中美進出口與人民幣匯率關系的實證分析

魏紅亮

自2002年起，國際社會對人民幣升值呼聲日益增強，特別是美國，動輒以貿易逆差為由，對華進行貿易制裁，究其原因主要有以下幾點。

首先，美國企圖通過人民幣升值來替代美元貶值。1995-2002年美國對外保持了強勢美元政策，強勢美元政策雖然促進了同時期美國的經濟增長，但也導致美國經常項目赤字的不斷積累。在巨額貿易赤字的壓力下，布什政府于2002年開始對美元貶值，但美國經常項目并沒有因此得到明顯改善，外貿逆差反而創出了4352億美元的歷史峰值，對華貿易逆差也高達1031億美元。美國政府把此歸因于中國的匯率政策，認為正是因為中國實行了“釘住美元匯率”政策，使得美元貶值的積極效用沒能全面發揮，反而增強了中國企業的出口競爭力，刺激了中國產品的出口。因此，美國極力想通過迫使人民幣升值，美元相對貶值，來達到既能減輕其外債負擔，又能刺激其產品出口的目的。

其次，國內經濟持續快速健康發展，對外開放水平進一步提高，為國際收支順差擴大奠定了基礎。對外經濟表現良好，直接推動了國際收支順差的擴大。巨大的市場潛力、廉價的勞動力成本、長期較快的經濟增長、人民幣匯率保持穩定，以及吸引外資流入的優惠政策，使我國自2002年以來成為全球吸引外商直接投資最多的國家，外國直接投資高速增長導致資本與金融賬戶出現大量盈余并成為國際收支順差的主要推動量。經常項目與資本項目的雙順差在我國的外匯儲備賬戶上表現的尤為突出。這些國內原因也在一定程度上為人民幣升值奠定的基礎。

面對人民幣升值的強大壓力，中國人民銀行于2005年7月21日宣布在當晚19 時開始調整人民幣對美元匯率,人民幣對美元升值2%，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。美國一方面對于人民幣匯率制度改革表示歡迎，但另一方面卻認為人民幣升值幅度不夠，升值速度過慢，應進一步加快升值。

然而，中國對美國的貿易順差逐年擴大是否是由人民幣匯率低估引起的呢？筆者將從我國進出口額與人民幣名義匯率之間的關系入手，對2005年12月至2008年6月的月度數據進行實證分析, 以檢驗中美進出口與人民幣匯率關系。

一、相關的文獻

近年來，基于國際收支彈性理論，國內許多學者對中國貿易收支與人民幣匯率之間的關系進行了一些經驗研究，并取得了較大的進展。例如，有些學者側重于估算中國進出口商品的價格彈性，從而來檢驗中國國際收支是否滿足馬歇爾-勒納條件的要求；還有些學者直接對中國貿易收支與人民幣匯率的關系進行計量檢驗。

戴祖祥（1997）對我國1981-1995年的數據進行分析后，認為我國的進出口需求彈性之和為1.33；1985-1995年的進出口需求彈性之和為1.43，匯率貶值有利于貿易收支改善。謝建國和陳漓高（2002）用中國1980～2000年的年度數據，通過協整分析，得到我國貿易收支的匯率彈性僅為0.089，由此認為人民幣貶值對于中國貿易收支影響不大，而國內外實際收入對我國的貿易收支有比較重大的影響。他們還根據方差分解認為匯率沖擊只能解釋3%左右的中國貿易收支變動，而非貿易因素的沖擊對中國貿易收支的影響占90%以上。許少強（2002）通過比較1994-2000年與1993-2000年國際貿易彈性模型的估計方程式，得出結論：1994 年的人民幣貶值能夠起到促進進口，抑制出口的作用。但同時指出由于人民幣對美元匯率從1994年以來保持相對穩定，因此匯率波動對國際貿易的影響即使有也很難體現出來。殷德生（2004）以1980～2001年的年度數據為樣本用Johansen協整方法估算出中國的進、出口需求的匯率彈性分別為0.012和-0.5689。

沈國兵（2005）利用協整檢驗的EG兩步法對美中貿易收支與人民幣匯率之間的關系進行了實證檢驗，發現二者沒有長期穩定的協整關系。盧向前和戴國強（2005）用1994～2003 年的月度數據，使用協整向量自回歸方法，研究了人民幣對世界主要貨幣的加權實際匯率與我國的進出口之間的長期關系，其研究結果表明，人民幣實際匯率波動對我國的進出口存在顯著的影響。葉永剛（2006）等運用協整分析和Granger因果檢驗發現中美雙邊貿易收支的匯率彈性僅為0.38，且無論長期還是短期人民幣匯率與中美貿易收支之間都不存在因果關系, 因而人民幣實際有效匯率上升不能解決美國的貿易逆差問題。王勝（2007）等通過協整分析和Granger因果檢驗發現，人民幣升值在短期難以對中美貿易順差產生調節作用，從長期影響而言，人民幣升值的影響作用也不大。

二、數據的說明

在以往的研究中,學者更多采用的是實際有效匯率，而近些年在國際金融理論、投資理論等領域的最新研究表明，名義匯率已經成為一個敏感的價格信號，它的影響已經通過各種渠道滲透到經濟的眾多領域。首先，名義匯率的波動將直接影響國際資本市場上不同資產的收益率，從而改變國際投資的流向，這樣由財富效應也會對一國的進口需求產生影響。其次，當預期理論引入宏觀經濟學后，經濟學家發現名義經濟變量可以通過經濟個體的預期行為對經濟活動產生影響，所以名義匯率的變動也將通過預期對兩國間的實際貿易收支產生影響。

正因如此，本文試圖檢驗匯改后中美進出口額與人民幣名義匯率間的關系。鑒于外貿交易中合同與訂單簽訂的時滯，本文數據的選取起始于匯改第一年末。由此，本文采用的是2005年12月到2008年6月的月度數據。

人民幣名義匯率數據源自中國人民銀行網站公布的人民幣兌美元匯率的月度平均值。為消除數據的異方差性，對原始數據取自然對數，并將調整后的數據記為LNNE。從海關統計資訊網得到中美貿易的原始數據，為消除數據的異方差性，對原始數據取自然對數，并將調整后的中國對美國的進、出口額分別記為LNIM、LNEX。

三、實證檢驗

對時間序列問題處理的協整分析方法是20世紀80年代由恩格爾-格蘭杰提出的。最小二乘法可能存在偽回歸問題，而協整理論就可以避免這種錯誤，從而在兩個或多個非平衡變量間尋找均衡關系。協整檢驗的思想在于：如果某兩個或多個同階時間序列向量的某種線性組合可以得到一個平穩的誤差序列，那么這些非平穩的時間序列就存在著長期均衡關系，或者說這些序列具有協整關系。由于只有具有相同單整階數的多個變量才有可能存在協整關系。因此，在協整分析之前首先要對變量進行單位根檢驗。表一給出了LNNE、LNIM、LNEX的單位根檢驗結果。

注：檢驗形式（C, T, L）中的C，T和L分別表示單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢項和滯后階數。*表示通過5%顯著性水平檢驗，**表示通過1%顯著性水平檢驗。

從表一中我們看出，上述數據在AIC及SC標準下，在10%的顯著度以上都不能拒絕原假設，即序列存在單位根，是非平穩的。因此，不能使用最小二乘法檢驗上述變量間存在的關系，否則會產生偽回歸的情況。在5%的顯著度下，上述序列的一階差分序列都拒絕原假設，也就是說上述序列都是一階單整序列，可以采用Johansen協整檢驗。

在VAR模型中，因變量自身滯后期的長短，對模型的參數估計有著很重要的影響：若滯后期過小，則誤差項的自相關性有時就比較嚴重，從而導致模型參數估計的誤差過大；如果滯后期過大，則又會影響到模型的自由度的減少，直接影響模型參數估計量的有效性。在無約束VAR（P）模型條件下,可依據AIC、SC和LR統計量等多種檢驗準則，通過測試不同VAR（P）對應的值，得出VAR（P）的最優自回歸階數。由表二得出LNEX與LNNE的VAR模型的最佳滯后期為4期，由表三得出LNIM與LNNE的VAR模型的最佳滯后期為1期。

在建立向量誤差修正模型之前，為確定數據之間的協整關系以及協整關系的數量。本文采用Johansen檢驗方法，以確定滯后4期的LNEX與LNNE、滯后1期的LNIM與LNNE之間的協整關系，檢驗結果見表四和表五。

檢驗結果顯示：在5%的置信度下，LNEX與LNNE、LNIM與LNNE之間都存在著一個協整關系，即具有較長期的均衡關系，符合向量誤差修正模型的使用要求。

由于協整關系成立，對協整方程的系數進行估計，得到LNEX與LNNE、LNIM與LNNE標準化的協整關系，協整方程如下：

LNEX = -79.94884 + 35.29046 LNNE

3.84203 -4.14036

LNIM = -1.795519 LNNE

-51.9393

根據上式，中國對美國的出口與人民幣名義匯率存在正相關關系，中國對美國的進口與人民幣名義匯率存在負相關關系，且名義匯率變動對中國對美國出口的影響程度遠大于其對進口的影響。從長期均衡來看，人民幣名義匯率下降（人民幣升值）將會造成我國對美國貿易順差的下降。

建立滯后4期的LNEX與LNNE、滯后1期的LNIM與LNNE的向量誤差修正模型，模型如下:

D（LNEX） = - 0.016225 ［LNEX（-1） + 35.29046 LNNE（-1） - 79.94884］ - 0.057228D（LNEX（-1）） - 0.1774123D（LNEX（-2）） - 0.088028D（LNEX（-3）） - 0.082435D（LNEX（-4）） + 9.293211D（LNNE（-1）） - 6.145892D（LNNE（-2）） + 7.149824D（LNNE（-3）） - 3.541460D（LNNE（-4）） （1）

D（LNIM） = - 0.191097［LNIM（-1） - 1.795519LNNE（-1）］ - 0.264986D（LNIM（-1）） - 13.18609D（LNNE（-1）） （2）

方括號內的變量正是之前得到的長期關系。括號前的系數為誤差修正系數，表示當前期的變量相對于長期均衡值取值過高時，通過誤差修正系數的反向修正作用使變量向長期均衡值移動。在回歸方程式（1）中，誤差修正系數為- 0.016225，小于零，符合反向修正原理，且由其數值可知回歸方程的短期修正作用并不明顯。括號后面表示的是變量之間的短期關系，由回歸方程式（1）可以看出，LNNE滯后一期的影響較其余三期的影響大，滯后四期的影響最小。在回歸方程式（2）中，誤差修正系數為- 0.191097，符合反向修正原理，但調整的強度較回歸方程式（1）的強度大。

Johansen協整檢驗考察的僅僅是變量之間的長期均衡關系。為了進一步揭示中美進出口額與人民幣名義匯率之間的短期關系，我們還需要進行Granger因果檢驗。格蘭杰因果檢驗的主要思想是：現發生的事情可以提高后發生事情的預測精度的話，就可以認為現發生的事情是后發生事情的原因，其方法是：先估計一個變量X被其自身滯后值能夠解釋的程度，然后驗證通過引入另一個序列Y的滯后值是否可以提高原來變量X的被解釋程度。如果是則稱序列Y是X的Granger原因，此時Y的滯后期系數具有統計顯著性。

選擇6期滯后進行Granger因果檢驗，檢驗結果見表六。檢驗結果表明，人民幣名義匯率既不是中國對美國出口額的Granger原因，也不是中國對美國進口額的Granger原因。即人民幣名義匯率的變動不能準確地預測中國對美國出口額和進口額的變動。

綜合協整檢驗和Granger因果檢驗，雖然在長期協整關系中匯率波動對中美貿易尤其是中國對美國的出口影響較大，但是其短期的影響卻不明顯。事實上，我們對中美貿易順差與人民幣名義匯率進行Granger因果檢驗發現二者也沒有任何Granger因果關系。

四、結論

通過以上對中國對美國進出口額和人民幣名義匯率的協整分析、Granger 因果檢驗，可以得到如下結論：短期內人民幣名義匯率和中美貿易收支之間的相互作用并不明顯，但從長期均衡關系來看，中國對美國的出口與人民幣名義匯率存在正相關關系，中國對美國的進口與人民幣名義匯率存在負相關關系，且名義匯率變動對中國對美國出口的影響程度遠大于其對進口的影響。故從長期均衡來看，人民幣名義匯率下降（人民幣升值）將會造成我國對美國貿易順差的下降。

鑒于短期內人民幣名義匯率和中美貿易收支之間的相互作用并不明顯，未來可考慮中美兩國收入對兩國貿易收支的影響，以發現兩國的收入和匯率哪一個對中美貿易收支的影響更大。

（作者單位：南京財經大學）