人民幣匯率導(dǎo)致了中美貿(mào)易順差嗎？

龔影

摘 要：文章利用1993—2013年中美貿(mào)易順差和人民幣匯率的年度時間序列數(shù)據(jù)，采用“格蘭杰因果檢驗”方法，對人民幣實際匯率與中美貿(mào)易順差的相互關(guān)系進(jìn)行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，人民幣實際匯率不是導(dǎo)致中美貿(mào)易順差的原因；在長期內(nèi)，中美貿(mào)易順差和人民幣實際匯率之間也不存在均衡關(guān)系。文章認(rèn)為，中美產(chǎn)業(yè)分工與美國對華技術(shù)出口的限制，是導(dǎo)致中美貿(mào)易順差不斷擴大的主要原因。因此，不顧實際一味要求人民幣升值，對于縮小中美貿(mào)易順差并無太大效果，反而有可能干擾中國現(xiàn)有的外匯管理體制和進(jìn)出口貿(mào)易管理體制，對中美貿(mào)易關(guān)系帶來不利影響。

關(guān)鍵詞：匯率 貿(mào)易順差 單位根 協(xié)整 格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-4914（2016）03-067-03

一、引言與文獻(xiàn)回顧

改革開放以來，中美貿(mào)易關(guān)系獲得了長足發(fā)展。到2010年中美貿(mào)易額高達(dá)3853.85億美元，30年間中美貿(mào)易增長了185倍。與此同時，中美貿(mào)易順差問題也日益突出，2010年中美貿(mào)易順差達(dá)到了1813億美元（美方統(tǒng)計為2730.7美億元），17年間增長了28倍。日益膨脹的中美貿(mào)易順差，成為影響中美經(jīng)貿(mào)關(guān)系可持續(xù)健康發(fā)展的重要障礙。美國及其它西方國家紛紛指責(zé)中國的匯率制度和政策是導(dǎo)致中美貿(mào)易失衡的罪魁禍?zhǔn)祝粩嘞蛑袊阂笕嗣駧派怠Ｊ聦嵣希袊?994年啟動人民幣匯率改革以來，特別是第二次匯改以后，人民幣幣值不斷上升，到2005年人民幣升值已經(jīng)高達(dá)20%左右，匯率水平從8.7一路降到6.7以下；到2011年底，人民幣兌美元中間價累計升值30%左右。應(yīng)該說，中國在人民幣匯率市場化改革方面已做出了巨大努力。基于上述事實，可以發(fā)現(xiàn)：一方面，人民幣匯率改革不斷深化，人民幣幣值也在不斷提升；另一方面，中美貿(mào)易順差不僅沒有縮小，反而呈日益擴大的趨勢。從直觀上看，將中美貿(mào)易順差歸咎于人民幣匯率顯然有失偏頗，據(jù)此要求人民幣進(jìn)一步升值，斷言人民幣升值就能解決日益惡化的中美貿(mào)易失衡問題，顯然也過于主觀武斷。

因此，研究和檢驗中美貿(mào)易順差與中國人民幣匯率變動的相互關(guān)系，實證檢驗人民幣匯率是否是導(dǎo)致中美貿(mào)易順差的主要原因，從而為回答人民幣升值能否從根本上解決中美貿(mào)易失衡問題提供定量證據(jù)，這對于回應(yīng)美國等發(fā)達(dá)國家對人民幣匯率低估的指責(zé)，以及為緩解中美之間由人民幣匯率引發(fā)的貿(mào)易摩擦與爭端，促進(jìn)中美雙邊貿(mào)易和諧發(fā)展都具有重要的現(xiàn)實意義和實踐價值。

匯率波動對一國貿(mào)易收支和國際收支的影響一直以來都是國際金融和國際貿(mào)易領(lǐng)域研究的熱點，國內(nèi)外學(xué)者對此做了大量研究。由于不同學(xué)者在研究目的、研究方法和數(shù)據(jù)樣本方面存在差異，導(dǎo)致研究結(jié)果也不盡相同（Rose，1991；Wilson，2001；Boyd，2001；Baharunnshah，2001）。另一方面，專門以中國為對象的國內(nèi)外研究也不斷涌現(xiàn)。其中，有研究認(rèn)為人民幣匯率對中國的國際貿(mào)易收支具有明顯影響，比如：Brada等人（1993）使用1980到1989年的季度數(shù)據(jù)，通過計量分析，發(fā)現(xiàn)無論長期還是短期內(nèi)，人民幣貶值都改善了中美貿(mào)易不平衡狀況；李海菠（2003）選用1973—2001年的年度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析、格蘭杰因果性檢驗等實證分析，認(rèn)為人民幣實際匯率與中國對外貿(mào)易之間存在著長期的均衡關(guān)系，實際匯率變動可以改善短期內(nèi)中國的對外貿(mào)易狀況；劉昕昕（2005）利用1979—2003年的人民幣實際匯率和中國貿(mào)易差額年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建自回歸分布滯后模型，通過最小二乘回歸和格蘭杰因果檢驗，發(fā)現(xiàn)人民幣實際匯率與中國貿(mào)易收支長期存在均衡關(guān)系，人民幣實際匯率是影響中國貿(mào)易收支的主要原因。伍楠林、鐘曉兵（2010）選用匯改后2005年8月到2010年2月的月度數(shù)據(jù)，運用ADF檢驗、格蘭杰檢驗等技術(shù)，構(gòu)建最小二乘回歸和誤差修正模型，分析人民幣實際匯率與中美國際收支的關(guān)系。實證分析得到：從長期來看，人民幣兌美元升值1%，將使中國向美國的出口額減少1.4%；中國從美國進(jìn)口增加0.41%，中美貿(mào)易順差下降2.348879%；張海宏（2012）基于2006年第一季度到2011年第二季度的數(shù)據(jù)，經(jīng)過實證分析得到人民幣幣值是造成中美順差的一個重要因素。在長期中，人民幣升值1%會使順差額下降1.2%，短期內(nèi)人民幣升值也會使順差額下降，但發(fā)揮作用較小且時滯性長。

也有研究認(rèn)為人民幣匯率對中國的國際貿(mào)易收支，特別是中美貿(mào)易平衡沒有顯著影響，比如：Zhaoyong Zhang（1996）運用EG兩步法，檢驗人民幣匯率與中國貿(mào)易收支之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，匯率的變化與貿(mào)易收支之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是匯率并不是貿(mào)易收支變化的Granger原因；謝建國、陳漓高（2002）構(gòu)建一個標(biāo)準(zhǔn)的凱恩斯比較靜態(tài)國際收支模型，選用1978—2000年的年度數(shù)據(jù)，通過長期協(xié)整分析和沖擊分解，得出中國貿(mào)易收支的匯率彈性僅為0.089，匯率沖擊僅能解釋中國貿(mào)易收支變化3%左右的原因，因此人民幣匯率波動對中美貿(mào)易收支沒有顯著的影響。沈國兵（2005）基于1994—2002年年度數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析，表明美中貿(mào)易收支與人民幣匯率之間沒有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。在此研究基礎(chǔ)上提出匯率變動對貿(mào)易收支的影響是值得懷疑的，“人民幣升值論”或許更多的是基于政治而非經(jīng)濟因素，人民幣匯率浮動并不能解決美中貿(mào)易逆差問題。陳宗義（2012）采用時變參數(shù)VAR模型（TVP-VAR），并基于2001年6月—2011年3月的月度數(shù)據(jù)，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率對于中國長期貿(mào)易順差的影響微小，即匯率并不重要。

綜合既有國內(nèi)外研究的成果，可以判斷，對人民幣匯率與中美貿(mào)易順差關(guān)系的實證檢驗卻并未得到統(tǒng)一的結(jié)論，究其原因，可能是由于不同研究采用的研究方法、計量模型、數(shù)據(jù)指標(biāo)存在差異。下文將采用國內(nèi)外通用的格蘭杰因果檢驗和協(xié)整分析方法，選取最新的數(shù)據(jù)集，對人民幣實際匯率與中美貿(mào)易順差的相互關(guān)系進(jìn)行檢驗，以期確認(rèn)能否通過人民幣升值扭轉(zhuǎn)目前嚴(yán)重的中美貿(mào)易失衡狀況。本文的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率并非中美貿(mào)易順差的真正原因，在此基礎(chǔ)上，本文梳理了其他可能導(dǎo)致中美貿(mào)易順差的結(jié)構(gòu)性原因，并提出縮小中美貿(mào)易順差的對策建議。

二、實證方法與數(shù)據(jù)

（一）實證方法

本文通過構(gòu)建二元向量自回歸模型（VAR），采用“格蘭杰”因果檢驗技術(shù)，檢驗中美貿(mào)易順差與人民幣匯率之間是否存在因果關(guān)系。為消除模型中的異方差性，首先對中美貿(mào)易順差與人民幣匯率兩個變量求取對數(shù)。

由于“格蘭杰”因果檢驗要求變量是平穩(wěn)的。如果變量非平穩(wěn)，則“格蘭杰”因果檢驗的F統(tǒng)計量或統(tǒng)計量不再具有標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)計分布，因果檢驗因此失效。為此，在進(jìn)行“格蘭杰”因果檢驗之前，需要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。根據(jù)變量的平穩(wěn)性，分別構(gòu)建如下VAR模型：

1.如果中美貿(mào)易順差和人民幣匯率對數(shù)值兩個變量都是平穩(wěn)的，則直接構(gòu)建水平變量VAR模型：

其中，HL為人民幣匯率對數(shù)值，SC為中美貿(mào)易順差對數(shù)值；k為滯后階數(shù)，在實際估計過程中，根據(jù)“赤池”信息準(zhǔn)則（AIC）確定；C1和C2為常數(shù)項，α、β、P、γ為待估參數(shù)；ε和v為服從獨立同分布的誤差項。

當(dāng)模型第二個方程中的Pi（i=1，2，…，k）全為0時，人民幣匯率對數(shù)值不是中美貿(mào)易順差的“格蘭杰”原因。因此，“格蘭杰”因果檢驗的實質(zhì)是，利用Wald系數(shù)聯(lián)合顯著性檢驗，來判斷VAR模型中滯后變量系數(shù)的聯(lián)合顯著性。如果要檢驗人民幣匯率對數(shù)值是否是中美貿(mào)易順差的“格蘭杰”原因，檢驗的原假設(shè)為：

檢驗的備擇假設(shè)為：

檢驗統(tǒng)計量為：

檢驗統(tǒng)計量服從自由度為（k，T-2k-1）的F分布。如果S大于F統(tǒng)計量的臨界值，則拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即人民幣匯率是中美貿(mào)易順差的“格蘭杰”原因；反之，如果S小于F統(tǒng)計量的臨界值，則接受原假設(shè)，即人民幣匯率不是中美貿(mào)易順差的“格蘭杰”原因。上面S公式中的RSS1是（1）式中第二個方程的殘差平方和，RSS0是不包括人民幣匯率滯后變量（令Pi=0，i=1，2，…，k）的第二個方程的殘差平方和。T為樣本時期數(shù)。

2.如果中美貿(mào)易順差和人民幣匯率對數(shù)值兩個變量都是非平穩(wěn)的單位根，且二者不存在協(xié)整關(guān)系，則直接構(gòu)建差分VAR模型：

其中，△HL和△SC分別為人民幣匯率和中美貿(mào)易順差對數(shù)值的一階差分值。由于人民幣匯率和中美貿(mào)易順差對數(shù)值是單位根，對其進(jìn)行一階差分后，差分變量便成為平穩(wěn)變量，因而可對其構(gòu)建VAR模型，進(jìn)行“格蘭杰”因果檢驗。（2）式中其余參數(shù)的涵義與（1）式相同，格蘭杰因果檢驗的內(nèi)容也與（1）式相同。

3.如果中美貿(mào)易順差和人民幣匯率對數(shù)值兩個變量都是非平穩(wěn)的單位根，且二者存在協(xié)整關(guān)系，則可以構(gòu)建差分變量向量誤差修正模型（VECM）模型：

其中，ωt-1是人民幣匯率和中美貿(mào)易順差協(xié)整方程（HLt=C+Ψ·SCt+ωt）殘差項（ωt）的一階滯后值；ut-1是中美貿(mào)易順差和人民幣匯率協(xié)整方程（SCt=C+φ·HLt+ut）殘差項（ut）的一階滯后值。其余變量和參數(shù)的涵義與（2）式相同。當(dāng)模型第二個方程中的Pi（i=1，2，…，k）不全為0時，人民幣匯率是中美貿(mào)易順差的短期“格蘭杰”原因；當(dāng)?shù)诙€方程中的？漬不為零，則人民幣匯率是中美貿(mào)易順差的長期“格蘭杰”原因。

（二）變量與數(shù)據(jù)

變量：本文選取的變量為中美貿(mào)易順差和人民幣匯率。其中，人民幣匯率為按中美兩國CPI指數(shù)平減計算后的實際匯率值。如前所述，為消除模型的異方差性，在實際建模和估計過程中，對這兩個變量求取對數(shù)值。本文選擇的數(shù)據(jù)樣本是1993～2013年的年度數(shù)據(jù)（第一次匯改至2013年），樣本量為21，符合進(jìn)行時間序列建模的樣本量要求。事實上，可以獲得1978～1992年中美貿(mào)易順差和人民幣匯率的年度數(shù)據(jù)，但由這一時期中美貿(mào)易為逆差，在取值上表現(xiàn)為負(fù)數(shù)，而對負(fù)數(shù)求取對數(shù)是不可能的，因此本文不得不放棄1993年之前的數(shù)據(jù)。

三、實證結(jié)果與分析

根據(jù)兩個變量的時間序列走勢圖，我們發(fā)現(xiàn)二者均具有明顯的截距項，但只有中美貿(mào)易順差對數(shù)值具有明顯的時間趨勢。因此，在進(jìn)行單位根檢驗時，對中美貿(mào)易順差變量選擇同時含有常數(shù)項和時間趨勢項，對人民幣匯率變量選擇含有常數(shù)項。表1匯報了年度數(shù)據(jù)變量的單位根檢驗（ADF單位根檢驗）結(jié)果。可以看到，中美貿(mào)易順差和人民幣匯率對數(shù)值的水平變量都是非平穩(wěn)的時間序列。為此，對兩個變量求取一階差分。

根據(jù)差分后變量的時間序列走勢圖，我們發(fā)現(xiàn)差分后兩個變量都沒有明顯的時間趨勢，但都含有常數(shù)項。因此，進(jìn)一步對差分后變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，此時設(shè)定兩個變量的檢驗形式都包括常數(shù)項。表1也匯報了一階差分變量的檢驗結(jié)果，可以看到，兩個變量在一階差分后都變成平穩(wěn)序列。因而，中美貿(mào)易順差和人民幣匯率對數(shù)值的年度變量是非平穩(wěn)的單位根。

進(jìn)一步檢驗兩個單位根變量是否存在長期協(xié)整關(guān)系。表2匯報了中美貿(mào)易順差和人民幣匯率對數(shù)值水平變量的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果。結(jié)果表明，無論是特征根跡檢驗還是最大特征值檢驗，在5%的顯著性水平上，二者之間都不存在協(xié)整關(guān)系，也就是說，在長期內(nèi)，中美貿(mào)易順差和人民幣實際匯率之間不存在均衡關(guān)系。

根據(jù)單位根和協(xié)整檢驗的結(jié)果，年度變量是非平穩(wěn)的單位根且不存在協(xié)整關(guān)系，因此，適合構(gòu)建上面的第二個VAR模型（差分VAR模型），進(jìn)行“格蘭杰”因果檢驗。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，模型的最優(yōu)滯后階數(shù)應(yīng)為3（此時，AIC值最小）。表3匯報了一階差分VAR模型的估計結(jié)果。對模型中△SC方程中的△HL（-1）、△HL（-2）、△HL（-3）三個變量系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗，即為“格蘭杰”因果檢驗。檢驗結(jié)果由表4給出。可以看到，無法拒絕“△SC不是△HL的格蘭杰原因”和“△HL不是△SC的格蘭杰原因”兩個假說。因此，可以判斷，在短期內(nèi)，人民幣實際匯率不是中美貿(mào)易順差的格蘭杰原因，而反過來，中美貿(mào)易順差也不是人民幣實際匯率的格蘭杰原因。

圖1和圖2匯報了VAR模型中兩個變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖9顯示，當(dāng)給人民幣匯率對數(shù)值的一階差分值一個正的單位大小的沖擊后，給中美貿(mào)易順差對數(shù)值的一階差分值的沖擊非常小，在7期以后基本趨于0，這就進(jìn)一步表明，人民幣實際匯率對中美貿(mào)易順差的影響微不足道。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于1993—2013年的年度時間序列數(shù)據(jù)，采用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和“格蘭杰因果檢驗”技術(shù)，實證分析了中美貿(mào)易順差與人民幣匯率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，就本文選取的樣本期間而言，在短期內(nèi)，人民幣實際匯率不是導(dǎo)致中美貿(mào)易順差的原因；在長期內(nèi)，中美貿(mào)易順差和人民幣實際匯率之間也不存在均衡關(guān)系。但是，鑒于本文實證分析采用的數(shù)據(jù)樣本量有限，所以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性有待通過擴充樣本量后作進(jìn)一步的驗證，對目前的分析結(jié)果應(yīng)審慎對待。總之，就本文研究來看，人民幣匯率對中美貿(mào)易順差的影響非常有限，將中美巨大的貿(mào)易順差主要歸咎為人民幣匯率是站不住腳的。

如果人民幣匯率不是導(dǎo)致中美巨額貿(mào)易順差的原因，那么中美貿(mào)易順差究竟緣何而來？根據(jù)中美經(jīng)濟和貿(mào)易往來的實踐，可以將中美貿(mào)易順差的產(chǎn)生主要歸因于中美產(chǎn)業(yè)分工與美國對華技術(shù)出口的限制。眾所周知，低工資造成中國產(chǎn)品成本低、價格低，在勞動密集型產(chǎn)品和低技術(shù)產(chǎn)品上具有較強的競爭力。美國的比較優(yōu)勢在于技術(shù)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)上。如果美國在擴大從中國進(jìn)口勞動密集型產(chǎn)品的同時，增加對中國出口技術(shù)資本密集型產(chǎn)品的力度，就不會導(dǎo)致中美貿(mào)易失衡狀況進(jìn)一步惡化。但是，美國基于國家安全或政治利益的考慮，其技術(shù)出口管制也最為嚴(yán)格，中國一直是美國技術(shù)出口管制的主要對象之一。由于美國對華高技術(shù)產(chǎn)品出口的管制，美國對華高技術(shù)產(chǎn)品的出口不增反減，中美貿(mào)易失衡狀況趨于惡化也就不可避免。

根據(jù)本文的實證分析結(jié)果，人民幣匯率并不是導(dǎo)致中美貿(mào)易順差的主要原因，因此不顧實際一味地要求人民幣升值，對于縮小中美貿(mào)易順差并無太大效果，反而有可能干擾中國現(xiàn)有的外匯管理體制和進(jìn)出口貿(mào)易管理體制，對中美貿(mào)易關(guān)系帶來不利影響。但是，這并不意味人民幣匯率制度不需要完善，相反，穩(wěn)步推進(jìn)人民幣匯率制度的市場化改革進(jìn)程，將有助于長期內(nèi)形成一個穩(wěn)定、規(guī)范和完善的人民幣匯率形成機制和進(jìn)出口貿(mào)易機制，這對于推動中美貿(mào)易關(guān)系的發(fā)展和深化都具有重大的理論與現(xiàn)實意義。具體而言，應(yīng)從以下三方面入手，推進(jìn)人民幣匯率制度改革：（1）在合適的條件下，繼續(xù)深化人民幣匯率制度改革，完善人民幣匯率形成機制，使其更具市場化特點；（2）保持匯率穩(wěn)定，防止人民幣匯率的大幅度波動，為中美貿(mào)易提供一個良好的市場環(huán)境；（3）加速人民幣國際化的進(jìn)程，使得人民幣在資本項目下可兌換盡快實現(xiàn)。另一方面，要扭轉(zhuǎn)日益擴大的中美貿(mào)易順差，還需要中國進(jìn)一步加大力度轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式，引導(dǎo)對外貿(mào)易向集約型、效益型發(fā)展，同時中國政府還應(yīng)主動出擊，與美方共同努力，建立中美貿(mào)易對話機制，促進(jìn)相互合作，尤其是在技術(shù)貿(mào)易領(lǐng)域督促美國放棄對華出口高技術(shù)產(chǎn)品的管制。

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（作者單位：上海商業(yè)會計學(xué)校 上海 200000）

（責(zé)編：若佳）