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1、国际贸易问题2 0 0 7 年第 5 期中美贸易顺差与人民币汇率关系的实证分析武汉大学经济与管理学院 王胜 陈继勇 吴宏摘要：针对中美贸易顺差与人民币汇率关系的问题，本文通过协整分析和 G r a n g e r 因果检验发现，人民币升值在短期难以对中美贸易顺差产生调节作用，从长期影响而言，人民币升值的影响作用也不大。此外，中美贸易顺差在短期还是主要取决于当前贸易收支的现实情况，而中长期则在很大程度上受到美国经济波动的影响。因此，人民币升值不会缓解美国巨大的贸易逆差，而且即使美国贸易收支出现改善也不会对美国经济发展产生显著的正面影响。关键词：中美贸易顺差；名义汇率；协整检验；G r a n g
2、 e r 因果检验一、引言国际收支的弹性分析法认为，一国货币贬值可以影响该国的相对价格，从而使出口量增加而进口规模减少，进而导致国际收支的变化（R o b i n-s o n，1 9 3 7）。马歇尔-勒纳条件认为，只有当出口商品的需求价格弹性与进口商品的需求价格弹性之和大于 1 时，本币贬值才能达到改善国际收支的效果。而毕肯戴克-罗宾逊-梅茨勒条件（B i c k-e r d i k e-R o b i n s o n-M e t z l e rC o n d i t i o n（B R M）则认为，马歇尔-勒纳条件还不完全，本币贬值的效果一方面取决于进出口商品的需求价格弹性，另一方面还要考
3、虑价格变动对出口供给的影响。近年来我国许多学者对中国贸易收支与人民币汇率之间的关系进行了一些经验研究，并取得了较大的进展。例如，有些学者侧重于估算中国进出口商品的价格弹性，从而来检验中国国际收支是否满足马歇尔-勒纳条件的要求（陈彪如，1 9 9 2；戴祖祥，1 9 9 7 等）；还有些学者直接对中国贸易收支与人民币汇率的关系进行计量检验。由于中国贸易伙伴众多，外币种类多样，再加上计量方法的多样性和数据选择的不同，从国际收支整体宏观层面进行的一系列经验检验并没有得到一致的结论。以上的诸多检验都是基于国际收支弹性理论，所以都是侧重于讨论实际有效汇率和贸易收支之间的关系。近些年在国际金融理论、投资理
4、论等领域的最新研究表明，名义汇率已经成为一个敏感的价格信号，它的影响已经通过各种渠道渗透到经济的众多领域。所以，为了深入地探讨名义汇率在国际经济中的作用和影响，在本文中选取了名义汇率这个数据样本来考察汇率与贸易收支之间的相关关系。近几年，由于美国贸易赤字的规模不断扩大，导致美国进一步加强对中美贸易问题的重视程度。针对美中两国巨额贸易逆差，美国一方面提出了配额限制、倾销调查等种种手段来限制中国商品的进口规模，从而造成两国贸易摩擦不断升级；另一方面，又要求人民币升值来缓解美国贸易收支的压力，进而对中国的宏观经济政策指手划脚。因此，本文拟以美国作为研究对象，重点考虑人民币兑美元的汇率与中美贸易顺差之
5、间的相互关系和影响。沈国兵（2 0 0 5）利用协整检验的 E G两步法对两者之间的关系进行了实证检验，但是他的最大缺点就是当贸易收支发生变化时，无法识别这种变化究竟是人民币汇率波动引起的，还是源于其他方面的原因。如果贸易收支源于其他原因，那么仅仅通过调节汇率就难以达到平衡贸易收支的目的。所以本文采用多向量的 J o h a n s e n 协整检验及方程分解方法来研究中美贸易收支和人民币汇率之间的长期均衡关系以及影响中美贸易收支变动的真实原因，同时通过 G r a n g e r 因果检验来考虑不同变量之间的短期相互作用，以期得到一个较为全面的结论。二、理论分析框架首先考虑一个基于凯恩斯理论
6、的标准比较静态国际收支模型。假设现在世界上有两个国家，分别代表中国和美国。每个国家都生产一些具有一定差异的商品，商品市场是垄断竞争；部分商品可以进出口，这样进口商品与自己国家商品之间就王胜：武汉大学经济与管理学院 4 3 0 0 7 2电子信箱：s h e n g w a n g 5 2 2 y a h o o.c o m.c n。区域国别市场3 4-国际贸易问题2 0 0 7 年第 5 期存在着一定的替代性。中国和美国的进口需求取决于该国总收入水平和相对价格，即：DCM=DCM（YC，e PxA/PC）DAM=DAM（YA，PxC/e PA）（1）其中 DCM、DAM分别代表中国和美国的实际
7、进口需求，YC、YA分别代表中国和美国的实际总收入水平，PxC、PxA是中美两国以各国货币标价的出口价格指数，PC、PA分别为中美两国以各国货币标价的国内价格水平，e 是直接标价法下的人民币兑美元的名义汇率，名义汇率的上升意味着人民币的贬值。由于商品市场是垄断竞争的，所以我们假定实际出口供给只和出口品的相对价格相关：SCX=SCX（PxC/e PA）SAX=SAX（e PxA/PC）（2）其中、SCX、SAX分别代表中国和美国的出口供给。当两国市场达到均衡时，有：DCM=SAX，DAM=SCX（3）联立前面方程可以求解出中美贸易收支情况，它能表示成实际汇率、中国总收入和美国总收入的函数形式：B
8、=SCX-DCM=B（e PA/PC，YC，YA）（4）马歇尔-勒纳条件是指，只有当出口商品的需求价格弹性和进口商品的需求弹性之和大于 1时，本币贬值才能改善该国的贸易收支。如果像我们这里还进一步考虑相对价格对进出口商品供给的影响，那么就需要考虑国际收支中扩展的毕肯戴克-罗宾逊-梅茨勒条件，这时本币贬值能否改善贸易收支不仅取决于进出口商品的需求价格弹性，而且还取决于进出口商品的供给价格弹性。静态国际收支模型仅仅考虑了汇率变动给两国消费带来的支出转移效应，所以是基于实际汇率变动的分析，但是在本文下面的实证检验中选用的是名义汇率这个指标，其具体原因有如下三点：首先，标准国际收支模型中，只考虑到名义
9、汇率变动通过影响进出口相对价格来改变一国的进口需求，从而对两国收支产生影响。而在实际国际经济中，汇率影响的传导机制和渠道更为复杂和多样。名义汇率的波动将直接影响国际资本市场上不同资产的收益率，从而改变国际投资的流向，这样由财富效应也会对一国的进口需求产生影响。其次，在国际经济学最近的研究中，一些研究者重点考察了汇率波动和进出口价格之间的关系。B e t t s 和 D e v e r e u x（1 9 9 6，2 0 0 0）认为如果出口商都选择当地货币定价（L o c a lC u r r e n c yP r i c i n g）的方式，那么汇率的波动就不会影响两国的相对价格，从而导致汇
10、率的零穿越效应，于是传统的支出转移效应就完全消失了。实证检验也表明汇率变动不会对价格完全穿越，实际上消费价格对汇率变动反映不大（E n g e l，1 9 9 3；P a r s l e y和 We i，2 0 0 1），这即是说汇率的支出转移效应相当小。所以，实际汇率和名义汇率之间的关系并没有想象中那么简单。再次，在货币理论研究中，对于短期货币非中性的结论基本上达成了共识。尤其当预期理论引入宏观经济学后，经济学家发现名义经济变量可以通过经济个体的预期行为对经济活动产生深刻的影响，所以名义汇率的变动也将通过预期对两国间的实际贸易收支产生作用。综上所述，名义汇率和实际贸易收支之间存在着千丝万缕的
11、联系，因此我们可以对（4）式进行小小的修改，把中美两国的价格看成名义汇率的函数，以人民币名义汇率代替实际汇率，这样就得到了国际收支决定的方程（5），这也正是本文实证检验的理论基础。B=B（e，YC，YA）（5）三、协整检验1.数据说明我国在 1 9 9 4 年实行了汇率制度的改革，人民币兑美元大幅贬值；此后，中国外汇管理当局采取以盯住美元为主的有管理的浮动汇率制度，人民币汇率的调整也开始从完全计划指令调节向以市场导向为主的调控形式转变。为了避免经济政策调整等制度原因对汇率的直接影响，以便更准确地考察当前中美贸易顺差和人民币汇率之间的内在关系，在数据时期选取时避开了 1 9 9 4 年人民币汇率
12、的政策调整，采用的是从 1 9 9 5 年到 2 0 0 4 年的季度数据。其中：中美贸易顺差 B a l s a：以美国商务部网站区域国别市场3 5-国际贸易问题2 0 0 7 年第 5 期变量含义字母表示水平检验结果一阶差分检验结果临界标准检验形式（C，T，L）A D F 统计量检验形式（C，T，L）A D F 统计量1%临界值5%临界值中美贸易顺差B a l s a（1，1，1）-3.1 0 3 1 3 6（1，1，2）-5.9 1 2 8 2 5*-4.2 3 2 4-3.5 3 8 6名义汇率E x（1，0，2）-2.3 8 9 2 6 8（1，0，2）-3.9 5 5 3 1 5*
13、-3.6 2 2 8-2.9 4 4 6中国实际 G D PY c h i（0，0，1）0.7 4 4 9 2 5（0，0，1）-2.9 6 8 2 9 6*-2.6 2 8 0-1.9 5 0 4美国实际 G D PY u s a（1，1，1）-1.7 3 2 7 3 2（1，0，1）-3.4 3 9 1 1 7*-3.6 1 7 1-2.9 4 2 2（w w w.c e n s u s.g o v）美中双边贸易的原始数据计算得到中美两国的名义贸易顺差额；美国的价格指数采用国际货币基金组织（w w w.i m f.g o v）官方网站的国际金融统计（I n t e r a n t i o
14、n a l F i n a n c i a l S t a t i s t i c s）中的消费价格指数；两者相除就可以算出中美实际贸易顺差，然后对这些季度数据进行季节调整后取自然对数得到本文实证分析的样本数据。名义汇率 E x：直接标价法的名义汇率，汇率升高意味着人民币贬值；因为汇率不存在明显的季度性的变化规律，所以直接根据中国经济信息网（w w w.c e i.g o v.c n）中人民币汇率的季度数据取对数即可。中美两国的国内生产总值 Y c h i 和 Y u s a：两国名义 G D P都是直接来源于中经网经过季度调整的 G D P 季度数据；两国价格指数采用都是国际货币基金组织（w
15、 w w.i m f.g o v）官方网站的国际金融统计（I n t e r a n t i o n a lF i n a n c i a lS t a t i s t i c s）中的消费价格指数；名义 G D P除以相应的价格指数就可以得到实际 G D P，再通过自然对数调整即可得到本文样本数据。2.单整及协整检验对于时间序列问题处理的协整分析方法是2 0世纪 8 0年代由恩格尔-格兰杰（E n g l e-G r a n g e r）提出的。传统的计量回归方法可能存在伪回归问题，而协整理论就可以避免这种错误，从而在两个或多个非平衡变量间寻找均衡关系。协整检验的思想在于：如果某两个或多个同
16、阶时间序列向量的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列，那么这些非平稳的时间序列就存在着长期均衡关系，或者说这些序列具有协整性。由于只有具有相同单整阶数的多个变量才有可能存在协整关系。因此，在协整分析之前首先要对变量的单整阶数进行检验，使用 A D F方法对全部时间序列数据进行单位根检验。采用最为一般的数据生成过程和估计模型，即同时带有截距项和趋势项的模型；然后根据模型简捷有效的指标和一般经验来选取滞后期 p 的取值。通过使用 E v i e w 4.0 计量软件，在表 1中得到单位根检验的结果。检验结果表明，中美贸易顺差、人民币汇率、中国 G D P和美国 G D P季度数据序列的 A D
17、F统计值都比显著性水平为 1 0%的临界值要大，说明这四个序列是非平稳的。一阶差分后，中美贸易顺差、人民币汇率和中国 G D P季度数据的 A D F统计值小于对应的显著性水平为 1%的临界值，表明这三组序列此时在 9 9%的置信水平下是平稳的；美国 G D P 的一阶差分也在 9 5%的置信水平下是平稳的。所以，这四组数据都是一阶单整序列，这样就可以检验它们之间的协整关系。协整检验一般可以采用 E n g e l 和 G r a n g e r 提出的 E G两步法，即首先用最小二乘法对向量进行回归分析，然后再把回归得到的残差进行单位根检验。但是，当对两个以上变量作协整检验时，这种方法就存在
18、一个较大的缺陷：以不同的向量作被解释变量时，就可能得到向量之间不同的协整关系。所以，检验多向量之间协整关系时，现在用得更多的是 J o h a n s e n协整检验。J o h a n s e n（1 9 8 8）是在建立向量自回归模型的基础上，来估计模型的长期均衡关系，从而得到一个有效的无偏估计；这种方法不仅克服了 E G两步法的缺陷，还可以精确地检验出协整向量的数目。协整检验首先需要确定合理的协整滞后阶数，以保证协整关系统计上的可信度。在无约束V A R（P）模型条件下，可依据 A I C和 S C等多种检验准则，通过测试不同 V A R（P）对应的值，得出V A R（P）的最优自回归阶
19、数。通过逐一测试，给出了滞后阶数 L a g 从 1 到 5 所对应的各组检测值。如表 2 所示，A I C和 S C的数值越小，意味着模型表 1 单位根检验注：检验形式（C、T、L）中，C、T、L 分别代表常数项、时间趋势和滞后阶数。*表示通过 5%显著性水平检验，*表示通过 1%显著性水平检验。区域国别市场3 6-国际贸易问题2 0 0 7 年第 5 期标准化的协整参数（括号中是标准差）B A L S AE XY C H IY U S AC1.0 0 0 0 0 0-3 7.8 8 9 6 5（1 3.8 5 6 2）-0.5 4 9 9 1 8（0.1 6 1 8 7）-4.6 6 5
20、5 3 3（0.7 5 2 2 9）1 2 4.2 4 1 1L o g l i k e l i h o o d：5 2 1.2 0 3 8L a g12345D e t e r m i n a n t R e s i d u a l C o v a r i a n c e6.3 7 E-1 79.1 8 E-1 87.9 7 E-1 89.4 9 E-1 85.5 6 E-1 8L o g L i k e l i h o o d（d.f.a d j u s t e d）4 9 2.8 8 6 25 1 5.7 4 8 65 0 4.3 3 9 84 8 7.2 8 6 04 8 2.4 4
21、2 4A k a i k e I n f o r m a t i o nC r i t e r i a-2 4.8 8 8 7 5-2 5.9 3 2 3 5-2 5.1 2 9 9 9-2 3.9 5 9 2 0-2 3.4 3 7 7 9S c h w a r z C r i t e r i a-2 4.0 2 6 8 6-2 4.3 6 4 9 8-2 2.8 4 2 6 8-2 0.9 3 7 3 8-1 9.6 6 6 7 8C E（s）的假设数特征值轨迹统计量5%临界值1%临界值最大特征值统计量5%临界值1%临界值N o n e0.5 6 0 2 9 96 0.3 6 7 4 2*
22、4 7.2 15 4.4 62 9.5 7 9 7 5*2 7.0 73 2.2 4A t m o s t 10.4 2 2 2 2 73 0.7 8 7 6 7*2 9.6 83 5.6 51 9.7 4 8 6 82 0.9 72 5.5 2A t m o s t 20.2 6 3 9 5 11 1.0 3 9 0 01 5.4 12 0.0 41 1.0 3 2 5 01 4.0 71 8.6 3A t m o s t 30.0 0 0 1 8 00.0 0 6 4 9 43.7 66.6 50.0 0 6 4 9 43.7 66.6 5的简洁性和准确性的共同指标越好，所以本文模型的最佳
23、滞后阶数为 2。通过非拘束的 J o h a n s e n 协整检验，结果如表3 所示，其中第一列是协整方程的假设个数，第二列是特征值，第三、四、五列分别是似然比检验量的值（轨迹统计量）与轨迹统计量 5%和 1%水平的临界值，最后三列是最大特征值统计量与其5%和 1%水平的临界值。在 1%的临界水平下：轨迹统计量表明（6 0.3 7 5 4.4 6）应该拒绝没有协整关系原假设，对应接受存在一阶协整关系；最大特征值统计量则是在 5%的水平下拒绝没有协整关系，接受最多只存在一阶协整关系。所以结论是：在 5%的显著水平下，中美贸易顺差、人民币汇率、中国 G D P 和美国 G D P 之间存在一阶
24、协整关系。有了一阶协整关系的成立，就可以测算具体的协整方程，协整方程系数估计见表 4，即中美贸易顺差、名义汇率、中国实际 G D P和美国实际G D P之间存在一个标准化的协整关系，协整方程形式为：B a l s a=3 7.8 8 9 6 5 E x+0.5 4 9 9 1 8 Y c h i+4.6 6 5 5 3 3Y u s a-1 2 4.2 4 1 1根据上式，在 1 9 9 5 年至 2 0 0 4 的十年里，人民币名义汇率、中国实际 G D P、美国实际 G D P与中美贸易顺差之间都存在着正相关关系。从长期均衡来看，人民币名义汇率上升（人民币贬值）将会造成我国对美国贸易顺差的
25、增加，其根本原因可能在于汇率变动所引起的支出转移效应较为明显，达到本币贬值改善贸易收支的马歇尔-勒纳条件。对比中美两国经济发展对两国贸易的影响，发现美国经济发展状况对双边贸易收支的作用更为突出，美国总收入每增加 1%，就会使中美贸易收支增加 4.6 7 个百分点。我国经济波动对两国贸易收支的影响较小，而且与标准理论模型分析的结果有所不同；中国经济增长不仅没有减少顺差，反而进一步加大了中美贸易不平衡。这主要和两国的贸易结构相关，中国海关统计资料表明：中国对美国出口的商品主要包括鞋类、服装、玩具、家电、普通机床、五金产品、灯具和家具等，以劳动密集型商品为主；而从美国的进口则以高科技商品为主，包括飞
26、机、电站设备、电子产品、化工产品和机械设备等。通过比较中国和巴西、墨西哥、韩国对美国的出口情况，湛柏明和庄宗明（2 0 0 3）也认为中国对美出口的明显优势体现在劳动密集型产品。劳动密集型商品的需求弹性较大，美国经济增长带动中国出口增加的效果显著，所以能有效地扩大中国对美贸易顺差；高科技商品的需求弹性小，随着中国经济的发展，能够替代外国进口的国内高科技产品也越多，因此中国的经济增长反而降低了对美国商品的进口，从而也造成了中美贸易顺差的增加。表 2 水平 V A R模型的最佳滞后阶数表 3 多变量的 J o h a n s e n 协整检验注：*表示通过 5%显著性水平检验，*表示通过 1%显著
27、性水平检验。表 4 J o h a n s e n 标准化协整方程系数区域国别市场3 7-国际贸易问题2 0 0 7 年第 5 期时期S.E.B A L S AE XY C H IY U S A10.0 5 7 9 5 71 0 0.0 0 0 00.0 0 0 0 0 00.0 0 0 0 0 00.0 0 0 0 0 020.0 8 0 7 9 37 5.8 6 2 5 40.0 3 7 7 0 68.0 8 7 0 3 01 6.0 1 2 7 330.0 9 1 7 6 66 3.0 8 7 4 31.7 5 3 8 0 16.2 7 6 2 0 92 8.8 8 2 5 640.0
28、9 6 5 3 15 9.1 5 6 2 72.7 0 7 0 0 26.3 3 9 0 1 63 1.7 9 7 7 150.1 0 3 0 5 25 8.3 2 2 1 43.4 5 4 4 9 75.5 8 6 1 1 03 2.6 3 7 2 660.1 1 1 1 0 65 6.4 6 9 0 53.7 7 2 7 4 65.2 1 6 2 1 83 4.5 4 1 9 970.1 1 7 6 4 95 3.5 1 2 9 84.1 6 3 4 1 64.8 0 3 9 6 33 7.5 1 9 6 480.1 2 2 6 7 75 1.5 7 3 1 14.5 7 7 7 4 74
29、.4 1 8 5 3 43 9.4 3 0 6 190.1 2 7 5 8 25 0.4 9 6 6 34.8 9 6 5 0 54.1 0 3 2 8 84 0.5 0 3 5 71 00.1 3 2 9 0 04 9.4 8 6 2 55.1 4 5 8 0 33.8 6 0 0 1 74 1.5 0 7 9 31 10.1 3 7 9 6 84 8.3 0 6 2 75.3 8 5 0 5 73.6 4 7 4 9 84 2.6 6 1 1 81 20.1 4 2 5 7 14 7.2 6 6 3 85.6 2 4 9 0 43.4 4 5 2 6 54 3.6 6 3 4 51 30.
30、1 4 6 9 7 94 6.4 8 3 0 35.8 3 1 8 6 03.2 7 0 9 8 54 4.4 1 4 1 31 40.1 5 1 3 8 54 5.8 1 1 3 16.0 0 2 7 9 83.1 2 6 3 0 14 5.0 5 9 5 91 50.1 5 5 6 9 84 5.1 5 3 2 66.1 5 6 3 3 62.9 9 8 1 7 74 5.6 9 2 2 31 60.1 5 9 8 3 04 4.5 4 1 7 26.3 0 1 5 0 62.8 7 8 5 2 64 6.2 7 8 2 51 70.1 6 3 8 3 14 4.0 1 3 4 66.4
31、3 4 0 5 02.7 6 9 8 2 04 6.7 8 2 6 71 80.1 6 7 7 6 24 3.5 4 6 8 16.5 5 1 5 8 02.6 7 3 5 0 34 7.2 2 8 1 01 90.1 7 1 6 1 94 3.1 1 1 4 56.6 5 8 0 9 12.5 8 6 6 1 04 7.6 4 3 8 52 00.1 7 5 3 8 04 2.7 0 5 2 36.7 5 7 0 8 32.5 0 6 1 4 54 8.0 3 1 5 5四、脉冲响应函数和方差分解根据 E n d e r s（1 9 9 5）的研究，一个时间序列的误差方差是自身扰动即系统其它
32、扰动共同作用的结果。方差分解的目的就是研究一个系统中，当某一外生冲击发生时，整个系统随后的变动多大程度是受到该冲击的影响；其主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程冲击相关联的几个组成部分，从而了解各类冲击对模型内生变量的相对重要性。谢建国等（2 0 0 2）用冲击分解的方式研究了人民币汇率对中国贸易收支的短期和长期影响，在他们的模型里，考虑了国内供给、需求、国外需求和汇率等四种冲击对中国贸易收支的影响程度。他们的结论是：人民币汇率对中国贸易收支没有显著影响，国内需求冲击是中国贸易收支短期波动的重要因素，而国内供给冲击才是影响中国贸易收支长期变动的重要原因。根据本文建立的 V
33、 A R模型，考虑以下四种冲击对中美贸易顺差的影响：贸易冲击、汇率冲击、中国 G D P冲击和美国 G D P冲击。本文主要是分析汇率、中美经济发展对两国贸易收支的影响程度，所以首先假定出现一个贸易收支的冲击，然后通过建立的 V A R模型影响到各个内生变量，在模型反复迭代之后揭示出各个冲击自身对中美贸易顺差变动的独立的“贡献程度”。表 5 给出了长达2 0 个季度的部分数据，方差分解的结果显示：在中美贸易收支走势的波动中，其自相关性很强，贸易收支波动是最主要的贡献因素之一；美国实际经济发展状况（G D P的波动）对中美贸易顺差的影响随时间逐步表现出来，并且它对中美贸易顺差的影响贡献度比较稳定
34、，只经过两年多的滞后期，它对贸易变动的贡献率就达到了 4 0%多，并长期稳定在这个水平上；中国经济发展对贸易顺差的影响不大，并且随着时间的推移作用进一步减弱；而名义汇率对贸易收支的影响是微乎其微。总而言之，短期内贸易冲击是影响中美贸易顺差决定性的因素，一年后其影响程度依然占了 6 0%左右；而在长期均衡时，美国经济波动则解释了5 0%的中美贸易顺差波动。方程分解可以让我们了解各影响因素的新息对两国贸易顺差的相对重要性，而对于其绝对影响程度就需要讨论其脉冲响应函数。脉冲响应函数刻画的是来自随机扰动项的一个标准差的冲击表 5 中美贸易顺差预期误差和方差分解结果区域国别市场3 8-国际贸易问题2 0
35、 0 7 年第 5 期零假设：样本个数F 统计量相伴概率E x 不是 B a l s a 的 G r a n g e r 成因B a l s a 不是 E x 的 G r a n g e r 成因3 80.4 5 2 8 80.6 3 9 6 80.8 7 0 5 40.4 2 8 1 2Y c h i 不是 B a l s a 的 G r a n g e r 成因B a l s a 不是 Y c h i 的 G r a n g e r 成因3 70.0 6 6 5 60.9 3 5 7 31 1.5 3 7 50.0 0 0 1 7Y u s a 不是 B a l s a 的 G r a n
36、 g e r 成因B a l s a 不是 Y u s a 的 G r a n g e r 成因3 85.9 0 6 6 50.0 0 6 4 21.0 4 5 5 90.3 6 2 8 4图 1 两国贸易收支对一个标准差新息的脉冲反应图对内生变量当前和未来值的影响。图 1 就是脉冲反应函数曲线，横轴代表滞后阶数，图中列出了3 0 个季度，纵轴代表中美贸易收支对各种影响因素单位新息冲击的相应反应程度。从图 1 可以看出，四种因素对贸易收支的影响都是同向的，并且都在 1 5 个季度后均趋于稳定。其中美国经济波动作用最为显著，半年后影响达到最大值，两年后基本趋于稳定。贸易收支对人民币名义汇率微小波
37、动的反应类似于实际经济情况的“J 曲线”，在半年后达到稳定状态。中国经济波动对贸易收支影响程度最弱，并在 1 年后出现了负值，而后趋于收敛，最终稳定在正区域中。从脉冲影响的时间上看，名义汇率对贸易收支变动持续作用时间最短，美国和中国经济波动的影响时间都比较长；但是其中美国经济波动作用最显著，中国经济波动的影响力就微弱得多。五、G r a n g e r 因果检验J o h a n s e n 协整检验考察的仅仅是变量之间的长期均衡关系，但是他们之间在短期内是否存在着相互影响和作用呢？为了进一步揭示中美贸易顺差和其他三个解释变量之间的关系，我们在此还需要进行 G r a n g e r 因果检验
38、。G r a n g e r 因果检验是考察一个解释变量对另一个解释变量的估计能力，其方法是：先估计一个变量 A被其自身滞后值取值能够解释的程度，然后验证通过引入另一个序列 B的滞后值是否可以提高原来变量 A的被解释程度。如果是则称序列 B是 A的 G r a n g e r成因，此时 B的滞后期系数具有统计显著性。在此选择两期滞后来进行 G r a n g e r 因果检验，结果见表 6，其中相伴概率表示拒绝零假设犯第一类错误的概率。检验结果表明，人民币汇率和中美贸易顺差之间没有任何 G r a n g e r 因果关系；引入中国实际 G D P不能提高对两国顺差的解释，但在 9 9%的置信
39、水平下，两国贸易顺差是中国实际 G D P的 G r a n g e r 成因；虽然至少在 9 9%的置信水平下，加入美国 G D P可以提高对中美贸易顺差的解释力度，但是贸易顺差却对美国经济波动没有显著的解释力。从这里可以看出，通过不同的检验方法得到的结论基本上是一致的。方差分解表明短期内美国的经济波动能迅速表现出对两国贸易顺差变动的显著影响，这一点同时得到了 G r a n g e r 因果检验的验证：短期内引入美国经济波动的因素将显著提高对中美贸易顺差的解释力度。虽然在长期协整关系中汇率波动对中美贸易顺差变动的影响较大，但是其短期的影响却不明显，因此没有通过G r a n g e r 因
40、果检验。值得注意的一点是，虽然美国经济发展对两国贸易顺差的影响相当显著，但是中国对美国的贸易顺差却不会对美国经济发展造成较为显著的影响，即由此产生的美国国际收支逆差不会对美国经济发展产生不利的影响，所以美国完全没有必要对中国是其最大贸易逆差国采取敌对态度，并不断升级两国的贸易摩擦。但是另表 6 G r a n g e r 因果检验结果区域国别市场3 9-国际贸易问题2 0 0 7 年第 5 期一方面，中美贸易顺差却是中国经济发展的G r a n g e r 成因，因此现阶段中美两国之间贸易顺差对中国经济发展而言是“利己不损人”的政策。六、结论通过以上对中美贸易顺差和人民币名义汇率的协整分析、方
41、差分解和 G r a n g e r 因果检验，可以得到以下一些结论：1.短期内人民币名义汇率和中美贸易收支之间的相互作用并不明显，但从长期均衡关系来看，人民币升值还是会在一定程度上消减美国对中国巨大的贸易逆差。2.由于中国从美国进口商品的特点，决定了中国经济发展难以增加对美国的进口规模，所以无法改善中美之间的贸易收支平衡。另一方面，中美贸易顺差的扩大将通过增加出口带动中国国内的生产，对中国经济发展产生积极的作用。3.中美贸易收支规模对美国经济运行状况的依赖性较强。美国经济波动对两国贸易收支变动的贡献率为 5 0%左右，这种影响随着时间的推移迅速表现出来，并且一直保持在比较稳定的程度。谢建国等
42、（2 0 0 2）在对中国外贸的实证检验中得出中国贸易收支的国外收入弹性为 2.0 5，而本文所估计的中美贸易收支对美国经济波动的弹性则高达 4.6 7，这就说明在国际经济状况对中国经济发展影响日益明显的今天，美国经济的波动更是起到了举足轻重的作用。4.虽然美国经济对两国贸易收支变动的解释力度很大，但是两国贸易收支对美国经济发展的影响则微乎其微，即美国对中国的巨额贸易逆差根本不是影响美国经济发展的主要原因。所以，美国对中国各种贸易限制所引起的两国贸易摩擦升级更多的是基于政治的考虑，减少美中贸易逆差并不能从根本上解决美国自身经济发展的问题。参考文献陈彪如，（1 9 9 2）人民币汇率研究，华东师
43、范大学出版社。陈平、熊欣，（2 0 0 2）“进口国汇率波动影响中国出口的实证分析，”国际金融研究第 6 期。戴祖祥，（1 9 9 7）“我国汇率收支的弹性分析，”经济研究第 7 期。欧元明、王少平，（2 0 0 5）“汇率与中国对外出口关系的实证研究，”国际贸易问题第 9 期。沈国兵，（2 0 0 5）“美中贸易收支与人民币汇率关系：实证分析，”当代财经第 1 期。谢建国、陈漓高，（2 0 0 2）“人民币汇率与贸易收支：协整研究与冲击分解，”世界经济第 9 期。湛柏明、庄宗明，（2 0 0 3）“从中美贸易看美国经济波动对中国经济的影响，”世界经济第 2 期。B e t t s,C.a n
44、 dD e v e r e u x,M.,（1 9 9 6）“E x c h a n g eR a t eD y n a m i c si n aM o d e lo fP r i c i n g-t o-M a r k e t,”E u r o p e a n E c o n o m i cR e v i e wV o l.4 0,N o.1,1 0 0 7-1 0 2 1.（2 0 0 0）“E x c h a n g eR a t eD y n a m i c si n a M o d e l o f P r i c i n g-t o-M a r k e t,”i nJ o u r n
45、 a l o f I n t e r n a t i o n a lE c o n o m i cV o l.5 0,N o.1,2 1 5-2 4 4.E n d e r s,W.（1 9 9 5）A p p l i e dE c o n o m i c sT i m e sS e r i e s,J o h nWi l e y&S o n s,N o wY o r k.E n g e l,C h a r l e s,（1 9 9 3）“R e a l E x c h a n g e R a t e s a n d R e l a t i v eP r i c e s:a n E m p i
46、 r i c a l I n v e s t i g a t i o n,”i nJ o u r n a l o f M o n e t a r y E c o n o m i c sV o l.3 2,N o.1,3 5-5 0.J o h a n s e n,S.,（1 9 8 8）“S t a t i s t i c a l A n a l y s i s o f C o i n t e g r a t i o nV e c t o r s,”i n J o u r n a lo fE c o n o m i c D y n a m i c sa n d C o n t r o lV o
47、 l.1 2,2 3 1-2 5 4.P a r s l e y,D a v i dC.,a n dS h a n g-J i nWe i.,（2 0 0 1）“E x p l a i n i n gt h eB o r d e r E f f e c t:t h e R o l e o f E x c h a n g e R a t e V a r i a b i l i t y,S h i p p i n gC o s t s,a n d G e o g r a p h y,”i n J o u r n a l o fI n t e r n a t i o n a lE c o n o m
48、 i c sV o l.5 5,N o.1,8 7-1 0 5.R o b i n s o n,J.,（1 9 3 7）T h eF o r e i g nE x c h a n g e,i nE s s a y si nt h eT h e o r yo f E m p l o y m e n t,N e wY o r k:M a c m i l l a n.（责任编辑于友伟）A nE mp i r i c a l A n a l y s i sa b o u t t h eC h i n a-U S AT r a d eS u r p l u sa n dR MB sE x c h a n
49、 g eR a t eWA N G S h e n gC H E N J i-y o n gWU H o n gA b s t r a c t:A st ot h er e l a t i o n s h i pb e t w e e nC h i n a-U S A t r a d es u r p l u sa n dR MB se x c h a n g er a t e,t h r o u g hc o i n t e g r a t i o na n a l y s i sa n dG r a n g e rc a u s a l i t ye s t i m a t i o n,t
50、 h ep a p e rf i n d st h a t R MB sa p p r e c i a-t i o nc a u s e sn oe f f e c tt ot h et r a d es u r p l u si nt h es h o r tr u na n dl i t t l ee f f e c ti nt h el o n gr u n.Mo r e-o v e r,C h i n a-U S A t r a d es u r p l u si sm a i n l yd e p e n d e n to ni t s e l fi nt h es h o r tr