人民币兑换美元汇率与我国出口总值相关性研究

谢聪敏

随着中国经济与世界经济融合程度的不断加深，我国的汇率制度也经历了多次变革，汇率与出口总值之间的相关性也随之提高。从定性的角度来说，美元兑换人民币升值不利于我国的进口，而对出口有利。本文对1994年8月至2018年1月期间1美元兑换人民币中间价和以美元计价的出口总值进行了整理，通过构建数学模型，在汇率的变化对我国出口总值产生的影响以及程度方面进行初探。

一、1994年8月以来各月汇率和出口总值情况

2018年1月，我国以美元计价的出口总值（以下简称出口总值）2005.20亿美元，与1994年8月相比增长了近20倍。2000年以前，我国各月出口总值平均在140亿美元左右。2000年之后，我国出口总值呈现快速增长态势，2007年6月突破1000亿美元大关，虽然2009年1-6月份期间由于世界金融危机影响，出口总值有所下降，但7月起各月出口总值再次恢复到千亿美元以上，2013年末突破2000亿美元，之后一直保持在1800亿美元至2000亿美元之间的水平（见图1）。

图1 1994年8月-2018年1月出口总值情况（当月） 亿美元

1980年后，我国汇率变动主要经历了三个重要阶段，分别是1980年-1994年人民币兑换美元汇率贬值阶段；1994年-2005年以供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制实行阶段；2005年7月至今实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制阶段（见图2）。

图2 1994年8月-2018年1月1美元兑换人民币情况 元

1994年1月1日起，我国实行了以供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制，人民币汇率由1994年8月的8.59元兑换1美元逐步升值到2005年6月的8.28元兑换1美元，增幅3.74%。同期，出口总值由1994年8月的102.13亿美元增长到2005年6月的659.60亿美元，增长了5.46倍。以供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制，对我国进一步扩大对外开放、发展与世界其他国家和地区的经贸往来具有重要意义，同时为人民币成为可自由兑换货币打下了基础。

2005年7月21日起，我国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，人民币汇率不再仅仅盯住美元一家，形成了更富弹性的人民币汇率机制。人民币汇率由2005年7月的人民币8.23元兑换1美元，逐步升值到2018年1月的6.44元人民币兑换1美元，升值幅度21.75%。同期，出口总值从2005年7月的655.84亿美元，增长到2018年1月的2005.20亿美元，增长3.06倍。

二、1994年4月-2018年1月汇率与出口总值相关性分析

由图1可知，1994年4月至2018年1月期间各月出口总值具有明显的趋势性，但每年2月份都会出现大幅下降，上述情况与我国春节放假因素有关。为了消除季节因素影响，本研究对1994年8月至2018年1月期间的出口总值数据进行时间序列的平滑处理，平滑后的各月出口总值(见图3)。

图3 1994年8月-2018年1月平滑后的出口总值及1美元兑换人民币情况

平滑后的出口总值数据降低了季节因素的扰动，将1994年8月至2018年1月期间的汇率及出口数据带入回归模型，通过模型计算后发现，滞后5个月的平滑后的出口总值数据与1美元兑换人民币汇率相关性最高，二者相关性高达-95.82%，表明二者呈高度负相关。而拟合优度检验（调整后的R2）结果为91.78%（最高值为100%），说明回归模型对原始数据的拟合程度很好，即1美元兑换人民币汇率，可以解释平滑后的出口总值91.78%的数据变化情况。换句话说，如果1美元兑换人民币汇率不变，则平滑后的出口总值的变化程度将减少91.78%。

通过模型计算，得到平滑后的出口总值数据（Y）与1美元兑换人民币汇率（X）的一元线性回归方程：Y=-780.52X+6732.52。回归方程的显著性检验值为2×10-151（检验值小于0.05，通过检验），回归系数X检验值为2×10-151（检验值小于0.05，通过检验），误差项的检验值为1.4×10-166（检验值小于0.05，通过检验）。通过回归方程可知，1994年8月至2018年1月期间，当1美元兑换人民币每下降0.01元时（即人民币兑换美元每升值0.01元），将使得5个月后的当月出口总值减少7.81亿美元。

三、分时段汇率与出口总值相关性分析

由于本文数据采集自1994年8月之后，故之前的汇率贬值阶段暂不讨论。

1.1994 年8月-2005年6月汇率与出口总值相关性分析

将1994年8月至2005年6月的1美元兑换人民币数据及平滑后的出口总值数据，代入模型计算当期及滞后1-8个月的相关性，计算结果表明，1994年8月至2005年6月期间，1美元兑换人民币数据及平滑后的出口总值数据相关性，随着滞后期数的增加而上升，但相关系数最高时未超过-50%，表明二者相关性呈低度负相关。上述情况与我国实行汇率管制有关。

2.2005 年7月-2018年1月汇率与出口总值相关性分析

将2005年7月至2018年1月的1美元兑换人民币数据及平滑后的出口总值数据，代入模型计算当期及滞后1-8个月的相关性，计算结果表明，2005年7月至2018年1月期间，1美元兑换人民币数据与滞后2个月的平滑后的出口总值数据相关性最高（-84.40%），表明二者相关性呈高度负相关。而拟合优度检验（调整后的R2）结果为71.04%（最高值为100%），说明回归模型对原始数据的拟合程度较好，即1美元兑换人民币汇率可以解释滞后2个月的平滑后的出口总值71.04%的数据变化情况。换句话说，如果1美元兑换人民币汇率不变，则滞后2个月的平滑后的出口总值的变化程度将减少71.04%。

通过模型计算，得到滞后2个月的平滑后的出口总值数据（Y）与1美元兑换人民币汇率（X）的一元线性回归方程：Y=-648.12X+ 5888.73。回归方程的显著性检验值为1.29×10-41（检验值小于0.05，通过检验），回归系数X检验值为1.29×10-41（检验值小于0.05，通过检验），误差项的检验值为7.64×10-56（检验值小于0.05，通过检验）。通过回归方程可知，2005年7月至2018年1月期间，当1美元兑换人民币每下降0.01元时（即人民币兑换美元每升值0.01元），将使得2个月后的当月出口总值减少6.48亿美元。

四、关于整个报告期相关系数及分时段相关系数有关问题的说明

1994年8月至2005年6月，平滑后的出口总值数据与1美元兑换人民币汇率数据呈低度负相关，2005年7月至2018年1月上述数据呈高度负相关。但时间段扩展到1994年8月至2018年1月后，与上述两个时间段相比，相关性得到显著提升，其原因主要与相关系数的计算有关。相关系数计算公式如下：

其中，Cov(X,Y)为计算1美元兑换人民币汇率数据（X）与平滑后的出口总值数据（Y）的协方差，即两个变量的总体误差，即两个变量分别偏离其均值的程度。如果两个变量的变化趋势一致，则两个变量之间的协方差为正值；如果两个变量的变化趋势相反，则两个变量之间的协方差为负值。σx和σy表示X和Y两组数据的标准差，标准差用于测度两组变量组内个体间的离散程度。而相关系数公式用X、Y的协方差除以二者标准差的乘积，是为了剔除协方差中变量变化幅度对协方差的影响，得到标准化的协方差，反映了两个变量每单位变化时的情况。简单来说，相关系数的大小主要取决于协方差的大小。由图3可知，1994年8月-2018年1月期间，1美元兑换人民币汇率数据和平滑后的出口总值数据的总体误差，明显大于1994年8月至2005年6月和2005年7月至2018年1月两个时间段的总体误差，故时间段扩展到1994年8月至2018年1月后，与分开讨论的两个时间段相比，相关性得到显著提升。

五、总结

通过比较，本研究认为，回归模型计算的2005年7月至2018年1月期间的结果更切合目前的实际情况，即1美元兑换人民币数据与滞后2个月的平滑后的出口总值数据呈高度负相关关系，当1美元兑换人民币每下降0.01元时（即人民币兑换美元每升值0.01元），将使得2个月后的当月出口总值减少6.48亿美元。其主要原因有：

第一，由于1994年8月至2005年6月期间实行的汇率管制，使得汇率在小范围内进行波动，而同期出口总值的波动幅度明显大于汇率波动的幅度，如果将1994年8月至2005年6月这一时期纳入模型整体进行计算，将使模型计算的相关系数偏大而失真。

第二，从国际贸易影响因素来看，与我国出口总值增减有关的影响因素不仅只有汇率一种，进口国的经济规模、人均GDP、外商直接投资、进口依存度、劳动生产率、科技进步水平、关税税率等都会对我国出口总值产生影响，随着我国对外开放程度不断扩大，上述因素参与程度加深，出口的相关性将提升，汇率与出口总值的相关性将有所下降，故2005年7月至2018年1月期间，汇率与出口总值的相关度低于1994年8月至2018年1月的相关度是符合实际情况的。