基于自回归分布滞后模型的时滞效应检验
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作者: 赵志强 方 虹
摘要：在人民币面临升值巨大的压力下，运用最新数据资料对J曲线效应进行检验对我国制定汇率政策有非常重要的指导意义。文章运用协整检验和自回归分布滞后模型（ARDL）的分析方法，对我国2001～2007年人民币实际汇率波动与我国进出口贸易季度数据之间的长期关系进行了实证检验。结果表明，人民币实际汇率波动对我国进口贸易不存在J曲线效应，而对我国出口贸易存在J曲线效应。
关键词：人民币实际汇率；时滞效应；协整检验；ARDL模型
一、引言
2005年7月21日，我国开始实施以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，到2008年2月底人民币对美元双边汇率升值幅度己超过11.9%，人民币汇率的浮动弹性逐渐扩大，汇率波动性增加。人民币升值对国际贸易的影响正在逐渐显现，同时巨额贸易顺差也给人民币汇率形成机制改革带来巨大压力，这些都是我国经济发展的潜在风险。因此，分析人民币汇率波动对我国进出口贸易的影响有着重要的现实意义。
通常认为，一国汇率贬值可以改善贸易收支账户，这一假设在开放经济的许多模型甚至政策制定中都扮演重要的角色（Rose，1991）。然而，贬值对贸易收支影响以及J曲线效应仅仅是一种经验假设，没有确切的理论依据。
Rose和Yellow（1989）运用美国1960～1985年的季度数据分别对美国和其他国家的双边贸易弹性和美国的总体贸易弹性进行估计，发现J曲线效应不成立。钟伟等（2001）运用1993～1998年的季度数据，选择美国、日本和德国等主要贸易伙伴的综合数据，分析了汇率变动对贸易收支的影响，主要结论是汇率变动对贸易收支存在J形曲线效应。卢向前，戴国强（2003）运用协整向量自回归的分析方法对1994～2003年人民币对世界主要货币的加权实际汇率波动与我国进出口之间的长期关系进行了实证检验，其结论是人民币实际汇率对我国进出口存在显著的影响，存在J曲线效应。
二、计量模型的构建
加入世贸组织以后，我国的对外贸易体制改革和贸易自由化进程都进入了快轨道，在关税和贸易壁垒方面的贸易政策都发生了相当大的变化，这些贸易政策的变化对我国的进出口贸易产生了非常大的影响。因此，我们在标准贸易方程中引入贸易政策变量TP，使我们的分析更符合我国近年来的贸易现状，为此得到下面的进口贸易方程：
MD＝MD（Y，PM，PD，E，TP）
为了简化计算过程，假设PD＝PX＝P，其中P表示本国一般物价水平；PM＝PX＝P*，P*表示贸易伙伴国的一般物价水平。本文研究中采用的是实际有效汇率变动对贸易的影响，而实际汇率R＝E× 。Wilson和Takacs（1979）的研究中对上述变量采取了乘积的函数形式，据此条件我们在等式两边取自然对数，并且以小写字母表示对数形式，得到如下进口方程:
对于J曲线效应的计量方程研究，我们也是在前面弹性分析的基础上进行的。首先假设上述出口贸易方程中的各变量之间只存在一种协整关系，接下来就可以利用自回归分布滞后（ARDL）模型对人民币实际有效汇率波动的滞时效应进行估计。则ARDL模型可表示为：
ARDL模型中各符号的含义与前面方程一样，z为对长期均衡的偏离，各符号之前加△表示变化量。ψmi为对应变量的系数，μ为随机项。ψ为z的系数，ψ的绝对值越大，表明未来进出口值向均衡值恢复的速度越快（Greene，2000）。当任何影响进出口的自变量调整时，进出口不可能立即调整，因此，在方程中将实际进出口贸易的当期变化量表示为各变量滞后项的函数形式。为了测算滞后时间长度，我们对上面进口方程进行适当修改，最终表述为以下形式（同理可以得到出口方程，不再赘述）：
三、计量模型的检验
（一）所采用的计量方法
时间序列分析中首先遇到的问题就是关于时间序列数据的平稳性问题，在现实经济生活中，实际的时间序列数据往往都是非平稳的。为了避免“伪回归”等诸多问题，计量分析中一般采用协整的方法来处理时间序列的非平稳性问题。在进行协整检验之前，首先对变量进行单位根检验，然后在单位根检验基础上通过JJ检验法对多变量进行协整检验，以判定序列之间是否存在长期稳定的协整关系。
（二）变量和数据的选取
本文采用2001～2007年的季度数据作为样本，原始数据来源于《中国统计年鉴》、统计局和商务部官方网站，以及IMF的International Financial Statistics。所有数据均采用了指数化形式（2001年第一季度为基期），此外，由于进出口贸易总额、实际有效汇率和实际GDP表现出很强的季节规律性，我们对其进行了季节性调整（采用Eviews5.0进行处理）。
1、进口需求MD用我国进口总额的指数值来表示，出口需求XD用我国三个主要出口贸易伙伴（美国、日本、香港）出口总额的指数值来表示，取其自然对数分别记为m、x。
2、实际汇率R用人民币实际有效汇率指数来表示，取其自然对数后记为r，作为人民币实际有效汇率的计量数值。
3、实际收入Y用我国实际GDP指数表示；Y*用以美元衡量的外国实际GDP指数来表示，即由我国的3个主要贸易伙伴的实际GDP乘以该国（地区）占我国与三个贸易伙伴贸易出口总额的权重加总得到。本国与外国的实际收入指数是以GDP平减指数衡量的GDP指数，取自然对数后分别记作y和y*。
4、贸易政策TP是影响我国进出口的一个重要因素。通常的做法是，利用进出口总额占GDP的比率来描述一个国家的开放政策。本文引用该比例来模拟贸易政策对我国进出口贸易的影响，指数化后取其自然对数记为tp。
（三）单位根检验
本文中所采取的单位根检验方法是ADF检验法，通过对每个变量检验所得的ADF值与其Mackinnon临界值进行比较来判断其平稳性，如果ADF值大于Mackinnon临界值，则该变量为非平稳序列，反之则为平稳序列。
从检验结果可以得出，在1%的显著水平下所有时间序列都不能拒绝原假设，即序列存在单位根，是非平稳的。在1%的显著水平下，所有时间序列的一阶差分序列都拒绝原假设，即一阶差分都不存在单位根，是平稳的。可以采用JJ检验法进行协整关系检验
（四）协整检验
针对本文的多变量协整关系问题，我们采用的是JJ检验法。对进口贸易方程和出口贸易方程中各时间序列进行协整检验。从进口贸易方程中各变量的协整检验结果可知，在5%的显著性水平下，r=0的假设被拒绝，r≤1的假设通过了检验。这一结果表明，m、y、r、tp之间存在唯一的协整向量，即四个变量之间存在长期的均衡关系。出口方程的协整检验同理可得。
（五）J曲线效应检验
在上述协整检验的基础上，我们进一步对人民币实际汇率对进出口贸易是否存在时滞效应进行估计。计量分析结果见表1。
从表1的回归结果可以得出：进口贸易模型中，实际汇率一阶滞后项的协整系数均大于0，二阶滞后项的协整系数小于0，而三阶滞后项的协整系数大于0，即人民币实际汇率的升值后立刻增加了我国的进口，到第二个季度又出现了减少进口的现象，而第三个季度又增加了进口，这说明我国的进口贸易不存在J曲线效应；出口贸易模型中，实际汇率一阶滞后项的协整系数均大于0，二阶滞后项的协整系数非常不显著，而三阶滞后项的协整系数显著小于0，这说明我国的出口贸易确实存在J曲线效应，滞后区间为三个季度左右。J曲线效应的检验结果让我们看到，我国现阶段的实际汇率波动并没有对进口贸易产生时滞效应，而出口贸易不但存在时滞效应并且影响很显著。
四、结论
本文从J曲线效应的角度对人民币实际汇率波动对我国进出口贸易的影响进行了实证分析。通过对模型回归结果的分析，将其总结如下。
（一）汇率波动可以很迅速的反应在进口贸易中
我国的进口贸易不存在J曲线效应，进口变动对实际有效汇率波动的反应灵敏程度是很高的，汇率波动可以很迅速的反应在进口贸易中。这说明我国的进口企业对人民币实际有效汇率的预期和汇率的实际走向是相当一致的，这从侧面也反映出汇率调节贸易的局限性。我们需要加大汇率变动的不确定性，尽量减少政策对汇率走向的人为干预，让市场真正发挥其调节作用，这样才能更好的传递价格信息，促进我国的国际贸易发展。
（二）汇率波动的效果有一定的时滞
我国的出口贸易存在J曲线效应，出口变动大约落后于实际有效汇率波动两个季度，即汇率波动的效果有一定的时滞。对比进口贸易不存在时滞效应，可以看出汇率波动对进出口贸易的整体影响，这就要求在实践中要充分认清贸易顺差的实质。人民币实际有效汇率波动，会及时的反映在进口贸易中，而对出口贸易的影响则需要两个季度之后才显现出来。人民币升值，会立刻增加进口，而两个季度之后才能对出口发挥作用，因此可能出现人民币升值以后并没有立刻减少贸易顺差的现象。对于汇率政策对贸易的影响，我们不能过于注重短期效果，要把重点放在长期效果方面。同时对于汇率政策制定也要考虑前期政策所发挥的效果，要考虑到政策制定的时间差问题。
参考文献：
1、卢向前,戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响:1994～2003 [J].经济研究,2005(5).
2、戴祖样.我国贸易收支的弹性分析:1981～1995[J].经济研究1999(7).
3、Greene W.H.Econometric Analysis
2000[M].Prentice Hall Inc, 2000.
4、Rose A.K.,Yellen. Is This a J curve[J].Journal of Monetary Economics,1989(1).
（作者单位：北京航空航天大学经济管理学院。其中，方虹为该单位教授、硕士研究生导师）
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”
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