汇率制度改革以来实际汇率升值对中美贸易影响(2)
2017-08-19 01:10
导读：综上所述，尽管研究汇率与进出口的文献很多，但存在如下情况：(1)很多文献都是用最小二乘法建立的简单线性回归模型，没有考虑数据的平稳性，更没有
综上所述，尽管研究汇率与进出口的文献很多，但存在如下情况：(1)很多文献都是用最小二乘法建立的简单线性回归模型，没有考虑数据的平稳性，更没有对数据进行动态分析，从而无法得出长期的相关关系是否存在的结论；(2)许多文献选用年度数据，这样不能反映长短期各自的影响效果；(3)部分文献研究的是名义汇率与贸易之间的关系，很少有文献涉及实际汇率与贸易之间的关系；(4)很多数据样本区间跨越不同的汇率制度时期，用不同制度下的数据来论证其中任何一个制度下的问题都是缺乏说服力的。
另外，与其他文献不同的地方在于，本文专门研究中美两国之间的贸易在2005年汇率制度改革后是否受到实际汇率的影响。 三、模型、数据与研究方法
1.模型设定
从已有的研究文献看，许多都是在研究名义汇率与进出口之间的关系，即使在选择实际汇率作为研究变量的文献中，也存在一定的分歧，一般可分为外部实际汇率和内部实际汇率，前者又可分为双边外部实际汇率和多边外部实际汇率。为了保持与对美国出口额数据的匹配性，笔者选定双边外部实际汇率来测算汇率的变动。选用的公式表示为：
RE=NE*Pf／Pd (1)
在(1)式中，RE表示实际汇率，NE表示用直接标价法的名义中间汇率，Pd表示本国的物价水平，Pf表示国外物价水平。
在国际经济学的框架下，两国模型中，本国产品的出口即外国对本国产品的需求EX，由贸易国的收入水平Yf、国内物价水平Pd、贸易国物价水平Pf和名义汇率NE(直接标价法)等变量所决定。同理，本国的商品进口需求IM是本国收入水平Yd、国内物价水平Pd、贸易国物价水平Pf和名义汇率NE(直接标价法)等变量的函数。用公式表示为：
EX=EX(Yf，Pd，Pf，NE) (2)
（转载自http://www.ＮＳＥＡＣ.com中国科教评价网）
IM=IM(Yd，Pd，Pf，NE) (3)
若用相对价格来表示，并将(1)式分别代入(4)式、(5)式，可以转化为：
EX=EX(RE，Yf) (4)
IM=IM(RE，Yd) (5)
再对(4)、(5)式的两边取对数可以得到：
ln(EX)=α0 α1ln(RE) α2ln(Yf) μ1 (6)
ln(IM)=β0 β1ln(RE) β2ln(Yd) μ2 (7)
(6)、(7)式中，α1和α2分别表示实际汇率和贸易国国民收入对出口的敏感系数，β1和β2分别表示实际汇率和中国国民收入对进口的敏感系数，μ1和μ2都是随机误差项，且μi□N(0，σ2)，i=1，2。
2.数据选择
因为笔者研究的是汇率制度改革后实际汇率对中美贸易的影响，所以笔者选择2005年8月到2007年11月的数据。其中，关于中美两国的国民收入变量，由于中美都没有统计月度国民收入和GDP数据，所以选择中美两国的社会消费品零售总额来作为替代变量。实际汇率由人民币对美元的名义汇率、中国和美国的CPI计算所得。名义汇率、中国和美国的CPI、社会消费品零售总额的月度数据来源于EIU country data：https：//／ip，进出口的月度数据来源于《海关统计》。为了消除异方差，所有的数据都换算成以2005年7月为基期的指数，然后取对数。
3.平稳性检验
出口增长率(lnEX)、进口增长率(1nIM)、实际汇率增长率(1nRE)、美国国民收入增长率(1nYf)、中国国民收入增长率(1nYd)均为时间序列数据，为了对时间序列数据进行相关实证研究，首先需要对这些变量进行平稳性检验。笔者采用单位根ADF检验法，对各变量及其差分分别进行检验，表1为利用Eviews5软件得到的平稳性检验结果。
从表1中可以看出，各个时间序列的ADF统计量都大于各自1%的临界值水平，但其一阶差分的ADF统计量均小于各自1%的临界值水平，即在1%的显著性水平上拒绝单位根假设。因此，每个时间序列都为一阶单整序列，即I(1)序列。
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4.最优滞后阶数
在对两个方程进行协整检验时，必须通过LR值、FPE值、AIC值、SC值和HQ值确定VAR模型的最优滞后阶数k。检验结果如表2和表3，其中打星号的数值对应于该准则的最优滞后阶数。由表2和表3可知，两个方程的最优滞后阶数均应为k=4。
