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人民币实际汇率对中美贸易收支的影响
第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”人民币实际汇率对中美贸易收支的影响 人民币实际汇率对中美贸易收支的影响吉林大学 徐光瑞1摘要： 本文针对当前人民币面对的不断升值的巨大压力， 分析了人民币实际汇率对中美贸易 摘要： 收支的影响程度，通过协整分析、建立向量误差修正模型、脉冲响应函数以及方差分解等一 系列实证分析方法，得到结果认为，影响中美贸易收支最主要的因素是美国的实际 GDP，中 美贸易满足马歇尔-勒纳条件，并存在较明显的“J”曲线效应。最后根据本文的分析结果提 出了我国人民币汇率改革的对策建议。 关键词： 关键词：实际汇率，贸易收支，协整分析，向量误差修正模型 Abstract: To face the constant pressure of appreciation of the RMB, the paper analyzes the impact of the real exchange rate of RMB on the Sino-US trade balance. By using cointegration analysis, vector error correction model, the impulse response function, and variance decomposition, we conclude that the most important factor to impact on Sino-US trade is the U.S. real GDP, Sino-US trade meets the Marshall-Lerner condition, and there is a clear J-curve effect between Sino-US trade. In accordance with conclusions the paper gives the proposition of the RMB exchange rate’s reform. Key words: real exchange rate, trade balance, cointegration analysis, vector error correction model一、引言 改革开放 30 年来，我国经济发展取得了举世瞩目的成就，2007 年我国国内生产总值 246619 亿元，较我国 1978 年国内生产总值增长了 66.66 倍，2007 年我国货物进出口总额 21738 亿美元，而 1978 年我国的货物进出口总额为 206.4 亿美元，仅为 2007 年的 0.95%。 目前， 我国的国内生产总值以及进出口总额稳居在世界前列， 在取得了如此辉煌成绩的同时， 也引起了以美国为首的西方国家对我国的敌视， 并不断将这种压力从经济领域向政治领域渗 透。 汇率是一种货币对于另外一种货币的相对价格，是调节国际经济的重要杠杆，体现着 一国在国际竞争中的地位以及实力。汇率对于国际贸易量的调节作用的是巨大的，因此，这 就给了国外很多学者鼓吹“中国威胁论” 、人民币应该大幅升值的言论以理论支持。特别是 随着我国对美国贸易顺差的不断扩大，这种压力有增无减。从理论上来看，汇率贬值会促进 一国的出口，升值会刺激进口，然而，这种影响需要从短期和长期来看，并且在现实中，影 响贸易收支的因素是非常多的， 并不仅仅只有汇率一个因素， 本国以及贸易伙伴国的收入水 平、政府政策导向以及社会稳定程度等因素都会影响到贸易流量，因此，仅仅把贸易顺差的 原因归为汇率一个因素上，既是片面的，也是不科学的。基于此，本文从中美巨额的贸易顺 差出发，研究在影响贸易收支的因素中，汇率是否发挥作用，如果发挥作用那么作用程度有 多大，同时，中美贸易收支是否满足“马歇尔―勒纳条件” ，是否存在“J”曲线效应，这不1徐光瑞（1984-） ：吉林大学商学院产业经济学 2008 级博士研究生。Email:。第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”仅具有重要的理论意义，更具有非常强的现实意义。 二、文献综述 （一）国外研究 Bahmani-Oskooee（）通过对发展中国家的研究，认为相对软弱的金融体系和 封闭的经济运行、长期和严重的贸易逆差、较高的进口需求刚性往往导致汇率变动的“J” 曲线效应弱化或变形。Bahmani-Oskooee（2006）利用 1991 年 1 月至 2002 年 8 月美国 66 个行业的月度进出口数据，通过协整分析发现，从长期来看，美元的实际贬值会刺激美国许 多行业出口收入的提高，而对于大多数的进口行业却没有显著的影响。Bahmani-Oskooee （2007）认为，汇率的不确定性导致了对贸易流量具有正向或负向的影响，作者使用了美国 和中国 88 个行业的分类数据并利用协整分析，发现几乎一半的行业对汇率的不确定性是相 当敏感的。 Kenen 和 Rodrik（1986）以主要工业国家美国、加拿大、日本、比利时、法国、德国、 意大利、荷兰、瑞典、瑞士、英国为样本，主要研究短期汇率波动程度对他们相互之间进出 口贸易的影响，得到的结论有三个：第一，尽管各国在布雷顿森林体系崩溃之后经历了长时 间的汇率浮动，但是各国并没有获得足够的经验来控制汇率的波动；第二，各国汇率的波动 程度并不相似，日本、瑞典等国的汇率波动程度更大一些；第三，汇率波动程度的增大，对 这些国家之间的相互贸易有明显的抑制作用。 Krugman 和 Baldwin（1987）以及 Moffett（1989）等分别对美国的实际汇率与贸易收 支之间的关系进行了研究，得出实际汇率贬值有利于改善一国贸易收支的结论。 Marquez（1990）以欠发达国家整体为对象，研究的时间段为
年，采用季度 数据，得出结论认为:进出口价格弹性之和分别为-1.44 和-0.78，马歇尔―勒纳条件得以满 足，贬值在一定程度上可以改善贸易收支。Marquez（2007）认为，尽管中国占世界贸易的 份额超过了日本， 但是中国贸易量对汇率变化的反应还是比较小的， 通过实证模型得出人民 币升值 10%会降低中国出口占世界总份额的 1%，对进口的影响可以忽略不计。 Rose（1991）对美国、英国、加拿大、德国、日本等国
年的数据的检验表明， 上述国家的进出口与实际汇率及国内产出之间均不存在协整关系，马歇尔―勒纳条件不成 立。 Arize（1995）以美国的出口为样本，选取了 1973 年 2 月至 1991 年 3 月对主要发达国 家的实际出口时间序列， 通过实证研究得到结论认为： 汇率波动程度的增加对美国的实际出 口具有抑制作用，影响因子为-0.066。Arize 等（2000）通过对 13 个欠发达国家(LDCs)
年的数据的研究，利用 Johansen 多变量过程检验协整关系，利用误差修正模型 检验了其短期动态关系， 得出汇率波动以及汇率的不确定性增加， 都会对这些国家的短期和 长期贸易量有明显的抑制作用，甚至会造成市场的转移。Arize 等（2003）对 10 个欠发达 国家
年的季度统计数据进行协整分析。结果表明，无论是长期还是短期，汇率波 动程度增大都对这些欠发达国家的出口贸易产生了明显的抑制作用，影响因子从-0.15 至 -0.70 不等。 Narayan（2006）研究了人民币兑美元实际汇率与中国贸易收支之间的关系，通过协整 分析， 发现人民币兑美元实际汇率和贸易收支之间存在协整关系， 并利用自回归分布滞后模 型发现不论是在短期还是在长期，人民币实际汇率贬值都会改善中国的贸易收支，同时，中 美贸易之间并不存在“J”曲线效应。 （二）国内研究第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”国内早期实证研究多偏重于汇率水平变动对进出口需求弹性等贸易条件的影响,随后 的汇率制度改革带动了对汇率波动对进出口贸易、 经济增长的影响等相关研究， 由于研究样 本范围、分析方法的不同，实证研究结果并没有一致的结论。 Chou（2000）分析了
年汇率波动对中国的多边贸易、部门贸易的影响，研 究结果发现汇率波动对中国总出口、 制造业及矿业出口有不利影响， 对中国工业制成品出口 有正面影响。 陈平和熊欣(2002)利用国际贸易的引力模型，以 22 个中国外贸出口的主要国家和地区 1995 年的出口数据为样本，得到的计量模型显示汇率波动对出口的影响因子为-13.49，结 论支持汇率波动不利于出口的理论。 陈华（2003）根据
年人民币兑美元平均汇价测算人民币贬值率作为汇率波 动率，分析汇率波动对我国进出口增长率的影响。结果表明，当年人民币每贬值 10%，我国 出口增长 3.4%，汇率波动对我国出口贸易有较大的影响，对进口的影响小于国家进口政策 的影响程度。 李广众（2004）分析了
年人民币实际汇率水平、汇率风险及汇率错位对我 国制造业不同商品（包括医药产品、纺织纱线、非棉机织品、纺织品、鞋类、钟表、收录机、 珠宝等 8 类商品）对美国、日本、新加坡、泰国等 11 个国家出口贸易量的影响。研究结果 显示， 实际汇率波动对制造业出口量的影响并非系统为负， 产生有利影响与不利影响的比例 分别是 14/64、29/64，其余 21/64 比例是影响方向模糊或者不显著。研究在强调汇率波动 的影响随商品不同、 国家不同而有所不同的同时， 也强调对于实际汇率波动对出口贸易的影 响必须在商品层面上进一步展开。 卢向前和戴国强(2005)运用协整向量自回归 （cointegrating VAR） 的方法，
对 年人民币对世界主要货币的加权实际汇率波动与我国进出口之间的关系进行了实证验证。 结 果表明， 人民币实际汇率波动对我国进出口存在着明显的影响， 人民币实际汇率对进出口的 影响存在“J”曲线效应。 姚允柱和张国强(2006)利用
年面板数据分析了汇率变动对中国及 28 个省际 间进出口的影响，结果表明，人民币实际汇率的变动对我国商品出口影响不大，对不同省、 直辖市、自治区的出口影响存在较大差异，存在人民币升值和出口增加的现象，如天津、江 苏。 汇率波动对我国以及各地区出口贸易的影响程度在随着汇率机制的改革不断提高， 但地 区间的差异程度也在进一步提高。因此，我国的汇率调整要充分考虑汇率在区域间的差异。 曹阳和李剑武（2006）使用 AR-GARCH 模型测算了人民币实际汇率的波动率，结果显示， 从长期看，人民币实际汇率波动每增加 1%，出口会减少 0.024%，进口会增加 0.124%，即长 期中人民币实际汇率的过度波动会对贸易产生不利影响。 在短期中实际汇率波动对出口影响 不大，波动每增加 1%，出口减少 0.07%，并且不具有统计显著性。因此，在短期内适度增加 人民币的弹性、提高人民币波动幅度，用以调控宏观经济运行，同时要关注汇率波动对贸易 的长期影响。 潘红宇（2006）使用最近 12 个月人民币对日元实际汇率的标准差度量汇率波动，分析 了 1994 年 1 月至 2005 年 6 月人民币对日元汇率及汇率波动与中国对日本的实际出口之间的 关系。多元 Johansen 协整检验结果表明汇率波动与实际出口之间不存在长期均衡关系， Granger 非因果检验和脉冲响应函数检验结果表明在短期内，汇率波动风险对出口有显著影 响，汇率风险增加 2 个月后，出口增长率增加，3 个月后出口增长率减少，4 个月后汇率波 动风险的影响消失。因此，相比较于汇率波动风险对出口的影响，应该考虑长期对出口有影 响的变量，如日本实际收入、汇率偏离均衡水平的程度等。 三、数据来源及评价方法第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”本文采用了
年季度数据， 其中中美贸易数据来源于美国联邦储备系统经济数 据，中国和美国季度国内生产总值（GDP） 、消费者物价指数（CPI） 、中国兑美元名义汇率 来源于国际货币基金组织（IMF）的国际金融统计（IFS） 。 本文采用了协整分析、向量误差修正模型、脉冲响应函数、方差分解等一系列实证分 析方法， 通过协整分析生成长期正规化标准方程， 随后通过建立向量误差修正模型分析了短 期动态影响机制， 通过脉冲响应函数分析了贸易量对于汇率冲击的短期动态变化， 然后通过 方差分解找出了各种影响因素对这种冲击变化的影响程度。 根据汇率与贸易收支的经典理论和本文实证分析的需要， 将我国双边进出口方程、 贸易 收支方程分别设定为：ln EX t = α 0 + α1 ln Yt ? + α 2 ln RERt + ε t（1） （2） （3）ln IM t = β 0 + β1 ln Yt + β 2 ln RERt + ε t ln TBt = θ 0 + θ1 ln Yt + θ 2 ln Yt ? + θ3 ln RERt + ε t其中：ln EX t 表示我国对贸易伙伴国（美国）实际出口额的对数值； ln IM t 表示我国对贸易伙伴国（美国）实际进口额的对数值； ln TBt 表示我国对贸易伙伴国（美国）贸易收支的对数值，其中 TB = EX / IM 1；ln Yt 表示我国实际收入水平的对数值； ln Yt ? 表示贸易伙伴国（美国）实际收入水平的对数值； ln RERt 表示人民币兑美元实际汇率的对数值，其中 RER = ( E × P ? ) / P ； P ? 表示贸易伙伴国的总体价格水平；P 表示我国的总体价格水平；在本文中， P ? 用贸易伙伴国（美国）的消费物价指数 CPI 来度量， P 用我国的消费 物价指数 CPI 来度量； E 表示为以直接标价法表示的人民币兑美元的名义汇率。 RER 数值的上升表示人民币实际贬值，反之表示人民币实际升值。 在本文中我们使用以 2000 年价格水平衡量的我国实际 GDP 的对数值 ln GDP 来代替?ln Y ，以及使用以 2000 年价格水平衡量的美国实际 GDP 的对数值 ln GDPU 来代替 ln Y ? 。为了扩大样本容量，以便更精确的计量人民币实际汇率与我国双边贸易收支之间的关 系， 本节在实证部分所用数据为双边季度数据， 时间跨度为 1990 年第一季度到 2006 年第四一般把贸易收支定义为出口额减进口额，即 TB=EX-IM。而在本文中，我们把贸易收支 TB 定义为比率 （EX/IM）的形式，主要因为：⑴把贸易收支定义为比率的形式使我们能够把贸易收支转换成对数的形式， 变量的一阶差分能够反映该变量变化的百分比；⑵能够准确地反映出马歇尔―勒纳条件是否成立；⑶在实 证研究中很多结果对度量单位非常敏感，而比率指标对度量单位不敏感。1第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”季度。所有变量都经过季节调整。 四、实证分析 （一）单位根检验 在传统的实证研究中，一般假定所用的时间序列是平稳的，然而实际经济中的许多时 间序列数据都是非平稳的。 如果直接使用这些非平稳的时间序列进行计量分析， 在做统计推 断时， 参数统计量的分布不再是原来的标准分布， 并且所作的回归也是一种毫无意义的伪回 归（spurious regression） 。为防止伪回归的产生，20 世纪 80 年代 Engle 和 Granger 提出 了协整的概念。其基本思想是：即便两个（或两个以上）的时间序列经济变量是非平稳的， 但是它们的某种线性组合却有可能是平稳的。 如果这些非平稳时间序列经济变量间存在一个 稳定的线性组合， 则说明这些非平稳时间序列经济变量之间存在长期均衡关系， 即这些经济 变量之间具有协整性。 为此， 我们首先需要对我国进出口及贸易收支方程各时间变量的平稳 性进行检验，采用的方法是扩展的 Dickey-Fuller（ADF 检验）方法，检验结果见表 1。表1 中美各变量 ADF 检验结果1变量名称检验形式 （C,T,L） （C,T,0） （C,T,0） （C,T,0） （C,0,1） （0,0,0） （C,0,0） （C,T,1） （C,0,0） （C,0,2） （C,0,1） （C,0,2） （C,0,1）ADF 检验 统计量 -1.........337781* * *1%水平 临界值 -4............5348685%水平 临界值 -3............90692310%水平 临界值 -3............591006ln GDP d ln GDP ln GDPU d ln GDPU ln RER d ln RER ln EX d ln EX ln IM d ln IM ln TB d ln TB-1.964052*-2.344905*-1.769888*注：*表示在 1%的水平上显著。表 1 的 ADF 检验结果表明， 中美各变量在差分前， ADF 统计量的绝对值均小于所给 其 出的 10%水平临界值的绝对值，因此表明这些变量均为非平稳时间序列。经一阶差分后， 各变量 ADF 统计量的绝对值均大于所给出的 1%水平临界值的绝对值，表明这些变量差分 后均为平稳时间序列 I（0） 。显示出原变量均为一阶单整，即 I（1） 。 （二）协整分析 通过 ADF 检验， 证实了我国与美国的双边进出口及贸易收支方程中各时间序列变量都为 一阶单整，在此基础上我们来检验它们之间是否具有协整关系。协整检验通常有两种方法： Engle-Granger 两步法和 Johansen 极大似然法。EG 两步法先是使用最小二乘法对各经济变 量进行协整回归，然后再把通过协整回归得到的残差进行单位根检验。由 EG 两步法得到的1第一，d 表示对该变量作一阶差分；第二，检验形式（C，T，L）中，C、T、L 分别表示 ADF 检验模型中的 常数项、时间趋势项和滞后阶数，其中滞后阶数根据 AIC 值和 SC 值最小原则确定；第三，*、**、***分别 表示在 1%、5%、10%的显著性水平下拒绝原假设。第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”协整参数估计具有非常强的一致性和有效性，但其缺陷是：①在有限的样本条件下，所得到 的估计量不是无偏的， 而且样本容量越小， 其估计量的偏差越大。 ②当协整向量不止 1 个时， EG 两步法显得有些无能为力。为了克服小样本容量下 EG 两步法协整检验的不足，我们使用 Johansen 和 Juselius（1990）提出的在 VAR 模型下使用极大似然估计来检验各经济变量之 间是否具有协整关系的一种方法。 1. 滞后阶数选择 由于 Johansen 协整检验方法对滞后阶数非常敏感，所以首先需要确定我国总体贸易收 支 模型 的滞 后阶 数。 本文 使用 AIC （ Akaike Information Criterion）和 SC(Schwarz 1 Information Criterion)准则对滞后阶数进行选择 。滞后阶数检验结果为中国对美国出口、 进口以及贸易收支三个方程的滞后阶数分别为 1 阶、2 阶、2 阶。 2. 协整检验结果及分析 确定了滞后阶数， 下面我们就可以利用迹统计量和最大特征值统计量来检验我国双边进 出口及贸易收支方程各变量之间是否具有协整性，Johansen 检验结果如下所示。 ⑴我国对美国出口方程 我国对美国出口方程各变量协整关系检验结果参见表 2、表 3。表2 我国对美国出口方程各变量协整关系检验结果2原假设 （协整 向量数）特征值 0...100408表3迹统计量 51.94 6.8779425%临界值 42.11 12.51798最大特征值 统计量 31. 6.87794235%临界值 25.04 12.51798rk = 0 * rk ≤ 1 rk ≤ 2我国对美国出口方程标准化协整参数ln EX1.000000ln GDPU-4..32110) [-14.6940]ln RER-3..75249) [-4.04212]C55.04224似然比525.1118从检验结果我们看到，迹统计量和最大特征值统计量均在 5%的显著性水平上拒绝了原 假设， 这说明我国对美国出口额、 美国实际 GDP 和人民币兑美元实际汇率之间存在协整关系； 而且三者之间在 5%的显著性水平上只存在一个协整向量。这给我们提供的信息是： （1）虽 然三者都是遵循带漂移项的随机游走的非平稳时间序列（一阶单位根过程） ，但是它们之间 具有长期均衡的关系，它们之间的线性组合是符合 I（0）的平稳时间序列。 （2）由于三者 之间存在协整关系，因此，直接对三者进行回归能够避免伪回归的发生。 （3）三者之间存在 一个协整向量意味着我们在分析短期动态模型时应该加入一个误差修正项。 由检验结果我们得到关于我国对美国出口的正规化协整方程： ln EX = ?55.04224 + 4.718295 ln GDPU + 3.041661ln RER （4） 从上述方程我们可以看出： ①从 1990 年第一季度到 2006 年第四季度期间，我国对美国出口的情况，美国实际 GDP1 2滞后阶数根据 AIC 和 SC 最小值对应的滞后期限来确定。 第一，协整检验允许原序列包含非零均值和线性趋势；第二，*表示在 5%显著性水平上拒绝原假设。 3 第一，协整方程仅含截距项、无时间趋势项；第二，圆括号中数字为标准误差、方括号中数字为 t 统计量。第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”弹性为 4.718295，人民币实际汇率弹性为 3.041661，它们在统计上都是显著的。 ②美国实际 GDP 和人民币实际汇率的变化对我国出口的影响是同方向的且均是正向的。 ③美国实际 GDP 每增加 1%，中国对美国出口将增加 4.72%。而人民币实际汇率每贬值 1%，中国对美国出口将增加 3.04%，这表明美国实际 GDP 变化对出口的影响相比人民币实 际汇率变化对出口的影响要大。 ⑵我国对美国进口方程 我国对美国进口方程各变量协整关系检验结果如表 4、表 5 所示。表4 我国对美国进口方程各变量协整关系检验结果1原假设 （协整 向量数）特征值 0...027329表5迹统计量 43.13 1.8011115%临界值 29.71 3.841466最大特征值 统计量 32.018 1.80111125%临界值 21.6 3.841466rk = 0 * rk ≤ 1 rk ≤ 2我国对美国进口方程标准化协整参数ln IM1.000000ln GDP-2.220458 （0.13414） [-16.5527]ln RER1.347978 （0.62260） [2.16508]C10.88166似然比370.0448从检验结果我们看到，迹统计量和最大特征值统计量均在 5%的显著性水平上拒绝了原 假设， 这说明我国从美国进口额、 我国实际 GDP 和人民币兑美元实际汇率之间存在协整关系； 而且三者之间在 5%的显著性水平上只存在一个协整向量。 由检验结果我们得到关于我国对美国进口的正规化协整方程： ln IM = ?10.88166 + 2.220458ln GDP ? 1.347978ln RER （5） 从上述方程我们可以看出： ①从 1990 年第一季度到 2006 年第四季度期间， 我国对美国进口的情况， 我国实际 GDP 弹性为 2.220458，人民币实际汇率弹性为-1.347978，二者在统计上都是显著的。 ②我国实际 GDP 增加对我国进口的影响为正， 人民币实际汇率贬值对进口的影响为负。 ③我国实际 GDP 每增加 1%，我国从美国进口将增加 2.22%。而人民币实际汇率每贬值 1%，我国从美国进口将减少 1.35%。这表明我国实际 GDP 变化对进口的影响要比人民币实 际汇率变化的影响要大。同时我们也看到，实际汇率相同百分比的变化，我国从美国进口的 增加小于对美国出口的增加，主要原因在于，相对于出口而言，我国从美国进口的商品主要 是技术含量高的资本密集型产品。 处于经济转轨时期的中国对这些产品的需求价格弹性非常 低，从而导致进口对实际汇率变化反应没有出口敏感。 ⑶我国对美国贸易收支方程 我国对美国贸易收支方程各变量协整关系检验结果如表 6、表 7 所示。表6 我国对美国贸易收支方程各变量协整关系检验结果31 2第一，协整检验允许原序列包含非零均值和线性趋势；第二，*表示在 5%显著性水平上拒绝原假设。 第一，协整方程仅含截距项，无时间趋势项；第二，圆括号中数字为标准误差、方括号中数字为 t 统计量。 3 第一，协整检验允许原序列包含非零均值和线性趋势；第二，*表示在 5%显著性水平上拒绝原假设。第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”原假设 （协整 向量数）特征值 0....88E-07表7迹统计量 54.54 6..87E-055%临界值 47.07 15.466最大特征值 统计量 34.19 6..87E-0515%临界值 27.62 14.466rk = 0 * rk ≤ 1 rk ≤ 2 rk ≤ 3我国对美国贸易收支方程标准化协整参数ln TB1.000000ln GDP1.065613 （0.15585） [6.83730]ln GDPU-3.044672 （0.32718） [-9.30567]ln RER-1.337217 （0.37446） [-3.57106]C 27.85864似然比653.1942从检验结果我们看到，迹统计量和最大特征值统计量均在 5%的显著性水平上拒绝了原 假设，这说明我国对美国的双边贸易收支、我国实际 GDP、美国实际 GDP 和人民币兑美元实 际汇率之间存在协整关系，而且四者之间在 5%的显著性水平上只存在一个协整向量。这给 我们提供的信息是： ①虽然四者都是遵循带漂移的随机游走的非平稳时间序列 （一阶单位根 过程） ，但是它们之间有长期均衡的关系，它们之间的线性组合是符合 I（0）的平稳时间序 列。②由于四者之间存在协整关系，因此，直接对四者进行回归能够避免伪回归的发生。③ 四者之间存在一个协整向量意味着我们在分析短期动态模型时应该加入一个误差修正项。 由检验结果我们得到关于我国对美国贸易收支的正规化协整方程： ln TB = ?27.85864 ? 1.065613ln GDP + 3.044672 ln GDPU + 1.337217 ln RER （6） 从上述方程我们可以看出： ①从 1990 年第一季度到 2006 年第四季度期间， 我国对美国贸易收支的情况， 我国实际 GDP 弹性为-1.065613，美国实际 GDP 弹性为 3.044672，人民币实际汇率弹性为 1.337217， 三个系数在统计上都是显著的。 ②我国实际 GDP 增加对我国贸易收支的影响为负， 美国实际 GDP 增加以及人民币实际 汇率贬值对我国贸易收支的影响为正。 ③我国对美国的贸易收支主要受美国实际 GDP 变化的影响，其影响要大于人民币兑美 元实际汇率和我国实际 GDP 对中美贸易收支的影响。我国实际 GDP 每增加 1%，我国对美 国贸易收支盈余将减少或赤字将增加 1.07%，美国实际 GDP 每增加 1%，我国对美国贸易收 支盈余将增加或赤字将减少 3.04%，人民币兑美元实际汇率每贬值 1%，我国对美国贸易收 支盈余将增加或赤字将减少 1.34%。 通过上面的分析我们可以推断出，在当前，中美贸易收支主要受到美国实际 GDP 的影 响，其次是受到人民币兑美元实际汇率和我国实际 GDP 的影响。 （三）向量误差修正模型 上面我们通过协整分析方法阐明了我国双边进出口及贸易收支方程中各经济变量间的 长期均衡关系。但是，短期内各个经济变量之间也许会出现失衡，下面我们将利用向量误差 修正模型（VECM）来研究各个经济变量间的短期动态关系。 1. 误差修正项（Error Correction） 下面我们通过分析 VECM 模型的误差修正项来研究各经济变量朝向长期均衡的调整速1第一，协整方程仅含截距项、无时间趋势项；第二，圆括号中数字为标准误差、方括号中数字为 t 统计量。第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”度，各方程误差修正项如表 8 所示。表8 我国对美国各方程的误差修正项1误差修正项（ EC ） 系数 标准误差 t 统计量D (ln EX )-0.041562 （0.02022） [-2.05579]D (ln IM )-0.278867 （0.07773） [-3.58786]D (ln TB )-0.436805 （0.13874） [-3.14840]根据表 8，我们可以看出： （1）我国对美国出口方程的误差修正项的系数符号为负且在 统计上是显著的， 表明在每个季度里 ln EX 的实际值与其长期或均衡值的差距约有 4.16%得 到修正，说明 ln EX 在受到短期干扰后能调整到它的长期均衡路径上，但速度较慢。 （2）我 国对美国进口方程的误差修正项的系数符号为负且在统计上是显著的，表明在每个季度里 ln IM 的实际值与其长期或均衡值的差距约有 27.89%得到修正，说明 ln EX 在受到短期干 扰后能以较快的速度调整到它的长期均衡路径上。 （3） 我国对美国贸易收支方程的误差修正 系数在统计上是显著的，且符号为负。表明在每个季度里 ln TB 的实际值与其长期或均衡值 的差距约有 43.68%得到修正， 说明 ln TB 在受到短期干扰后能以较快的速度调整到它的长期 均衡路径上。 同时， 给出中美出口、 进口以及贸易收支的误差修正模型中的主要方程和各方程的主要 2 统计量 ：? ln EX t = 0.02 + 0.28? ln EX t ?1 + 1.94? ln GDPU t ?1 + 0.03? ln RERt ?1 ? 0.04ecmt ?1(2.55235) (2.46404) (2.92252) (0.30534) (?2.05579)（7）R 2 =0.245324， Adj.R 2 =0.195837，F=4.957337，AIC=-4.296176，SC=-4.130293 ? ln IM t = 0.11 ? 0.12? ln IM t ? 2 ? 3.72? ln GDPt ? 2 ? 3.59? ln RERt ? 2 ? 0.28ecmt ?1(3.70402) (?1.01750) (?2.47331) (?2.58405) (?3.58786)（8）R 2 =0.184956， Adj.R 2 =0.130620，F=3.403918，AIC=-1.290437，SC=-1.123176 ? ln TBt = ?0.34? ln TBt ?1 ? 0.25? ln TBt ? 2 ? 0.34? ln GDPt ?1(?2.43892) (2.13316) (?0.68386) (?2.07902) (?0.23722) (1.83428) (1.81352) (0.90769) (?3.14840)（9）+ 3.07 ? ln GDPt ? 2 + 4.51? ln GDPU t ?1 + 2.21? ln GDPU t ? 2 ?1.01? ln RERt ?1 + 2.66? ln RERt ? 2 ? 0.44ecmt ?1 R 2 =0.417287， Adj.R 2 =0.334042，F=5.012775，AIC=-1.524590，SC=-1.2235212. 脉冲响应及方差分解 前面我们通过 VECM 研究了我国双边进出口及贸易收支各方程因变量在受到短期干扰1我们在表中仅提供 VECM 计量结果的误差修正项。误差修正项的系数象征着朝向长期均衡的调整速度。如 果该系数在统计上是显著的，意味着因变量在一个时期里的失衡有多大比例可在下一期里得到修正。 2 每个方程下面的圆括号中为 t 统计量。第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”后向长期均衡路径的调整， 但是我们并没有对各个经济变量对进出口及贸易收支的短期冲击 机制、各种冲击的相对重要性，以及这种冲击的动态特征提供更多的信息。下面我们利用脉 冲响应函数和方差分解来分析人民币实际汇率、中美实际 GDP 对我国进出口及贸易收支的 动态影响。 ⑴脉冲响应分析 利用脉冲响应函数可得到我国双边进出口及贸易收支各方程的脉冲响应结果。 ①出口对人民币实际汇率冲击做出的响应Response of LNEX to Nonfactorized One S.D. LNRER Innovation .020Response of LNIM to Nonfactorized One S.D. LNRER Innovation .00.016-.04.012-.08.008-.12.004-.16.000 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20-.20 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20图1我国对美国出口方程脉冲响应图2我国对美国进口方程脉冲响应从图 1 我们看到： （1）实际汇率 ln RER 一个标准差的正向冲击首先引起我国对美国出 （2） 口 ln EX 在前 4 期的迅速上扬，随后趋于平缓，且在第 14 期后稳定在新的均衡水平。 出口对实际汇率冲击做出的反应比较快， 正向的实际汇率冲击迅速引起我国对美国出口在下 一个季度较大幅度的增加，并在此后 ln EX 持续做正向响应。 ②进口对人民币实际汇率冲击做出的反应 从图 2 我们看到：实际汇率 ln RER 一个标准差的正向冲击迅速引起我国对美国进口在 下一个季度较大幅度的下降，从第 3 期开始反弹，下降与上升交替出现，总趋势为进口减小 程度逐渐减弱。 从图中我们可以看出， 进口对于人民币实际汇率一个标准差的正向冲击反应 较快，进口下降之后的反弹为“J”曲线效应的形成提供了一定的可能性。 ③贸易收支对人民币实际汇率冲击做出的反应Response of LNTB to Nonfactorized One S.D. LNRER Innovation .08.06.04.02.00-.02 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20图3我国对美国贸易收支方程脉冲响应从图 3 我们看到： （1）实际汇率 ln RER 一个标准差的正向冲击首先引起我国对美国贸 易收支 ln TB 在下一期的小幅下降，随后上升，到第 3 期达到峰值，表现出较“陡峭”的“J”第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”曲线效应。随后从第 3 期开始迅速下降，第 8 期下降到最小值后开始反弹，并于第 9 期以后 又做正向响应，但上升幅度较平缓，最终影响为正。 （2）从图中我们可以看出，实际汇率的 一个标准差的正向冲击使得我国贸易收支做了两次先负后正的响应， 第一次较剧烈， 第二次 较平缓，印证了中美贸易之间存在“J”曲线效应。 ⑵方差分解 现在对我国双边贸易收支进行方差分解研究。时间序列预测的误差方差是其自身扰动 及系统扰动共同作用的结果。 我们在这里对双边贸易收支进行方差分解的目的就是研究当人 民币实际汇率、我国实际 GDP、美国实际 GDP 发生扰动时，其后贸易收支的变动有多大程 度应归因于受到该扰动的影响， 也就是要研究各个经济变量自身冲击项对贸易收支的独立的 “贡献度” 。方差分解结果如表 9 所示。表9 我国对美国贸易收支方程的方差分解时期 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20S .E .0....049 0........769 0.325 0....315511ln TB (%)100.76 83.55 74.84 70.47 68.33 65.16 64.15 62.04 61.2 59.63ln GDP (%)0..684 4.597 5.............278 3.057297ln GDPU (%)0...32 19.82 22.12 25.47 28.97 31.61 33.88 34.72 36.33ln RER (%)0..581 2........442 0........523748从表 9 我们可以看出： （1）我国实际 GDP、美国实际 GDP 和人民币兑美元实际汇率三 者之间， 无论是在短期内还是在长期内， 实际汇率对贸易收支的影响都要小于其他两个经济 变量对贸易收支的影响（仅在第 3 期实际汇率对贸易收支的影响大于我国实际 GDP 对贸易 收支的影响） ，仅仅能够解释我国对美国贸易收支不到 3%的原因。这说明目前汇率政策并 不是调节我国对美国贸易收支的有效手段。 主要原因在于， 我国汇率形成的市场化程度比较 低， 长期以来人民币兑美元汇率变动非常小， 导致我国的进出口商在进出口决策时对汇率波 动的关注非常少，进而导致贸易收支对汇率变动在短期内的反应不太敏感。 （2） 美国实际 GDP 对贸易收支的影响一直都是最大的， 说明我国对美国的贸易收支主第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”要受美国实际 GDP 的影响。 （3） 我国实际 GDP 对中美贸易收支的影响开始比较小， 但增长迅速， 随后又逐渐降低， 最终稳定在 3%左右。 综合来看，无论是在短期还是在长期，中美贸易收支主要受美国实际 GDP 和我国实际 GDP 的影响，前者的影响更大些，从长期来看约是后者的 12 倍。 五、结论及对策建议 （一）结论 （1）通过协整检验方程，我们得知，①从长期来看，进出口方程和贸易收支方程的各 个经济变量之间存在协整关系，即各个变量之间存在长期均衡。②出口主要受到美国实际 GDP 和人民币兑美元实际汇率变化的影响，前者影响更大些，进口主要受到我国实际 GDP 变化和人民币兑美元实际汇率变化的影响。同样，前者的影响要大些。③正规化贸易收支方 程中人民币实际汇率所对应的参数为正， 表明马歇尔―勒纳条件成立。 即在长期内人民币实 际汇率贬值有助于改善我国对美国的贸易收支。 （2）通过脉冲响应函数，我们得到，①在短期内，人民币实际汇率对出口的冲击是正 向的， 对进口的冲击是负向的， 出口在受到汇率的冲击后能够趋于平稳并达到新的均衡水平， 而进口则持续波动。 ②从长期来看， 人民币实际汇率的一个标准差的正向冲击使得我国贸易 收支连续两次出现先负后正的波动，这表明短期内中美贸易中存在“J”曲线效应。 （3）通过方差分解，我们得知，①我国实际 GDP、美国实际 GDP 和人民币兑美元实 际汇率三者之间，无论是在短期还是在长期，实际汇率的影响都要小于美国实际 GDP 和我 国实际 GDP 对贸易收支的影响。 ②美国实际 GDP 对贸易收支的影响一直都是最大的， 说明 我国对美国的贸易收支主要受美国实际 GDP 的影响。实际汇率对中美贸易收支的影响比较 平稳，长期影响程度稳定在 1%以内。 （二）对策建议 稳定的汇率制度是经济健康快速发展的必要条件。因此面对人民币升值有增无减的外 界压力， 我们应该健全以市场供求为基础、 有管理的浮动汇率体制， 保持人民币汇率在合理、 均衡水平上的基本稳定。 ⑴完善人民币汇率改革 从本文的分析中我们可以看出，在贸易收支方程中影响中美贸易的决定性因素是美国 实际 GDP。因此，我国不应屈从外界压力，而是应该走一条最适合自己的循序渐进的汇率 改革之路，应让“有管理的浮动汇率制”名副其实。 首先，应该扩大人民币汇率的浮动幅度，适当放松外汇管制，实行真正的有管理浮动 汇率制，减少中央银行对外汇市场的直接干预，逐步放宽对外汇率浮动幅度的限制，为汇率 进一步市场化奠定基础。同时，对人民币的弹性实行有效管理的方式和手段应多样化。既有 中央银行对外汇市场的直接干预， 也应包括结合当时的宏观经济环境， 通过调节本外币的供 求量、利率水平等手段进行综合调节。 其次，逐步推进人民币资本项目可兑换，应借助北京 2008 年奥运会的良好契机，加快 实现人民币的自由浮动和国际化的步伐。 随着我国对外开放的进一步深化和世界经济的全球 化，资本项目的开放是个必然的结果，但其过程应稳步推进，为将来人民币的完全自由浮动 与国际化提供一个市场制度基础。 ⑵加快经济结构调整 从本文的分析中我们可以得知， 我国的贸易顺差并不是完全取决于汇率的作用， 其作用第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”没有实际 GDP 的效果大。我国经济结构的不合理以及内需的不足才是造成巨额贸易顺差的 主要原因。 首先，我国对发达国家的商品贸易结构在总体上以出口劳动密集型产品、进口资本和 技术密集型产品为主要特征。汇率波动对劳动密集型企业的负面影响要大于对资本密集型、 技术密集型企业的影响。 为了更好地应对国际经济环境的变化和汇率变动， 我国应当大力推 进产业技术创新，提高企业自主研发能力，培养和发展自主知识产权产品，加快产品升级， 提升企业的核心竞争力，扩大在国际竞争中的相对优势。 其次，要解决中国的汇率问题，从根本上讲还需要扩大内需。我国是有 13 亿人口的大 国， 我们的长期增长不能过分依赖于国外市场。 但同时我们必须意识到扩大内需要以完善的 社会保障体系作为支持，只有解决了居民的后顾之忧，才能够逐步改善现在过度储蓄、消费 严重不足的现状。 只有完善的社会保障体系才能够支撑内需的持续扩大， 才能够增加有效供 给，促进就业，提高经济增长质量和效益，推动城乡、区域协调发展，进而使得作为以调节 总量为主的汇率政策起到更好的效果。参考文献： 参考文献： [1]Augustine C. Arize, 1995, “The Effects of Exchange-Rate Volatility on U.S. Exports: An Empirical Investigation”, Southern Economic Journal, Vol. 62(1), PP 34-43. [2]Augustine C. Arize, Thomas Osang, Daniel J. Slottje, 2000, “Exchange-Rate Volatility and Foreign Trade: Evidence from Thirteen LDC’s”, Journal of Business & Economic Statistics, Vol. 18(1), PP 10-17. [3]Augustine C. Arize, John Malindertos, Krishna M. Kasibhatla, 2003, “Does Exchange-Rate Volatility Depress Export Flows: The Case of LDCs”, International Advances in Economic Research, Vol.9 (1), PP 7-20. [4]Mohsen Bahmani-Oskooee, 1985, “Devaluation and the J-curve: Some Evidence from LDCs”, Review of Economics and Statistics, Vol.67 (3), PP 500-504. [5]Mohsen Bahmani-Oskooee, 1989, “Devaluation and the J-curve: Some Evidence from LDCs Errata”, Review of Economics and Statistics, Vol.71 (3), PP 553-554. [6]Mohsen Bahmani-Oskooee, 2006, “Exchange Rate Sensitivity of U.S. Trade Flows: Evidence from Industry Data”, Southern Economic Journal, Vol.72 (3), PP542-559. [7]Mohsen Bahmani-Oskooee, 2007, “The Impact of Exchange Rate Volatility on Commodity Trade between the U.S. and China”, Economic Issues, Vol.12 (1), PP 31-52. [8]W. L. Chou, 2000, “Exchange Rate Variability and China's Exports”, Journal of Comparative Economics, vol. 28(1), PP 61-79. [9]Peter B. Kenen, Dani Rodrik, 1986, “Measuring and Analyzing the Effects of Short-Term Volatility in Real Exchange Rates”, Review of Economics and Statistics, Vol.68(2), PP 311-315. [10]Paul R. Krugman, Richard E. Baldwin, 1987, “The Persistence of the U.S. Trade Deficit”, Brookings Papers on Economic Activity, Issue 1, PP1-55. [11]Paresh Kumar Narayan, 2006, “Examining the Relationship between Trade Balance and Exchange Rate: the Case of China’s Trade with the USA”, Applied Economics Letters, Vol.13 (8), PP507-510. [12]Jaime Marquez,1990, “Bilateral Trade Elasticities”, Review of Economics and Statistics , Vol.72(1), PP 70-77.第三届经济暨工商管理学术论文 精英挑战赛” 届经济暨工商管理学术论文“ 中国三星经济研究院 2008 第三届经济暨工商管理学术论文“精英挑战赛”[13]Jaime Marquez, John Schindler, 2007, “Exchange-rate Effects on China’s Trade”, Review of International Economics, Vol.15 (5), PP 837-853. [14]Richard A. Meese , Andrew K. Rose,1991, “An Empirical Assessment of Non-Linearities in Models of Exchange Rate Determination”, Review of Economic Studies. Vol. 58(195), PP 603-619. [15]Michael H. Moffett, Arthur Stonehill, 1989, “International Banking Facilities Revisited”, Journal of International Financial Management & Accounting, Vol.1 (1), PP 88-103. [16]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006. [17]杜进朝.汇率变动与贸易发展[M].上海：上海财经大学出版社，2004. [18]张晓峒.计量经济分析[M].北京：经济科学出版社，2000. [19]吴念鲁，陈全庚.人民币汇率研究[M].北京：中国金融出版社，1992. [20]曹阳，李剑武.人民币实际汇率水平与波动对进出口贸易的影响――基于
年的实证研究[J].世界经济研究，2006 年第 8 期. [21]陈华.人民币汇率波动对我国进出口贸易影响的实证研究[J].甘肃社会科学， 2003 年第 4 期. [22]陈平，熊欣.进出口汇率波动影响中国出口的实证分析[J].国际金融研究，2002 年第 6 期. [23]李广众.实际汇率错位、汇率波动性及其对制造业出口贸易影响的实证分析
年平行数据研究[J].管理世界，2004 年第 11 期. [24]卢向前， 戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响： [J].经济研究， 2005 年第 5 期. [25]潘红宇.汇率风险如何影响中国对日本的出口[J].国际贸易问题，2006 年第 7 期. [26]姚允柱，张国强.人民币汇率波动对我国区域间贸易收支的影响[J].世界经济与政治论 坛，2006 年第 4 期.
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