人民币汇率升值对我国贸易影响的评估，本文主要内容关键词为：人民币汇率论文,我国论文,贸易论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、汇率改革的背景与争论
在我国汇率改革中，汇率对贸易的影响一直是决策者思考的关键问题。2005年我国贸易依存度63％，出口占我国GDP比重达34％，即我国1/3左右的经济资源集中在出口行业，考虑到出口行业的劳动密集特性，其吸收的劳动力远超过我国就业人口的1/3。可见，出口不只是我国经济高速增长的重要拉力；更是我国吸收就业的主要源泉，关系着社会稳定。因此，汇率改革对贸易的影响成为决策者和学者争论的热点问题，众说纷纭。
在2005年7月汇率改革之前，多数学者认为人民币升值会对出口造成重大影响，总括起来有两种思路：(1)通过计量分析，发现出口的汇率弹性很大，进而推论人民币升值将对出口造成重大不利影响；(2)通过统计调研，发现我国出口行业的利润率普遍偏低，很多利润率不足5％，如纺织行业等，因此猜测人民币升值将给很多行业造成重大打击。然而，2006年以来伴随着人民币对美元持续升值，我国出口依然高歌猛进，2006年1月到9月出口月度总额同比增速在22.2％-32.8％之间，前9个月出口总额同比增幅26.5％，出口保持强劲的增长势头。因此，2006年很多学者认为，汇率对我国贸易影响不大或者没有影响。
汇率改革前后，学者对汇率对贸易、经济影响的结论发生了逆转，但政策建议基本持一致。2005年7月汇率改革前多数人强调人民币升值将冲击国内经济从而反对人民币升值；而面对汇率改革后的经济形势，不少人又推论汇率改革对我国贸易影响不大，进而汇率并非纠正我国外部失衡的主要手段，从而不鼓励人民币升值。
然而，这两种分析都有一定的局限性。持汇率改革对贸易有重大影响观点者，忽略了以下两个问题：(1)国际贸易与汇率并非简单的两元关系，其他因素的影响程度可能超过汇率，从而吸收汇率改革的不利影响使贸易保持稳定；(2)汇率对价格的传导(pass-through)中，本币升值的成本并非完全由本国企业承担，也可以通过提高产品价格向国外消费者转移，这取决于产品的价格弹性、企业的议价能力、企业的定价策略等。2006年上半年，纺织行业实现了出口和利润的双增长，行业净利润增速达28％，净资产收益率同比也提升了4.5％达到6.5％，G中大、G雅戈尔等上市企业均表示在出口议价中考虑到汇率因素，相应提高了出口价格，这反映了我国汇率升值成本在一定程度上转移给了国外，并非由我国企业完全承担。
持汇率改革与贸易无关观点者也有偏颇，人民币升值和我国出口增加的现象不能简单解释为出口和人民币汇率无关，有以下几个原因：(1)尽管从2005年6月到2006年9月人民币对美元名义汇率升值4.7％，但同期美国通货膨胀率比中国高2％，人民币实际汇率升值仅为2.7％，升幅很小；(2)人民币对美元升值恰逢是美元的贬值周期，2006年9月相比2005年6月人民币对各主要货币的交叉名义汇率及实际汇率中，对欧元、韩元、加拿大元、新加坡元、俄罗斯卢布均在贬值，在主要贸易伙伴中仅对日元和澳大利亚元升值，人民币升值和人民币对美元升值两个概念不可混同；(3)别的因素可能发挥主导作用，吸收了人民币升值对贸易的不利影响，并不意味着人民币升值对贸易没有影响。因此，通过两元数据分析认为人民币汇率对贸易没有影响也是不对的。
那么，人民币汇率改革是否对贸易、中国经济造成负面影响？其影响程度又如何？中国经济对汇率改革的承受力究竟有多大？本文试图通过协整方法和Granger因果检验分析变量之间的关系，并分解汇率与其他因素的作用，进而探究汇率对贸易的影响程度，解释汇率升值和贸易增长之间的逻辑关系，并对中国经济的承受力进行探讨。
二、文献回顾
人民币汇率改革可以分解为两个维度，一是对美元持续小幅升值，二是逐渐扩大汇率波动区间。前者是人民币向均衡汇率的动态调整，将影响产品的国际价格竞争力而影响贸易；后者则是人民币汇率微观机制的设定，将影响出口企业的汇率风险进而影响贸易。在分析汇率改革对贸易的影响时，应综合考虑两个维度，分别分析汇率升值和汇率波动对贸易的影响。
在这两个维度，各有不少研究文献。
在汇率对贸易影响方面，国外学者研究集中在ML条件(马歇尔—勒纳条件)是否成立以及J曲线效应是否存在两个方面，分析汇率变动是否对贸易净额产生影响，但实证结果无法达成共识，Wilson(2001)对新加坡、马来西亚、韩国等国进行研究，仅发现韩国和美国之间的贸易满足ML条件；Chua(1998)对韩国、菲律宾、泰国、新加坡进行研究，发现本币贬值只对菲律宾的贸易有显著的改善作用，对其他国家效果不明显；Olugbenga(2003)研究东南亚四国在1980年到2001年期间的情况，发现四国与美国和日本的贸易都符合ML条件；Boyd(2001)以八个OECD国家为研究对象，发现其中五个满足ML条件。国内的研究也存在分歧，Cerra and Saxen(2002)、谢建国(2002指出中国出口与汇率关系较弱，不存在协整关系；而李建伟(2003)指出我国出口弹性为-0.66，进口弹性为0.56；而卢向前(2005)指出我国出口弹性为-1.88，进口弹性为1.96；汇率对贸易影响显著。
将国内外研究比较分析可以发现，国外研究集中在国别研究，建立汇率、贸易的国别模型；而国内研究集中在总量分析，构建人民币实际汇率指数进行总量研究。相比而言，国别模型更加有效，而构建人民币实际汇率指数进行总量分析，则容易混淆国家差别，使结论不明显。
在汇率波动对贸易影响方面，理论模型分为三类：汇率波动抑制贸易模型、汇率波动导致贸易惯性模型、汇率波动促进贸易模型。较为普通的模型是汇率波动会降低风险厌恶的出口企业的预期收益，从而抑制出口(Hooper and Kohlagen，1978)。而Dixit(1989)认为汇率波动增加了出口生产行业的进入风险，产生一种激励使企业维持现有的固定资产投资规模，不轻易进入或退出该行业从而导致贸易量的惯性。Canzoneri(1984)、DeGrauwe(1992)则借用期权定价思想，将出口视为出口企业的期权，在出口厂商风险中性等假设下汇率波动率的提高会增加期权的价值，促进出口。实证检验也呈现出三种结果，多数研究发现汇率波动率提高对贸易有抑制作用(Bahmani-Oskooee and Payesteh，1993；Caporale and Doroodian，1994；Chowdhury，1993；Cushman，1983；Cushman，1986；Doroodian，1999)。而另一些研究则发现汇率波动率的提高可以促进贸易(Dellas and Zilberfarb，1993；Franke，1992；Giovannini，1988；Sercu and Vanhulle，1992)。还有一些实证研究发现，汇率波动率与贸易之间并不存在显著的关系(Assery and Peel，1991；Bahmani-Oskooee，1991)。在国内的研究中，陈平、熊欣(2002)借用引力模型，采用1991、1995两年的截面数据，显示名义汇率波动在总体上对出口有负面作用。但该研究采用的是名义汇率，而非实际汇率；同时截面数据可以反映汇率波动对贸易的总体影响，却不能区别汇率波动对各国贸易影响的特殊情况。
三、汇率与贸易建模分析
本文选取与中国贸易关系最密切的四国(地区)①：美国、欧盟、日本、韩国作为研究对象，中国对四国的出口占中国2005年出口总额的56.3％，进口总额的45.4％，如果考虑经由香港的转口贸易，进出口比例将要更高，因而研究汇率改革对中国与四国贸易的影响，可以比较全面的做出改革的影响评估。本部分将建立协整模型，并通过Granger因果检验、脉冲相应函数、方差分解等方法探究汇率与贸易的关系。
1.模型设定与数据来源
在汇率、汇率波动与贸易关系的研究中，普遍发现出口额、出口产品价格竞争力、汇率波动率之间存在长期均衡关系，我们遵循这一方法(Asseery and Peel，1991；Chowdhury，1993；McKenzie，1998)，建立贸易长期均衡模型：
度量汇率波动率常用三种方法：(1)用汇率波动率的标准差表示汇率波动率； (2)用ARMA过程拟合汇率，用残差表示汇率波动；(3)用GARCH过程拟合汇率，求出条件方差作为汇率波动率的代理变量。其中最常用的是以汇率波动率的标准差作代理变量，本文参考Kenen and Koray(1990)、Abdur R.Chowdhury(1993)的方法，用前8个月实际汇率波动率的标准差作为本月预期汇率波动率的代理变量，见公式(3)：
(3)
此外，本文用工业生产指数作为经济活动Y[f][，t]的代理变量。文中所用数据包括：美国、欧盟、日本、韩国、中国五国消费物价指数，四国的月度工业生产指数，中国与四国双边名义汇率，中国对四国的月度出口额，数据区间是1995年1月-2006年9月，频率为月度。在欧元流通之前，用人民币与欧洲货币单位的汇率表示。所有数据均来自路透数据库，工业生产指数和出口额经过X12程序进行季节调整。
2.变量的单位根检验
本文以ADF方法③(Dickey-Fuller，1979，1981)检验各变量的单位根，对于时间趋势显著的数据，设定
对时间趋势不显著的数据，将常数项和时间趋势分别或同时约束为零；分部进行ADF检验。滞后阶数选择根据AIC信息最小准则，选取较大的滞后阶p，计算对应的AIC，然后减少p，直至AIC最小并给予此确定最终滞后阶。ADF检验结果见表1，每个表格代表该国(纵轴)的该变量(横轴)的ADF检验值，为表述简便，表1中省略了ADF检验的具体形式。
其中，X代表中国对该国出口额，用美元表示；Y代表该国季调后的工业生产指数；P代表中国与该国实际汇率；V代表实际汇率的波动率。在ADF检验中，lnX、lnY、lnP、lnV有单位根的零假设在1％的显著性水平下都无法拒绝，因而四个国家的上述四个时间序列在1％的显著性水平下都非平稳序列；而ΔlnX、ΔInY、ΔlnP、ΔlnV均在1％显著性水平下拒绝零假设，即为平稳序列。因而，所有时间序列都是一阶单整的，均为I(1)序列。
3.协整检验
(1)滞后阶数的选择与外生变量的确定
本文根据无约束VAR模型确定VAR模型和协整模型的滞后阶数。VAR模型滞后阶数选择遵循AIC准则和SC准则，当AIC准则和SC准则选取滞后阶数不同时，我们通过LR检验确认：
图1 中国对四大贸易伙伴出口
图2 四国工业产出指数
确定好VAR模型滞后阶数后，协整模型滞后阶数p=VAR模型滞后阶数-1。
在VAR模型和协整模型中，是否引进外生变量对结果有显著影响，而外生变量的引入应符合经济学原理和经济实际。图1是中国对四国出口(经过季节调整)的时间序列图，CNEXPJP、CNEXPEU、CNEXPKR、CNEXPUS分别代表中国对日本、欧盟、韩国、美国的出口额，变量命名参照路透数据库，纵轴单位为亿美元。由图1可见，2002年1月中国加入WTO后对四国的出口发生了显著改变，由平稳上升变为快速增长，趋势线发生改变；因此本文在建立VAR模型和协整模型时都加入了WTO虚拟变量(2002年前取值为0，2002年1月以后取值为1)。
(2)协整模型的选择
本文选择协整项里包含截距项、时间趋势项的协整模型。由图1可见中国对四国出口存在明显的时间增长趋势，图2为四国工业生产指数，四国工业生产增长平稳但时间趋势不明显，其他解释变量中也不存在类似的时间趋势。出口自身的时间趋势应在协整项里得到反映，因此，本文选择协整项里包含截距项、时间趋势项的协整模型。
(3)协整检验
根据以上方法选择滞后阶数，欧盟、美国、日本、韩国的VAR模型滞后阶数分别为3、2、5、2，对应协整模型的滞后阶数分别为2、1、4、1；选择WTO外生变量；选择协整项包含截距项和时间趋势项的模型。进行Johansen协整检验，检验结果见表2。
表2分别为四国模型的最大特征值统计量和迹统计量，H0、H1代表零假设和备择假设。表格中的数值代表在相应的H0、H1(该列上方数值)下，该国(该行左侧)模型的协整检验结果；通过对比5％和1％的临界值(该列下方)，可以查看各个检验的显著性。在检验H0：r=0，H1：r=1中，在1％的显著性水平下，四国模型的最大特征值检验和迹统计量检验都拒绝了r=0，即拒绝变量之间不存在协整关系的零假设，因此变量间存在协整关系；在检验H0：r＜=1，H1：r=2中，在1％的显著性水平下，四国模型的最大特征值检验和迹统计量检验都无法拒绝零假设，因此变量间只存在一个协整关系。综上，在1％的显著性水平下，四国模型存在且只存在一个协整关系。
4.建立协整模型
根据Johansen协整检验，经济序列存在唯一的协整关系，四国协整模型见表3，括号中数值为该系数的t统计量。在四国初始模型中，在1％的显著性水平下，美国模型的各个变量均不显著，且汇率项系数与理论相反；韩国模型的工业生产指数项不显著，且与理论相反。删除与理论相反的变量与不显著的变量后，重新建立协整模型，可得美国(2)模型和韩国(2)模型。
由表3可见，时间趋势项系数为正，取值在0.009～0.022之间，且T检验基本在1％的显著性水平下显著，说明我国对四国出口存在明显的时间增长趋势。实际汇率系数为负且T检验在1％的显著性水平下显著(美国除外)，表明汇率升值对我国出口有抑制作用，出口的汇率弹性在-1.78至-1.22之间。四国模型中，汇率波动率对贸易影响表现不一，汇率波动对中国与日本、韩国贸易有明显的抑制作用，对中国与欧美贸易则显示出促进作用，汇率波动对贸易影响分别与“汇率波动抑制贸易模型”和“汇率波动促进贸易模型”一致。工业生产指数的系数为正，且T检验在1％的显著性水平下显著(韩国除外)，表明国外经济的发展对我国出口有显著的拉动作用。
总体可见，汇率对我国贸易有显著的影响，参数T检验值显著(除美国外)，出口的汇率弹性在-1.78至-1.22之间，可见汇率与贸易无关的论断缺乏数据支持。那为什么在人民币升值的同时我国对外出口仍保持迅速增长，本文将在第四部分各因素对贸易作用的分解中进行详细论述。此外，由协整模型可见，我国对外出口存在明显的时间增长趋势，在第五部分将进一步说明。
5.汇率和贸易关系的GRANGER因果检验
表4是实际汇率和贸易关系的Granger因果检验，其中lnP、lnX分别代表中国对该国实际汇率的对数值和中国对该国出口额的对数值。Granger因果检验对滞后阶数的选取敏感，因而下面分别列出滞后4阶到7阶的检验结果，其它滞后阶数的结果与此类似。
欧盟、日本、韩国模型都在1％的显著性水平下拒绝汇率不是出口的Granger因的零假设，而无法拒绝出口不是汇率的Granger因的零假设。而美国模型即使在10％的显著性水平下，也无法拒绝汇率不是中国对美国出口的Granger因的零假设，P值在90％以上。即实际汇率对中国与欧盟、日本、韩国贸易发挥了显著性影响，而对中美贸易没有显著影响。
图3 对欧盟出口额受工业生产总值和汇率影响的脉冲相应函数图
图4 对日本出口额受工业生产总值和汇率影响的脉冲相应函数图
6.美元汇率和贸易关系的分析
协整检验和Granger因果检验均明确显示，汇率升值对中国对欧、日、韩的出口有显著的抑制作用；而对中国对美国出口没有显著影响，究其原因，可能有以下三个方面：(1)中国顺差、美国逆差是中美经济结构失衡的宏观表现，中国储蓄过剩和美国的消费过剩促成了美国巨额贸易逆差，汇率升值对中国对美国出口影响不大。(2)汇率对中美和别的国家作用机制不同，从1994年到2005年7月人民币汇率一直盯住美元，中美实际汇率的变动不大，且主要来自两国CPI的相对变化，即中美两国实际汇率对贸易的影响实际是两国通货膨胀相对变化对贸易的影响，而不是像欧、日、韩那样主要来自名义汇率的波动，两者的传导途径不同，这有待进一步研究。(3)盯住美元的“固定汇率制”有效地控制了人民币兑美元的汇率风险，因此汇率并非贸易重要的影响因素；汇率对中美贸易没有影响，也从侧面证明了人民币盯住美元的汇率机制设计是成功的，促进了中国的国际贸易。但可以推测，随着人民币对美元的升值和逐步灵活的汇率形成机制，汇率将会逐渐在中美贸易中发挥影响。
四、汇率对贸易作用的分析
汇率对中国与欧盟、日本、韩国贸易有显著的影响，但显著性是指汇率变量统计检验的显著性程度，下面对变量对贸易的影响程度和幅度等进行进一步分析。
1.脉冲响应函数图
汇率和工业生产指数对中欧、中日、中韩贸易的脉冲响应函数图见图3～图5。脉冲响应函数刻画了在扰动项上加上一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响到该变量的本身，并且通过VAR模型的动态结构传导给其它的内生变量。横轴表示冲击作用的滞后期数(单位：月度)，纵轴表示脉冲响应函数值。
图5 对韩国出口受工业生产总值和汇率影响的脉冲相应函数图
图6 对欧盟出口方差分解图
图7 对日本出口方差分解图
图8 对韩国出口方差分解图
EUIP、JPIP、KRIP代表欧盟、日本、韩国的工业生产指数，EUR、JPY、KRW和VEUR、VJPY、VKRW分别代表欧元、日元、韩元对人民币的实际汇率以及实际汇率的波动率，ANEXPEU、ACNEXPJP、ACNEXPKR代表中国对欧盟、日本、韩国的出口，log是对数据取对数，数据命名格式参照路透数据库。
由图3～图5可见，工业生产指数的正向冲击将引起我国出口的增长，我国对欧盟出口增长在6个月后趋于稳定，对日本出口先增长而在9个月后开始衰减，对韩国的出口缓慢增加，10个月后逐步稳定。国外经济的发展对我国出口有显著的拉动作用。在汇率产生正向冲击，即人民币升值之后将会抑制我国出口，我国对欧盟、日本的出口将会迅速受到抑制，三个月后汇率的抑制作用趋于稳定；对韩国出口的抑制作用逐步增强，9个月后趋于稳定。
2.方差分解
为进一步确定汇率等各变量对贸易的影响程度，对中国对欧盟、日本、韩国的出口进行方差分解，结果分别见图6～图8。横轴表示冲击作用的滞后期(单位：月度)，纵轴表示对应于不同滞后期各变量的贡献率。方差分解是Sims于1980年提出的一种描述系统动态的方法。脉冲响应函数追踪系统对一个变量的冲击效果，而方差分解则将系统的均方误差(MeanSquareError)分解成各变量冲击所做的贡献，进而计算出每一个变量冲击的贡献占总贡献的比例，了解不同变量的相对重要性。
从图6-图8可见，如果不考虑出口自身的方差贡献率(自我累加效应)，在欧盟模型中，工业生产指数的方差贡献率最大，10个月后为7％，其次为汇率，10个月后方差贡献率约为3％，与协整模型预测一致；在日本、韩国模型中，汇率对出口的方差贡献率最大，10个月后在20％-30％之间，汇率对贸易的影响比较显著，其次为工业生产指数和汇率波动率，与协整模型预测一致。
3.中国出口增长的因素分解
方差分解可以了解不同因素的相对重要性；而各变量的实际影响不但取决于其重要性，更取决于其自身变动幅度。中国汇率改革后，究竟汇率升值发生了多大的影响，各种因素在中国贸易持续增长中发挥了怎样的作用，我们对中国与欧盟、日、韩的贸易进行分解，明晰各因素的作用。
首先将表3中的协整关系统一为(四)的形式。
故中国对该国的贸易增长可以分解为五部分的影响：该国经济增长、汇率、汇率波动、增长惯性、随机扰动。各部分影响取决于该变量的变化幅度和出口对该变量的反映程度两方面。
将时间趋势项所反映的出口增长率称为惯性增长。它是在分离了贸易对象国经济发展(lnY)等因素后，出口的自发增长趋势，它反映的是随着世界经济一体化以及我国对外开放程度提高我国出口的惯性增长，四国模型的增长趋势都很显著，说明贸易的惯性增长是我国贸易的一个重要特征。
为了减小随机性因素的影响，用2006年1月—9月的出口额、工业生产指数、实际汇率、实际汇率波动率的平均值，和2005年1月—9月的对应变量的平均值进行(6)中的运算，故下面
、R[，V]代表2006年1月—9月的平均同比增长率。将表3中的模型参数带入到公式(8)中，可将中国与欧盟、日本、韩国的贸易增长率进行分解。
表5是中国对欧盟出口增长率的分解，变量系数一行来自表3，表示出口对该变量的弹性。变量变化率代表2006年1月—9月份该变量的平均同比增长率，其中时间趋势项的变量变化量12。“对贸易的影响”是“变量变化率”和变量系数的乘积，表示该因素导致的贸易增长率；该行数值之和为所有因素影响之和，等于“预测贸易增长率”，根据(8)计算而得。我们定义各因素“对贸易的影响率”，见公式(9)，其中I[，k]、I[，i]分别代表该因素“对贸易的影响”，即表中第三行。这样可以避免正负号的影响，显示该变量对贸易影响的相对重要程度。
因素k对贸易的影响率=
(9)
由表5可见，模型预测的出口增长率为18.4％，比实际值21.88％略低，模型较好地预测了对欧盟出口增长情况。在18.4％的预测增长率中，欧洲经济发展(工业生产总值)拉动出口增长15.39％，出口的增长惯性的作用使出口增长13.20％，而汇率升值的抑制作用使出口减小3.5％。汇率作用“对贸易的影响率”仅有9.04％，由此可见，在与欧盟的贸易中，尽管汇率是显著影响因素，但影响幅度并不大；这部分是由于人民币对美元升值周期恰逢美元贬值周期，2005年9月底相比2005年6月底汇改前人民币对欧元实际汇率不但没有升值，反而贬值0.1％；2006年1月—9月人民币对欧元平均实际汇率(月收盘平均)仅升值1.97％。
可见，2006年1月—9月人民币对欧元小幅升值，对中国对欧盟出口影响很小，欧盟经济的持续增长和我国出口的惯性增长是我国对欧盟出口增加的主要因素。
表6、表7分别是中国对日本、韩国出口增长率的因素分解，模型的预测误差大于欧盟模型，但总体尚可。对日本预测的出口增长率为4.28％，略低于实际增长率6.6％。其中，2006年1月—9月人民币对日元月平均实际汇率大幅升值10.16％，使我国对日本出口减少13.82％；同期日本经济发展拉动我国出口增长5.28％，对日本出口的惯性增长率为l0.80％，两者共拉动我国对日本出口增长16％。在中日贸易中，汇率“对贸易的影响率”为43.3％，在各因素中影响幅度较大，这主要由于人民币对日元升值幅度很大，以及日本经济增长对我国出口的拉动作用相比欧盟较小，进而凸现了汇率对贸易的影响。
在中韩的模拟中，我们采用表3中的韩国(2)模型，虽然人民币对美元升值，但由于韩元对美元升值速度更快，2006年前9个月人民币对韩元的平均实际汇率贬值5.06％，拉动我国对韩国出口增长6.89％；此外，韩国经济增长和我国对韩国的出口增长惯性拉动我国出口增长18％。在对韩国的贸易增长中，韩国经济增长和出口的惯性增长是核心因素。
综上，2006年1月—9月，人民币对日元平均汇率大幅升值10.16％，对出口产生了显著抑制作用，使对日本出口增长率减少14.95％，日本经济增长的拉动和出口自发增长使我国出口增长16％，两者作用抵消，使我国对日本出口小幅增长。而同期人民币对韩元实际汇率不但没有升值，还贬值6.89％，拉动我国出口增长6.89％，同期韩国经济和出口惯性增长也拉动出口增长18％。
五、结论
本文建立了中国与美国、欧盟、日本、韩国贸易的协整模型，通过Granger因果检验、脉冲相应函数、方差分解等方法分析汇率对中国与各国贸易的影响，并对2006年1月—9月出口增长中各因素进行了分解，探究了汇率的作用程度。通过本文的分析，笔者回答了如下的问题，并提出相关建议。
1.汇率是否是影响我国出口的显著因素
通过协整检验、Granger因果检验、脉冲相应函数、方差分解等结果知，汇率是影响我国对欧盟、日本、韩国出口的显著性因素。在对三国的贸易中，出口的汇率弹性为在-1.78～-1.36之间，T检验显著。通过Granger因果检验发现，汇率并非中国对美国出口的Granger因，这一方面因为中美贸易失衡主要是由于两国经济结构的失衡，汇率的影响不大；另一方面由于传统的盯住美元的汇率机制有效控制了人民币对美元的汇率风险，从而使出口受汇率影响不明显，随着人民币汇率机制的改革，汇率会逐渐在中美贸易中发挥作用。
2.汇率改革对我国出口的影响程度
汇率对出口的影响程度取决两个方面：出口对汇率的弹性，汇率的变化幅度。以2006年1月—9月的平均实际汇率衡量，人民币实际汇率对欧元仅升值1.97％，对日元升值幅度较大，为10.16％，对韩元实际汇率贬值5.06％。汇率对中国向欧盟出口影响很小，使出口增速减少3.5个百分点；对中国向韩国出口产生拉动作用，拉动出口增长6.89％。由于人民币对日元大幅升值，因此对我国向日本出口产生较大的抑制作用，使出口降低13.82％。总体上，由于人民币对美元的升值周期恰逢美元贬值周期，因此人民币实际汇率调整幅度不大，并未对我国出口造成重大影响。
3.影响我国出口的重要因素是什么
在对美国、欧盟、日本、韩国的贸易中，美欧日韩的经济增长会引发对进口产品的旺盛需求；中国加入WTO后开放程度的提高以及世界经济一体化趋势下国际分工和国际贸易的进一步提升，会引发我国出口的惯性增长。出口对象国经济增长和出口的惯性增长两个因素是我国出口增长的两个重要因素，拉动我国对美国、欧盟、日本、韩国出口分别年增长16％、28％、16％、18％。随着我国开放程度和世界一体化进程的稳定，出口的惯性增长会逐步减速，但在未来几年内仍然会是拉动我国出口的核心因素。
4.出口对汇率的承受力是多少
综合汇率升值对贸易的抑制作用和国外经济发展对出口的拉动作用、出口的惯性增长，假定汇率升值过程中我国经济结构不变，即保持本模型所估计的关系，则当人民币对欧元、日元、韩元的实际汇率升值幅度在21％、11.8％、13.2％时(拉动作用的增长率/出口的汇率弹性)，抑制作用和拉动作用抵消，我国出口增长率将趋近0，出口规模基本稳定。而实际中，我国不少行业的出口利润率在5％-10％的区间，即使将汇率升值向出口价格的传导考虑在内，汇率升值过程仍可能导致经济结构的改变；因此对欧元、日元、韩元的实际汇率升值幅度21％、11.8％、13.2％是实现我国对其出口保持稳定而不萎缩的升值幅度的上限。
5.汇率波动对我国贸易有何影响
汇率波动对中国与日、韩贸易产生了抑制作用，对中国与美、欧贸易没有发现抑制作用。分别与汇率波动抑制贸易理论和汇率波动促进贸易理论相符。可见在东亚区域内部，汇率波动不利于区域内贸易增长和经济发展。从长远看，应当推行东亚区域货币合作，在区域内消除汇率波动进而促进区域内贸易。欧元的推行很大程度上是为了消除汇率波动对欧元区贸易、经济的影响；我们应当借鉴经验，推进东亚区域经济融合，消除汇率波动对经济的影响。同时，要加快发展汇率衍生品市场，为我国经济主体提供控制汇率风险的可行手段。
*本文是中国人民银行与清华大学中信清华金融工程实验室“人民币汇率动态分析系统”研究课题阶段性成果；同时，作者感谢清华大学经管学院白重恩教授在清华大学经管学院第五届博士生论坛上对本文提出的修改意见。
注释：
①欧盟不是国家，但为表述方便，统称为4国。
②本文汇率都用间接标价法表示，即汇率升值代表人民币升值。
③本文所用计量工具均为Eviews4.0。
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