外部冲击对我国进口贸易影响的实证

[内容提要]本文通过构建VAR模型,运用单位根检验、Johansen协整检验、误差修正模型、脉冲响应函数和预测方差分解方法,对1980-2005年来外部冲击对我国进口贸易的影响进行了实证分析.结论表明：我国进口与外部冲击之间的协整关系显著,其中与国际石油、国际游资数量呈负相关,与人民币实际有效汇率、外国通货膨胀水平和外国出口能力呈正相关；外部冲击对我国进口的影响具有自我修正功能,而且作用程度是个缓慢增加的过程.其中,在各项外部冲击中,国际游资冲击是最主要的一项冲击.

[关 键 词 ]外部冲击　进口　VAR模型　Johansen协整

中图分类号：F75261　文献标识码：A　文章编号：1007-1369(2007)2-0001-05

引　言

自1980年以来,我国的进口贸易保持了平稳、快速增长.进口是一国国际贸易活动中的重要经济活动,一直以来是政府部门制订对外贸易调控政策的重要依据.近年来,由于国际形势的剧烈变化、全球金融贸易不确定性因素的显著增加,国际经济中的很多不确定性因素,诸如国际石油、国际游资、外国通货膨胀水平等,给我国经济带来了一些波动性影响,特别是对我国的进口贸易产生了较大的影响.因为外部冲击在开放的经济体系中是不可避免地,所以有必要及时、全面地对外部冲击的影响进行具体的定量分析,总结出规律和关系,为今后有效地应对外部冲击提供理论依据.

本文联合考察了国际石油、国际游资数量、人民币实际有效汇率水平、外国通货膨胀水平和外国出口能力这五个外部冲击变量,通过构建VAR模型,运用单位根检验、Johansen协整检验、误差修正模型、脉冲响应函数和预测方差分解方法对1980-2005年来外部冲击对我国进口贸易的影响进行实证分析.

模型构建与数据来源

本文首先构建外部冲击对进口贸易影响的模型,如下：

IM等于α0<+α1OIL+α2HOTM+α3REER+α4FINF+α5FEX+ε (1)

在这里,IM表示我国进口额,OIL表示国际石油,HOTM表示国际游资数量,REER表示人民币实际有效汇率水平,FINF表示外国通货膨胀水平,FEX表示外国出口能力.a1,a2,a3,a4,a5都是系数项,a0是常数项.

其中,国际游资(HOTM)的数量和外国出口能力(FEX)这两个变量的数据无法直接获得,需要经过计算得出.对于国际游资数量来说,本文以2002年国际收支平衡表中净误差与遗漏项目从借方转变到贷方为分水岭,分为两个阶段来计算.第一阶段：从1980-2001年期间,运用“直接测量法”估算我国短期资本外逃项目,具体来说是利用我国国际收支平衡表上的“净误差与遗漏”加上“非银行私人部门短期资本流出”的数额来估计,数据来源于国家外汇管理局网站,是.safe.省略；第二阶段：因为从2002-2005年期间,在大量短期国际资本流入我国境内进行“房地产炒作”和“人民币升值投机”的背景下,银行相应地、大规模地发行了票据作为我国政府接受非正常外资流入的举措,所以本文以银行发行票据作为写作技巧变量,数据来源于中国人民银行《货币政策执行报告》,是https://.省略.外国出口能力(FEX)是由我国5个主要进口伙伴国家(地区)--美国、日本、欧盟、韩国和台湾的每年的出口额乘以相应年份的权重,得到的加权平均数作为写作技巧变量.数据来源于Bureau van Dijk Electronic Publishing(简称BvD)中Economist Intelligence Unit(简称EIU)Countrydata数据库,是https://.eiu.bvdep.con.

此外,国际油价(OIL)的数据来源于BP Statistical Review of World Energy June 2005,是.省略/statistiealreview,实际有效汇率(PEER)的数据来源于国际货币基金组织的《国际金融统计》(International Financial Statistics),汇率指数的标价方法为外币／人民币,基期为2000年(2000年等于100),指数增加表示人民币升值.进口额(IM)、通胀率水平(FINF)的数据同样来源于EIU Countrydata数据库.所有数据样本区间为1980-2005年.

实证结果分析

本文采用Eviews软件,首先对各变量进行单位根检验,以确定变量的平稳性,这是变量之间存在协整关系的前提条件；如果确认各变量有单位根,再进行Johansen协整检验；若协整关系存在,利用误差修正模型反映变量之间的动态调节机制；最后,使用脉冲响应函数和预测方差分解来描述因变量自身滞后值的一个标准差随机扰动项所产生的影响.

1.单位根检验

在检验时,依据赤池信息准则(AIC)最小化原则,选择趋势项和常数项是否存在以及最优滞后变量的阶数,来确定ADF检验的基本类型(c,t,q).其中c表示常数项,t表示趋势项,q表示滞后阶数.通过检验,发现MI,OIL,HOTM,REER,FINF和FEX在10％的显著性水平下均接受了原检测设,为非平稳变量.其次,我们分别对它们取一阶差分,结果AIM,AOIL,AHOTM,AREER,AFINF和3FEX在1％显著性水平下均拒绝原检测设,为平稳变量,即所有变量均为一阶单整,记为I(1).结果见表1.

2.Johansen协整检验

如果非平稳变量之间的线性组合能构成平稳关系,则这些非平稳变量就是协整的,即存在着某种长期均衡关系.接下来,利用Johansen协整检验判断上述非平稳变量之间是否存在协整关系,并进一步确定它们之间的符号关系和具体的似然比数值.首先确定VAR模型的结构.

IM等于1.2770*IM(-1)-1.4484*OIL(-1)+1.7879*HOTM(-1)+0.4435*REER(-1)+1.3804*FINF(-1)+0.1008*FEX(-1)-60.4448　(2)

在VAR模型的基础上,可以得到协整检验的具体结果,如表2所示.

可以看出,我国进口与这些外部冲击变量之间至多存在两个协整方程,其中一个标准化方程如下：

IM等于-0.9854OIL-3.2637HOTM+0.3123REER+0.4150FINF+0.1214FEX (3) (2.1712)　(0.9724) (0.6742)　(2.0900)　(0.1663)

最大似然比：－468.4864

协整方程表明,我国进口与国际石油、国际游资数量呈负相关,与人民币实际有效汇率、外国通货膨胀水平和外国出口能力呈正相关.其中,国际石油每上升1个百分点,我国进口就会减少0.9854个百分点；国际游资数量每增加1个百分点,我国进口就会减少3.2637个百分点；人民币实际有效汇率每升值1个百分点,我国进口就会增加0.3123个百分点；外国通货膨胀水平每增加1个百分点,我国进口会增加0.4150个百分点；外国出口能力每增加1个百分点,我国进口会增加0.1214个百分点.

3.误差修正模型

根据格兰杰定理,具有协整关系的非平稳变量都可以表示成误差修正模型.上文已经证明了各变量之间存在协整关系,因此存在描述变量之间由短期波动向长期波动调整的误差修正模型.误差修正模型把变量的长短期参数集于一体,可以很好地描述变量之间的长期均衡关系对短期变动“负反馈”的调整机制.我们将模型改写为如下的误差修正模型的形式：

D(IM)等于-0.0175*[IM(-1)+212.6793*OIL(-1)-128.0563* HOTM(-1)-71.6769*REER(-1)-101.6139*FINF(-1)-19.3357*FEX(-1)+9677.1605]+0.8298*D[IM(-1)]+1.0813.D[OIL(-1)]一1.5044.J[HOTM(一1)]-0.0720*D[REER(-1)]-0.3823*D[FINF(-1)]-0.4518*D[FEX(-1)]+20.5165 (4)

(4)式中,误差弹性系数为-0.0175,该系数反映了误差修正模型自我修正的动态机制.如果在当年,外部冲击对我国进口产生了负面影响,那么在接下来的一年,误差修正项就会逐渐减弱这种负面影响.显然误差修正项的系数越大,系统自我修正功能就越强.外部冲击的短期波动会导致进口的波动,但受长期均衡机制的影响,通过误差修正模型的反向调整,使得外部冲击的波动程度不太大,其一定会回归到长期均衡路径.而且,在不考虑其他方面对进口贸易影响的条件下,外部冲击向长期均衡水平的调整会对进口产生有利的影响.

4.脉冲响应函数

脉冲响应函数刻画的是在扰动项上加一个一次性的冲击对于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这个变量,并且通过VAR模型的动态结构传导给其他内生变量.横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：年),纵轴表示我国进口的变化,实线表示脉冲响应函数,虚线表示正负两倍标准差偏离带.

从图1可以看出将反应时间设定为10期.起初,给定外部冲击的一个标准差的冲击,考察了国际石油、国际游资数量、人民币实际有效汇率、外国通货膨胀水平和外国出口能力的正向冲击对我国进口的响应函数.总的来说,在第1～5期内外部冲击对我国进口的影响不大,呈现平稳态势.在第6期后外部冲击会促进我国进口的增长,在最后第10期达到最大值,整个过程是个缓慢上升的过程.此外,进口贸易的正向自冲击,有利于自身的改善,不过改善作用从第6期以后才显著起来.综上所述,各种各样的外部冲击都会给我国进口带来不同程度的影响,但是都是同向的影响.

5.预测方差分解

预测方差分解将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的贡献,从而了解到各信息对模型内生变量的相对重要性,即变量的贡献占总贡献的比例.通过比较这个比例,就可以估计出该变量的作用时滞,还可以估计出该变量的相对大小(见表3).

结果表明,外部冲击对我国进口的影响在短期内不明显,越往后期越大,在第10期达到最大.其中,在外部冲击中,国际游资数量是最主要的一项冲击,呈现逐渐增加的态势,从期初占总冲击的8.98％增加到期末时的55.69％.其次,是石油和外国出口能力这两项冲击,分别从期初的3.68％和0.17％上升到期末的8.42％和0.47％,这表明呈现出缓慢增加的态势.接下来,是人民币实际有效汇率从期初的0.05％,下降到期末的0.008％,表明呈现出缓慢下降直到平稳的态势,不过这个过程很微弱.最后是外国通货膨胀率水平的冲击,从期初的0.87％,先上升到2.34％,再缓慢下降到1.69％,呈现先增后减的态势.

结论

本文通过构建VAR模型,运用单位根检验、J0hansen 协整检验、误差修正模型、脉冲响应函数和预测方差分解方法,对外部冲击对我国进口贸易的影响进行了实证分析.得出以下三个结论：

(1)我国进口与外部冲击之间的协整关系显著.其中,我国进口与国际石油、国际游资数量呈负相关,与人民币实际有效汇率、外国通货膨胀水平和外国出口能力呈正相关.

(2)外部冲击对我国进口的影响具有自我修正功能.外部冲击的短期波动会导致进口的波动,但通过误差修正模型的反向调整,使得外部冲击的波动程度回归到长期均衡路径.

(3)脉冲响应函数表明,在期初外部冲击对我国进口的影响不大,呈现平稳态势.从中期后外部冲击会促进我国进口的增长,在最后一期达到最大值,整个过程是个缓慢增加的过程.其中,通过预测方差分解方法表明,在外部冲击中,国际游资冲击是最主要的一项冲击.

因此,应该增强我国对国际石油变动的适应能力,积极应对国际游资的流出入,大力完善人民币汇率的形成机制,避免国际通货膨胀水平的直接影响,积极应对外国出口能力的变化,全面应对外部冲击,更好地促进我国进口贸易的发展.

(责任编辑：张晓薇)