摘要：本文基于门限回归模型来分析人民币汇率的波动对中国出口贸易所产生的不对称影响。从实证分析的数据观测来看，当汇率波动<1.26%时，人民币的实际汇率就会贬值，商品出厂价降低，增加了商品在市场中的竞争力，我国的出口贸易量就会增加；当汇率波动>1.26%时，贸易和出口量的关系不太明显。但从实际情况来看，人民币贬值并不能给我国的出口带来明显的改善。
关键词：汇率波动；出口贸易；门线回归模型
中图分类号：F746.12 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）02-00-02
自从“布雷顿森林体系”崩溃之后，国际的金融市场就引起了轩然大波，其中比较明显的就是国际货币汇率波动加剧。一般情况下，关于汇率波动对金融市场的影响主要从两个方面来分析：一是汇率波动的水平变化，货币升值，提高了该国出口商品在国际上的竞争力；二是汇率波动的稳定性，汇率稳定性的高低直接关系到进出口贸易的参与者实际利益。
近些年来，我国经济学专家对我国汇率波动给出口贸易带来的影响进行了深入的探讨。其中比较经典的是：在2004年之初，Чan和李广众使用SUR方法探寻了汇率波动给出口贸易带来的影响。他们考察发现汇率波动风险的回归系数基于国家、商品的不同而发生变化，然而汇率的错位在大量的数据分析当中表现出对出口贸易的不利影响。2007年，高铁梅和和谷宇通过建立GARCH数据模型来考察人民币的汇率波动给我国出口贸易带来的长短期不利影响，从而得出：在人民币汇率长期持续波动下进口和出口受到的影响明显的不同，对进口产生有利冲击，对出口表现为负面影响；在短时间内，人民币的汇率波动对进出口行业都表现为不利影响。
从上面的分析中可以看出，在线性的模式结构下，基于不同的时期、实证研究方法、样本的不同，专家们得出来的结论也有差异。在实际经济生活当中，不同的汇率振幅水平可能会对出口贸易影响也有所不同。因此，本文尝试用非线性的方法来研究分析不同汇率振幅下人民币的汇率波动给出口贸易带来。
一、门限回归模型
本文基于门限回归模型来分析人民币汇率波动给出口贸易带来的影响，在实证分析中，我们建立门限回归模型来定量分析，我们在研究的过程中，稍稍拓展了这个模型的思路。Hanscn两机制回归模型可表示成：
yk=a1xk+c1k qk≤? (1)
yk=a2xk+c2k qk＞? (2)
注：qk是门限变量，yk是被解释变量，xk是解释变量，cEk为残差项，?为门限值。方程式中表述当qk小于等于门限值?时，门限回归模型为方程式(1)；当qk大于门限值?时，门限回归模型为方程式(2)。
假设虚拟变量Ek(?)={ qk≤?}，此时E{?}为示性函数，当qk＞?时，E=1，否则E=0，那么方程式(1)和(2)可以合并表示为：
yk =a1xkE(qk≤?) + a2xkE(qk＞?) + ck (3)
其中残差ck=( c1k , c2k)，参数a1、a2和门限值?都为待估参数。
将门限规模模型方程式(3)进行最小二乘估算，得到其残差平方和：
S1(?) = êk′(?) êk(?) (4)
这样门限回归估算值为：
? = argmEn S1(?) (5)
这样得到的最小残差平方和S1(?)和?为估值得到的门限回归值，对应的残差方程式为：
α2=K-1êk (?)êk (?) = K-1 S1(?) (6)
我们在得到估算值?后，还要验证该模型是否符合门限回归效应，因为如果不具备这样的效应，这样我们假设的参数没有实际意义，而且不能识别。数据造成传统的非线性分布并非是“卡布分布”，这些数据会干扰正常的“非标准分布”。
验证虚拟模型和设备的假设应分别为：
H0 : a1 = a2, H1 : a1≠a2
假设S0为无门限回归模型下残差项的平方和，有门限回归模型条件下残差项的和是S1，那么对应拉格朗日乘子验证的F统计值为：
F(?)= {S0- S1(?)}/α2 (7)
如果得到统计量F的值小于之前设定水平对应的临界值，那么不具备虚拟假设。这时系数a1=a2，那么该模式不具备门限回归效应。相反，如果统计量F的值大于之前设定水平对应的临界值，此时虚拟假设成立，系数a1与a2在条件不同的体制下对应的值是不相同的。
二、实证分析
(一)数据的来源
我们选取了2003年2季度和2010年3季度的数据，有部分数据来自wEnd经融数据库，人民币汇率数据来源于中国人民银行官方网站。
(二)虚拟模型
考虑到汇率波动的实际情况，我们将建立自回归分布模型来分析人民币的汇率波动对出口贸易的影响：
Чncxk=β0+β1Чncxk-1+β2Чnrccrk+β3Чnrccrk-1+μk (8)
方程式中：Чncx为我国每个季度出口的总额，按照当时人名币兑换美元的汇率，取对数得到的式子：Чnrccr是人民币实际汇率：
Чnrccr=Чn{cr*cpEUSA / cpECHE}
基于在国际金融贸易中，结算货币通常用美元。我们将使用人民币兑换美元的实际汇率，cr是名义汇率。假设美国消费者的物价指数为cpEUSA，中国消费者的物价指数为cpEUSA，由于我们使用的是季度数据，在实证分析时我们应该做相应的季度调整。考虑到人民币的汇率波动不同，人民币的实际汇率可能对我国的出口贸易也会产生不同影响，我们将门限回归进行扩展为：
Чncxk=β0+β1Чncxk-1β2Чnrccrk-1+β3Чnrccrk+μk cr≤?
Чncxk=β0+β1Чncxk-1β2Чnrccrk-1+β4Чnrccrk+rk cr＞? (9)
Cr是汇率波动率的绝对值，是也方程式里面的一个变量。因为涉及到实证分析的时候，考虑因素很多，我们选择最简单的一种来进行分析。即：
Crk=|(rccrk-rccrk-1)/rccrk-1|
我们利用档期汇率减去前一期汇率得到的差值除以前一期的汇率的绝对值来反映汇率波动情况。?是估算的门限值。考虑到汇率波动给出口厂商带来影响，在方程式(11)中Чnrccrk受到门限回归值的影响，这里Чncxk-1和Чnrccrk-1的反应是相对滞后的，所以不会受到这种因素的影响。结合网站数据，我们将方程式变形整合为：
Чncxk=β0+β1Чncxk-1β2Чnrccrk-1+β3Чnrccrk(crk≤1.26)+
β4Чnrccrk(crk＞1.26)+μk
三、模拟估计与验证
我们利用(12)对门线回归模型进行估值，得到表1后，对数据进行分析比较。
表1 为门线模型(12)预估结果
注：1 括号内值为标准差。
2 **和*分别表示1%和5%剧烈性水平。
为进一步评估结果，我们对结果进行了残差估值验证。先对方程式(12)进行了残差水平验证。使用ADF和PP的方法对单位根进行验证。并将得到的结果带入表2得到：
表2 残差平稳性检验
从表2我们可以看出门限残差是平稳序列。
另外，我们用时间序列来验证残差序列自相关性。我们采用ЧM统计量方法来验证。同时将结果带入表3。
表3 残差自相关的问题检验
从表3中可以看出，显著性在5%的水平下时，不具备残差自相关的虚拟假设。
以上的结果表明：回归的残差为平稳序列，不具备自相关性。我们可以得出门限回归方程式(12)估值具有一致性，可以用于实际的经济分析。
基于线性的门限回归模型可知：人民币的实际汇率如果贬值，将会促进我国贸易额的增长。时下汇率下降一个百分点，国内的出口贸易额就会增加4.9个百分点。通过我们实证分析，人民币汇率振幅不同的情况下，对我国的出口贸易影响也有所不同。当振幅小于1.26%时，实际汇率下降1%，我国出口贸易额增加0.69%；当振幅大于1.26%时，汇率和我国出口的贸易额没有明显的关系，实际汇率的贬值并不能提高我国的出口贸易额。
出现这类情况主要的原因是：实际经济环境之下，大部分企业为风险厌恶的类型。一般情况下，国际贸易是先签订合同后付款。所以，当人民币的汇率波动振幅较小时，企业为规避风险所承受的代价相对小，成本降低，我国出口贸易企业的产品在国际上竞争力增强，直接促进我国出口贸易额的增加。另一个方面，人民币的汇率波动振幅较大时，企业承受的风险较大，此时，企业很难预测未来的经济走向，他们可能会采取降低出口贸易来规避风险，即使国家是人民币汇率贬值，也很难扭转经济颓势。
我们还可以得出另外一个结论，当人民币汇率波动幅度处于临界值时，经济环境不乐观，没有必要在继续维持当下的汇率水平，人民币具有升值的空间。人民币具有良好的升值空间，而且人民币适当的升值意义深远。它不仅影响到经济环境，而且可以缓和国际社会给中国带来社会、政治、生活方面的压力。有日本“广场协议”的先例，不管是升值又或者是贬值，都应该持谨慎的态度。
四、结语
为了更加准确反映人民币的汇率波动对于我国出口贸易产生的影响，我们没有用传统的线性分析方法，而是用非线性门限回归模型分析方法来验证这一变化的问题。我们对数据进行分析并建立了模型来估算、验证，从而得到更加准确的结论：人民币汇率波动振幅小于1.26%的情况下，实际汇率的贬值将会促进我国出口贸易额的增加；当振幅大于1.26%时，实际汇率的贬值和我国出口贸易没有明显的关系，即使汇率贬值也不会促进我国出口贸易额的增加。
通过研究了解到，人民币的汇率波动会对我国出口贸易产生较大的影响，结合当下的情况来看，证明了我国政府长期对人民币的汇率调控持谨慎态度是非常正确的。在人民币的汇率振幅较大时，政府也应该稳定外汇的市场。其原因是，稳定名义汇率可以帮助实际汇率维稳；稳定名义汇率有助于提高出口企业的投资信心，从而促进出口贸易额。
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