【人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響實證探究（論文）11000字】

人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響實證研究TOC\o"1-2"\h\u13202摘要 127366一、緒論 21628（一）研究背景 230293（二）研究意義 32893（三）文獻綜述 323024（四）研究方法及研究內(nèi)容 424952二、人民幣匯率的波動及其影響因素 513969（一）人民幣匯率的發(fā)展現(xiàn)狀 511610（二）影響人民幣匯率波動的主要因素 61329三、人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響 811719（一）人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響 813732（一）人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易的影響 99062四、實證分析 1027521（一）模型構(gòu)建 1015031（二）數(shù)據(jù)來源 12882（三）實證過程與分析 1216220五、主要結(jié)論與建議 1723998（一）主要結(jié)論 173814（二）幾點建議 18摘要匯率在當(dāng)今的經(jīng)濟全球化中扮演著無法替代的角色，也是管理國際經(jīng)濟的一種非常有效和直接的方法。在我國對外貿(mào)易中，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易越來越重要，理清匯率與農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易間的關(guān)系，對維持乃至促進我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易持續(xù)良好發(fā)展具有重要的意義和價值。本文選擇2005年8月-2020年7月人民幣匯率和我國農(nóng)產(chǎn)品進出口額的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，利用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和回歸分析等計量經(jīng)濟學(xué)方法，對人民幣匯率和我國農(nóng)產(chǎn)品進口額、出口額的關(guān)系進行分析。研究表明：人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額、人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額之間均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額、我國農(nóng)產(chǎn)品進口額均呈顯著的負(fù)向關(guān)系，即人民幣匯率的提高，會使我國農(nóng)產(chǎn)品出口額和進口額均減少。對此本文分別從增強人民幣的穩(wěn)定性、運用和創(chuàng)新金融產(chǎn)品等五個方面提出建議。關(guān)鍵詞：人民幣匯率；人民幣匯率波動；農(nóng)產(chǎn)品進口額；農(nóng)產(chǎn)品出口額；實證分析一、緒論（一）研究背景作為衡量世界市場商品價格和資金的貨幣工具，匯率是經(jīng)濟中的重要因素。自1973年開始，我國經(jīng)歷了一系列的匯率制度改革，匯率波動對我國的對外貿(mào)易產(chǎn)生了很大的影響。以農(nóng)產(chǎn)品為例，隨著匯率制度的改革以及人民幣因此產(chǎn)生的升值、貶值變動，農(nóng)產(chǎn)品的進出口額在1984年至1994年間先經(jīng)歷了長達六年的貿(mào)易逆差，后扭轉(zhuǎn)為貿(mào)易順差，最后又轉(zhuǎn)變?yōu)橘Q(mào)易逆差。2008年爆發(fā)了金融危機，我國的匯改步伐放緩，但外匯儲備依舊保持急劇增加的態(tài)勢，并在2014年我國成為了GDP過十萬億美元的國家。由于受到2015年“8.11匯改”的較大沖擊，人民幣開始貶值，并且在波動中持續(xù)至今，我國資金大量外流，農(nóng)產(chǎn)品也長期處于貿(mào)易逆差。推動利率市場化的過程也影響著人民幣匯率。匯率和利率具有統(tǒng)一的基本價值，等同于貨幣資金的外部和內(nèi)部價格。它們相互影響，相互牽制，共同成為在金融市場的資源分配上起到非常關(guān)鍵作用的因素。全球經(jīng)濟不斷朝著一體化、多元化發(fā)展，國家與國家之間的經(jīng)濟社會聯(lián)系日益密切，國際貿(mào)易在國民經(jīng)濟中地位非常重要。全世界各個國家加強國際貿(mào)易，當(dāng)前我國已成為國際社會中主要貿(mào)易國之一，而美國在我國出口中所占的比重較高，中美貿(mào)易爭端的開始以及不斷升級，對我國進出口貿(mào)易造成了較深的影響。匯率是連接一國貨幣到另一國貨幣的價值代表，是各國市場之間的橋梁，并將各個國家之間的經(jīng)濟緊密聯(lián)系在一起。匯率在當(dāng)今的經(jīng)濟全球化中扮演著無法替代的角色，也是管理國際經(jīng)濟的一種非常有效和直接的方法。在我國對外貿(mào)易中，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易越來越重要，理清匯率與農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易間的關(guān)系，對維持乃至促進我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易持續(xù)良好發(fā)展具有重要的意義和價值?；诖?，本文選擇2005年1月-2020年7月相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，對人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的關(guān)系展開研究。（二）研究意義1.理論意義“一帶一路”倡議的提出和推進實施，為增強人民幣的影響力提供了有力抓手，涉及到了171個國家和國際組織，為人民幣國際化提供了發(fā)展機遇，人民幣匯率波動對兩國貿(mào)易來往產(chǎn)生了重要影響。因此，本文研究的重點是人民幣匯率波動如何對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，通過實證及分析，增強理論應(yīng)用的新認(rèn)識，提升對理論知識的運用能力，同時也可以深入分析現(xiàn)實發(fā)展情況，能進一步豐富實踐經(jīng)驗和完善理論知識體系。2.現(xiàn)實意義本文的研究，主要是掌握人民幣匯率的波動與農(nóng)產(chǎn)品進出口發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系，發(fā)揮理論指導(dǎo)作用，為我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易方面的政策調(diào)整和制定提供理論依據(jù)，有助于做好防范農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易波動對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的沖擊，適時調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，出臺貿(mào)易監(jiān)管政策，創(chuàng)造和營造更好的貿(mào)易環(huán)境，助推農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易良性可持續(xù)健康發(fā)展。（三）文獻綜述1.國外研究現(xiàn)狀Chit和Judge(2011)研究發(fā)現(xiàn)，制度體系完善可以緩減金融市場的外匯風(fēng)險對進出口貿(mào)易帶來的壓力，匯率下降可以優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易環(huán)境。Cerrato和Kim(2013)通過對1994年-2005年的月度匯率進行分析發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率上升，我國對外貿(mào)易額度就會下降，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易則處于不利地位。Bown和Crowley等人(2013)研究發(fā)現(xiàn)，美國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總量與美元匯率關(guān)系存在著非常密切的關(guān)系，且美元匯率波動直接影響美國農(nóng)產(chǎn)品的市場價格。Amit(2014）通過對日本匯率波動的研究，認(rèn)為一國貨幣的貶值會增加出口，同時減少進口額度，因此減少外貿(mào)赤字。SafetKurtovic(2017)對1994-2015年阿爾巴尼亞貿(mào)易平衡進行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，實際有效匯率與貿(mào)易進出口存在長期協(xié)整關(guān)系。2.國內(nèi)研究現(xiàn)狀國內(nèi)不同學(xué)者從不同視角對關(guān)于人民幣匯率與進出口貿(mào)易之間的關(guān)系進行研究，得到的結(jié)論也各不相同?，F(xiàn)階段，主要存在兩個方面的觀點。一方面認(rèn)為人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的影響作用偏弱或者沒有影響。比如蹇芮、曾譯瑩，他們倆對2000-2011年匯率研究認(rèn)為，匯率波動發(fā)生作用不大，對中美貿(mào)易之間產(chǎn)生影響作用較弱。比如黃基偉和于中鑫，他們倆人對2005-2010年匯率研究認(rèn)為，人民幣匯率波動幾乎沒有發(fā)生作用，人民幣升值無法阻礙我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易增長。比如杜江，他對1990-2010年匯率研究認(rèn)為，人民幣匯率波動影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的作用很小，不存在長期均衡關(guān)系。比如高偉剛，他對對美國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易研究認(rèn)為，匯率的波動短期內(nèi)對出口的阻礙作用強于進口。另一方面認(rèn)為人民幣匯率變動將會影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易狀況。比如馬丹和許少強，他們倆研究認(rèn)為，因為關(guān)于匯率波動對貿(mào)易影響的研究仍不完善，還需要采用將貿(mào)易結(jié)構(gòu)與實證研究相結(jié)合的手段。（四）研究方法及研究內(nèi)容1.研究方法（1）文獻分析法：對收集到的各中外文獻進行學(xué)習(xí)與分析，為后續(xù)的研究方向提供思路，以及為實證分析打好基礎(chǔ)。（2）描述統(tǒng)計分析法：對收集到的數(shù)據(jù)進行描述分析，闡述人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的現(xiàn)狀。（3）計量分析法：利用計量經(jīng)濟學(xué)的方法對變量進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整撿檢、格蘭杰因果檢驗和回歸模型，來驗證人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易之間的關(guān)系。2.研究內(nèi)容本文主要是運用計量經(jīng)濟學(xué)有關(guān)理論知識來研究人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響。具體包括以下五個部分：第一部分（緒論部分）：首先，說明文章的研究背景、意義；其次，對國內(nèi)外相關(guān)文獻進行綜述，最后，說明本文的研究內(nèi)容及方法。第二部分：主要對1994年-2020年這個區(qū)間人民幣匯率波動進行闡述，并分析影響人民幣匯率波動的主要因素。第三部分：利用數(shù)據(jù)分析人民幣匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響，了解現(xiàn)有事實，提供對文章研究有益的理論鋪墊。第四部分：利用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和模型對人民幣匯率和農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易之間的關(guān)系進行實證分析。第五部分：對實證部分進行總結(jié)，并提出相關(guān)建議。二、人民幣匯率的波動及其影響因素（一）人民幣匯率的發(fā)展現(xiàn)狀1994年，我國開始實行浮動匯率制度，人民幣匯率的數(shù)值受到影響并在一年之內(nèi)上升了較大幅度，1993年，1$只能兌換到5.762￥，而在1994年，1$卻能兌換到8.619￥，人民幣貶值了50%，雖然在1995年稍有回升，但是直到2005年之前，人民幣對美元的匯率數(shù)值一直未低于8.2。2005年7月21日起，我國正式宣布開始實行浮動匯率制度，從此人民幣匯率變得多元化，可以選擇世界上各主要貨幣，而不是將匯率僅僅放在美元一個貨幣兌中。同時，對人民幣匯率實施有效調(diào)節(jié)，總體目標(biāo)有三個，即維護人民幣匯率合理、均衡、基本穩(wěn)定。為了解人民幣匯率在不同制度下的變化波動趨勢，這里選擇1994年-2005年，2005年-2020年兩個階段的人民幣匯率的數(shù)據(jù)，對人民幣匯率的變動進行比較分析。1.1994年-2005年人民幣匯率變動利用1994-2005年的年度人民幣對美元匯率相關(guān)數(shù)據(jù)，對其變動進行分析，結(jié)果詳見圖1。圖11994-2005年人民幣匯率的變動數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行根據(jù)圖1的結(jié)果可知：1994-2005年，人民幣匯率整體呈上升趨勢。在這一區(qū)間，人民幣升值，出口商品的價格被拉高，對商品出口產(chǎn)生了不利的影響。2.2005-2020年人民幣匯率變動利用2005-2020年的年度人民幣匯率相關(guān)數(shù)據(jù)，對其變動進行分析，結(jié)果詳見圖2。圖22005-2020年人民幣匯率的變動數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司網(wǎng)站根據(jù)圖2的結(jié)果可知：2005-2020年，人民幣匯率數(shù)值先呈下降趨勢，2008年之后，在6.1-6.9范圍內(nèi)波動。2015年后人民幣匯率數(shù)值略有回升，人民幣的貶值可能與美國啟動加息進程有關(guān)，美國加息會吸引美元資金回流美國。（二）影響人民幣匯率波動的主要因素1.我國的匯率制度改革從歷史發(fā)展過程來看，我國的人民幣匯率制度主要分為兩個階段。第一個階段，是新中國成立初期，由計劃經(jīng)濟體制下建立的人民幣匯率制度，由國家直接控制，先后在1949～1952年實行單一浮動匯率制度、在1953～1972年實行單一固定匯率制度、在1973～1980年實行以“一籃子貨幣”計算的單一浮動匯率制度。第二個階段，是黨的十一屆三中全會召開，改革開放之后，隨著我國經(jīng)濟取得快速發(fā)展，對外貿(mào)易總額也迅速增長，人民幣匯率波動得到世界各國普遍關(guān)注，我國匯率制度的選擇和完善成為國家貨幣當(dāng)局的核心議題。為了激發(fā)更多外貿(mào)企業(yè)出口的內(nèi)生動力，鼓勵企業(yè)出口創(chuàng)匯，有效抑制進口，先后在1981～1984年實行內(nèi)部結(jié)算價與官方匯率并存的雙重匯率機制、在1985～1993年實行官方匯率與外匯調(diào)劑市場匯率并存的單一匯價制度。后來，為了使人民幣成為可兌換的國際貨幣，先后在1994～2005年7月實行匯率并軌與有管理的浮動匯率制度、2005年7月21日至今實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。通過不斷嘗試、不斷改革，我國人民幣匯率逐步國際化，朝著更加具有彈性和靈活性的方向穩(wěn)步發(fā)展。在我國經(jīng)濟社會發(fā)展中，供求關(guān)系隨著市場經(jīng)濟變化而變化，成為調(diào)節(jié)我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易額度的重要杠桿，而匯率波動又是調(diào)節(jié)市場產(chǎn)品物價的重要因素，進而對整個對外貿(mào)易市場供求關(guān)系產(chǎn)生效應(yīng)。如果人民幣匯率波動頻繁、不穩(wěn)定，將會對我國進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響而致使經(jīng)濟也隨之不穩(wěn)定，極易發(fā)生不可預(yù)測性的風(fēng)險。特別是在2005年以來，備受國際關(guān)注，發(fā)達國家的推波助瀾，我國人民幣升值的壓力持續(xù)增加。按照常理來說，人民幣升值會造成進口增加、出口減少，我國對外貿(mào)易逆差將進一步加大。2.利率市場化的推進利率市場化是資本能夠自由流動的必要因素。如果不推進利率市場化，政府對資本市場的管理和服務(wù)的效率將會不高，利率杠桿作用難以發(fā)揮，不能通過降低、上調(diào)利率來有效抑制大量資本流入和阻礙大量資本外流。一方面，中央銀行可以通過調(diào)整基準(zhǔn)利率來引導(dǎo)市場利率，影響著銀行間同業(yè)間拆借利率，進而影響銀行利率水平，達到調(diào)控貨幣供應(yīng)量的目的。另一方面，利率市場化還能利用銀行間同業(yè)拆借利率的波動去推動資本市場中的資金流動，調(diào)節(jié)外匯市場中短期匯率。利率和匯率市場化之后，利率水平和匯率水平主要取決于市場的供求關(guān)系，隨著市場波動而自由波動，能夠形成利率與匯率之間相互依存、相互依賴、相互傳導(dǎo)聯(lián)系的高效運行機制。利率與匯率，兩者之間主要通過短期的國際資本流動以及存款或總需求變化等方面的渠道進行傳導(dǎo)、發(fā)生效應(yīng)，進而能夠直接影響到進出口貿(mào)易。3.國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值是一個國家綜合國力的重要象征，實時反映著一個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，而國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長主要依靠投資、消費、出口“三駕馬車”來拉動。由此看出，如果GDP呈現(xiàn)正增長，即或投資或消費或出口增長，良好的經(jīng)濟發(fā)展勢頭會使這個國家的貨幣更加穩(wěn)定和升值，國家將通過提高利率水平來收緊貨幣供應(yīng)，防止經(jīng)濟過熱，進而使該國匯率水平上升。相反，如果GDP呈現(xiàn)負(fù)增長，即或投資或消費或進出口下降，衰敗低迷的經(jīng)濟社會會使這個國家的貨幣貶值，國家將可能采取降低利率的手段來刺激市場，促進經(jīng)濟社會發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟再增長，貨幣流通加快，進而使該國匯率水平下降。也就是說，較高的經(jīng)濟增長率將促進該國匯率上升，而較低的經(jīng)濟增長率或呈現(xiàn)負(fù)增長將使該國匯率下降。4.政治因素在整個世界中，極大部分國家實行資本主義道路，“三權(quán)分立”“議會制”“多黨制”等西方民主制度注定政治的不穩(wěn)定、政策不連續(xù)、突發(fā)事件頻繁。比如美國在特朗普時期撕毀了如巴黎協(xié)定等多項協(xié)議合約，現(xiàn)在的拜登時期又重新啟動談判簽署巴黎協(xié)定。比如國與國之間的經(jīng)濟制裁、發(fā)生戰(zhàn)爭、總統(tǒng)選舉、集會活動等等。政治和緊急情況具有臨時性和突發(fā)性，會在市場中引起沖擊波具有不可預(yù)測性，這些因素影響直接又迅速，外匯市場隨之反應(yīng)出來。由于信息的滯后性，市場接收信息和反應(yīng)的時間比事實發(fā)生的時間存在一定時差，先前的信息的影響將大大減少。例如中美貿(mào)易摩擦爆發(fā)后，2018年9月18日，美國政府宣布對從中國進口的約2000億美元商品加征關(guān)稅，我國對美元匯率略有貶值，當(dāng)月我國農(nóng)產(chǎn)品進口金額為118.3億美元，環(huán)比下降6.6%；2018年10月，我國農(nóng)產(chǎn)品進口金額為105.9億美元，環(huán)比下降10.5%數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國商務(wù)部對外貿(mào)易司/article/ztxx/ncpmy/數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國商務(wù)部對外貿(mào)易司/article/ztxx/ncpmy/三、人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響（一）人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響研究人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的關(guān)系，目的是為今后我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易的發(fā)展提供一定的指導(dǎo)?；诖?，這里選擇2005年人民幣匯率制度改革之后的樣本對其進行研究。利用2005年-2020年人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品出口額數(shù)據(jù)，對其關(guān)系進行描述分析。根據(jù)圖3可知，2005-2020年人民幣對美元匯率數(shù)值從2005年的8.19降到2020年的6.9，整體呈下降趨勢，而我國農(nóng)產(chǎn)品出口額從2005年的272億美元增加到2020年的760.3億美元，整體呈上升趨勢，這表明人民幣匯率數(shù)值與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額之間可能存在負(fù)向關(guān)系，人民幣升值，對我國農(nóng)產(chǎn)品出口額增加有促進作用。 圖32005-2020年人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口的變動數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行;中華人民共和國商務(wù)部對外貿(mào)易司（一）人民幣匯率波動對我國農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易的影響利用2005年-2020年人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品進口額數(shù)據(jù)，對其關(guān)系進行描述分析。根據(jù)圖4可知，2005-2020年人民幣匯率數(shù)值整體呈下降趨勢，而我國農(nóng)產(chǎn)品進口額從2005年的286.4億美元增加到2020年的1708億美元，整體呈上升趨勢，這表明人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額之間可能存在負(fù)向關(guān)系，即人民幣升值將促進我國農(nóng)產(chǎn)品進口額增加。圖42005-2020年人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口的變動數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行;中華人民共和國商務(wù)部對外貿(mào)易司四、實證分析（一）模型構(gòu)建1.時間序列模型本文建模所用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，因此需要構(gòu)建時間序列模型，根據(jù)本文的研究內(nèi)容和目的，構(gòu)建如下模型：（1）（2）其中，公式（1）和（2）中、分別表示出口額和進口額的對數(shù)，表示匯率（人民幣對美元）。2.平穩(wěn)性檢驗研究時間序列變量兩者間關(guān)系，關(guān)鍵是對變量平穩(wěn)性展開檢驗，才能展開下一步的分析，否則會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。常用的檢驗方法有ADF法和PP法，本文采取的是ADF法。（t=1，2，…，T）（3）（t=1，2，…，T）（4）（t=1，2，…，T）（5）三個模型中的t是時間變量，代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢（如果有的話）。模型（3）不包含常數(shù)項和趨勢項。檢驗假設(shè)：上式中原假設(shè)表示序列有單位根，即不平穩(wěn)；備擇假設(shè)表示序列無單位根，即平穩(wěn)。通過對統(tǒng)計量值、臨界值的大小作出比較后判斷，出現(xiàn)兩種情況：第一種是序列不平穩(wěn)，也就是ADF統(tǒng)計量的值大于臨界值接受原假設(shè)；第二種是平穩(wěn)序列，也就是ADF統(tǒng)計量的值小于臨界值拒絕原假設(shè)。實際檢驗依此順序進行：從模型（5）至模型（4）后模型（3）。什么時候當(dāng)檢驗拒絕原假設(shè)時，就停止檢驗。如果沒有出現(xiàn)上述情形，就要一直檢驗，直到完成檢驗任務(wù)。3.協(xié)整檢驗當(dāng)數(shù)據(jù)時間跨度t比較大時，一定要先做單位根檢驗，避免出現(xiàn)偽回歸問題。如果變量都拒絕了單位根存在的原假設(shè)，說明數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的(0階單整)，無需再進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗是數(shù)據(jù)不平穩(wěn)但是同階單整的前提下，檢驗變量X與變量Y之間是否存在長期均衡關(guān)系。對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸，很容易出現(xiàn)虛假回歸的問題，就是兩個完全沒有因果關(guān)系的變量，會因為都隨時間t的增加而增加，呈現(xiàn)出相關(guān)。這樣的回歸是沒有任何意義的，所以一定要確保數(shù)據(jù)平穩(wěn)再建模。但是現(xiàn)實中不平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)多了去了，然后格蘭杰又想出能不能放松平穩(wěn)性的假定，就提出了協(xié)整這一概念。在此選擇對回歸結(jié)果的殘差進行檢驗，也就是E-G檢驗法，步驟如下：第一步：對變量建立回歸模型：（6）第二步：對公式（6）的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗方法和變量平穩(wěn)性檢驗方法一樣。對檢驗結(jié)果進行判斷，若是平穩(wěn)序列，則表明協(xié)整關(guān)系存在，與此相反，就表示協(xié)整關(guān)系不存在。4.格蘭杰因果檢驗這個檢驗是對變量的關(guān)系進行檢驗，是建立模型的基礎(chǔ)。假設(shè)有兩個時間序列{}和{}，如果在以下公式中：（7）（8）如果至少存在一個i值使得不等于0，那么就說明序列Y是X的格蘭杰原因。如果至少存在一個i值使得不等于0，那么就說明序列X是Y的格蘭杰原因。（二）數(shù)據(jù)來源本文涉及到的數(shù)據(jù)有農(nóng)產(chǎn)品進出口額及人民幣匯率，這里選擇2005年8月-2020年7月為樣本，對人民幣匯率與農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易之間的關(guān)系進行研究。其中，我國農(nóng)產(chǎn)品進出口額數(shù)據(jù)來自商務(wù)部官網(wǎng)，人民幣匯率采用人行人民幣對美元數(shù)據(jù)。為了消除變量間的異方差，這里對農(nóng)產(chǎn)品進出口額及人民幣匯率分別取對數(shù)處理，其中，表示出口額對數(shù)，表示進口額的對數(shù)，表示匯率的對數(shù)。（三）實證過程與分析1.平穩(wěn)性檢驗結(jié)果按照ADF檢驗步驟，對變量、和的平穩(wěn)性展開檢驗，結(jié)果詳見表1：表12005年8月-2020年7月、和的單位根檢驗結(jié)果變量檢驗方程(C，T，K)ADF值5%臨界值P值是否平穩(wěn)（0，0，1）0.2527-1.94260.7584不平穩(wěn)（C，T，1）-14.9171-3.43540.0000平穩(wěn)（C，0，2）-1.7605-2.8777290.3992不平穩(wěn)（C，T，2）-15.013-3.43550.0000平穩(wěn)（C，T，1）-1.3988-3.43540.8532不平穩(wěn)（C，T，0）-8.1949-3.43540.0000平穩(wěn)表1中檢驗形式C表示ADF中的常數(shù)項，T表示時間趨勢，K表示滯后階數(shù)，由AIC準(zhǔn)則自動確定。由表2可知，、和的原序列在5%以下，并且接受原假設(shè)，推斷出單位根存在，就是非平穩(wěn)序列。為進一步檢驗分析，先進行一階差分后，再進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果仍然是平穩(wěn)的，不存在單位根。也就是說，它們的原序列都是I（1）過程，而一階差分序列都是I（0）過程。2.協(xié)整檢驗結(jié)果根據(jù)E-G協(xié)整檢驗法，首先分別建立和、和的回歸模型：（9）（10）第二步，對公式（9）和（10）的殘差和開展ADF檢驗，結(jié)果為：表2殘差和的單位根檢驗結(jié)果變量檢驗方程(C，T，K)ADF值5%臨界值P值是否平穩(wěn)（C，T，0）-8.0997-3.43510.0000平穩(wěn)（C，T，0）-5.8289-3.43510.0000平穩(wěn)根據(jù)表2的結(jié)果可知：式（9）和（10）的殘差和的ADF統(tǒng)計量值均小于臨界值，其所對應(yīng)的概率為0，所以應(yīng)該拒絕原假設(shè)，即殘差和均為平穩(wěn)序列，也就是說和、和均存在長期并且較為穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。3.格蘭杰因果檢驗結(jié)果根據(jù)格蘭杰因果檢驗原理，對和、和之間的因果關(guān)系進行檢驗，結(jié)果詳見表3：表3和、和的格蘭杰因果檢驗結(jié)果原假設(shè)F統(tǒng)計量概率LNHLdoesnotGrangerCauseLNEX13.12840.0004LNEXdoesnotGrangerCauseLNHL0.953690.3301LNHLdoesnotGrangerCauseLNIM6.200140.0137LNIMdoesnotGrangerCauseLNHL2.259340.1346根據(jù)表3可知：人民幣匯率不是我國農(nóng)產(chǎn)品出口額的格蘭杰原因的概率為0.0004，小于臨界值0.05，則拒絕原假設(shè)，即人民幣匯率是我國農(nóng)產(chǎn)品出口額的格蘭杰原因；我國農(nóng)產(chǎn)品出口額不是人民幣匯率的格蘭杰原因的概率為0.3301，大于臨界概率0.05，接受原假設(shè)，說明我國農(nóng)產(chǎn)品出口額不是人民幣匯率的格蘭杰原因。同理，人民幣匯率不是我國農(nóng)產(chǎn)品進口額的格蘭杰原因的概率為0.0137（小于0.05），說明人民幣匯率是我國農(nóng)產(chǎn)品進口額的格蘭杰原因；我國農(nóng)產(chǎn)品進口額不是人民幣匯率的格蘭杰原因的概率為0.1346（大于0.05），說明我國農(nóng)產(chǎn)品進口額不是人民幣匯率的格蘭杰原因。綜上所述，人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額、出口額之間均存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即人民幣匯率的變動會對我國農(nóng)產(chǎn)品進口額、出口額產(chǎn)生影響，而我國農(nóng)產(chǎn)品進口額、出口額的變動不會對人民幣匯率產(chǎn)生影響。4.模型結(jié)果根據(jù)人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進出口額的平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗結(jié)果可知，可以建立人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進出口額之間的模型。（1）人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額模型結(jié)果利用2005年8月-2020年7月人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額相關(guān)數(shù)據(jù)，建立人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額之間的模型，結(jié)果詳見表4。表4人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額的模型結(jié)果（被解釋變量）模型1模型2模型3模型4截距項9.6557（19.8241）9.6304（15.9884）9.5649（13.0124）9.4907（12.0314）-3.0421（-11.9526）-3.0283（-9.6223）-2.9936（-7.7944）-2.9545（-7.1681）MA(1)0.5266（8.1639）0.6761（9.505）0.6733（8.9206）MA(2)0.3291（4.5929）0.3809（4.3823）MA(3)0.1173（1.5497）可決系數(shù)0.44520.63580.68630.6927F統(tǒng)計量142.8653154.5203128.374698.63192AIC值0.2117-0.198-0.3362-0.3456DW值0.57971.51311.88721.9327根據(jù)表4中：模型1是人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額的模型，通過DW臨界表查詢，在顯著水平取5%條件下，解釋變量為1個，樣本容量為200的DW下限值為1.758，上限值為1.779，根據(jù)模型1的結(jié)果可知，其DW值為0.5797，小于臨界值，則表明模型存在序列相關(guān)。為了消除序列相關(guān)，利用ARMA模型對模型1進行修正，模型2、模型3和模型4是修正的結(jié)果。通過對比四個模型，發(fā)現(xiàn)模型4的可決系數(shù)最大，AIC值最小，但其MA（3）的系數(shù)不顯著；模型1、模型2和模型3中各個變量都顯著，且模型3的可決系數(shù)為0.6873大于模型1和模型2，且AIC值為-0.3362，小于模型1和模型2的AIC值，其DW值為1.8872，在1.779-2.22范圍內(nèi)（du——(4-du)），說明序列相關(guān)已經(jīng)消除，因此，選擇模型3作為人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額的模型。模型3表明：人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品出口額之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且人民幣匯率數(shù)值每提高1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口額將下降2.9936%。這不符合實踐經(jīng)驗，推測模型內(nèi)存在內(nèi)生變量的可能，以致估計不準(zhǔn)確，況且我國的對外貿(mào)易依然在不斷探索和發(fā)展階段。（2）人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額模型結(jié)果利用2005年8月-2020年7月人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額相關(guān)數(shù)據(jù)，建立人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額之間的模型，結(jié)果詳見表5。表5人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額的模型結(jié)果（被解釋變量）模型1模型2模型3模型4截距項13.5896（20.5493）13.4989（17.3851）13.3588（13.4907）13.2665（12.5666）-4.8751（-14.1079）-4.8267（-11.8964）-4.7525（-9.1834）-4.7038（-8.5254）MA(1)0.6752（12.1556）1.0171（15.4448）0.9944（13.2324）MA(2)0.4888（7.4186）0.5655（5.7829）MA(3)0.1435（1.9011）可決系數(shù)0.52790.76840.83230.8367F統(tǒng)計量199.0336293.6284291.2194224.2815AIC值0.82340.1223-0.1895-0.2052DW值0.26791.10121.8111.8683根據(jù)表5中：模型1是人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額的模型，其DW值為0.2679，小于臨界值（1.758），則表明模型存在序列相關(guān)。為了消除序列相關(guān)，利用ARMA模型對模型1進行修正。通過比較以上四種模型，模型4的可決系數(shù)最大，AIC值最小，其DW值為1.8683，在1.779-2.22范圍內(nèi)（du——(4-du)），說明序列相關(guān)已經(jīng)消除，因此，選擇模型4作為人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額的模型。根據(jù)模型4的結(jié)果可知：人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進口額之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，且人民幣匯率數(shù)值每提高1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口額將下降4.7038%。一般而言，當(dāng)社會普遍預(yù)估人民幣匯率數(shù)值將來會上升時，由于人是理性人的假設(shè)，所以進口商會在當(dāng)期減少進口，而在未來增加進口，以期獲得更大的利潤率。五、主要結(jié)論與建議（一）主要結(jié)論1.人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進、出口額之間均存在長期且穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即兩者的關(guān)系是長期存在的。這一結(jié)論是其他數(shù)據(jù)分析得以進行的前提，也說明了此課題的研究是有意義的。2.人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進、出口額之間的影響是單方面的，即人民幣匯率會對我國農(nóng)產(chǎn)品進、出口額產(chǎn)生影響，而我國農(nóng)產(chǎn)品進出口額不會對人民幣匯率產(chǎn)生影響。3.人民幣匯率的數(shù)值對我國農(nóng)產(chǎn)品進、出口額均呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系，即人民幣匯率數(shù)值的提高，會使我國農(nóng)產(chǎn)品出口額和進口額均減少。事實證明，人民幣貶值會帶來我國農(nóng)產(chǎn)品進出口額的減少，并且對出口的作用要大于進口，隨之而來的便是更大的貿(mào)易逆差。我國資金將會大量流失，更重要的是對國內(nèi)農(nóng)業(yè)帶來沖擊，可能導(dǎo)致國產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品大量滯銷，企業(yè)可能受到的損失與農(nóng)民自信心受到的打擊也將是無法預(yù)估的。（二）幾點建議1.增強人民幣匯率的穩(wěn)定性人民幣匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品進出口額均呈現(xiàn)出負(fù)向關(guān)系，人民幣的價值變化會直接影響我國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易，導(dǎo)致貿(mào)易逆差，致使外匯儲備減少，直接沖擊國內(nèi)實體產(chǎn)業(yè)，對社會持續(xù)穩(wěn)定、對經(jīng)濟健康發(fā)展及對穩(wěn)定世界金融市場均具有重要的影響。為了提高人民幣匯率波動的可預(yù)見性，增強人民幣匯率的穩(wěn)定性，建議從幾個方面做好防范措施：一是加強管控和跟蹤。國家應(yīng)對實時跟蹤人民幣匯率的波動，及時研究人民幣匯率波動問題，找準(zhǔn)波動的根源，增強利率的靈活性，加大財政貨幣政策調(diào)節(jié)力度，適時調(diào)整外匯黃金儲備。2.靈活運用和積極創(chuàng)新金融產(chǎn)品要加大對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新的信貸支持和傾斜，優(yōu)先滿足重大科技創(chuàng)新項目發(fā)展的融資需求，提高中長期貸款業(yè)務(wù)占比。同時加強市場監(jiān)管，采取多種風(fēng)險避險措施，更大程度防范人民幣匯率波動風(fēng)險。要適當(dāng)做好外匯衍生產(chǎn)品的儲備，