论文研究-汇率对中国出口的非对称影响——基于MRSTR模型的研究.pdf

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论文研究-汇率对中国出口的非对称影响——基于MRSTR模型的研究.pdf,  研究汇率对出口的影响具有重要的理论价值与实践意义.本文以储蓄投资结构失衡情况与出口周期为条件,引入多机制平滑转换回归模型(MRSTR),从一个全新的视角测算和分析汇率对出口的非对称调节作用.研究结果表明:1)在结构性失衡程度严重的情形下,汇率对我国出口的调节作用较弱.伴随结构性失衡得到改善,汇率对我国出口的调节作用
2242 系统工程理论与实践 第36卷 价理论和国际收支失衡结构理论三个角度论述了要解决国际收支问题必须从国内经济调整入手.樊纲等13 实证验证了长期的储蓄消费失衡是造成我国贸易顺差的一个重要原因,其背后的根本原因是由于企业可支配 收入相对于劳动者报酬不断提高带来的收入结构和储蓄结构失衡,而我国当前企业未分配收入大幅增长的原 因可以归纳为企业利润率“虚高”和国企“不分红”间题.林桂军和 Schramm4从宏观、中观和观三个层 次,分别考察了我国储蓄和投资之间的关系,结论表明储蓄大于投资是我国经常项日顺差的一个关键原因 当一国的总供给大于总需求时,国内储蓄会超过投资,结果导致经常项目收支顺差;反之当总需求超过 总供给时.国内投资会超过储蓄,结果导致经常项目收支逆差.所以调节贸易平衡,首先需要解决内部失衡问 题,即储蓄投资结构性失衡问题,只有内部失衡的问题解决了,汇率调节囯际收支的作用才能真正发挥.从以 上文献调硏分炘,现有研究大多直按根据进出口需求方程探讨汇率与我国贸易之间的关系,缺少定量地将结 构性失衡引入模型中,分析其在汇率与我国贸易之间的作用.考虑到汇率对出口的影响,不仪与结构性失衡 情况有关,还可能与出口周期(即出口处于景气阶段还是不景气阶段)有关,本文创造性地以储蓄投资结构失 衡情况与出口周期为条件,引入多机制STR模型(即 MRSTR模型,研究汇率对出口的非对称影响,从一个 全新的视角测算和分析这个问题.本文的研究不仅有助于加深人民币汇率变动对出口内在作用机制的理解, 而且为当前我国汇率政策制定提供重要的理论依据. 2多机制平滑转换回归模型 2.1平滑转换回归模型 平滑转换回归模型( smooth transition regression model,STR)是由 Terasvirta等发展的一种能够体现 机制之闰连续型转换的非线性机制转换模型,SIR模型巳被成功广泛运用到商业周期的非对称特征以及沮 率均值回复的非对称调节等研究中15-18.典型的STR模型为两机制STR模型,形式为 yt 十ct 其中v为被解释变量,t为解释变量(其中包括的v的滞后项和其他外生变量,1=(010,的1,1,…1p) 和更2-(2,0,021,…,四2,p分别为状态在机制一和机制二时解释变量的系数.G(st;7,c)为转移函数,是 转移变量st的连续函数,在0-1之问平滑转换反映了机制的转换过程.在STR模型中,函数对应的两个极 端值G(st;ˆ,)=0和((si;γ,)=1可以理解为一个机制转換模型中的两个极端机制,并且在模型中,模型 从一个机制到另一个机制的转变是平稳的.St既可以一个是滞后的内生变量(s:=y-a),也可以是一个外生 变量(st=2t)、任意变量的组合、时间趋势项等G(st,,c)的函数形式最常用的就是逻辑转移函数( (logistic STR,TSTR)和指数转移函数( exponentiaL STR,FSTR) 逻辑转移函数(STR)采用了对数函数形式,是随转移变量st从0到1的单调递增函数,形式为 1 Sti 逻辑转移函数中的参数c可以视为两个机制之间的门限值,并且G(c;,c)=0.5.参数?决定了该对数 函数值变化的平滑性,从而决定了从一个机制到另一个机制转换的平滑性.如果γ比较大,那么St相对于c 很小的变化都会导致机制转换的剧烈变化,当γ趋近于无穷大时,G(st;,c从0到1的变化在st-c上是 瞬时的,此时对数函数G(s;,c)逼近指示函数1(st>c),该LSTR模型可视为阈值模型(TR).当γ为0 时,LSTR模型退化为线性模型 指数转移函数(上SIR)采用了指数函数形式,是以转换变量s=c为轴的对称函数,形式为: 随着s向c靠近,指数转移函数G(s;γ,c)趋向于0,随着S远离c,G(s;,)趋向于1.而无论γ趋 近于0还是无穷大,G(st;γ,c)均为退化为恒定值,此时ESTR模型退化为线性模型. 2.2多机制STR模型 多机制STR模型( multiple regime smooth transition regression model, MRSTR)允许模型可以在多 个机制之间相互连续的转换,并且可以被多个转移变量共同控制,较两机制STR模型更为一般化.本文采用 Dk和 Franses19的多机制STR模型( MRSTR,四机制STR模型形式为 t=重1c(1-G1(1t;1,c1)+重2G1(51t:m,1)(1-G2(2:72,C2) +匝重3(1-Gi1(s1t;1,C1)+重4xG1(51t;1,C1)G2(2t;P,C2)+ 第9期 尚妍,等:汇率对中国出口的非对称影响—基于 MRSTR模型的研究 2243 其中,G1(s1t;m1,c1)和G2(2t;2,e2)为两个不同的转移函数,转移变量分别为81t和82t,61t和s2t的选取 可以相同也可以不同.这个模型可以理解为模型在两个机制之间转换,而在任一机制中,又存在两个子机制 基于单转移变量的两机制STR模型描述经济现象过于严格,在每一种机制下,模型可能会被同一转移变量 或不同转移变量进一步分解, MRSTR模型对此种经济现象描述更恰当. 本文假设影响汇率对出口的影响受内部结构失衡及出口周期等诸多因素共同影响,在不同的结构性失 衡程度和出口周期下,汇率对出口的调节作用表现出差异,所以变量之间应为受制于多个转移变量非线性关 系,采用多机制滑转换模型( MRSTR)可以更加恰当地描述汇率和我国出口的关系.本文参考Dik和 Frances提出的LM检验方法确定机制的数量并选取转移变量 3模型建立与结果分析 31基准模型与数据说明 本文参考〔 oldstein和Khan20两国非完全替代模型建立出∏方程,其假设无论是出口国还是进|国的 商品都不可被国内商品完全替代.方程形式为 OX X=f(Y, P) Or OP 其中ⅹ为实际出口数量,本文以出口总值(亿美元)除以出口价格指数(2005年=100)衡量,即X=出口 总值/出口价格指数;Y为国外实际需求,本文采用样本国地区零售指数的加权平均和代替,即 Y1=∑ needit x c port 其中 needit为i样本国地区第t年的实际零售额2, exportin为我国向i样本国地区第t年的出口量,用第 t年我国向讠样本国地区出口量占我国向总样本国地区出口量的份额代表该样本国地区的权重.P为出口商 品的实际出口相对价格,以人民币实际有效汇率指数(2005年=100)代替方程(1)表明出口量与国外实际 需求正相关,与实际出口相对价格负相关 首先对所有指标进行了季节调整,取SA项后做对数处理(n(Z),Z={X,Y,P}). MRSTR模型要求所 有变量均平稳,单位根和协整检验2的结果表明.所有数据均为一阶单整,且没有协整关系.故将对数化处 理后的数据取12阶差分处理(△1ln(z),Z={X,Y,P},即原数据序列的同比增长率),此时序列变为平稳 序列为方便记整理后的序列为△X,△Y,△P.所有数据均来自CEIC和WIND数据库,采用2000年1 月至2012年12月的月度数据 32转移变量 一般来说结构失衡包括内部结构失衡和外部结构失衡,一般使用“净出口/(GDP”或者国际收支平衡表 中“经常项目差额/GDP¨描述外部失衡程度,所谓内部失衡,即储蓄投资结构失衡,通常用“储蓄率减去投 资率”衡量失衡程度.实际上,内部失衡和外部失衡是联系在一起的,外部失衡是内部失衡的表现.因此,调节 外部失衡,需要从内部失衡入手,只有内部失衡的问题解决了,汇率调节国际收支的作用才能真正发挥 本文旨在研究内部结构性失衡(即储蓄投资结构失衡)以及出口周期在汇率、出口之间关系中的作用.目 前,投资率、消费率只有年度数据(储蓄率由1减去消费率近似得岀),而我们分析中需要使用月度数据、由 于数据的可得性,本文采用如下近似计算方法 储蓄率=1一-社会消费品零售总额/(固定资产投资+社会消费品零售总额+净出口), 投资率一固定资产投资/(固定资产投资+社会消费品零售总额+净出口), 内部结构失衡GAP=储蓄率一投资率. 为考虑杋制作用的滞后性,内部结构性失衠程度GA尸及其滞后变量均考虑为待选转移变量·另外我们 分别用出口量的同比增长率(Δ2ln(X))或环比增长率(Δ1mn(X)变量代表出口周期,出口周期滞后变量也 均考虑为待选转移变量3 样本国地区包括欧盟、美国、日本、韩国、俄罗斯、澳大利亚、加拿大、新加坡、泰国等我国主要出口国,我国每月向样本国 地区出口总量达到我国每月总出口一半以上 2.所有样本国地区的零售额均以该样本国地区CPⅠ折算成2005年价格,并汇兑成美元价格 3.出口条件当期值未被考虑为转移变量,由于出口条件与因变量一致,不适官用于解释因变量的变化 2244 系统工程理论与实践 第36卷 33基准线性模型 因变量为△X,自变量为△X的1~6阶滞后项以及ΔY和△P的当期和1~6阶滞后项,根据AIC和 SC准则,并采用逐步回归法得到模型如下: △Xt=0.109+0.179△Xt1+2.031△Y2-1.168△Pt2+Et (0.000)(0.08) (0.000) (0.000 e=0.0624,SK=-0.289,KU=3.195,JB=2426(0.297)ARCH(1)=1.256(0.2643), ARCH(1)=0.931(0.448),AIC=-2682,SC=-2.604 其中变量系数下方的括号内为对应变量系数p值,为残差标准差,SK为偏度,KU为峰度,JB为残差正 态性 Jarque-Bera检验,ARCH为自相关条件异方差检验.可以看出此模型满足扰动项正态性假设并不存 在ARCH效应,较好地描述了出∏1、汇率、外部需求三者之间的线性关系.模型(2)表明国外需求与我国出 口呈显著正向关系,汇率与我国出口呈显著负相关系 3.4两机制STR模拟 341基准模型非线性检验 本文以GAP及其1~6阶滞后变量,以及出口周期的1~6阶滞后变量为待选转移变量,以模型(2)为基 准模型的二机制STR模型非线性LM检验结果见表1.其中LM3为 Luukkonen等12提岀的3阶 Taylor 展开LSIR模型LM检验,LM4为 soriano和 ordal2提出的2阶 Taylor展廾SIR模型LM检 验结果表明当转移变量为GAP、GAP-4、GAP-5、△2ln(x)t-1以及△ln(X)t-1时可显著拒绝线性 假设,其中GAR的Ⅰλ3检验以及ⅠM4检验的p值最小、,说眀结构性失衡程度确实能够影响岀口、汇率 与外需三者之间的关系,所以本文选取GAP为转移变量,并考虑LSTR模型.为进一步确定转移函数.采 用 Escribano- Jorda方法,以GAP为转移变量,检验结果见表2.结果表明LM检验的p值小于LMF检 验的p值,所以确定转移函数为逻辑转移函数 表1两机制STR模型非线性LM检验 表2转移函数选择 滞后阶数 转移变量检验统计量 转移变量检验0123456 LMI 0.354 GAPt GAPt-d La30.0010.1660.1790.6280.0650.0640.183 LML0.020 LM40.0080.1890.2730.5950.0470.0740.335 △12n(X)-dLM3 0.0410.1080.1960.2090.5530.829 LM4 0.0740.2230.4360.4470.7450.848 △1n(X)t-dMa 0.0020.1270.4430.1820.1200.514 LMA 0.0110.3050.6850.0570.1700.646 342两机制STR模型结果 以GAP为转移变量的建立ISTR模型,模型结果估计为: △Xt-0.1790.364△Xt-1+1.348△Y-2-1.9894P-2]×[1- F(GAPt)+ (0.004)(0.090) (0.238) (0.000 0.099+0.298△Xt-1+1825AY-2-1.105△P-2]×F(GAP)+ (0.000)(0.017) (0.000 F(GAP)-(1+exp[-11.261(GAP-0.017)/c;AP])-1 (0.293) (0.005) =0.0581,SK=-0.030,KU=3.12,JB=0.0121(0.941),ARCH(1)=2.086(0.151), ABCH(4)=1693(0.155),AIC=-2829,SC=-2.751 可以看到模型(3)残差的峰度和偏度都更接近于正态分布,并且残差标准差减小,AIC和SC准则降低, 说明模型(3)更适于解释我国出口与外需、汇率之间的关系,验证了三者存在以储蓍投资结构失衡为转移变 量的非线性调节机制.在F(GAP)接近于1的极端机制情况下,即储蓄投资结构失衡程度严重时,汇率对出 口的影响较低,此时汇率同比上升1%,出口下降1.105%,而随着储蓄投资结构失衡程度改善,汇率对出口的 影响增强,当F(GAP)接近于0时,汇率同比上升1%,出口下降1.989% 第9期 尚妍,等:汇率对中国出口的非对称影响—基于 MRSTR模型的研究 2245 35 MRSTR模拟 35.1 MRSTE模型检验 为进一步探索出∏与汇率之间的非线性关系本文用Djk和 franses提出的LM检验方法,确定机制 的数量并选取转移变量,以GAP为第一转移变量,在模型(3)的基础上进一步建立 MRSTR模型,ⅠM检 验结果见表3.结果表明,当第二转移变量为Δ1n(X)t-1时,显著拒绝LSTR模型,说明岀口周期也是影响 出口与汇率之间关系的重要因素,需要建立 MRSTR模型 表3 MRSTR模型非线性LM检验 滞后阶数 转移变量 4 GAP_d0.2330.1380.1110.1590.0030.1040.159 △12ln(X) 0.3900.3340.1820.3800.4310.914 △1ln(X)t-d 0.0020.2070.4490.2310.3030.647 352 MRSTR模型结果 基于以上分析,建立以GAP与△1ln(X)1-1为转移变量的MsTR模型,模型结果估计为: Xt=[0.160-0.142△Xt-1+1.592△Y-2-1.497P2-2)×(1-G1(GAP) 0.000(0.246) (0.133) (0.000) (0.107+0.367△Xt-1+1.288AYt-2-1.197AP-2)×G1(GAP)×[1-G2(△1ln(X)-1)+ (0.000)(0.001) (0.015) (0.000) 0.094-0.571△Xt-1+5.142△Y-2-3.455△P2-2)×(1-G1(GAP) (0.050)(0.00 (0.000 (0.000 (0.094+0.220△Xt-1+2.322△Y-2-1.074△P-2)×G1GAP)×G2(△1n(X)-1)+ (0.002)(0.119) (0.003) 0.000 G1(GAP)=(1+exp-2292(GAP-0.017)/cAP])-1 (0.002) G2(△1n(X)t-1)=(1+exp-45726(4ln(X)-1-0.024)/△1m(x)1-1])-1 (0.232) (0.005) ae=0.0559,SK=-0.008,KU7=3072,JB=0.036(0.982),ARCH(1)=1.491(0.224) ARCh(4)=0.736(0.569),AIC=-2907,SC=-2.828 模型估计结果显示,与模犁(3)相比,模型(4)残差峰度和偏度均进一步接近正态分布.残差标准差、AIC 和SC准则值更低,说明相比于前两个模型模型(4)更适于解释我国出口与汇率之间的关系,模型(4)中两 个转移变量函数G1(GAP)与G2(△1n(X)-1)见图2.其中圆圈和三角形代表样本点,可以发现两个函数 均迅速实现机制转换 以转移函数G1(GAP)、G2(Δ1ln(X)-1)等于0.5为分界点,按照结构性失衡轻重程度以及出口景气程 度将此模型分为四个机制 机制(1):GAP<0017,Δ1ln(X)-1<0.024,此机制下结构性失衡较轻,出∏环比增速极低或出∏环 比下降(即岀口周期处于不景气阶段),该机制下两个转移函数均接近于0,汇率同比上升1%将导致出口下 降1.497% 机制(2):GAP>0.017,Δ1ln(X)-<0.024,此机制下结构性失衡严重,出口环比增速极低或出口环 比下降,该机制下转移函数G1接近于1而G2接近于0,汇率同比上升1%将导致出口下降1.197% 机制(3):GAP<0.017,Δ1ln(X)t-1>0.024,此机制下结构性失衡较轻出口环比上涨迅速(即出口 周期处于景气阶段,该机制下转移函数G1接近于0而G2接近于1,汇率同比上升1%将导致出口下降 3.445%. 机制(4):GAP>0.017,△1n(X)t-1>0024,此机制下结构性失衡严重,出∏环比上涨迅速,该机制下 两个转移函数均接近于1,汇率同比上升1%将导致出口下降1.074% 模型伂计结果表明:当结构性失衡严重时(机制(2)和机制(4),汇率对我国出口的影响较弱,随着结 构性失衡得到改善,汇率对我国岀口的影响明显増强;结构性失衠严重时,岀口处亍景气阶段和不景气阶段, 2246 系统工程理论与实践 第36卷 汇率对出口的影响差异并不是很大,即出口周期的波动不会显著影响汇率对出口的调节作用;结构性失衡得 到改善时,出口周期在处于景气阶段时汇率对出口的影响显著高于出口不景气阶段.图3显示了样本点在四 个机制之间的分布,样本点在机制(2)和(4)的分布较多,说明我国长期处于储蓄投资结构失衡程度严重状 态,汇率对我国出口的影响较小,若要有效通过调节汇率改善贸易平衡,则首先需要解决内部结构性失衡问 题陈浪南和苏海峰24的实证分析的结果表明,人民币汇率对中国出口贸易的影响有着不对称结构的特征, 即加工贸易在很大程度上左右着这种影响,使中国整体贸易的出口偏离传统贸易理论的分析. 0.30 机訇 机制 第一转移变量 0.20 0.70 △第_转移变量 0.40 -0.10 0.30 机制 机制 (1) 0.00 0.00 0.10 0.30 0.20 -0.10 0.00 0.10 0.20 0.30 图2转移变量函数 图3样本点分布图 4结论 本文以储蓄投资结构失衡情况和岀口周期为条件,引入 MRSTR模型,从一个全新的视角测算和分析汇 率对出囗的非对称影响,本文的创新和贡献主要体现在以下三个方面 Ⅰ)首次引入\RSTR模型研究在储蓄投资结构性失衠程度与出∏周期不同的背景下,汇率对出冂的非 对称影响 2)研究发现在结构性失衠程度严重的情形下汇率对我国出∏的影响较弱,伴随结构性失衡得到改善, 汇率对我国出口的影响增强.这一结论意味着,结构性失衡是导致我国贸易失衡的内在根本原因.由于我岡 长期处于结构性失衡严重状态,所以仅仅依靠人民币升值调节贸易平衡难以起到立竿见影的效果.要从根本 上解决贸易失衡问题,必须首先解决內部失衡问题.此外,中国的贸易失衡不仅源于自身结构性失衡,也部分 源于主要贸易伙伴的结构性失衡.因此,只有加强国际间的政策协调,才有助于解决中国与主要贸易伙伴国 的贸易失衡冋题.在主要贸易伙伴国的经济政策不做重大调整之前.中国单方面进行经济结构政策的调整和 汇率政策的调整,其作用非常有限 3)本文还考虑∫出口周期这一条件,发现在结构性失衡重的背景下出口周期变化不会显著影响汇率 对出口的调节作用,在结构性失衡得到改善的背景下,出口处于景气阶段时汇率对出口的影响明显大于出口 处于不景气阶段时汇率对出口的影响.这意味着:在结构性均衠状态下,若出口不景气,需求不足的情况下, 汇率政策也不是刺激出口的最佳工具,因为其对出口的影响有限 参考文献 [1 Eckaus R. 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