人民币汇率与中美贸易收支关系的实证

2012
年第12期总第222期
【国际经贸】
人民币汇率与中美贸易
收支关系的实证分析
刘清华
（上海海事大学经济管理学院，上海201306）
［摘
要］近年来人民币一直面临着来自各方面的升值压力，美国更是把贸易逆差的责任推给中国。

为
了探究人民币汇率与中美贸易收支的关系，首先对近二十五年内人民币对美元的汇率与中美贸易收支的相关性进行初步描述，
并对两者之间的因果关系进行实证研究，得出人民币汇率与中美贸易收支之间没有明确因果关系的结论。

并对产生上述结果的深层原因进行分析，最后提出中国应对人民币升值压力的对策。

［关键词］人民币汇率;贸易收支;格兰杰因果检验;单位根检验
［中图分类号］F822.2［文献标识码］A ［文章编号］2095－3283（2012）12－0009－04作者简介：刘清华(1987－)，女，上海海事大学硕士研究生，研究方向:航运、物流经济与金融。

一、引言
近年来，随着我国经济的飞速发展，对外贸易额不断增长，
对外贸易顺差呈逐年扩大态势，导致外汇储备不断增加，其中很大一部分来自对美贸易逆差。

由于美国对华贸易长期处于逆差，国际社会特别是美国纷纷认为人民币对美元的汇率被低估，并且采取各种手段敦促中国政府调高人民币汇率。

自1971年美国首次出现贸易逆差之后，其贸易逆差持续扩大，美国已成为当今世界上最大的贸易逆差国。

同时，自2005年我国汇改以来，人民币不断升值。

如果盲从欧美等国家的要求使人民币继续升值，
势必会严重影响我国的出口贸易，使我国的出口企业遭受巨大的损失，进而阻碍经济的增长。

所以有必要对人民币汇率与中美贸易收支的关系进行深入分析，
探究这种要求是否合理。

本文将采用格兰杰检验依据人民币对美元的汇率和中美贸易收支数据来对人民币汇率变动与中美贸易收支关系进行实证分析。

二、人民币汇率与中美贸易收支关系的实证分析(一)相关关系的初步描述
首先，对中美贸易收支和人民币对美元的汇率等数据来分析中美贸易与人民币对美元汇率的相关关系。

1.1985—1996年，人民币对美元不断贬值，美国对华贸易逆差不断增加。

2.1997—2005年，人民币对美元的汇率基本恒定，略有贬值，
但美国对华贸易的逆差仍然持续大幅攀升。

3.2006—2010年，人民币开始对美元升值，但美国对图1
1985—2010年美国的贸易逆差与人民币实际汇率的走势
华贸易的逆差仍不断扩大，受国际金融危机影响，2008
年美国对华贸易的逆差开始下降，但很快回升。

因此可以初步得出以下结论：人民币对美元的汇率与中美贸易收支的关系不确定，二者有时正相关，有时负相关，有时无关。

下文通过建立数据统计模型来研究二者之间的关系。

一国的出口额与贸易对象国居民的收入和两国货币间的汇率有关，而进口额与本国居民的收入及两国货币间的汇率有关。

为了使分析结果尽量接近实际情况，选取两国的人均GDP 作为该国居民的可支配收入，且采用人民币的实际汇率。

分别将出口额X 和进口额M 作为因变量，以中国和美国的人均GDP ：AGDP CH 、AGDP US 以及人民币对美元的实际汇率e 作为自变量。

同时，为消除两国人均GDP 与人民币汇率数据中可能存在的异方差影响，分别对各变量取自然对数。

建立如下模型：
LnX US =α1+β1LnAGDP CH +λ1Lne +μ1LnM US =α2+β2LnAGDP US +λ2Lne +μ2其中，μ1、μ2是随机扰动项。

为了检验上述相关关系是否明显，先求出LnX 、LnM 、LnAGDPch 、LnAGDPus 和Lne 五个变量之间的相关
刘清华：人民币汇率与中美贸易收支关系的实证分析
矩阵。

表1
各因变量与自变量之间的相关矩阵
LNX
LnM
LnAGDP CH LnAGDP US Lne
LnX 1.0000000.9698550.9901360.9797550.840104LnM 0.969855 1.0000000.9464410.9951430.940184LnAGDP CH 0.9901360.946441 1.0000000.9651840.802288LnAGDP US
0.9797550.9951430.965184 1.0000000.915652Lne
0.8401040.940184
0.802288
0.915652 1.000000
通过对表1中各数据的比较，可以看出：LnX 与LnAGDP CH 之间的相关系数为0.990136，相关性很强；LnX 与Lne 相关系数只有0.840104，相关性相对而言很弱。

同样，LnM 与LnAGDP US 的相关性也很强，而LnM 与Lne 的相关性不强。

为了更确切地把握美国的贸易收支与人民币实际汇率之间的关系，还需借助计量经济学的方法进一步分析和探索。

(二)单位根检验
为了更准确地判断人民币汇率与美国的贸易收支之间是否存在因果关系，
利用Eviews3.0软件进行格兰杰因果检验。

但根据格兰杰因果关系检验的条件，需要对各时间序列是否平稳进行ADF 单位根检验，若各变量序列为同阶单整，
则可以对各序列进行格兰杰因果关系检验。

在Eviews3.0软件的单位根检验中有三种检验类型，依次为只存在截距项、既存在趋势又存在截距项和既无趋势又无截距项，为了书写方便，以下分别将这三种类型记为模型（1）、模型（2）和模型（3），并选择使AIC 值和SC 值达到最小的滞后期数进行检验。

由于LnX 、
LnM 和Lne 三个时间序列均具有明显的上升趋势，故选用模型（2）对三个时间序列进行平稳性检验。

经检验可知，三个时间序列均不平稳，所以需要对其进行一阶差分。

一阶差分后的时间序列△LnX 和△Lne 均存在正的截距，且不存在趋势，而序列△LnM 存在明显的下降趋势，所以选用模型（1）对LnX 和Lne 的一阶差分进行单位根检验，而用模型（2）对LnM 的一阶差分进行单位根检验。

经检验可知，一阶差分后的时间序列仍然不平稳，所以需要继续进行差分，然后再对二阶差分后的时间序列做单位根检验。

同样方法，
二阶差分后的三个时间序列均在0.0附近上下波动，满足平稳性条件，所以选用模型（3）对二阶差分后的三个时间序列进行ADF 检验。

由于时间序列LnX 、
LnM 和Lne 及其差分后的序列的单位根检验结果很繁琐，所以为了便于分析，下面仅截取ADF 检验结果中的t 统计值和在1%、5%、10%显著性水平下的临界值进行比较分析，
如表2所示：表2
各时间序列的ADF 检验结果
时间序列检验形式（C ，T ，K ）ADF 统计值1%显著性水平下的临界值5%显著性水平下的临界值10%显著性水平下的临界值结论LnX （C ，T ，4）－2.625556－4.4691－3.6454－3.2602不平稳ΔLnX （C ，0，4）－2.036591－3.8067－3.0199－2.6502不平稳Δ2LnX （0，0，3）－3.161962－2.6889－1.9592－1.6246平稳*LnM （C ，T ，0）－0.972951－4.3738－3.6027－3.2367不平稳ΔLnM （C ，T ，0）－4.385184－4.3942－3.6118－3.2418不平稳Δ2LnM （0，0，0）－6.870317－2.6700－1.9566－1.6235平稳*Lne （C ，T ，4）－2.215595－4.4691－3.6454－3.2602不平稳ΔLne （C ，0，4）－0.644238－3.8067－3.0199－2.6502不平稳Δ2Lne
（0，0，3）
－4.905974
－2.6889
－1.9592
－1.6246
平稳*
注：表2中的（C ，T ，K ）表示ADF 检验形式，其中的C 表示含有截距项，T 表示含有趋势，K 表示滞后期数；*表示在1%的显著性水平下平稳。

(三)格兰杰因果关系检验
通过对三个时间序列的单位根检验，三个序列均是二阶单整，即两对序列同阶单整，所以，可以对其进行格兰杰因果关系检验。

由于格兰杰因果关系检验对滞后期数非常敏感，因此通常情况下要对多个不同的滞后期数依次进行检验，确定检验结果是否保持一致。

当格兰杰因果检验不随滞后期数变动，
保持一定的稳定性时，则可以根据检验结果确定格兰杰因果关系是否成立。

本文对两对变量进行格兰杰因果关系检验时，对滞后1期到4期分别进行了检验，检验结果如下。

表3中的收尾概率（拒绝原假设时犯错误的概率）均大于0.01（1%的显著性水平），
所以不能拒绝原假设，也就是说LnX 和Lne 之间没有明确的因果关系，LnM 和Lne 之间也没有明确的因果关系。

可以得出以下结论：人民币汇率与美国的贸易收支
刘清华：
人民币汇率与中美贸易收支关系的实证分析
没有必然的因果关系，人民币汇率升值不会对美中贸易逆差改善产生很大影响。

表3各时间序列的格兰杰因果检验结果
Null Hypothesis Lags=1的p值Lags=2的p值Lags=3的p值Lags=4的p值是否拒绝原假设Lne does not Granger Cause LnX0.158410.351790.632110.57940接受＊＊＊LnX does not Granger Cause Lne0.904310.938890.315120.01086接受＊＊＊Lne does not Granger Cause LnM0.650740.939940.982890.99876接受＊＊＊LnM does not Granger Cause Lne0.792900.862820.326040.42780接受＊＊＊注：＊＊＊表示在1%的显著性水平下接受原假设
三、人民币汇率不会影响中美贸易收支的原因
(一)我国对美国出口商品多为价格弹性较低的劳动密集型商品
由于国内企业的自主创新能力较低，自主品牌较少，我国在国际贸易中仅仅扮演着装配工厂的角色，因此出口到其他国家的产品具有价格需求弹性较低、主要出口加工品多为外商投资企业生产、出口产业主要是劳动密集型产业等特点。

基于以上特点可知，我国的出口贸易受人民币汇率波动的影响不大。

首先，我国出口到美国的商品价格需求弹性较低。

我国对美贸易顺差主要来自材料制品、机械与运输设备以及杂项制品三大类商品。

这些商品的需求价格弹性较低。

因此，虽然人民币升值会使我国的出口商品以美元标示的价格上升，出口量下降，但由于出口量降幅小于价格增幅，所以人民币升值反而会促使我国的出口贸易总额上升。

其次，我国的出口贸易主要集中在加工贸易。

由于人民币升值可促使进口商品的本币价格降低，降低了加工贸易的生产成本，进而可抵消人民币升值对出口商品在美国市场竞争力下降带来的损失，因此不会对我国对美出口额产生很大影响。

第三，外商投资企业的出口额占我国出口总额的比重较大。

由于我国劳动力等生产要素价格的较强比较优势和巨大的国内市场，我国仍将成为跨国公司投资的热点，人民币的小幅升值不会对外商对华投资产生很大影响，因此对我国对美出口额也不会产生很大影响。

第四，我国的出口产业大部分是劳动密集型产业。

与发达国家相比，我国劳动力成本比较低，加之我国向美国出口的大部分是劳动密集型产品，所以只要人民币升值幅度不大，我国出口的商品在美国市场仍具有价格竞争优势，出口量不会大幅下降，出口额也不会受到很大影响。

(二)我国从美国进口多为资本和技术密集型商品，美对华实行技术出口管制
事实上，中美贸易产品结构具有互补性和互利性。

与我国出口产品主要是劳动密集型产品相反，我国从美国进口的商品主要是资本和技术密集型商品，而且我国对这些产品的需求价格弹性很大。

而美国政府担忧一旦放开对华技术出口限制，会进一步促进中国经济的持续快速发展及军事现代化，因此在对华贸易上有所保留，严格限制高新技术产品对华出口。

实际上，美国自身的经济状况和经济政策是造成对华贸易逆差的主要原因。

因此人民币升值不会使我国从美国的进口额大幅上升，对中美贸易收支不会产生很大影响。

通过对人民币汇率与中美贸易收支关系的实证分析，得出人民币对美元的汇率对中美贸易收支不会产生很大影响的结论。

因此关于人民币对美元汇率被低估是造成美中贸易逆差的主要原因的说法纯属不实之词。

究其原因，美国的贸易逆差是一种结构性赤字，这种赤字与其贸易特点和政府的贸易政策有关，因此强迫中国实行浮动汇率制以提高人民币汇率的做法不会解决美国贸易逆差不断上升的问题。

四、对策与建议
(一)人民币适度升值
人民币适度升值将令出口产品的美元价格上升，这势必会挤压出口企业的利润空间。

但可以有效地把那些技术含量与附加值低、成本高且效益低的企业和产品排挤出海外市场，还可以迫使优势企业积极优化经营管理，力争在技术、品牌和营销策略等方面提升水平，依靠科技进步、品牌设计和产品质量获取竞争优势。

同时，从我国自美国的进口贸易结构来看，人民币升值会使美国的出口产品以人民币标识的价格降低，这便降低了先进设备的进口成本，会加大我国对美国高科技产品的进口力度，从而有利于促进我国出口部门的技术进步与出口结构优化升级。

另外，人民币升值降低了我国企业海外投资的成本，有利于企业走出国门，进行产业转移和技术改造，从而促使国内产业结构和出口贸易结构升级。

同时根据我国出口商品的价格贸易条件和质量的比较优势，人民币适度升值也有利于改善中美双边贸易结构，会使我国在中美贸易利益分配格局中的地位得到提升。

(二)控制人民币升值幅度
(下转第29页)
黄甜高茜：FDI对安徽省出口贸易结构的影响———基于1999—2007
年时间数据的实证分析
制成品出口总额变化中因FDI而引起的变化占了97%多。

除FDIT的t检验值以外，其他变量的t检验值均较大，且大于t0.01值。

FDIT的t检验值为1.105，小于t0.01值，故变量FDIT作为EXM增长的解释变量是不显著的，说明FDIT对工业制成品出口的影响有限。

但是变量FDICT－1的t检验值6.104远大于t0.01值，证明了FDI影响出口的滞后效应，故变量FDICT－1作为EXM 增长的解释变量是显著的，作用甚至远大于FDIT。

再使用SPSS软件，选取FDICT－1和EXMT做回归分析，建立一元线性回归方程如下：
EXMT=7.556+1.268FDICT－1
t=4.659t=17.638（其中，R2=0.981，Adjusted R2=0.978，F=311.113）
回归方程表明，安徽省每增加1亿美元的FDIC，将可增加1.268亿美元的工业制成品出口。

拟合优度和调整后的拟合优度皆大于0.9，F检验值为311.113，远大于F0.01的值，说明方程总体线性关系在99%水平下显著成立。

FDICT－1的t检验值为17.638，远大于t0.01的值，说明变量FDICT－1作为EXM增长的解释变量是显著的。

证明了FDIC与安徽省工业制成品出口总额相关性较强，对本省出口贸易结构优化有促进作用。

四、结论
由于以上实证分析均建立在出口增长仅与前期FDI 存量和当期FDI有关的假设之上，对其他变量如汇率变动等不予考虑，结果会存在偏差。

但综上所述，FDI与出口总量间存在明显的正相关关系，即FDI对出口总量的增长有积极的促进作用。

另外，FDI对出口总量的影响也存在着较为明显的滞后效应，表明当期流入的FDI对出口产生作用通常是需要经历一段时滞期的，而这种时滞在安徽省表现得较为明显是因为FDI大多采用新建投资方式。

随着安徽省FDI的投资方式由新建向并购不断转变，FDI对出口的滞后作用将有所削弱。

改革开放以来，伴随着外商直接投资的大量进入，一方面安徽省最具贸易比较优势和竞争力的制成品完全符合要素禀赋比较优势理论，主要集中在劳动密集度高的低技术含量的产品上，并且比较优势变得更加稳定。

另一方面由于外商投资带动作用，安徽省加工贸易显著增长，目前几种高科技含量制成品已初具一定的比较优势和竞争力，但总体上大多数高科技含量制成品则表现出明显比较劣势。

制成品的贸易结构虽呈现出不断优化的趋势，但变化幅度很小；其中，属于中高科技含量的制成品比较优势和竞争力上升最为明显，但目前远未成为具有比较优势的产品；中低科技含量的制成品已初具规模且具有了较显著比较优势和竞争力，并有增强趋势。

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(责任编辑:张彤彤)
(上接第11页)
虽然人民币升值对我国贸易收支的影响不大，但我国国际收支顺差的刚性和良好的经济增长态势会对人民币升值产生压力。

从长期来看，势必造成人民币的恶性盘升。

如果这种盘升是大幅度、快速的，将不仅对我国对外贸易的发展带来消极影响，而且会超过我国经济的消化能力，给宏观经济带来不稳定因素。

因此，我国政府可以促使人民币小幅度的升值，但同时也要积极采取有效措施，控制人民币升值的幅度，以防止人民币恶性升值。

其中，我国政府可以采取的措施包括：积极扩大内需，减小外贸依存度；加快“走出去”步伐，缓解资本项目持续大量顺差的压力；加快建设人民币远期外汇市场，提高金融衍生品的使用效率；在以一篮子货币为基础，在有管理的浮动汇率制度的基础上进一步完善人民币汇率形成机制，且配合其他政策，通过市场机制实现汇率水平向均衡水平的调整。

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(责任编辑:张彤彤)。