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1、国际贸易问题2011年第7期国际金融汇率变化与贸易平衡基于中国与亚太主要贸易体的研究于友伟摘要：基于中国与13个亚太主要贸易体的双边贸易数据以及最新的面板协整计量方法，本文对贸易平衡与汇率变动之间的关系进行了分析。研究结果表明，人民币相对于各贸易伙伴的升值，在有限程度上能够减少我国的贸易盈余，改善伙伴国的贸易平衡状况。然而数据表明，贸易伙伴国贸易收支的恶化，主要还是由于其经济总量扩张导致对“中国制造”需求增长所致，汇率对于贸易平衡的影响要有限得多。对于美国等发达国家，要减少其相对于中国的贸易赤字，关键是要逐步取消对华技术产品的出口限制，试图通过逼迫人民币升值来改善其贸易平衡状况的想法忽略了问题
2、的本质所在。关键词：汇率；贸易平衡；面板协整；中国；亚太汇率安排一直是国际经济研究中一个重要且具有敏感性的问题。之所以重要，是因为一国汇率安排直接关系到其货币、财政政策的执行及效力，关系到国内经济的稳定运行，但汇率的影响决不仅局限于此，它同时也是国际政治博弈中的一个敏感议题。近年来，以美国为首的一些西方国家一直采取各种手段要求我国大幅提高汇率，试图通过人民币升值以求其贸易收支和平衡状况的改善。尽管自2005年汇改以来人民币已经有了较大幅度的升值，但在目前美国经济遭遇重大危机、贸易收支恶化的背景下，力图通过政治手段促使人民币大幅度升值的舆论又一度甚嚣尘上。撇去美国的荒谬霸权逻辑不说，试图简单地依
3、靠汇率调整来改善贸易平衡的经济逻辑也是值得怀疑的。在学术研究方面，目前关于汇率变动对贸易平衡影响的研究文献虽然不少，但在这个问题上还远没有形成一致的结论，汇率变化的影响具有不确定性，应因国别而有不同。针对敏感的人民币汇率安排问题，本文将在以往研究的基础上，利用1992年以来中国与主要亚太贸易体的相关数据，以及最新的计量方法，对汇率变化与我国贸易平衡之间的关系进行实证检验，以期得出更为稳健的理论结果和政策含义。一、文献述评弹性分析是研究汇率变化影响贸易平衡的基本理论方法。根据“弹性分析法”以及马歇尔勒纳条件，本币的贬值会使进出口商品的相对价格发生变化，当进、出口商品的需求弹性之和大于1时，汇率的
4、这种变化会改善本国的贸易收支，然而如果两者之和小于1，贸易收支状况则会因此而恶化。针对汇率影响贸易平衡的理论分析进一步引致了大量实证检验。Rose和Yellen（1989）对美国与其它G7于友伟：对外经济贸易大学 100029 电子信箱：-154国际贸易问题2011年第7期国际金融国家的双边贸易进行了检验，结果发现，无论是对于发展中国家，还是对于发达国家，汇率变化对于贸易平衡并没有显著影响。Rose（1991）对美英加德日等国的检验表明，这些国家的贸易进出口、实际汇率及国内外产出之间不存在协整关系，亦即汇率变化与贸易平衡之间缺乏实质联系。Bahmani-Oskee和Brooks（1999）对美
5、国数据的研究发现，短期内实际汇率的变化对贸易平衡没有实质影响，但在长期内，实际汇率降低能够起到改善贸易平衡的作用。Wilson（2001）对新加坡、韩国、马来西亚与美日之间贸易平衡进行了研究，结果发现，汇率变动对于新加坡和马来西亚的贸易平衡状况没有实质影响，韩国的贸易收支在一定程度上会受到汇率变动的影响。综合来看，这些实证研究的结果具有不确定性，汇率变化影响贸易平衡的方向并不固定，单纯依靠货币贬值来改善贸易平衡的做法并不一定现实。近年来，人民币汇率成为国际政治经济研究的焦点，针对我国汇率变化与贸易平衡关系的探讨也引起了越来越多的关注。谢建国（2002）利用协整方法对人民币汇率与贸易收支关系进行
6、了实证分析，结果显示人民币贬值对贸易收支没有显著影响。沈国兵（2004）研究了中日贸易平衡与人民币汇率之间的关系，结果也发现两者之间并不存在实际联系。郝雁（2007）针对中美贸易平衡进行了研究，结果表明马歇尔勒纳条件并不满足，人民币升值并不能改变美国贸易逆差格局。陈学彬等（2007）针对中国与美日欧双边贸易平衡的研究发现，人民币升值对于缓解这些地区的贸易失衡具有一定意义，但要解决长期的贸易赤字，寄希望于人民币升值是不现实的。这些针对我国贸易平衡的代表性实证研究提出了很有价值的结论，但与此同时也存在着一定的缺憾。研究对象上，这些研究基本都是以个别国家或地区为对象的特定研究，没能将主要贸易体同时纳
7、入分析框架。在研究方法上，既有的实证分析多是采用OLS回归或单变量时间序列方法，前者由于没有考虑“非平稳性”而容易产生偏误，故已较少采用，传统的单变量时间序列方法，如单位根检验、协整检验等已成为近期研究中的主要方法。然而，近年来传统单位根检验等时序方法也受到了越来越多地批评，原因就在于其“势”（power）过低，致使检验结果缺乏稳健性。尤其是在数据时间跨度较短情况下，上述问题就会愈加突出。基于既有研究的不足，本文在研究对象上进行了扩充，将13个亚太经济体与我国贸易收支情况纳入分析范围，使分析对象更具一般性，在研究方法上，通过构建面板数据集，采用最新的面板单位根检验和协整检验计量方法（panel
8、 unit root and co-integration）。由于这些面板方法除考虑单截面时序数据的信息外，还综合了截面间信息，因而使本文的实证结论具有更高的“势”值和稳健性。二、模型设定和变量说明本文的实证分析将以Rose和Yellen（1989）构造的简化式两国模型为基础。假定存在两个国家，本国和外国，国内经济生产出口商品、进口消费品，那么，以本国货币定义的贸易平衡就可以由下式表示：TB=PdX-ePfM（1）其中，X是出口量，Pd是出口品的国内价格，M是进口量，Pf是以外币表示的-155国际贸易问题2011年第7期国际金融进口品价格，e是直接标价法表示的名义汇率。将（1）式两边同时除以P
9、d，可以得到真实贸易平衡：RTB=X-e*Pf/Pd*M=X-qM（2）其中，q=e*Pf/Pd定义为真实汇率。由微观经济理论的供求原理可知，出口X是真实汇率和国外真实收入的函数，进口M是真实汇率和国内收入的函数，即X=X（q，Yf）和M=M（q，Yd），Yf和Yd分别表示国外和国内的真实收入。这样，我们就可以得到真实贸易平衡的决定函数：RTB=RTB（q，Yf，Yd）（3）真实汇率q的估计系数即反映出汇率变化将会对贸易平衡产生的影响。q采用的是直接标价法，因此，q上升意味着本币相对于外币的贬值。如果q的估计系数为正，则说明本币贬值有利于改善本国的贸易平衡，反之，则表明贸易平衡会因为本币贬值而
10、恶化。这样，本文的研究中将会涉及到四个变量：贸易平衡、真实汇率、本国及贸易伙伴的真实收入。这里，本国即是指我国，贸易伙伴为亚太地区13个主要经济体，包括美国、加拿大、日本、韩国、菲律宾、印尼、印度、马来西亚、新加坡、泰国、澳大利亚、新西兰和墨西哥，样本数据的时间跨度13年，即1992-2004年。关于贸易平衡的取值，采用我国对贸易伙伴的出口额与自相应贸易伙伴进口额的比值来表示，记为tb，tb值升高意味着我国相对于贸易伙伴的净出口增加，贸易平衡状况改善。真实汇率水平extr根据公式q=e*Pf/Pd计算得出，并取其自然对数，公式中e为直接标价法名义汇率，Pf和Pd分别为贸易伙伴国和我国的价格水平
11、，采用相应国别的以2000年为基期的CPI指数表示。国外真实收入采用各贸易伙伴2000年价格水平的真实GDP表示，并取其自然对数，记为lpgdp。关于我国的真实收入水平，直接方法是采用国内真实GDP，但这里存在着一个问题：本文研究采用的是基于面板数据的计量方法，国内GDP仅有时间维度，缺乏截面维度。如果将每年GDP进行人为重复以构造虚拟面板，这在计算上虽然也属可行，但由于缺乏截面间信息，这样采用面板计量方法得出的结论显然缺乏实际意义。对此，我们的解决方法是，不采用国内GDP水平值，转而计算国内GDP对各贸易伙伴GDP的比值的自然对数值，将其记为rgdp。根据微观供求理论，在其它条件不变的情况下
12、，我国GDP的相对增加，将会使得进口相对增加，这与采用GDP水平值的实证效果是一致的。以上数据的来源为IMF World Economic Out-look、SourceOECD的ICTS数据库、亚洲开发银行各国主要指标数据库等。三、面板单位根及协整关系检验我们将采用面板协整方法检验贸易平衡与汇率之间的长期均衡关系。在做协整分析之前，我们首先要对各变量进行面板单位根检验，以确定其平稳性。考虑如下基于面板数据的AR（1）过程yit=riyit-1+Xiti+eit，其中，i=1,N为截面数，t=1,T为时间跨度，Xit为包括固定效应及面板各单位的时间趋势在内的外生变量，i为自回归系数，假定扰动项
13、eit相互独立。如果|ri|1，yit为（弱）平稳过程，如果|ri-156国际贸易问题2011年第7期国际金融|=1，yit为单位根过程。面板单位根检验方法大致上可以归为两类：一类假定参数i对于所有的截面单位均相同，即对于所有i有i=，这类检验包括LLC检验（Levin、Lin and Chu，2002）、Breitung 检 验（Breitung，2000）、Hadri 检 验（Hadri，1999）等；另一类检验则允许对应于不同截面，i可以发生变动，这类检验包括 IPS 检验(Im、Pesaran and Shin，2003)，MW 检验（Maddala and Wu，1999）等。在应用
14、计量研究中，LLC检验、IPS检验和MW检验这三种方法的使用频度最高，为了确保稳健性，我们的分析中同时采用了这三种方法。具体而言，LLC检验的原假设和备选假设分别是H0:i=0对于所有的i，以及H1:i=0对于所有的i。IPS检验和MW检验的原假设和备选假设分别为H0:i=0对于所有的i，以及H1:i0对于i=1,2,Ni和i=0对于i=Ni+1,Ni+2,N。表1面板单位根检验结果LLCIPSMWLLCIPSMWtb统计量-6.780-0.85029.189rgdp统计量-3.2210.21723.633p值0.0000.1980.303p值0.0010.5860.597Dtb统计量-16.
15、318-11.532141.235Drgdp统计量83.835-6.34783.835p值0.0000.0000.000p值0.0000.0000.000extr统计量-10.249-1.11131.2064lpgdp统计量-1.171-0.21233.418p值0.0000.1330.221p值0.1210.4160.150Dextr统计量-21.5480-12.5618130.916Dlpgdp统计量-7.794-4.48663.195p值0.0000.0000.000p值0.0000.0000.000注：D表示一阶差分；检验形式为只带截距项，滞后阶数的选取依据BIC准则确定。从表1可以看
16、出，对于变量tb、extr和rgdp的水平值，LLC检验都拒绝了存在单位根的原假设，然而与此同时IPS和MW检验却没有拒绝原假设。考虑到IPS检验和MW检验较LLC检验对截面效应的限制更少、灵活性更高，而且Maddala andWu（1999）指出MW检验具有更优秀的性质，因此，我们最终选择接受IPS和MW检验的结果，即认为变量tb、extr和rgdp的水平值是非平稳的。对于变量lpgdp，LLC检验、IPS检验和MW检验都没有拒绝存在单位根的原假设。进一步对上述变量做一阶差分处理并进行单位根检验，可以看出，对于四个变量，三种检验方法都显着地拒绝了存在单位根的原假设。综合来看，可以判断四个变量
17、都是I（1）一阶单整过程。接下来，我们就需要对变量进行协整检验，以确定变量间是否存在长期联系。简单地说，面板协整检验就是将针对单个体的协整检验用于面板数据环境，它仍然采用 Engle and Granger（1987）提出的基于协整方程残差的检验思路。Pedroni（1999）构造了7个检验面板变量协整关系的统计量，其中4个联合了组内残差（within-dimension），分别记为Panel统计量、Pane统计量、Panelt非参数统计量和Panelt参数统计量，另外3个采用组间残差（between-dimension），分别记为Group统计量、Groupt非参数统计量和Groupt参数统
18、计量。Pedroni指出，这些-157国际贸易问题2011年第7期国际金融统计量在进行标准化之后都趋于正态分布。Kao（1999）基于各截面的回归残差也构造出了两种类型的协整检验统计量，即DF和ADF统计量，其中DF统计量又具体包括四个统计量：DF、DFt、DF*和DFt*统计量。Pedroni检验和Kao检验的原假设都是变量间不具协整关系。具体而言，我们确定了两组协整关系进行检验，即tb，extr，lpgdp和tb，extr，lpgdp，rgdp，结果见于表2。由于Pedroni（1999）指出，在样本较小的情况下，panelt参数统计量和groupt参数统计量在由其提出的7个统计量中具有相
19、对较好的性质，因此表2中只给出了这两个检验值和p值。可以看出，对于我们所给定的两组协整关系，表2中的7个协整检验结果都在非常低的水平上拒绝了不存在协整关系的原假设，也就是说，变量之间存在协整关系，我国相对于亚太主要贸易伙伴的贸易平衡状况会受到汇率变动的影响。不过，要具体判断这种影响的方向和程度，则需要进一步对协整关系进行估计。四、汇率与贸易平衡长期均衡关系的FMOLS和DOLS估计面板协整检验只是检验变量间是否存在长期关系，但并不对协整关系做出具体估计。要估算出协整系数，传统方法是直接对变量进行OLS回归，然而在面板数据环境下，回归变量间的潜在内生性和序列相关会使回归结果出现的偏误。为了使估计
20、结果更准确，一些新的估计方法如完全修正 OLS（FM-OLS）和动态 OLS（DOLS）被相继提出。对于(yit,xit)I(1)，变量yit和向量xit之间的协整关系为yit=i+xit+uit，xit=xit-1+it，和uit分别为协整系数和扰动项。wit=(uit,it)的长期协方差矩阵可以表示为：=j=-E(wijwi0)=+=uuu=E(wi0wi0)为同期协方差矩阵，=j=1E(wijwi0)为自协方差矩阵的加权总和。定义D=+=j=0E(wijwi0)=DuDuDuD。协整关系的OLS估计量为：OLS=i=1Nt=1T(xit-xi)(xit-xi)-1i=1Nt=1T(xit
21、-xi)(yit-yi)其中，-xi=(1/T)t=1Txit和-yi=(1/T)t=1Tyit。的FMOLS估计量为：FM=i=1Nt=1T(xit-xi)(xit-xi)-1i=1N(t=1T(xit-xi)y+it-TD+u)其中，y+it=yit-u-1it，D+u=Du-D-1u，而u和分别为u和的一致估计量，Du和D分别为Du和D的核估计。DOLS估计量D可以通过对下式进行回归表2面板协整检验结果检验结果Panel t（参数）Group t（参数）DFDF tDF*DF t*ADF协整关系（1）统计值-29.45279-12.42132-2.7203-2.3087-5.8233-3
22、.0794-3.2284P值0.0000.0000.00330.01050.00000.00100.0006协整关系（2）统计值-30.04786-12.58682-2.8901-2.4416-6.0218-3.1914-3.3491P值0.0000.00870.00190.00730.00000.00070.0004注：协整关系（1）为tb，extr，lpgdp，协整关系（2）为tb，extr，lpgdp，rgdp；检验形式为只带有截距项。-158国际贸易问题2011年第7期国际金融得到：yit=i+xit+j=-q1q2cijDxit+j+vit。Kao 和 Chiang（1998）通过对
23、比研究发现，OLS估计量在小样本条件下带有明显的偏差，FMOLS、DOLS的有效性较OLS有提高，在进行面板协整系数估计时更有价值。从表3中可以看出，无论是对于协整方程（1）或者（2），FMOLS和DOLS估计结果基本相同，除了协整方程（2）中变量rgdp的系数存在较大差别。首先来看核心变量extr，两种方法、两个协整方程的估计系数都为正，而且差别很小。由于我们采用的是直接标价法，汇率升高意味着本币贬值，因而正的估计系数表明人民币相对贸易伙伴货币的贬值，在一定程度上确实可以起到增加净出口，改善我国贸易平衡的作用，或者从相反的角度来看，人民币升值可以减少我国净出口，改善贸易伙伴的贸易平衡。进一步
24、来看贸易伙伴GDP变量lpgdp，其估计系数同样为正，DOLS的估计结果相对于FMOLS要更高一些，协整方程（1）和（2）的估计结果有一定的差别。该变量的系数为正，这表明贸易伙伴国真实收入水平的提高将会增加从我国的进口，进而起到改善我国贸易平衡的作用。如果我们将lpgdp和extr的估计系数进行比较，可以发现前者要远大于后者。考虑到两个变量都是取自然对数值，因而其系数具有半弹性的意义，反映了因变量对于自变量变化的敏感度，这也就是说，贸易伙伴国GDP变化对于我国贸易平衡的影响较汇率变化的影响程度要更高。近年来，伴随我国制造业的崛起及世界工厂地位的逐步形成，“中国制造”正在成为越来越多国家的选择，
25、这些国家对中国产品的需求日益增长，这一事实成为促进我国产品出口增长的主要原因。尽管以美国为代表的一些西方国家一直以汇率为借口要求人民币大幅度升值，并试图借此来改善其贸易平衡状况，但从这里的分析不难看出，他们的贸易平衡问题主要还是因经济发展而对中国产品需求增长的结果，根源并不在汇率问题，任何试图强迫人民币急剧升值的做法并不会对其贸易平衡起到决定性作用。再来看对于协整方程（2）中rgdp变量的估计结果，DOLS和FMOLS估计结果不一致，一正一负，且不显著。我们认为，这样的结果反映出如下事实：中国经济增长主要还是靠投资和出口，消费虽然作用逐年提高但仍非主要因素，因此真实收入的提高未必导致进口需求的
26、增长，也就未必会对贸易平衡产生实质性影响。此外，陈学彬等（2007）还指出，发达国家对其技术密集型产品对华出口的诸多限制，这些限制抑制了中国经济增长对欧美等国高科技产品的需求。五、结语本文借助1992年以来中国对亚太地区13个主要贸易体的双边贸易平衡数据，以及最新的面板单位根、面板协整等计量方法，对我国贸易平衡与汇率变化之间的表3FMOLS和DOLS估计结果extrlpgdprgdp完全修正OLS（FMOLS）估计结果（1）0.0569*0.1344*-（2）0.0563*0.1406*-0.0147动态OLS（DOLS）估计结果（1）0.05260.1604*-（2）0.0529*0.258
27、8*0.0960注：*，*分别表示在5%和10%水平上显著。-159国际贸易问题2011年第7期国际金融关系进行了检验，得出了如下结论。首先，人民币升值（贬值）能够在一定程度上减少（增加）我国的净出口，进而恶化（改善）我国的贸易收支状况。其次，贸易伙伴国真实收入的提高较大幅度地提高了从我国的进口，进而改善我国的贸易平衡。第三，从实证检验的估计结果来看，汇率变化对我国贸易收支的影响程度要远小于贸易伙伴国真实GDP变化的影响，换言之，如果贸易伙伴国贸易平衡出现恶化，主要原因还是由于其国内需求的增长，而非人民币汇率所致。第四，我国GDP增长主要还是由于出口、投资拉动，消费的作用虽然在不断增长但程度有
28、限，因此对经济增长导致进口增加有限，进而未必会对贸易平衡产生实质影响。上述结论的政策含义也是直接的，在针对汇率问题的国际政治博弈中，我们必须把握基本原则、必须以国内经济发展为根本来制定汇率政策，不能够因为外在的压力而急促对人民币做较大幅度的升值，而且，这样的升值对于相关国家贸易平衡的改善并不会起到预想中的作用。当然，从我国经济稳定可持续发展角度而言，长期的贸易盈余也并非全然有益，这样必然会导致贸易摩擦和贸易纠纷的加剧，甚至会影响到国际政治环境的稳定，这对国内经济发展是不利的。要逐步改善我国的贸易收支情况，使其向更为合理的方向发展。对此，我们要积极调整经济结构，加快产业升级和消费升级，扩大国内需
29、求，同时，还应积极推动发达国家调整其出口政策，取消其对华出口的限制，使其对华出口能够随着中国经济的高速增长和结构调整而同比例的增长。参考文献陈学彬、刘明学、董益盈，（2007）“人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响，”复旦学报第6期。郝雁，（2007）“中国对美贸易顺差与汇率之间关系的实证分析，”广东社会科学第5期。沈国兵，（2004）“中日贸易与人民币汇率：实证分析，”国际经贸探索第5期。谢建国、陈漓高，（2002）“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。尹庆民、计长新，（2008）“基于资本流动的人民币汇率博弈分析，”国际商务对外经济贸易大学学报第6期。（责任编辑于
30、友伟）Exchange Rate and Trade Balance：Evidence from Chinas BilateralTrade with Asia-Pacific EconomiesYU You-weiAbstract:Based on the bilateral trade between China and 13 Asia-Pacificeconomies,this paper employs panel cointegration method to analyze the relation-ship between trade balance and exchange r
31、ate.The findings show that the effectof exchange rate appreciation,compared with that of partner economys growingdemand,on reducing Chinas trade surplus is rather small,although actually ex-ists.The policy implication is simple.For advanced economy like US,it is notrealistic to rely on RMB appreciation to reduce its trade deficit,and the morefeasible way is to gradually cancel technology commodities embargo on China.Keywords:Exchange rate;Trade balance;Panel cointegration;China;Asia-Pacific-160