人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響實(shí)證分析目錄一、緒論 1（一）研究目的與研究意義 11、研究目的 12、研究意義 1（二）文獻(xiàn)綜述 21、國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述 22、國(guó)外文獻(xiàn)綜述 33、本人對(duì)該選題的評(píng)論分析 4二、匯率相關(guān)名詞解釋 4（一）名義匯率與實(shí)際匯率 4（二）固定匯率與浮動(dòng)匯率 4（三）實(shí)際有效匯率 5三、中美貿(mào)易摩擦歷程介紹 5四、人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響實(shí)證分析 6（一）模型介紹 61、變量單位根檢驗(yàn) 62、確定滯后階數(shù) 63、Johansen協(xié)整檢驗(yàn) 74、脈沖響應(yīng)函數(shù) 7（二）實(shí)證檢驗(yàn) 71、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源 72、變量單位根檢驗(yàn) 83、Johanshen協(xié)整檢驗(yàn) 94、構(gòu)建VAR模型 10（三）實(shí)證分析小結(jié) 23五、總結(jié)與政策建議 24（一）總結(jié) 24（二）政策建議 15參考文獻(xiàn) 27 一、緒論（一）研究目的與研究意義1、研究目的自2003年到2005年，中美貿(mào)易摩擦就持續(xù)不斷，使得雙方關(guān)系不斷惡化的場(chǎng)面愈演愈烈。2008年后中國(guó)逐步成為世界第一大出口國(guó)家，但作為世界第一大發(fā)達(dá)國(guó)家的美國(guó)是不斷挑釁，美國(guó)前總統(tǒng)特朗普一意孤行，于2018年9月24日宣布，對(duì)價(jià)值2000億美元的中國(guó)輸美商品加征10%關(guān)稅，中國(guó)被迫回應(yīng)，對(duì)原產(chǎn)于美國(guó)的600億美元的商品加增10%或5%的關(guān)稅。在此期間，人民幣兌美元匯率于9月25日的1：6.8584跌至10月31日的1：6.9740，僅一個(gè)多月就跌了1.7%。之后美國(guó)又發(fā)布消息稱，將于2019年1月1日起將關(guān)稅稅率加征到25%。中國(guó)貿(mào)易自由化之路增添許多絆腳石，但是這也促進(jìn)了我國(guó)更加著重關(guān)注匯率政策的決心。中國(guó)為使貿(mào)易自由化曾經(jīng)歷多種嘗試，在其中就有對(duì)匯率制度變革的嘗試，中國(guó)貿(mào)易發(fā)展中曾多次調(diào)節(jié)匯率政策，如：2005年7月，我國(guó)的匯率政策由單一的盯住美元的固定匯率政策調(diào)節(jié)為有管理的浮動(dòng)匯率政策。從2005年開(kāi)始，人民幣實(shí)際有效匯率提高了從84元上漲到130元的水平，增長(zhǎng)了將近55%；人民幣兌美元匯率也提高了26%左右，同期貿(mào)易進(jìn)出口總量也有幾倍的增長(zhǎng)。但是IMF組織仍稱人民幣的幣值依舊被低估，這使得西方國(guó)家不斷為人民幣的升值施壓。這使得不論是在岸人民幣兌美元匯率還是人民幣實(shí)際有效匯率都發(fā)生了劇烈的波動(dòng)，這種波動(dòng)也一直作用到中國(guó)對(duì)外貿(mào)易量上，使得貿(mào)易進(jìn)出口發(fā)生不同程度的變化。不同匯率的不同方向地變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響存在多方面作用，如：人民幣實(shí)際有效匯率與在岸人民幣兌美元匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響的程度：二者在短期和長(zhǎng)期內(nèi)人民幣匯率對(duì)出口貿(mào)易的影響程度都要大于進(jìn)口貿(mào)易；而二者對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響的方向：短期內(nèi)人民幣升值對(duì)進(jìn)口貿(mào)易具有正向促進(jìn)作用，長(zhǎng)期內(nèi)具有抑制作用；對(duì)出口在短期和長(zhǎng)期內(nèi)都表現(xiàn)為抑制作用。并且進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)二者變化反映時(shí)間快慢：出口貿(mào)易對(duì)匯率變化反應(yīng)更敏感。在實(shí)際中，匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易變化是多方面的，有積極的也有消極的。本文依托于匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的實(shí)證分析結(jié)論，給出相應(yīng)的政策建議。2、研究意義眾所周知，人民幣匯率的波動(dòng)一直是國(guó)際金融學(xué)所研究的重點(diǎn)，在2005年7月的匯率改革之后，人民幣的不斷升值吸引力諸多學(xué)者的研究，但是雖然有一個(gè)諸多假設(shè)之下的理論為支撐，但是現(xiàn)實(shí)之中并未有一致的結(jié)論。而在中美貿(mào)易摩擦期間，不論人民幣實(shí)際有效匯率還是在岸人民幣兌美元匯率均發(fā)生劇烈波動(dòng)，在這種情況下匯率與進(jìn)出口之間的關(guān)系是否還如以往。文章基于該理論與問(wèn)題對(duì)在岸人民幣對(duì)美元匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行實(shí)證研究，并將中美貿(mào)易摩擦情況下（2018年3月開(kāi)始）與中美非貿(mào)易摩擦情況下（2015年到2018年2月）做對(duì)比，探究匯率的變動(dòng)對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易在不同情況下的影響，從而進(jìn)一步充實(shí)人民幣匯率對(duì)貿(mào)易進(jìn)出口總量的現(xiàn)有研究。本文的理論意義是數(shù)據(jù)實(shí)證搜集，運(yùn)用VAR模型對(duì)已搜集數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，從而對(duì)于已有理論的再次證明。本文的現(xiàn)實(shí)意義:通常情況下，由于人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口存在多方面作用，貶值會(huì)增加我國(guó)出口的增長(zhǎng)，增加企業(yè)出口的成本，從而降低我國(guó)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，以及金融市場(chǎng)的穩(wěn)定性；貶值會(huì)抑制進(jìn)口的數(shù)量，增加進(jìn)口型企業(yè)成本，從而降低進(jìn)口企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力；增值反之。為了了解在中美貿(mào)易下人民幣匯率對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易的影響情況以及作用程度，本文搜集數(shù)據(jù)進(jìn)行建模分析，并對(duì)該現(xiàn)狀、原因進(jìn)行淺析，得出相應(yīng)的結(jié)論，并給出對(duì)應(yīng)的貨幣政策。（二）文獻(xiàn)綜述1、國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述張艷艷（2015）[1]選取1985年-2012年的中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，利用計(jì)量模型分析得出：人民幣升值與人民幣有效匯率變動(dòng)導(dǎo)致進(jìn)出口結(jié)構(gòu)變動(dòng)；人民幣升值削弱了勞動(dòng)密集型企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。喬立敏（2015）[2]則表示人民幣實(shí)際有效匯率的升值將和對(duì)貿(mào)易順差情況起到緩解作用，長(zhǎng)期人民幣是基于有效匯率的上升對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易量起到抑制作用。李紹、王珺勤（2017）[3]提出人民幣貶值會(huì)加大貿(mào)易順差，縮減貿(mào)易逆差。郭凱棋（2019）[4]表示，匯率變動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)增加了進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)的不確定性，給企業(yè)資金流上帶來(lái)正面或負(fù)面的影響，表現(xiàn)為會(huì)計(jì)賬面上不同程度的盈虧；人民幣升值或給進(jìn)出口貿(mào)易帶來(lái)一定的正面影響，表現(xiàn)為不斷促進(jìn)勞動(dòng)密集型企業(yè)向技術(shù)密集型革新，同時(shí)通過(guò)進(jìn)口機(jī)械設(shè)備，減低企業(yè)開(kāi)支，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升，所以人民幣升值或有利于產(chǎn)業(yè)鏈條的眼神，改善貿(mào)易條件；人民幣升值或給貿(mào)易進(jìn)出口企業(yè)帶來(lái)一定的負(fù)面影響，對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)，升值抑制商品出口，打擊農(nóng)民的積極性；也不利于大型機(jī)械設(shè)備的輸出；所以企業(yè)必須不斷的進(jìn)行革新，提高競(jìng)爭(zhēng)力從而抵御人民幣匯率變動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)。林永生（2017）[5]認(rèn)為匯率、我國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，在目前的有管理的浮動(dòng)匯率制度之下，我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易情況不會(huì)受到匯率變動(dòng)的影響，所以匯率的波動(dòng)不會(huì)影響就進(jìn)出口貿(mào)易狀況。張明琦（2017）[6]提出，利用J曲線效應(yīng)（一國(guó)貨幣相對(duì)他國(guó)貨幣貶值或升值時(shí)，該國(guó)貿(mào)易收支及經(jīng)常賬戶收支狀況一般并不能立即作出改善或惡化的反應(yīng)，一般有一定時(shí)間的滯后）分析，匯率傳導(dǎo)有時(shí)滯；由馬歇爾勒納條件分析：當(dāng)一國(guó)貨幣幣值發(fā)生貶值時(shí)，對(duì)該國(guó)國(guó)際收支的影響有一定的前提條件。只有當(dāng)出口商品的匯率彈性與進(jìn)口商品的匯率彈性之和大于1時(shí)，本幣貶值才有利于改善該國(guó)的國(guó)際收支；最后得出，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響短期進(jìn)口額影響程度大于出口額，對(duì)匯率的反應(yīng)時(shí)間短期出口貿(mào)易較短，且短期匯率升值抑制出口。張尚生（2018）[7]分析得出，人民幣匯率變動(dòng)會(huì)重塑進(jìn)出口貿(mào)易的平衡，不良的便能東會(huì)破壞經(jīng)濟(jì)的平衡，嚴(yán)重的會(huì)引發(fā)經(jīng)濟(jì)危機(jī)，所以貨幣政策應(yīng)作出相應(yīng)適當(dāng)?shù)恼{(diào)整來(lái)合理管控匯率變動(dòng)。劉洋、陳守東、吳萍（2018）[8]通過(guò)TVP-VECM時(shí)變協(xié)整模型研究中美雙邊貿(mào)易匯率彈性與收入彈性變化得出，進(jìn)口需求匯率彈性穩(wěn)中有升,出口需求匯率彈性明顯下降.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的總體影響已明顯減弱?？沦唬?019）[9]認(rèn)為，首先，人民幣匯率變動(dòng)影響產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，假若產(chǎn)品需求彈性較高，價(jià)格變化比較明顯，對(duì)于民眾對(duì)于進(jìn)口產(chǎn)品的需求就會(huì)產(chǎn)生影響；其次，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)于主體結(jié)構(gòu)也會(huì)產(chǎn)生影響，匯率變動(dòng)導(dǎo)致人民幣價(jià)值有波動(dòng)，又民營(yíng)企業(yè)是進(jìn)出口的主角，在人民幣頻繁改變的情況下，民營(yíng)企業(yè)不得不逐漸淡出貿(mào)易活動(dòng)，但其他企業(yè)范疇不會(huì)改變，導(dǎo)致進(jìn)出口貿(mào)易主體結(jié)構(gòu)發(fā)生變化；最后，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)也有影響，一種貨幣價(jià)值的上升所對(duì)應(yīng)另一種貨幣價(jià)值遭受貶值，導(dǎo)致另一種貨幣購(gòu)買(mǎi)力的下降，導(dǎo)致貿(mào)易受影響?？傊?，柯倩表示，人民幣匯率變動(dòng)會(huì)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易帶來(lái)直接的影響，所以貨幣當(dāng)局需審時(shí)度勢(shì)，適當(dāng)?shù)闹贫ㄏ鄳?yīng)的措施。楊蒙蒙（2020）[10]采用定性與定量分析，理論與實(shí)證相結(jié)合，以中國(guó)-越南為例，深入分析表示“人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口影響不顯著”。李琪（2020）[11]對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率REER進(jìn)行回歸分析得出，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易額有一定的影響，但不是絕對(duì)的，必須對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率機(jī)制進(jìn)行完善。賈娟琪（2020）[12]指出，人民幣匯率波動(dòng)的隨機(jī)性導(dǎo)致中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家間的進(jìn)口額和出口額減少，對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的抑制程度強(qiáng)于出口貿(mào)易。高媛媛（2020）[13]表示實(shí)際美元兌人民幣匯率上升對(duì)貿(mào)易余量存在促進(jìn)作用，對(duì)少數(shù)類(lèi)型商品存在抑制作用。2、國(guó)外研究現(xiàn)狀

Vlaene&

DeVries（1992）[14]則表示，匯率的波動(dòng)會(huì)促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易；McKenzie（1999）[15]認(rèn)為匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響需要結(jié)合具體情況，具體環(huán)境來(lái)具體分析；Bahmani&

Mitra（2008）[16]對(duì)外貿(mào)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行了分析，表明不同地理位置對(duì)貿(mào)易的影響不同；而Coric&Pugh（2010）[17]通過(guò)匯率波動(dòng)與貿(mào)易相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響分為三方面，促進(jìn)、無(wú)明顯影響或抑制三種觀點(diǎn)。Caglaya&Di（2010）[18]和Bourdon&

Lopez-gonzalez（2015）[19]則表示匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易并無(wú)顯著的影響；M.Cimoli（2014）[20]研究表明，實(shí)際匯率的上升將對(duì)出口型企業(yè)起到推動(dòng)作用，有助于出口企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步與長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，對(duì)于進(jìn)出口企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量與科技水平也起到促進(jìn)作用。但是這種促進(jìn)作用只在科技水平能自我進(jìn)化時(shí)才能實(shí)現(xiàn)。除此之外，Ahmedetal.（2017）[21]、Sato&Zhang（2017）[22]表明通過(guò)全球價(jià)值鏈分工會(huì)進(jìn)一步削弱匯率的波動(dòng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易抑制作用。3、本人對(duì)該選題的評(píng)價(jià)分析人民幣匯率的波動(dòng)在影響程度上對(duì)我國(guó)出口總量影響更大，但是對(duì)于進(jìn)口總量的影響幅度雖稍小，但時(shí)間上更為持久，因此在中美貿(mào)易摩擦導(dǎo)致我國(guó)人民幣匯率波動(dòng)程度增加的背景下，對(duì)我國(guó)出口的影響較大，同時(shí)說(shuō)明維持進(jìn)口與出口之間的動(dòng)態(tài)平衡的難度變大。目前，國(guó)內(nèi)大部分論文主要是對(duì)于疫情前，人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口的影響，以及各大細(xì)分領(lǐng)域，以及進(jìn)出口貿(mào)易或匯率對(duì)于各大細(xì)分領(lǐng)域的促進(jìn)或抑制作用，但是并沒(méi)有單純分析在中美貿(mào)易摩擦前后，人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響的對(duì)比，以及宏觀分析，這篇論文是從宏觀角度分析貨幣政策應(yīng)如何執(zhí)行再到各大細(xì)分領(lǐng)域下所應(yīng)采取的措施的綜合性分析論文。二、匯率相關(guān)名詞解釋?zhuān)ㄒ唬┟x匯率與實(shí)際匯率匯率根據(jù)是否剔除了價(jià)格因素可分為名義匯率與實(shí)際匯率。名義匯率是官方工筆的匯率，是市場(chǎng)上通行的，沒(méi)有剔除通貨膨脹影響的匯率，一般實(shí)際交換過(guò)程中或外管局官網(wǎng)的報(bào)價(jià)都是名義匯率。而實(shí)際匯率在名義匯率的基礎(chǔ)上剔除了物價(jià)變動(dòng)因素，他能夠放映一國(guó)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。（二）固定匯率與浮動(dòng)匯率固定匯率制度是兩國(guó)貨幣的比幾家穩(wěn)定，并且兩國(guó)貨幣比價(jià)的波動(dòng)控制在一定的范圍內(nèi)。固定匯率制度普遍只用在金本位時(shí)期與布雷頓森林體系時(shí)期，隨著美元的貶值，大部分國(guó)家拒絕使用固定匯率制度，布雷頓森林體系也隨之解體。固定匯率制度主要給國(guó)際貿(mào)易與投資提供了穩(wěn)定的環(huán)境，降低了匯率變動(dòng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，也便于核算陳本評(píng)估投資利潤(rùn)。在外匯動(dòng)蕩期，固定匯率制度的實(shí)行也會(huì)引來(lái)國(guó)際游資的瘋狂襲擊，從而引起國(guó)際匯率制度的惡化。并且在固定匯率下，匯率不能發(fā)揮調(diào)節(jié)國(guó)際收支的作用，削弱了對(duì)于內(nèi)部貨幣政策的自主性，造成資源的浪費(fèi)。浮動(dòng)匯率制度，是本國(guó)貨幣對(duì)外國(guó)貨幣的比價(jià)不能固定，也不會(huì)規(guī)定和匯率波動(dòng)的界限，匯率的變動(dòng)跟從外匯市場(chǎng)的變動(dòng)與發(fā)展。實(shí)行浮動(dòng)匯率制度可以防止國(guó)際游資對(duì)于本國(guó)貨幣的沖擊，紡織外匯儲(chǔ)備流失，讓匯率發(fā)揮調(diào)節(jié)國(guó)際收支的作用。并且使一個(gè)國(guó)家的貨幣政策自主權(quán)增加，只要國(guó)際收支失衡不嚴(yán)重，就不用調(diào)節(jié)財(cái)政政策，不會(huì)犧牲內(nèi)部的平衡來(lái)?yè)Q得外部平衡，減少了資源的浪費(fèi)。但是隨著匯率的頻繁波動(dòng)，會(huì)使得國(guó)際貿(mào)易信貸投資難以核算成本，會(huì)加大匯率變動(dòng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，助長(zhǎng)了外匯投機(jī)活動(dòng)那個(gè)，這一定會(huì)加劇金融市場(chǎng)與國(guó)際金融市場(chǎng)的混亂與動(dòng)蕩。（三）實(shí)際有效匯率實(shí)際有效匯率（RealEffectiveExchangeRate，REER）是除去通貨膨脹給各國(guó)購(gòu)買(mǎi)力水平帶來(lái)的影響，是以兩國(guó)商品與勞務(wù)的相對(duì)價(jià)格，若實(shí)際有效匯率上升，外國(guó)的商品與勞務(wù)價(jià)格上漲，本幣在外國(guó)的購(gòu)買(mǎi)力下降，本幣貶值；反之亦然。三、中美貿(mào)易摩擦歷程介紹中美關(guān)系自1979年建交起，中美經(jīng)貿(mào)關(guān)系就跌宕起伏，從1989年美國(guó)對(duì)中國(guó)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)制裁，1995年中國(guó)美國(guó)進(jìn)行知識(shí)產(chǎn)權(quán)的爭(zhēng)論。自2018年起，美國(guó)多次挑起中美雙方貿(mào)易爭(zhēng)端，多次中美貿(mào)易磋商未果，更有甚者，美國(guó)多次單方面毀約，挑起并激化爭(zhēng)端激化中美關(guān)系，中國(guó)始終保持強(qiáng)硬態(tài)度，反對(duì)美方所有不合理要求。長(zhǎng)期來(lái)看，中美貿(mào)易爭(zhēng)端對(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以及農(nóng)業(yè)，科技，汽車(chē)，金融等行業(yè)帶來(lái)劇烈沖擊，美國(guó)加征關(guān)稅對(duì)于本國(guó)消費(fèi)者也產(chǎn)生了一定的影響，對(duì)中美經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)不好的結(jié)果，重要時(shí)間點(diǎn)如表1所示，表1中美貿(mào)易摩擦?xí)r間線時(shí)間國(guó)家美國(guó)中國(guó)2018年3月22-23日Trump宣布對(duì)華600億美元商品增收關(guān)稅對(duì)來(lái)自美國(guó)進(jìn)口的30億美元商品增收關(guān)稅2018年4月1-3日美方正式提出對(duì)500億美元商品征收關(guān)稅中方宣布對(duì)美國(guó)進(jìn)口的28項(xiàng)商品增收15%或25%關(guān)稅2018年4月4日公布加贈(zèng)關(guān)稅清單，稅率25%，涉及1333項(xiàng)500億美元商品提出對(duì)美國(guó)進(jìn)口500億美元商品征收關(guān)稅2018年4月5日美方宣布考慮對(duì)中國(guó)額外1000億美元商品征收關(guān)稅中國(guó)世貿(mào)組織爭(zhēng)端解決機(jī)制項(xiàng)下向美方提出磋商要求2018年8月1-3日Trump命令美國(guó)貿(mào)易代表辦公室將對(duì)2000億美元中國(guó)進(jìn)口商品加征25%關(guān)稅國(guó)務(wù)院關(guān)稅稅則委員會(huì)決定對(duì)原產(chǎn)于美國(guó)約160億美元進(jìn)口商品加征關(guān)稅2018年9月18日中國(guó)決定對(duì)5207個(gè)項(xiàng)目，600億美元美國(guó)商品征收10%或25%的關(guān)稅2019年5月10日美國(guó)對(duì)2000億美元中國(guó)輸美商品加征的關(guān)稅正式從10%上調(diào)至25%2019年8月23-28日USTR宣布對(duì)價(jià)值3000億美元中國(guó)商品加征15%關(guān)稅，并分兩批實(shí)施，實(shí)施日期分別為9月1日和12月15日；同時(shí)對(duì)2500億美元關(guān)稅稅率從25%提高到30%征求公眾意見(jiàn)，并于2019年10月1日生效（特朗普在社交平臺(tái)表示將10月1日生效延遲至10月15日）中國(guó)宣布對(duì)價(jià)值750億美元美國(guó)商品加征5%、10%的關(guān)稅。同時(shí)，恢復(fù)對(duì)原產(chǎn)于美國(guó)的汽車(chē)及零部件加征關(guān)稅2019年10月10-11日中美經(jīng)貿(mào)團(tuán)隊(duì)進(jìn)行第十三輪經(jīng)貿(mào)磋商，美國(guó)終止2500億關(guān)稅上調(diào)，中美談判取得實(shí)質(zhì)性進(jìn)展四、人民幣匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響實(shí)證分析（一）模型介紹VAR模型主要用于檢測(cè)時(shí)間序列之間的聯(lián)系，分析對(duì)某一個(gè)變量進(jìn)行單位量沖擊，從而產(chǎn)生的波動(dòng)對(duì)系統(tǒng)的影響。VAR模型是由Sim首先提出，用以描述各個(gè)變量之間的關(guān)系，只從數(shù)據(jù)角度出發(fā)描述變量對(duì)于系統(tǒng)的沖擊所帶來(lái)的影響，再通過(guò)理論與模型相結(jié)合就沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量帶來(lái)的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行解釋。VAR模型的性質(zhì)在于：a、不用基于嚴(yán)格的理論，可以只從數(shù)據(jù)出發(fā)建立時(shí)間序列模型，模型中只需要關(guān)注變量與滯后階數(shù)。b、當(dāng)期的變量不作為解釋變量，需用內(nèi)生變量的滯后階數(shù)p來(lái)解釋被解釋變量，有良好的預(yù)測(cè)效果。c、樣本容量越多越好，但是樣本容量過(guò)少或不足會(huì)導(dǎo)致誤差的加大。VAR模型可表示為Yt=i=1Xt為n維外生變量，Yt為m維內(nèi)生變量的列向量，αi1、變量單位根檢驗(yàn)在建立模型前，需要進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若序列非平穩(wěn)則在建立模型時(shí)會(huì)出現(xiàn)為偽回歸現(xiàn)象，所謂VAR模型穩(wěn)定就是一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖沖擊到VAR模型的某個(gè)方程上，隨著時(shí)間/期的發(fā)展，若沖擊消失趨于穩(wěn)定，則系統(tǒng)穩(wěn)定。ADF檢驗(yàn)：ΔYt=ΔYt=ΔYt=a0為漂移項(xiàng)，t是時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，α、β是方程的兩個(gè)參數(shù)，εt是誤差項(xiàng)。設(shè)置原假設(shè)H0：α=0，備擇假設(shè)H1：α＜02、確定滯后階數(shù)滯后階數(shù)是來(lái)進(jìn)行自由度與待估參數(shù)的確定與動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)，主要是用AIC與SIC信息準(zhǔn)則。AIC信息準(zhǔn)則計(jì)算方法：AIC=SIC信息準(zhǔn)則計(jì)算方法：SIC=ln?[(d為滯后期，SSR3、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的之前，會(huì)先構(gòu)建VAR模型以確定最優(yōu)滯后階數(shù)，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)的目的為判斷兩個(gè)或兩個(gè)以上變量之間是否具有相似的波動(dòng)規(guī)律，以及是否長(zhǎng)期穩(wěn)定，若存在，那么他們是協(xié)整關(guān)系。4、脈沖響應(yīng)函數(shù)VAR模型是非嚴(yán)格理論模型，需要對(duì)誤差項(xiàng)進(jìn)行單位量沖擊來(lái)進(jìn)行動(dòng)態(tài)觀察，即脈沖響應(yīng)分析，其公式演變過(guò)程如下：Yt=a(1-i=1PYt=1-i=1PβYt=a在(10)中，沖擊項(xiàng)雖然不存在序列相關(guān)，但是在時(shí)間上可能存在當(dāng)期相關(guān)，需要用向量的正交化來(lái)去除相關(guān)性，脈沖響應(yīng)函數(shù)通常用來(lái)全面反映時(shí)間序列相互之間的動(dòng)態(tài)反應(yīng)，該函數(shù)通常表示隨時(shí)間變化模型內(nèi)某個(gè)變量受到單位沖擊時(shí)，系統(tǒng)內(nèi)各個(gè)變量是隨著時(shí)間的推移如何反應(yīng)，脈沖響應(yīng)可以全面地表現(xiàn)變量之間復(fù)雜的動(dòng)態(tài)關(guān)系。（二）實(shí)證分析1、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源為了檢驗(yàn)在中美貿(mào)易摩擦前后，人民幣匯率的波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，本文以在岸人民幣兌美元匯率和人民幣實(shí)際有效匯率與我國(guó)進(jìn)口和出口貿(mào)易總量為研究對(duì)象。中美貿(mào)易摩擦始于2018年3月份，本文選取2010年1月-2019年12月的在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實(shí)際有效匯率以及對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總額月度平均價(jià)進(jìn)行實(shí)證分析。此外，由于中美貿(mào)易摩擦?xí)r間節(jié)點(diǎn)在2018年，所以本文將數(shù)據(jù)按時(shí)間進(jìn)行劃分，2010年1月-2017年12月在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)分別分為A、B組，2018年1月-2019年12月在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)分別分為C、D組。對(duì)于A、B組，本文將2010年1月-2017年12月在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實(shí)際有效匯率、對(duì)外進(jìn)口額和出口額分別用X11、X12和Y11、Y12表示；對(duì)于C、D組，本文將2018年1月-2019年12月在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實(shí)際有效匯率、對(duì)外進(jìn)口額和出口額分別用X21、X22和Y21、Y22表示。為消除變量間的異方差以及其他不確定性因素的影響，將變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后分別記為L(zhǎng)NX11、LNX12、LNX21、LNX22、LNY11、LNY12、LNY21、LNY22，本文所用變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于，Wind與Choice金融數(shù)據(jù)庫(kù)終端，數(shù)據(jù)處理以及模型的檢驗(yàn)均通過(guò)Eviews7.2軟件實(shí)現(xiàn)。2、變量單位根檢驗(yàn)為了分析在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實(shí)際有效匯率與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，需進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。由于協(xié)整分析主要是建立在一階單整序列基礎(chǔ)上的，它解決了非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時(shí)存在的“偽回歸”現(xiàn)象。因此，在進(jìn)行協(xié)整分析之前，需要對(duì)在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實(shí)際有效匯率、對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易額進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，判斷各個(gè)序列是否為一階單整序列，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示:表4變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量t統(tǒng)計(jì)量Prob*1%5%10%檢驗(yàn)形式（C,T,K）結(jié)論LNY11-2.98120.1431-4.0597-3.4589-3.1555（C,T,2）不平穩(wěn)LNY12-2.78420.2072-4.0710-3.4642-3.1586(C,N,11)不平穩(wěn)LNY210.71440.8621-2.6743-1.9572-1.6082(N,N,1)不平穩(wěn)LNY220.57020.8317-2.6743-1.9572-1.6082(N,N,1)不平穩(wěn)LNX11-1.72210.7338-4.0586-3.4583-3.1552(C,T,1)不平穩(wěn)LNX121.07100.9250-2.5898-1.9443-1.6145(N,N,1)不平穩(wěn)LNX21-2.27830.1871-3.7696-3.0049-2.6422(C,N,1)不平穩(wěn)LNX22-0.14930.6213-2.6694-1.9564-1.6085(N,N,0)不平穩(wěn)DLNY11-10.0631***0.0000-2.5903-1.9444-1.6144(C,N,2)平穩(wěn)DLNY12-10.9396***0.0000-4.0710-3.4642-3.1586(C,T,10)平穩(wěn)DLNY21-9.4947***0.0000-3.7696-3.0049-2.6422(C,N,0)平穩(wěn)DLNY22-7.3027***0.0000-2.6743-1.9572-1.6082(C,N,0)平穩(wěn)DLNX11-6.3015***0.0000-2.5898-1.9443-1.6145(N,N,0)平穩(wěn)DLNX12-6.6094***0.0000-2.5898-1.9443-1.6145(N,N,0)平穩(wěn)DLNX21-4.8464***0.0015-3.8868-3.0522-2.6666(C,N,5)平穩(wěn)DLNX22-4.5232***0.0001-2.6743-1.9572-1.6082(C,N,0)平穩(wěn)注：檢驗(yàn)形式中，C表示截距項(xiàng)，T表示趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)，N表示非截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)；滯后階數(shù)采用AIC，SIC，HQ信息準(zhǔn)則最小化原則選??；*，**，***分別表示10%，5%，1%顯著性水平。由表4可知，各變量原序列t統(tǒng)計(jì)量均大于在1%，5%和10%顯著性水平下的臨界值，因此可認(rèn)為序列均存在單位根，即為不平穩(wěn)序列。然而，在對(duì)原序列進(jìn)行一階差分后的單位根檢驗(yàn)中，在岸人民幣兌美元匯率（DLNX11，DLNX21）、人民幣實(shí)際有效匯率（DLNX12，DLNX22）、對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額（DLNY11，DLNY21）和出口額（DLNY12，DLNY22）在1%顯著性水平下均不存在單位根，即為平穩(wěn)序列。因此經(jīng)檢驗(yàn)，原序列均為一階單整序列I(1)，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。3、Johanshen協(xié)整檢驗(yàn)人民幣匯率與對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額之間的協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法，一種為Engle-Granger兩步法；另一種為Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。兩步法主要適用于兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)主要適用于三個(gè)及以上變量間的協(xié)整檢驗(yàn)。由于本文涉及的變量有四個(gè)，因此采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法，結(jié)果如表5，6，7，8所示。表5Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（DLNX11，DLNY11，DLNY12）最大協(xié)整向量個(gè)數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%水平臨界值P值無(wú)*0.398679.410329.79710.0000至多存在一個(gè)協(xié)整向量*0.272331.615115.49470.0001至多存在兩個(gè)協(xié)整向量0.01831.73633.84150.1876由表5所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個(gè)協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX11，DLNY11，DLNY12三者之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2010-2017月度在岸人民幣兌美元匯率與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。表6Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（DLNX12，DLNY11，DLNY12）最大協(xié)整向量個(gè)數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%水平臨界值P值無(wú)*0.467199.190729.79710.0000至多存在一個(gè)協(xié)整向量*0.321640.017015.49470.0000至多存在兩個(gè)協(xié)整向量0.03693.53833.84150.0600由表6所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個(gè)協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX12，DLNY11，DLNY12三者之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2010-2017月度人民幣實(shí)際有效匯率與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。表7Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（DLNX21，DLNY21，DLNY22）最大協(xié)整向量個(gè)數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%水平臨界值P值無(wú)*0.708544.960629.79710.0005至多存在一個(gè)協(xié)整向量*0.536717.839215.49470.0218至多存在兩個(gè)協(xié)整向量0.04060.91163.84150.3397由表7所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個(gè)協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX21，DLNY21，DLNY22三者之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2018-2019月度在岸人民幣兌美元匯率與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。表8Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（DLNX22，DLNY21，DLNY22）最大協(xié)整向量個(gè)數(shù)的原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%水平臨界值P值無(wú)*0.654043.730129.79710.0007至多存在一個(gè)協(xié)整向量*0.541520.380715.49470.0085至多存在兩個(gè)協(xié)整向量0.13633.22453.84150.0725由表8所示，結(jié)果可知，在5%顯著性水平下拒絕“至多存在一個(gè)協(xié)整向量”的原假設(shè)，DLNX22，DLNY21，DLNY22三者之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以原變量間存在標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系，因此可認(rèn)為2018-2019月度人民幣實(shí)際有效匯率與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。4、構(gòu)建VAR模型（1）模型構(gòu)建及穩(wěn)定性檢驗(yàn)VAR模型，描述的是所有時(shí)間序列中一個(gè)序列相對(duì)于其他滯后項(xiàng)的回歸，分析的是兩個(gè)及多個(gè)變量間相互影響的動(dòng)態(tài)關(guān)系。本文針對(duì)平穩(wěn)序列通過(guò)構(gòu)建VAR模型分析人民幣匯率波動(dòng)與對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。確定滯后項(xiàng)階數(shù)是構(gòu)建VAR模型的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，因?yàn)槿魷箅A數(shù)較小，則誤差項(xiàng)容易存在自相關(guān)問(wèn)題，從而影響參數(shù)估計(jì)的一致性，雖然這一問(wèn)題可以通過(guò)擴(kuò)大滯后階數(shù)進(jìn)行解決，但較大的滯后階數(shù)，自由度降低嚴(yán)重，從而影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。本文采用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SIC）以及漢南-奎因準(zhǔn)則（HQ）最小化原則來(lái)判斷該模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如表9、10、11、12所示:表9VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX11，LNY11，LNY12）LagLogLLRFPEAICSCHQ0297.781NA3.08E-07-6.479-6.396-6.4451490.436368.3735.45E-09-10.515-10.184*-10.3822505.62828.0474.76E-09-10.651-10.072-10.4173520.08025.728*4.23e-09*-10.771*-9.943-10.437*4528.32614.1364.31E-09-10.754-9.678-10.3205534.64910.4234.60E-09-10.696-9.371-10.161根據(jù)表9結(jié)果，多個(gè)信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為3，因此構(gòu)建VAR(3)模型。表10VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX12，LNY11，LNY12）LagLogLLRFPEAICSCHQ0234.807NA1.23E-06-5.095-5.012-5.0611457.711426.2131.12E-08-9.796-9.465-9.6622478.83839.0038.57E-09-10.062-9.483*-9.829*3491.08821.8077.99E-09-10.134-9.306-9.8004503.76521.733*7.40e-09*-10.215*-9.139-9.7805510.18010.5747.87E-09-10.158-8.833-9.623根據(jù)表10結(jié)果，多個(gè)信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為4，因此構(gòu)建VAR(4)模型。表11VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX21，LNY21，LNY22）LagLogLLRFPEAICSCHQ096.867NA2.63E-08-8.940-8.791-8.9071121.91640.555*5.79e-09*-10.468*-9.871*-10.339*2127.8607.9268.26E-09-10.177-9.133-9.9503135.9708.4961.07E-08-10.092-8.600-9.769根據(jù)表11結(jié)果，多個(gè)信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為1，因此構(gòu)建VAR(1)模型。表12VAR模型滯后階數(shù)選擇（LNX22，LNY21，LNY22）LagLogLLRFPEAICSCHQ0113.818NA5.24E-09-10.554-10.405*-10.5221124.35217.055*4.59e-09*-10.700*-10.103-10.571*2130.0557.6046.71E-09-10.386-9.342-10.1603134.9205.0971.18E-08-9.992-8.500-9.669根據(jù)表12結(jié)果，多個(gè)信息準(zhǔn)則確定的模型最優(yōu)的滯后階數(shù)為1，因此構(gòu)建VAR(1)模型。本文并不過(guò)于關(guān)注模型的單個(gè)系數(shù)，因?yàn)閱蝹€(gè)系數(shù)只反映局部的動(dòng)態(tài)關(guān)系，同時(shí)，經(jīng)典的理論也證明了人民幣匯率與進(jìn)出口之間的正負(fù)效應(yīng)。本文更加關(guān)注人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口和出口之間整體的關(guān)聯(lián)性效果，因此，在后續(xù)的脈沖效應(yīng)和方差分解中本文將重點(diǎn)闡述這種關(guān)聯(lián)性。在構(gòu)建了模型之后，需要對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，因?yàn)橐话惴€(wěn)定的模型才具有合理的經(jīng)濟(jì)解釋意義。當(dāng)VAR模型所有根都小于1，即所有根都在單位圓內(nèi)時(shí)，表示該模型是穩(wěn)定的；反之，則是不穩(wěn)定的。根據(jù)表9、表10、表11、表12分別構(gòu)建VAR(3)、VAR(4)、VAR(1)、VAR(1)模型,結(jié)果如圖1、圖2、圖3、圖4所示圖1VAR(3)模型AR根圖圖2VAR(4)模型AR根圖圖3VAR(1)模型AR根圖圖4VAR(1)模型AR根圖由圖1、圖2、圖3、圖4可知，本文建立的VAR模型的所有根都在單位圓內(nèi)，因此VAR模型是穩(wěn)定的。（2）脈沖響應(yīng)分析中美貿(mào)易摩擦前后在岸人民幣兌美元匯率波動(dòng)與人民幣實(shí)際有效匯率分別和對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口總量、出口總量存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但僅反映了宏觀層面的信息，并不能從微觀的角度反映變量間的動(dòng)態(tài)作用效果，比如在此期間我國(guó)進(jìn)口總量受到一個(gè)促使人民幣貶值的事件沖擊時(shí)，如何反映、其反映的激烈程度以及在多久滯后期內(nèi)我國(guó)的進(jìn)口情況會(huì)達(dá)到新的均衡狀態(tài)，這對(duì)維持我國(guó)對(duì)外貿(mào)易均衡具有重要的意義，因?yàn)檎咧贫ㄕ呖梢愿鶕?jù)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)人民幣匯率的反映情況，預(yù)期在中美貿(mào)易摩擦期間調(diào)節(jié)我國(guó)匯率對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的影響情況，防止因維持匯率的均衡而使得我國(guó)對(duì)外貿(mào)易出現(xiàn)不均衡的現(xiàn)象。脈沖響應(yīng)分析是衡量一個(gè)變量在受到另外一個(gè)變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，反映的速度快慢以及反映期的長(zhǎng)短。本文采用脈沖響應(yīng)分析中美貿(mào)易摩擦前后在岸人民幣兌美元匯率的波動(dòng)或人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口之間的這種動(dòng)態(tài)作用效果進(jìn)行刻畫(huà)。A)2010-2017在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖5(a)(b)所示：(b)圖52010-2017在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖5中可知中在美貿(mào)易摩擦之前，即2010.1-2017.12在岸人民幣兌美元匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢(shì)，且逐步減弱，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時(shí)也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖5(a)反映了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口總量在受到在岸人民幣兌美元匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖?？梢钥闯鲈诋?dāng)期給該匯率一個(gè)沖擊后，我國(guó)進(jìn)口總量在前5期會(huì)表現(xiàn)出強(qiáng)烈的負(fù)響應(yīng)，這種負(fù)效應(yīng)會(huì)在前兩期內(nèi)在極為短暫的負(fù)向趨勢(shì)減弱后快速加強(qiáng)，隨后3-5期負(fù)響應(yīng)迅速減弱；隨之6-7期負(fù)響應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)，并在8-18期內(nèi)呈現(xiàn)出負(fù)響應(yīng)逐漸減弱趨勢(shì)，在第18期呈現(xiàn)正響應(yīng)，并在18-51期內(nèi)正響應(yīng)呈現(xiàn)出先增強(qiáng)后減弱的趨勢(shì)，在第51期后此種效應(yīng)逐漸消失，說(shuō)明當(dāng)匯率下降使得人民幣出現(xiàn)升值時(shí)，由于存在時(shí)滯效應(yīng)我國(guó)的進(jìn)口總量會(huì)在段時(shí)間內(nèi)仍然維持減少的趨勢(shì)，但是這種減弱的趨勢(shì)因?yàn)闀r(shí)滯效應(yīng)會(huì)緩慢增加，并在第3期達(dá)到峰值，后逐漸減弱，在第5-6期又出現(xiàn)微弱增強(qiáng)趨勢(shì)，滯后又逐漸減弱，并在第18期進(jìn)口量呈緩慢的先上漲后上漲減弱趨勢(shì)，最終在第51期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個(gè)新的均衡狀態(tài)。圖5(b)反映了我國(guó)貿(mào)易出口總量在受到在岸人民幣兌美元匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，該匯率波動(dòng)對(duì)出口總量在第一期內(nèi)呈快速正向增加趨勢(shì)，并在第1期達(dá)到正向峰值，這種正響應(yīng)在第2-3期內(nèi)快速下降，并在4-5期內(nèi)呈現(xiàn)快速增加的負(fù)響應(yīng)，該負(fù)響應(yīng)在第5期達(dá)到負(fù)向峰值，并在5-30期內(nèi)呈現(xiàn)持續(xù)減弱的負(fù)響應(yīng)，在當(dāng)期給人民幣匯率一個(gè)正向沖擊后，我國(guó)出口總量在第1期快速達(dá)到最大正向效應(yīng)值0.02，隨后正向減弱后又負(fù)向增強(qiáng)，在第5期達(dá)到最大負(fù)向效應(yīng)0.15，在第5期后此種效應(yīng)逐漸趨于0，說(shuō)明在岸人民幣兌美元匯率的升值會(huì)在短期造成我國(guó)出口總量在小范圍內(nèi)增加，但是增加的趨勢(shì)逐漸減弱，并在第30期前后這種沖擊逐漸消失。 B)2010-2017人民幣實(shí)際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖6(a)(b)所示：(a)(b)圖62010-2017人民幣實(shí)際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖6中可知中美貿(mào)易摩擦之前，即2010.1-2017.12人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢(shì)，且逐步減弱的，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時(shí)也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖6(a)反映了我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口總量在受到人民幣實(shí)際有效匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖?？梢钥慈嗣駧艑?shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量呈現(xiàn)持續(xù)正向響應(yīng)，在當(dāng)期給該匯率一個(gè)沖擊后，我國(guó)進(jìn)口總量在第1期會(huì)表現(xiàn)出強(qiáng)烈的正效應(yīng)，隨后正效應(yīng)迅速減弱。并在第3期呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，在第5期這個(gè)負(fù)響應(yīng)達(dá)到峰值，隨后負(fù)響應(yīng)迅速減弱，在第6期又呈現(xiàn)正響應(yīng)，該響應(yīng)在6-17期內(nèi)圍繞均衡值呈上下波動(dòng)，并在之后的滯后期逐漸減弱，在第17期后此種效應(yīng)逐漸消失，說(shuō)明當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率上升使得人民幣出現(xiàn)貶值時(shí)，由于存在時(shí)滯效應(yīng)我國(guó)的進(jìn)口總量會(huì)在段時(shí)間內(nèi)仍然維持增加的趨勢(shì)，但是迅速減弱，并在第3期后逐漸降低，在第7期又出現(xiàn)微弱上漲趨勢(shì)，最終在第17期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個(gè)新的均衡狀態(tài)。圖6(b)反映了我國(guó)貿(mào)易出口總量在受到人民幣實(shí)際有效匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)出口總量呈現(xiàn)持續(xù)的正響應(yīng)，在當(dāng)期給人民幣匯率一個(gè)正向沖擊后，我國(guó)出口總量在第1期達(dá)到最大正向效應(yīng)值0.025，隨后逐漸減弱，在第3期后此種效應(yīng)達(dá)到0均衡值，并向負(fù)向發(fā)展，在第5期達(dá)到負(fù)向峰值0.03左右，并隨之在5-6期內(nèi)快速減弱再一次達(dá)到0均衡值，隨之在0-0.01之間波動(dòng)，并于13期開(kāi)始逐漸減弱至0。說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率的貶值會(huì)在短期造成我國(guó)出口總量的增加，但是增加的趨勢(shì)逐漸減弱，又會(huì)出現(xiàn)抑制出口的現(xiàn)象，但該現(xiàn)象存在的時(shí)間也不長(zhǎng)，之后會(huì)并在第13期前后這種沖擊逐漸消失。C)2018-2019在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖7(a)(b)所示：(a)(b)圖72018-2019在岸人民幣兌美元匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖7中可知，中美貿(mào)易摩擦期間，即2018.3-2019.12人民幣匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢(shì)，且逐步減弱的，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時(shí)也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖7(a)反映了我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口總量在受到人民幣匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖?？梢钥闯鑫词艿?jīng)_擊之前，在岸人民幣兌美元匯率和進(jìn)口之間是正響應(yīng)關(guān)系，在當(dāng)期給該匯率一個(gè)沖擊后，我國(guó)進(jìn)口總量在第1期會(huì)表現(xiàn)出強(qiáng)烈的正效應(yīng)，該響應(yīng)表現(xiàn)為短暫而快速的小范圍上漲隨后正效應(yīng)迅速減弱，并于第3期達(dá)到0均衡值，之后在第4期呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，且負(fù)效應(yīng)逐漸增加于第6期達(dá)到負(fù)向峰值之后又逐漸減少，在第13期又呈現(xiàn)程度不大的正響應(yīng)，并在之后的滯后期逐漸減弱，在第20期后此種效應(yīng)逐漸消失，說(shuō)明當(dāng)人民幣匯率上升使得人民幣出現(xiàn)貶值時(shí)，由于存在時(shí)滯效應(yīng)我國(guó)的進(jìn)口總量會(huì)在段時(shí)間內(nèi)仍然維持增加的趨勢(shì)，但是小幅度增加后迅速減弱，并在第3期后逐漸降低，在第13期又出現(xiàn)微弱上漲趨勢(shì)，最終在第20期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個(gè)新的均衡狀態(tài)。圖7(b)反映了我國(guó)貿(mào)易出口總量在受到在岸人民幣兌美元匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，在岸人民幣兌美元匯率波動(dòng)對(duì)出口總量呈現(xiàn)持續(xù)的正響應(yīng)，在當(dāng)期給人民幣匯率一個(gè)正向沖擊后，我國(guó)出口總量在第1期內(nèi)快速攀升達(dá)到最大正向效應(yīng)值0.055，于第5期達(dá)到0均值，隨后呈現(xiàn)先增加后減弱的負(fù)響應(yīng)，在第20期后此種效應(yīng)逐漸趨于0，說(shuō)明人民幣匯率的貶值會(huì)在短期造成我國(guó)出口總量的短暫增加，但是增加的趨勢(shì)逐漸減弱，隨后會(huì)出現(xiàn)短暫的抑制出口的現(xiàn)象，該現(xiàn)象先增強(qiáng)后減弱，并且抑制效果沒(méi)有前期促進(jìn)效果強(qiáng)，并在第20期前后這種沖擊逐漸消失。D)2018-2019人民幣實(shí)際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖8(a)(b)所示：(a)(b)圖82018-2019人民幣實(shí)際有效匯率與貿(mào)易進(jìn)出口的脈沖響應(yīng)分析圖從圖8中可知，中美貿(mào)易摩擦期間，即2018.3-2019.12，人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響隨著滯后期的增加均呈現(xiàn)穩(wěn)定趨勢(shì)，且逐步減弱的，這既符合背后的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，同時(shí)也反映出該模型是穩(wěn)定的。圖8(a)反映了我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口總量在受到人民幣匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。可以看出在當(dāng)期給人民幣匯率一個(gè)沖擊后，我國(guó)進(jìn)口總量在1-3期會(huì)表現(xiàn)出強(qiáng)烈的負(fù)響應(yīng)，隨后負(fù)效應(yīng)迅速減弱。并在4-7期呈現(xiàn)出正響應(yīng)，該正響應(yīng)表現(xiàn)為先增強(qiáng)后減弱并在第7期重新歸于0均衡值。在第8-12期又呈現(xiàn)微弱的正響應(yīng)，并在之后的滯后期逐漸減弱，在第17期后此種效應(yīng)逐漸消失，說(shuō)明當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率上升使得人民幣出現(xiàn)貶值時(shí)，我國(guó)的進(jìn)口總量會(huì)在段時(shí)間維持減少的趨勢(shì)，但是該趨勢(shì)迅速減弱，并在第4期后逐漸上漲，在第12期又出現(xiàn)微弱的下降趨勢(shì)，最終在第17期此種效應(yīng)逐漸消失，進(jìn)口總量達(dá)到一個(gè)新的均衡狀態(tài)。圖8(b)反映了我國(guó)貿(mào)易出口總量在受到人民幣匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)圖。從上圖可知，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)出口總量在前4期內(nèi)呈現(xiàn)持續(xù)的負(fù)響應(yīng)，該負(fù)響應(yīng)表現(xiàn)為先短暫增強(qiáng)后快速減弱的趨勢(shì)，在當(dāng)期給人民幣匯率一個(gè)負(fù)向沖擊后，我國(guó)出口總量在第1期達(dá)到最小負(fù)向效應(yīng)值-0.05左右，隨后負(fù)響應(yīng)逐漸減弱，又于第5期開(kāi)始出現(xiàn)正響應(yīng)，并于第6期達(dá)到最大值0.18。在第17期后此種效應(yīng)逐漸趨于0，說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率的貶值會(huì)在短期造成我國(guó)出口總量的減少，但是減少的趨勢(shì)逐漸減弱，之后會(huì)使出口量增加，增加的趨勢(shì)之后緩慢減弱，并在第17期前后這種沖擊逐漸消失。（3）方差分解分析方差分解法主要是用來(lái)分析變量自身過(guò)去的信息對(duì)于現(xiàn)在的影響，以及其他變量的滯后信息對(duì)當(dāng)前變量的影響程度，比如人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口總量的波動(dòng)方差貢獻(xiàn)度為多少，人民幣匯率波動(dòng)是對(duì)進(jìn)口影響最大還是對(duì)出口影響最大。A)2010-2017在岸人民幣兌美元匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表13所，表13我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0060.56199.4390.0000.0060.32952.65747.01420.0102.03794.9662.9970.0100.55160.78038.66930.0133.52593.4972.9780.0130.53259.94539.52340.0164.55892.2733.1690.0160.53359.64839.81950.0185.45791.1633.3800.0180.62759.48639.88760.0206.20090.2873.5130.0200.83759.27939.88370.0226.81989.5403.6410.0221.14659.08039.77480.0247.34788.9053.7480.0241.53558.85339.61290.0257.79988.3633.8380.0251.97658.59639.428100.0278.18987.8953.9150.0272.44458.31739.239110.0288.52787.4913.9810.0282.91958.02539.055120.0298.82287.1404.0380.0293.38657.73138.883130.0309.07986.8334.0880.0303.83357.44238.725140.0309.30486.5654.1300.0304.25557.16438.581150.0319.50186.3314.1680.0314.64656.90238.452160.0329.67586.1254.2000.0325.00656.65838.337170.0329.82885.9444.2290.0325.33356.43238.234180.0339.96285.7854.2530.0335.63056.22638.143190.03310.08085.6444.2750.0335.89856.03938.063200.03310.18585.5214.2950.0336.13855.87037.991由表13可知，我國(guó)2010-2017月度進(jìn)口總量的波動(dòng)主要來(lái)自于自身，貢獻(xiàn)度維持在85.52%，幾乎不受同期出口總量的影響。但是該時(shí)間段出口總量的波動(dòng)受我國(guó)進(jìn)口總量波動(dòng)影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到55.87%，說(shuō)明進(jìn)出口之間的聯(lián)動(dòng)平衡的重要性。從在岸人民幣兌美元匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響來(lái)看，匯率對(duì)進(jìn)口總量的影響程度更大，貢獻(xiàn)度達(dá)到10.18%，對(duì)出口總量的貢獻(xiàn)度為6.14%，說(shuō)明我國(guó)進(jìn)口總量更容易受在岸人民幣兌美元匯率波動(dòng)的影響，在2010-2017年在岸人民幣兌美元月度平均匯率在6-7之間波動(dòng)，中美貿(mào)易摩擦之前匯率對(duì)進(jìn)口的影響需加以注意。B)2010-2017人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表14所示:表14我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0093.79896.2020.0000.0095.83644.94749.21720.0154.10895.1520.7390.0155.61949.40044.98130.0214.23594.6351.1300.0215.59249.27945.12940.0268.62884.3687.0040.02610.41545.80043.78450.0307.89785.0577.0460.0309.92447.63642.44060.0337.75783.6178.6260.03310.16747.03842.79570.0358.04382.2549.7030.03510.23746.89242.87180.0378.19581.42710.3780.03710.08447.46142.45590.0388.04181.11310.8460.03810.37447.89041.736100.0398.03980.57311.3880.03910.57748.03541.387110.0408.15480.14511.7010.04010.53048.41041.060120.0418.17479.74412.0820.04110.47548.75640.769130.0428.19579.39812.4060.04210.45548.97840.567140.0438.29279.00512.7030.04310.41549.16340.422150.0448.36578.67112.9640.04410.37249.34840.280160.0458.42578.36613.2090.04510.34449.48540.170170.0468.50078.08713.4140.04610.32149.60840.071180.0468.57777.83013.5930.04610.29749.72739.976190.0478.64477.60713.7490.04710.27849.83439.888200.0478.71477.40013.8860.04710.26149.92439.815由表14可知，我國(guó)2010-2017月度進(jìn)口總量的波動(dòng)主要來(lái)自于自身，貢獻(xiàn)度維持在77.40%，同期出口總量的波動(dòng)對(duì)于進(jìn)口總量的影響很小，貢獻(xiàn)度只有13.89%。但是該時(shí)間段出口總量的波動(dòng)受我國(guó)進(jìn)口總量波動(dòng)影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到49.92%，但同時(shí)也會(huì)受到自身原因的影響，貢獻(xiàn)度達(dá)到39.81%。從人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響來(lái)看，匯率對(duì)進(jìn)口總量的影響程度較小，貢獻(xiàn)度達(dá)到8.71%，對(duì)出口總量的貢獻(xiàn)度為10.26%，說(shuō)明我國(guó)出口總量較于進(jìn)口總量相比，容易受在岸人民幣兌美元匯率波動(dòng)的影響。在2010-2017年人民幣實(shí)際有效匯率從98元左右上漲到131元左右又回落到120元的水平，變化幅度較大，對(duì)于進(jìn)出口總量的影響程度相比較高于在岸人民幣兌美元匯率對(duì)進(jìn)出口總量的影響。C)2018-2019在岸人民幣兌美元匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表15所示:表15我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0115.01394.9870.0000.0113.00752.75244.24120.0184.97692.0802.9440.01815.45447.39937.14830.0233.83285.61210.5550.02312.94656.59030.46440.0283.19485.73611.0700.02810.90362.18926.90850.0322.59984.62312.7780.0328.96565.67825.35760.0352.25084.15413.5950.0357.72467.90724.36970.0391.99983.73914.2610.0396.77669.54223.68280.0431.83883.49014.6730.0436.10570.70523.19090.0471.75183.26714.9820.0475.59671.60622.798100.0501.71383.10515.1810.0505.21872.34022.441110.0531.71482.96115.3260.0534.93472.95122.115120.0561.73282.84115.4270.0564.71873.47421.808130.0591.75982.73515.5050.0594.54973.93121.520140.0611.78682.64515.5690.0614.40974.33921.252150.0631.80882.56715.6250.0634.28974.70621.005160.0661.82582.49915.6760.0664.18075.04120.779170.0681.83782.43815.7250.0684.08075.34620.574180.0701.84482.38515.7710.0703.98575.62720.388190.0721.84982.33615.8150.0723.89575.88520.220200.0741.85182.29215.8570.0743.81176.12220.067由表15可知，我國(guó)2018-2019月度進(jìn)口總量的波動(dòng)主要來(lái)自于自身，貢獻(xiàn)度維持在82.29%，同期出口總量的波動(dòng)對(duì)于進(jìn)口總量的影響很小，貢獻(xiàn)度只有15.86%。但是該時(shí)間段出口總量的波動(dòng)受我國(guó)進(jìn)口總量波動(dòng)影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到76.12%，但同時(shí)也會(huì)受到自身原因的影響，貢獻(xiàn)度達(dá)到20.07%。從在岸人民幣兌美元匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響來(lái)看，匯率對(duì)進(jìn)口總量的影響程度較小，貢獻(xiàn)度達(dá)到1.85%，對(duì)出口總量的貢獻(xiàn)度為3.81%，說(shuō)明我國(guó)出口總量較于進(jìn)口總量相比，容易受在岸人民幣兌美元匯率波動(dòng)的影響。在2018-2019年在岸人民幣兌美元匯率從6.3元左右上漲到7.1，變化幅度幾乎與2010-2017年7年的變化幅度相同，這是由于中美貿(mào)易摩擦導(dǎo)致我國(guó)匯率出現(xiàn)大幅的波動(dòng)，因此對(duì)進(jìn)口的影響不容小覷。D)2018-2019人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易方差分解分析我國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口與進(jìn)口總量方差分解結(jié)果如表16所示:表16我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口總量方差分解進(jìn)口總量方差分解出口總量方差分解PeriodS.E.DLNX11DLNY11DLNY12S.E.DLNX11DLNY11DLNY1210.0122.40097.6000.0000.0120.69854.65344.64820.0194.97195.0090.0190.01912.15348.99138.85630.0254.41887.5558.0280.02511.46551.27237.26340.0289.00583.3357.6600.02811.88450.63237.48450.03114.34678.2457.4090.03114.32248.86136.81760.03419.69373.0707.2370.03418.01046.73135.26070.03623.12469.7167.1600.03620.73945.15034.11080.03825.54667.2937.1610.03822.66243.99733.34190.04027.40365.4957.1020.04023.98343.28132.737100.04229.06563.9586.9770.04225.07642.76032.164110.04430.69762.4636.8400.04426.12142.27531.604120.04632.31960.9856.6960.04627.19141.77231.037130.04833.91059.5266.5640.04828.28941.23730.474140.04935.42858.1276.4450.04929.38440.69329.923150.05136.85656.8076.3370.05130.44940.15829.393160.05338.19055.5726.2390.05331.46739.64728.886170.05439.43954.4156.1460.05432.43739.16128.402180.05640.61553.3266.0580.05633.36438.69927.937190.05741.72952.2975.9740.05734.25538.25627.489200.05942.78751.3205.8930.05935.11437.82927.057由表16可知，我國(guó)2018-2019月度進(jìn)口總量的波動(dòng)對(duì)自身的影響較大，貢獻(xiàn)度維持在48.86%，同期出口總量的波動(dòng)對(duì)于進(jìn)口總量在很大程度上也有影響，貢獻(xiàn)度有36.82%。該時(shí)間段出口總量的波動(dòng)受我國(guó)進(jìn)口總量波動(dòng)影響較大，其貢獻(xiàn)度達(dá)到37.90%，但同時(shí)也會(huì)受到自身原因的影響，貢獻(xiàn)度達(dá)到27.06%。從人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口總量和出口總量的影響來(lái)看，匯率對(duì)進(jìn)口總量的影響程度較小，貢獻(xiàn)度達(dá)到14.32%，對(duì)出口總量的貢獻(xiàn)度為35.11%，說(shuō)明我國(guó)出口總量較于進(jìn)口總量相比，容易受人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的影響。在2018-2019年人民幣實(shí)際有效匯率在120元-126元之間波動(dòng)，雖然波動(dòng)幅度不大，但是由于波動(dòng)頻繁，所以對(duì)進(jìn)出口的影響較大。（三）實(shí)證分析小結(jié)通過(guò)對(duì)在岸人民幣兌美元匯率、人民幣實(shí)際有效匯率與中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總量、出口貿(mào)易總量的穩(wěn)定性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)與建立VAR模型方差分析，得出無(wú)論是在岸人民幣兌美元匯率與進(jìn)口總量、出口總量，還是人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)口總量、出口總量之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。并且人民幣匯率的波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總量存在不同方向不同程度的影響，并且進(jìn)口總量對(duì)在岸人民幣兌美元匯率的反映時(shí)間較長(zhǎng)，出口總量對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的反映時(shí)間較長(zhǎng)。通過(guò)方差分解可以看出：不同的匯率對(duì)于進(jìn)口總量或者出口總量的貢獻(xiàn)度不同，并且不同時(shí)間段的同種匯率對(duì)于進(jìn)口總量或出口總量的貢獻(xiàn)度也是不同的。五、總結(jié)與政策建議（一）總結(jié)在中美貿(mào)易摩擦期間，相較于在岸人民幣兌美元匯率，人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)在影響程度上對(duì)我國(guó)進(jìn)出口總量波動(dòng)影響更大，并且該匯率在程度上主要影響我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口總量，并且相較于與中美貿(mào)易摩擦前，該影響程度有很大程度的增加；相較于中美貿(mào)易摩擦前，在岸人民幣對(duì)美元匯率對(duì)中美貿(mào)易進(jìn)出口總量的影響程度有所下降，并且該匯率在摩擦前影響進(jìn)口總量的程度高于出口總量，在摩擦期間該匯率對(duì)出口總量的影響程度卻大于進(jìn)口總量。中美貿(mào)易摩擦期間，在岸人民幣兌美元匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總量影響時(shí)長(zhǎng)要遠(yuǎn)短于中美貿(mào)易摩擦之前該匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總量的影響時(shí)長(zhǎng)；人民幣實(shí)際有效匯率在中美貿(mào)易摩擦之前對(duì)進(jìn)出口總量的影響時(shí)長(zhǎng)要長(zhǎng)于在中美貿(mào)易摩擦期間該匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響時(shí)長(zhǎng)。說(shuō)明在中美貿(mào)易摩擦背景下，隨著匯率波動(dòng)率的增加，某一時(shí)間點(diǎn)的匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度變小，影響程度由靜態(tài)影響改變?yōu)閯?dòng)態(tài)快速影響，并且隨著中美貿(mào)易摩擦的開(kāi)始，中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總量不再是單純的由中美匯率所支配，更主要的是由中國(guó)對(duì)所有貿(mào)易往來(lái)國(guó)的貿(mào)易情況所影響。并且由方差分解表來(lái)看，雖然中美貿(mào)易摩擦在岸人民幣兌美元匯率對(duì)中國(guó)出口的有影響程度要大于進(jìn)口的影響程度，但是從人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)來(lái)看，中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總量受匯率的影響要大于出口總量受匯率的影響。同時(shí)整體情況也說(shuō)明在中美貿(mào)易摩擦所導(dǎo)致的匯率波動(dòng)的背景下，進(jìn)口的影響較大，且要維持進(jìn)口出口之間的動(dòng)態(tài)平衡的難度比較大。（二）政策建議本文通過(guò)對(duì)匯率與貿(mào)易進(jìn)出口相關(guān)理論研究，以及對(duì)我國(guó)貿(mào)易發(fā)展與我國(guó)匯率政策的分析，通過(guò)統(tǒng)籌1979-2019年數(shù)據(jù)，本加以分析研究，進(jìn)一步構(gòu)建VAR模型針對(duì)不同時(shí)期的在岸人民幣兌美元匯率與人民幣實(shí)際有效匯率分別對(duì)貿(mào)易進(jìn)出口總量的影響進(jìn)行分析處理，最終得出的結(jié)果顯示匯率的波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易有著不同程度的影響。改革開(kāi)放至今這幾十年中，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展水平有著很大程度的進(jìn)步，進(jìn)口總量與出口總量在此期間有著長(zhǎng)足的發(fā)展，我國(guó)在國(guó)際貿(mào)易市場(chǎng)上也不斷占據(jù)重要的低位，針對(duì)第二、三、四章的數(shù)據(jù)分析與實(shí)證分析，得出了以下幾點(diǎn)關(guān)于匯率變動(dòng)與進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的相關(guān)政策建議，相關(guān)政策建議解釋如下：（一）我國(guó)要進(jìn)一步完善匯率機(jī)制的建設(shè)，不但要保證人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)范圍在合理水平之下，還要保證在岸人民幣兌各國(guó)匯率的波動(dòng)均在合理的水平之下。匯率即作為調(diào)節(jié)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的總要工具，也是調(diào)節(jié)對(duì)外貿(mào)易市場(chǎng)影響進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的重要手段。人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的影響是顯著的，從“811匯改“至今，匯率的彈性愈發(fā)加強(qiáng)，波動(dòng)率也越來(lái)越高，雖然這是為發(fā)展經(jīng)濟(jì)所必要的手段之一，但是為了使經(jīng)濟(jì)有著穩(wěn)定的發(fā)展，使外貿(mào)行業(yè)也穩(wěn)步向前，為能減少在匯率波動(dòng)上投機(jī)行為的發(fā)生，也避免人民幣入籃之后由于匯率的頻繁波動(dòng)而落人口舌，我國(guó)匯率波動(dòng)范圍仍需保持在合理的范圍之內(nèi)。在上述分析中得出，雖然在岸人民幣兌美元匯率容易控制，但是人民幣實(shí)際有效匯率是關(guān)乎中國(guó)對(duì)外所有國(guó)的貿(mào)易的加權(quán)值，不易調(diào)整，并且隨著貿(mào)易摩擦的發(fā)生與發(fā)展，人民幣實(shí)際有效匯率愈發(fā)與中國(guó)對(duì)外貿(mào)易掛鉤，而并非貿(mào)易還受在岸人民幣兌美元匯率影響的更多，所以貨幣當(dāng)局更需要保證與各大貿(mào)易往來(lái)國(guó)的外匯儲(chǔ)備，不要只保證美元的外匯儲(chǔ)備充足，以此來(lái)保證我國(guó)的貿(mào)易收支均衡。另一方面，我國(guó)一直是一個(gè)貿(mào)易出口大國(guó)，如此貿(mào)易順差會(huì)使西方國(guó)家加大對(duì)人民幣乃至中國(guó)貿(mào)易出口的壓制，并且有著中美貿(mào)易摩擦的情況發(fā)生，美方不顧自己國(guó)家顏面與WTO的約定，私自加征關(guān)稅的行為為我國(guó)的貿(mào)易情況敲響警鐘，我國(guó)應(yīng)慢慢將貿(mào)易分散到各個(gè)國(guó)家，建立與不同國(guó)家的貿(mào)易往來(lái)，逐漸削減美國(guó)對(duì)我國(guó)的制裁機(jī)會(huì)，并且還應(yīng)進(jìn)行貿(mào)易的內(nèi)循環(huán)，即本應(yīng)出口的商品若我國(guó)國(guó)內(nèi)有需求則先供應(yīng)國(guó)內(nèi)，再進(jìn)行出口，以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主導(dǎo)，國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的發(fā)展方式，并且再匯改之際，，還需嚴(yán)防外國(guó)勢(shì)力趁虛而入，嚴(yán)防如索羅斯做空泰銖那類(lèi)危機(jī)從而引發(fā)人民幣匯率動(dòng)蕩的情況發(fā)生。在現(xiàn)階段，我國(guó)在外匯市場(chǎng)和貿(mào)易方面都取得了長(zhǎng)足的進(jìn)步，但是距離強(qiáng)國(guó)的距離仍熱存在，因此我國(guó)還應(yīng)繼續(xù)深化人民幣匯率的改革發(fā)展，加強(qiáng)人民幣在