnUSAgdp 不是 LnEx 的格兰杰成因203.128950.06245LnEx 不是 LnUSAgdp 的格兰杰成因200.065580.59348LnUSAgdp 不是 LnReer 的格兰杰成因200.725050.55491LnReer 不是 LnUSAgdp 的格兰杰成因201.959510.16998（进口）零假设：LnReer 不是 LnIm 的格兰杰成因228.593950.00856LnIm 不是 LnReer 的格兰杰成因220.546610.46874LnCHNgdp 不是 LnIm 的格兰杰成因226.696470.01805LnIm 不是 Ln

33、CHNgdp 的格兰杰成因220.269440.60970LnCHNgdp 不是 LnReer 的格兰杰成因220.319930.57827LnReer 不是 LnCHNgdp 的格兰杰成因221.042100.320163.3脉冲响应与方差分解格兰杰非因果关系检验只是初步检验哪些因素是造成进出口波动的原因，下面我们通过 脉冲响应与方差分解来进一步分析各内生变量对进出口波动影响程度的大小。基于脉冲响应 函数式,可以得到各内生变量之间的相互冲击动态响应路径。脉冲响应函数( IRF: Impulse Response Function) 是用于衡量随机扰动项的一个标准差冲击对各内生变量当前和未来取

34、值 的影响。根据本文建立的VAR模型，考虑实际汇率与美国GDP冲击对于中对美出口的影响，实 际汇率与中国GDP冲击对于中对美进口的影响，揭示出各个冲击自身对中美进出口变动的独 立的“贡献程度”。3.3.1对出口方程的脉冲响应与方差分解如图1所示, 横坐标是脉冲响应函数的未来响应基数；纵坐标是因变量对各扰动项一个 标准差冲击的响应程度。可以看出,尽管存在着较大的波动性, 出口对其自身的标准差扰动基本上呈明显的正向效应。出口对于美国GDP标准差的扰动也一直呈正向效应，经过前几期的的波动，自第7期开始稳定，这表明美国GDP对出口增长有较强的长期正效应。出口对当期 实际汇率一个单位的冲击反应曲线大致呈

35、Z型,且在整个第1期反应为零，这就证明了“J”曲线 存在的可能性，并表明贬值使出口增加的滞后期大概在1年左右，这正符合弹性理论。第2 期逐步增加，到第三期又开始减少，一直到第7期变成了负数，之后又增加为正。在此之后 的时间里, 其正负影响交替出现,到第10年总效应才1%都不到,其经济涵义为短期内实际汇 率对出口有影响，但是从长期来看对经济增长有较弱的正效应。为了更进一步了解我国对美国出口与汇率、美国GDP之间的相互作用关系, 考察相互影 响的重要程度, 可以对VAR做方差分解分析。方差分解的目的就是研究一个系统中，当某一 外生冲击发生时，整个系统随后的变动多大程度是受到该冲击的影响；其主要思想

36、是把系统 中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程冲击相关联的几个组成部分，从而了解各类 冲击对模型内生变量的相对重要性。表4给出了长达15个年份的部分数据，方差分解的结果 显示：在中国对美国出口走势的波动中，其自相关性很强，出口波动是最主要的贡献因素； 美国实际GDP的波动对中国出口的影响随时间逐步表现出来，并且它对出口的影响贡献度比 较稳定，只经过一年多的滞后期，它对贸易变动的贡献率就达到了11%多，到15年后长期稳 定在20%水平上；实际汇率对出口的影响不大，短期内几乎不影响，长期内一直稳定在10% 左右；总而言之，出口自身的冲击一直是出口变动的决定性因素，美国GDP也解释了一部分 出

37、口变动的原因，而汇率的波动虽然长期贡献了10%但显然不是主要的贡献力量。这与格兰 杰检验得出的结论相符。图1.出口对一个标准差新息的脉冲反应图为了更进一步了解我国对美国出口与汇率、美国GDP之间的相互作用关系, 考察相互影 响的重要程度, 可以对VAR做方差分解分析。方差分解的目的就是研究一个系统中，当某一 外生冲击发生时，整个系统随后的变动多大程度是受到该冲击的影响；其主要思想是把系统 中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程冲击相关联的几个组成部分，从而了解各类 冲击对模型内生变量的相对重要性。表4给出了长达15个年份的部分数据，方差分解的结果 显示：在中国对美国出口走势的波动中，其自相

38、关性很强，出口波动是最主要的贡献因素； 美国实际GDP的波动对中国出口的影响随时间逐步表现出来，并且它对出口的影响贡献度比 较稳定，只经过一年多的滞后期，它对贸易变动的贡献率就达到了11%多，到15年后长期稳 定在20%水平上；实际汇率对出口的影响不大，短期内几乎不影响，长期内一直稳定在10%- 8 -左右；总而言之，出口自身的冲击一直是出口变动的决定性因素，美国GDP也解释了一部分出口变动的原因，而汇率的波动虽然长期贡献了10%但显然不是主要的贡献力量。这与格兰 杰检验得出的结论相符。表4 出口方差分解结果Variance Decomposition of LNEX:PeriodS.E.LN

39、IMLNCNAGDPLNREER10.057355100.00000.0000000.00000020.07124488.842550.00097711.1564730.07614183.158167.0428269.79901940.07768979.8856510.656749.45760950.07839378.9961711.617639.38620160.08234780.6787310.745228.57605270.09742576.3692211.2032112.4275780.11183576.468739.58906813.9422090.12164475.218358.1

40、0672916.67493100.12462372.491398.29165719.21695110.12566071.526058.65461919.81934120.12649670.817138.63033520.55254130.12911470.736588.97463720.28878140.13570071.466349.05477219.47889150.14205872.012618.40364819.583743.3.2对进口的脉冲响应与方差分解从图2可以看出,进口对其自身的一个标准差扰动的效应由最初的12%逐步下降到-5%。 进口对于中国实际GDP标准差的扰动则一直呈现正

41、向效应，且呈逐渐上升的趋势,到第9期对 进口增加的总效应已经达到8%。进口对于实际汇率标准差的扰动也一直呈现正向效应，短 期内与美国GDP贡献相当，从第2期开始稳定在3.8%左右，远低于同期中国GDP对进口增加 的总效应。这说明长期内，中国GDP波动对进口影响更大。图2.进口对一个标准差新息的脉冲反应图通过方差分解，我们可以看到在中国对美国进口走势的波动中，其自相关性不是很强， 到第10年已经只有34%左右的贡献。中国实际GDP 的波动对中国进口的影响随时间逐步表 现出来，并且它对中美贸易顺差的影响贡献度比较稳定，只经过两年多的滞后期，它对贸易 变动的贡献率就达到了20%多，到10年后长期稳定

42、在59%水平上；实际汇率对出口有影响， 在长期内没有国内GDP大，一直稳定在9%左右；但是在短期内汇率波动比较大，比如在第2- 9 -年，实际汇率所作的贡献与中国GDP的贡献相当，这与格兰杰检验结果相似。总而言之，中国GDP的冲击对进口变动起主要作用，但是实际汇率的冲击也解释了部分进口变动的原因。表5 进口方差分解结果Variance Decomposition of LNIN:PeriodS.E.LNIMLNCHNGDPLNREER10.119476100.00000.0000000.00000020.15273284.135807.0655798.79861830.17783468.495

43、2822.345389.15933540.18829964.2786625.924949.79640350.20157757.1541033.237069.60883560.21366650.8722639.0983310.0294170.23039844.1667545.992869.84038780.24776839.5922150.593549.81424790.26843236.0111054.478769.510142100.28961333.9481256.742219.309670110.31192632.6259658.343389.030656120.33361932.025

44、3959.143068.831550130.35484831.7311959.638388.630434140.37475131.7018359.814208.483972150.39342431.7611859.886608.3522203.3.3与格兰杰检验的比较格兰杰对出口方程的检验结果为美国 GDP 而非实际汇率是出口变动的主要因素；对于 进口方程的检验得出实际汇率与中国 GDP 都是进口变动的原因，并且其解释概率都非常高。 而脉冲响应与方差分解则进一步更详细得出各变量对因变量的增加的贡献程度，其分析结果 表明，出口对自身的冲击力度最大，美国 GDP 的贡献率也相对比较高，而实际汇率对

45、出口 增加的短、长期贡献率都不高，与格兰杰检验一样；对于进口，也大致与格兰杰检验结果一 样，都认为短期内实际汇率与中国 GDP 都对进口增加做出了贡献，其中方差分解还认为长 期内中国 GDP 对进口增加贡献更大。笔者通过 19852007 年换算的实际数据了解 1985 年 的实际汇率为 8.3 人民币/美元，而 2007 年实际汇率竟然也是 8.3 人民币/美元左右，所以这23 年的实际汇率虽然有过或贬值或升值的波动，但是总体上没怎么变化，这就给实际汇率 对进口增加的贡献率较低这一说法奠定了基础。4总结通过对 19852007 年的年度数据，对中美进出口额、实际汇率与中美实际国民收入 之间进行实证分析，笔者得出了以下结论：1、通过协整分析与模型修正，得出进出口额以及它们各自的内生变量都有长期协整关 系，并且长期与短期