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匯率作為聯系國內外商品市場和金融市場的重要紐帶，是開放經濟中居于核心地位的經濟變量。一國匯率制度的變動會直接影響國內經濟和對外經濟貿易往來以及一國金融體系的穩定完善，主要國家的匯率制度還會直接影響世界經濟的發展。因此匯率制度的選擇和改革是國際金融領域中一個非常重要的問題，也是我國經濟走向開放過程中無法繞開的重大理論與現實課題。2005年7月21日中國人民銀行公告，宣布我國實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。此次人民幣匯率制度改革在我國復雜的社會經濟領域和新型發展的金融市場中間翻開嶄新的一頁。自此，人民幣對美元的匯率擺脫長期在8.27附近的徘徊，開始了持續的升值過程。2006年5月15日一舉突破1美元兌8元人民幣大關，截至2008年第三季度初，與調整初期8.11元的匯價相比，人民幣相對美元累計升值15.4%，2010年全年，人民幣對美元升值幅度為3.1%，2011年4月29日，人民幣對美元匯率中間價一舉突破6.50重要整數關口，2011年前4個月人民幣對美元匯率中間價累計升幅已達1.9%，加速升值態勢明顯。值得注意的是，自2011年8月人民幣對美元匯率中間價突破6.4關口后，近半年時間人民幣對美元匯率中間價始終于6.3至6.4區間反復震蕩，雙向波動特征十分明顯。時至2012年2月10日，銀行間外匯市場人民幣對美元匯率中間價首度升破6.30，步入6.2時代，再創2005年匯改以來新高。分析人士認為，人民幣升破6.3關口一定程度上打開了人民幣對美元匯率繼續走強的空間。經濟學家也表示，美元已進入調整期，在美元走勢疲軟，中國經濟數據好于預期，以及國家領導人訪美的因素帶動下，人民幣中間價之后還有可能不斷創出新高，承受升值壓力。作為國內外經濟“橋梁”的匯率是一個國家進行國際經濟活動時最重要的綜合性價格指標，在國際金融和國際貿易中執行著價格轉換的職能。各種宏觀經濟變量、微觀經濟因素及其政策制度的建立都會通過種種途徑引起其變動，而它自身變動也會對一國經濟產生諸多方面的影響，而一直以來，人民幣匯率問題都是中美等國家貿易摩擦的焦點。 匯改后人民幣對美元的升值變動，對我國進出口貿易勢必產生重要影響，了解這些影響體系，就能夠完整認識開放經濟的運行特點制定相應的執行政策。本文基于事件研究方法，將“2005年7月21日人民幣匯率制度改革”看作特定的經濟事件，選取我國對外貿易中的“出口貿易”為研究對象，采用匯改后相關時間段的出口貿易數據，建立統計計量模型，就“匯改事件”對我國出口貿易的影響進行實證研究，最后在研究結果的基礎上給出相關政策建議。 1事件研究方法 事件研究［1—4］(eventstudy)方法最早是由Fama和Roll等人在1969年分析股票拆細信息對股票價格的影響時提出。其原理是根據研究目的，選擇某一特定事件以研究事件發生前后某一段時間內樣本股票價格或者收益率的變化，進而解釋特定事件對樣本股票價格或收益率的影響。此后事件研究方法被普遍應用于與企業有關事件和經濟類事件的分析中，例如公司兼并與收購、盈利公布、新股增發、財務報表公布、資產重組、宏觀經濟變量和政策的變化等事件對股票價格的影響。綜上，事件研究方法主要是指應用社會經濟及金融市場的時間序列數據來研究某一特定的經濟事件對其中目標對象的影響。就目前國內外研究狀況來看，事件研究方法也大都被應用到研究與股票價格相關的特定事件對股價及其收益率的影響［5—10］。一般而言，事件研究包括定義事件以及事件研究窗口、選擇研究樣本對象、選擇度量正常變化值的模型、估計異常變化量、檢驗異常變化量的顯著性、結果與解釋等幾個步驟。 1.1定義所要研究 的具體事件及其相應的事件窗口根據研究目的選擇特定的事件或者信息，然后就研究目標對象對事件或者信息的反應程度，確定對其進行檢驗的時間區間，這個時間區間稱為事件窗。事件分析的時間軸可表示如圖1。用t=0表示事件發生日期，t=T0到t=T1表示估計窗口，t=T1到T2表示事件窗。設L1=T1－T0，L2=T－T1分別表示估計窗和事件窗的長度。位于事件窗的異常變化用于衡量因事件發生而對研究對象的影響程度，估計窗口用于衡量事件未發生時的正常變化。如果還考慮事件對目標對象以后的更長影響則還可以設定從t=T2+1到t=T3為事件后窗口。 1.2正常預期值和異常變化量的度量 為了評價特定事件對所研究目標對象的影響，需要對異常變化量進行度量。假設事件沒有發生或沒有這個事件時，此時研究目標對象的值稱為正常值，一般用事件沒有發生時的預期值E［Vt|It］來表示。但現在由于事件發生了，其值成為事后或實際值Vt，異常值AVt則可表示如下:AVt=Vt－E［Vt|It］，t∈［T1+1，T2］(1)顯然如何設計和選擇計算正常預期值的模型是整個事件研究法的基礎性步驟。在計算正常預期值時，可根據研究事件和對象數據變化的不同選擇合適的預期模型。 1.3檢驗異常變化量的顯著性得出研究結論 得到異常變化量AVt序列后，就可以設立合適的統計檢驗量或者計量統計方法等對其顯著性進行檢驗，根據檢驗結果可以得到實證研究結論。 2實證研究 根據事件研究方法的基本理論原理，以“2005年7月21日央行宣布人民幣匯率制度進行改革”這一公告事件為特定事件，選擇對外貿易出口為研究目標對象，通過設定事件各窗口的時間區域選擇相應數據建立度量正常預期值的計量模型，然后計算異常變化值，最后檢驗得出人民幣匯率制度改革后匯率持續升值變動對外貿出口影響效應的相關實證結論。 2.1數據選取與分析處理 中國人民銀行于2005年7月21日宣布新的人民幣匯率制度改革隨即人民幣升值約2%，考慮傳導時滯，選取1999年1月到2005年7月為“匯改事件”的事件估計窗口，區間共計79個我國出口貿易額的月度數據，用于度量預期沒有發生“匯改事件”時我國貿易出口額的實際演變狀況;因為統計計量模型的預期值會隨著區間增大而精度逐漸降低，故選取2005年8月至2008年7月為此“匯改事件”的事件窗口，區間共計36個出口貿易額的月度數據，用之與度量預期的出口額進行比較，以考察其它因素不變的情況下，匯改后人民幣浮動對我國出口貿易的影響效益。就國內、外經濟環境來看，此研究期間也沒有再度發生影響我國進出口貿易狀況的“大事件”，因此在研究結果的檢驗部分統統將之納入隨機擾動范疇。圖2為1999年1月至2008年7月我國外貿出口額的月度數據演變趨勢圖，由圖可知，外貿出口額的月度數據有著顯著的季節趨勢和長期增長趨勢，季節趨勢中每年春節期間是我國出口貿易額的低谷，其余基本保持循環增長態勢。根據出口數據的實際特征，首先對原始出口額月度數據序列EXt進行對數化處理，消除其可能的異方差;再對其進行k=12的季節差分，得到對數同比增長率序列Rt定義如下:代替出口額原始數據，下面全部采用出口貿易額的月度對數同比增長率Rt來進行實證研究。加以區別，將估計窗口區間的對數同比增長率Rt標記為ERt，時間窗口區間的對數同比增長率Rt標記為RRt。因為要用估計窗口區間的數據進行預期度量模型的構建，出于實證數據平穩性的考慮，用ADF單位根檢驗法來考察估計窗口對數同比增長率ERt及其一階差分的平穩性如圖3所示。從表1可以看出，原序列ERt的ADF檢驗值都大于各顯著性水平下的臨界值，顯示序列不平穩。而其一階差分序列ΔERt的ADF檢驗值在1%顯著水平下顯著，拒絕存在單位根的原假設，為平穩序列。ERt為一階單整I(1)序列，下面就通過平穩序列ΔERt進行事件估計窗口中度量模型的構建，然后對事件窗口中“沒有事件影響”情況下的出口額對數同比增長率E［RRt|It］進行預期度量。#p#分頁標題#e# 2.2預期度量模型的構建與結果檢驗 ARMA類模型是一種精確度較高的時序短期預測方法，其原理簡單，應用方便、易于估計。因此實證將根據事件估計窗口時序數據的具體特征建立ARMA類模型作為預期度量模型，用于對沒有“匯改事件”影響下出口貿易額的對數同比增長率進行預期度量。 2.2.1模型介紹 ARMA模型有三種基本類型:自回歸(AR:Au-to-regressive)模型、移動平均(MA:MovingAverage)模型以及自回歸移動平均(ARMA:Auto-regressiveMovingAverage)模型。(i)自回歸(AR:Auto-regressive)模型。時間序列Yt是它的前期值和隨機項的線性函數，一個p階自回歸模型AR(p)的表達式為:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt(3)實參數φ1，φ2…，φp稱為自回歸系數，是模型的待估參數。隨機項εt是相互獨立的白噪聲序列，為E(εt)=0，Var(εt)=σ2的正態分布。隨機項εt與滯后變量Yt－1，Yt－2，…Yt－p不相關。記Bk為k步滯后算子，即BkYt=Yt－k，則式(3)模型可表示為:Yt=φ1BYt+φ2B2Yt+…+φpBpYt+εt(4)令φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp，式(3)模型可簡化為:φ(B)Yt=εt(5)AR(p)平穩性條件為特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在單位圓外，根倒數全在單位圓內。(ii)移動平均(MA:MovingAverage)模型。時間序列Yt是它的當期和前期隨機誤差項的線性函數，一個q階移動平均模型MA(q)表達式為:Yt=μ+εt+θ1εt－1+θ2εt－2+…+θqεt－q(6)實參數θ1，θ2，…，θq為移動平均系數，是模型的待估參數。引入滯后算子，并令θ(B)=1－θ1B－θ2B2－…－θqBq，則上述模型可簡化為:Yt=θ(B)εt(7)(iii)自回歸移動平均模型ARMA(p，q)。時間序列Yt是它的當期和前期隨機誤差項以及前期值的線性函數，即自回歸移動平均過程ARMA(p，q)是由移動平均MA模型和自回歸模型AR組合而成的，ARMA(p，q)表達式為:Yt=c+φ1Yt－1+φ2Yt－2+…+φpYt－p+εt+θ1εt－1+…+θqεt－q(8)實參數φ1，φ2…，φp為自回歸系數，θ1，θ2…θq為移動平均系數，都是模型的待估參數。引入滯后算子上述模型簡化為:φ(B)Yt=θ(B)εt(9)ARMA(p，q)過程的平穩性完全取決于回歸參數(φ1，φ2，…，φp)，而與移動平均參數無關。即ARMA(p，q)過程的平穩性條件為特征方程φ(B)=1－φ1B－φ2B2－…－φpBp=0的根均在單位圓外，根倒數全在單位圓內。上述AR(p)序列的偏自相關函數(PACF)是p階截尾的，自相關函數(ACF)呈指數或者正弦波衰減;而MA(q)序列剛好相反，ACF是q階截尾的，PACF呈指數或者正弦波衰減;ARMA(p，q)的PACF和ACF均是拖尾的。因此PACF和ACF是識別ARMA類模型及其定階的主要工具。 2.2.2模型識別、參數估計及檢驗 由圖4中ΔERt序列的AC—PAC分析圖可以看出，ΔERt序列的樣本自相關系數(AC)和偏自相關系數(PAC)都表現為拖尾性，因此選用ARMA類模型擬合ΔERt序列;又AC在lag=1、7、11、12都明顯不為0，PAC在lag=1，2，3，6，9，11時都明顯不為0，因此需要利用Eviews5.0統計計量軟件對所有可能滯后期的ARMA(p，q)模型進行多次試驗擬合，最后以AIC、CS最小準則和模型參數通過顯著性t檢驗為選擇依據，篩選得到最優模型的參數估計及相關檢驗參考值如表2。由表2各估計系數都通過了顯著性檢驗，同時擬合模型的判定系數R2=0.712907較大，AIC=－3.156843、CS=－2.937862，得到最小，DW=2.231502，特征方程根的倒數都在單位圓內，擬合最后，應該對擬合模型的適合性進行進一步檢驗，即對模型的殘差序列εt進行白噪聲檢驗，若殘差序列不是白噪聲序列，則意味著殘差中還存在有用信息沒有被提取，需要進一步改進模型。常用的檢驗方法為Ljung-Box-Q統計量的χ2檢驗［12］。圖5中最后兩列用于χ2檢驗，包括Q統計量和檢驗的相伴概率。該殘差序列樣本量n為55不是很大，最大滯后期m可以?。踤/4］即14，從圖中k=14一行找到檢驗統計量Q的值為6.4377，從Prob列讀出相應的拒絕原假設所犯第一類錯誤的概率為0.598，所以不能拒絕殘差序列εt是白噪聲序列的零假設，檢驗通過。 2.2.3異常增長率檢驗與實證結果 經過對度量模型類別的識別、定階、參數估計和模型檢驗，獲得較大滿意的序列模型后，就可以對2005年8月至2008年7月事件窗區間中假定不受“匯改事件”影響的正常預期增長率序列E［RRt|It］進行預測度量，進而可以和實際增長率序列RRt進行比較，最后得到因為“匯改事件”的發生而影響的異常增長率序列ART．根據式(1)，定義異常增長率序列ARt=E［RRt|It］－RRt。通過Eviews5.0計量軟件可以預測得到2005年8月至2008年7月事件窗區間內的正常預期增長率序列E［RRt|It］，圖6為正常預期增長率序列E［RRt|It］和實際增長率序列走勢變化圖。由圖6可以直觀地看出，沒有“匯改事件”也就是說不考慮此事件影響下的我國對外貿易出口增長率序列的正常預期值大多位于實際出口增長率的上方且垂直間距逐漸增大。前面已經說過二者之間有差距，還并不能說明“匯改事件”對我國出口貿易有影響效應，因為二者間可能存在現實環境下各種各樣的隨機擾動影響及實證研究操作誤差。還須進一步對ARt序列是否為隨機擾動的白噪聲進行檢驗，如果為白噪聲序列則說明在研究期間內“匯改事件”對我國出口貿易沒有影響，反之若檢驗不通過，則說明2005年的匯率制度改革對我國對外貿易中的出口貿易產生影響。圖7是對異常增長率ARt序列進行白噪聲的χ2檢驗結果圖，由圖可以看出，所有檢驗的相伴概率與0無異，檢驗不通過，即可以認為異常增長率ARt序列不是隨機擾動的白噪聲序列。由此說明此次“匯制改革”確實對我國外貿的出口貿易產生影響。根據圖6，出口增長率序列的正常預期值大多位于實際出口增長率的上方，且隨著時間的推移差距有增大的趨勢，說明這個影響為負向影響即有抑制出口貿易的效應，且隨著時間推移影響有逐漸增大的趨勢。但從圖中也可以看出二者間的垂直差距不是太過大，通過計算ARt的均值僅為0.022370，同時說明了這種抑制負效應在短期內還不是很強烈。#p#分頁標題#e# 3結論分析與政策建議 本論文基于事件研究方法，將“2005年7月21日人民幣匯率制度改革”作為特定的經濟事件，通過構建恰當的預期統計計量模型，進而檢驗外貿出口異常增長率的顯著性，就“匯改事件”對我國外貿出口的影響效應進行研究分析。研究結果表明，匯制改革后人民幣對美元的升值變動，對我國出口貿易的增長有抑制約束效應，且隨著升值幅度的加大和時間的推移，有逐漸增大的抑制約束趨向，不過這種抑制負效應不是很強烈。人民幣對主要貨幣美元的升值變動對我國出口貿易的增長有抑制約束效應，根據相關經濟學理論不難理解。人民幣升值必將提高我國出口商品的外幣價格，直接削弱出口產品的價格競爭優勢，影響相對比較優勢的發揮，加大開拓國際市場的難度，從而從整體上降低我國出口產品的出口競爭力，尤其是對技術含量低、附加值低、勞動密集型的行業企業造成較大的沖擊。同時，由于對人民幣升值速度和幅度缺乏判斷依據，加大了出口產品定價難度，為出口企業帶來匯率風險，因而也會影響出口企業的出口積極性。隨著人民幣匯率持續升值和升值區間的加大，我國出口產品的價格相對外幣會進一步抬高，價格優勢進一步地削弱，波動區間加大伴隨的外匯風險也進一步地增強，無疑這種抑制約束效應也將不斷增大。 至于短期內影響不是很強烈，一方面因為我國的經濟增長方式一直是外貿主導型，內需不旺，我國過剩的產品對國際市場形成很強的依賴性，即使人民幣升值，企業也難以通過提價將升值效應轉移給國外進口商，只能犧牲利潤換取市場份額;另一方面，與我國出口貿易方式的特殊性有關，在我國的出口貿易中，加工貿易占一半以上的比重，人民幣升值又使得進口中間產品和原材料的成本降低，因此出口額不一定會減少。 鑒于以上研究結論與分析，為了應對新匯制下人民幣升值波動給我國外貿出口帶來的不利影響，我國應該加快外貿增長方式和經濟增長方式的轉變且繼續深化改革與我國經濟發展相適應、相協調的匯率機制。最主要的，我國的企業尤其是出口導向型企業要加快轉變生產方式和經營機制。一方面可從目前的產品入手，通過技術革新，減少能耗、降級成本，以保持既有的競爭優勢。另一方面要把更多精力放在研發高科技和高附加值產品上，通過加強技術創新，提高產品的技術含量和質量，創造品牌效應，調整結構，優化配置，從而得到改變出口結構，提高出口效益。做到把依賴增加數量和依靠價格競爭的出口模式轉移到主要依靠提高產品質量、技術含量和經濟效益的模式上來。同時，也可以利用人民幣升值對進口有利的機會，引進先進技術和高新技術，增強自主創新能力和開拓出口品牌，以提升出口競爭力、提高國際競爭力和抵抗風險的能力，在以后的中美戰略與經濟對話及其它國際貿易活動與金融實務中贏得更多的合理性與更大的主動權。
