1.1文献回顾
国内学者范祚军等［3］运用1994—2010年人民币双边汇率、人均国民收入等年度数据，分别研究了人民币汇率变动与中国对东盟10国贸易收支之间的关系，发现短期人民币汇率贬值可以改善我国对其中7国的贸易收支。张慧等［4］的研究认为，人民币汇率贬值有助于改善我国贸易收支。韩斌等［5］以1994—2011年我国与主要贸易伙伴国的双边贸易季度数据为基础，探究了人民币汇率变动与我国对贸易伙伴国贸易收支的关系，指出人民币汇率贬值使我国贸易收支得到改善。而以下学者的研究却表明，汇率贬值不能改善贸易收支。Taufiq等［6］根据1974—1998年美国分别对日本、加拿大的贸易数据进行研究，得出的结论是汇率的波动对贸易收支会产生负面影响。张晓月等［7］认为人民币汇率贬值总的净效应为我国贸易顺差的减少。何建奎等［8］研究了人民币实际有效汇率与我国贸易收支的关系，发现贸易收支的汇率弹性为负。第二种观点认为:汇率变动对贸易收支没有显著影响。Wilson［9］的分析表明，新加坡、马来西亚货币的实际汇率变动与它们贸易收支之间的显著影响关系不存在。SilvanaT［10］基于名义汇率的角度，探讨了其与贸易收支的关系，发现名义汇率变动不引起贸易收支变化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度数据，研究了韩国、美国和日本之间的多边贸易，得到实际汇率的变动不会显著影响韩美和韩日之间的贸易收支的结论。曹永福［12］对我国进出口需求价格弹性进行了测算，算得两者绝对值之和为0.3079(0.611)，小于马歇尔—勒纳条件临界值，说明人民币汇率变动对贸易收支的影响很小。刘林［13］通过构建非线性MS-VAR模型，选择1994—2010年的季度数据，实证研究了人民币实际有效汇率贬值与升值分别对一般贸易收支和加工贸易收支的影响，指出人民币实际有效汇率变动不会影响总的贸易收支。左晓慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度数据为研究样本，实证分析了人民币实际汇率与我国进出口额的关系，结果表明人民币实际汇率变动对进出口额的影响不显著，人民币升值不能使我国贸易顺差得到根本改变。冯宗宪等［15］构建了中美两国TV-FAVAR模型，对人民币实际汇率波动对中美贸易差额的影响进行了探析，认为人民币实际汇率波动不是中美贸易顺差的主要原因。
1.2文献评述
既有研究对汇率变动与贸易收支之间的关系进行了积极探索，但不难发现，国内外学者在研究汇率变动对贸易收支的影响时由于研究方法、研究样本、数据选取等的不同，尚未得出关于汇率变动对贸易收支影响的统一结论。本文在前人研究的基础上，试图通过理论推导出人民币汇率变动对我国贸易收支影响的模型。鉴于人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故而运用人民币实际汇率数据，实证分析人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响。
2汇率变动对进出口贸易收支影响的机制分析
汇率变动主要通过价格竞争机制对贸易收支产生影响。由绝对购买力平价理论可知，用不同货币计价的某种商品，折算成同一种货币后价格应相等，即:P=eP*。其中，P为一国某种商品的国内价格，P*为该国这种商品的国外价格，e是用直接标价法表示的汇率。在满足不同地区该商品价格相同且同质的前提下，汇率变动对贸易收支影响的作用机制可表现为汇率变动首先引起进出口商品价格变动，进出口商品价格变化后使进出口商品的国际竞争力发生变化，而进出口商品的国际竞争力发生变化后又会使进出口商品的供给弹性和需求弹性发生变化，最终使贸易收支发生变化［16］。
3人民币汇率变动对我国进出口贸易收支影响的实证分析
3.1模型推导
首先根据不完全替论，建立人民币汇率变动对我国出口贸易影响的模型。该理论假定:作为研究对象的国家进出口的商品与国内生产的商品不具有完全替代性。不完全替论对于我国来说是适用的［17］。本文参照国内学者厉以宁等采用C-D函数的形式研究人民币汇率变动对我国出口贸易的影响，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t为时间，Xt表示我国历年出口额，et表示历年人民币名义汇率，α是出口的汇率弹性，β是出口的收入弹性，GNP*t表示我国贸易伙伴国的国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民币汇率变动对我国进口贸易影响时也采用C-D函数形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t为时间，Mt为我国历年进口额，et为历年人民币名义汇率，α0为进口的汇率弹性，β0为进口的收入弹性，GNPt表示我国国民收入水平。两边取自然对数后设定模型为lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化简得到贸易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分别用人民币实际汇率RERt替代et、我国国内生产总值GDP1t替代GNPt、外国国内生产总值GDP2t替代GNP*t，上式变为lnTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt为随机扰动项，即为本文的贸易收支模型。
3.2变量选取与数据说明
贸易收支(TB)。与大多数关于汇率变动对贸易收支影响的文献不同，本文选取出口额与进口额比值(X/M)指标来衡量我国的贸易收支水平。实际汇率水平(RER)。考虑到人民币名义汇率不能准确反映汇率变动对贸易收支的影响，故本文采用人民币实际汇率。当人民币汇率贬值时，即RER上升，我国出口商品的外币价格下降，国外对我国商品的需求增加，使该商品出口量上升;而以本币表示的外国商品价格上升，从而抑制对国外商品的进口，贸易收支增加。因此，预期γ的符合为正。我国国民收入水平(GDP1)。有很多指标可以反映我国国民收入水平，例如国民生产总值、国内生产总值、人均国民生产总值、人均国内生产总值等。本文选取我国国内生产总值以衡量我国国民收入水平。当我国国民收入水平提高时，即GDP1增加，我国居民对国外商品的需求增加，进口增加，贸易收支减少，预期δ的符号为负。外国国民收入水平(GDP2)。我国与美国的双边贸易在我国对外贸易中占很大的比重，故本文以美国国民收入水平代表外国国民收入水平。同上，选取美国国内生产总值来衡量美国国民收入水平。当外国国民收入水平提高时，即GDP2增加，国外对我国出口商品的需求增加，出口增加，贸易收支增加，预期β的符号为正。考虑到数据的可获得性，本文选取1994—2010年的年度数据。我国进出口贸易额、人民币名义汇率、我国国内生产总值、美国国内生产总值、我国CPI、美国CPI原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》。由于原始数据为名义数据，为了实证结果的可靠性，以1994年为基期(1994=100)，对我国CPI、美国CPI进行调整，由此算出我国实际进出口贸易额、人民币实际汇率水平、我国实际国内生产总值、美国实际国内生产总值。为消除数据的异方差，对上述所有变量进行对数化处理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根据lnTB=lnX－lnM算出贸易收支的对数值。
3.3实证结果分析
3.3.1单位根检验时间序列数据要对其进行平稳性检验，否则会出现“伪回归”。本文使用ADF检验法对时间序列数据进行平稳性检验。按照ADF检验方法，运用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一阶差分序列进行平稳性检验，按照AIC和SC取值最小原则对滞后期进行选择。检验结果，如表1所示。根据表1中各变量的ADF检验结果，可知各变量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平稳序列。分别对它们的一阶差分序列lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行单位根检验，结果显示lnTB在5%的显著水平是平稳序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的显著水平都是平稳序列，则lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一阶单整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同阶单整序列，可对它们进行协整检验。3.3.2协整检验协整检验用于检验变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，检验的方法主要有EG检验和JJ检验。EG检验主要是针对2个变量进行协整关系的检验，JJ检验则可以检验多个变量之间是否存在协整关系。本文使用Eviews6.0软件对lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2进行Johansen协整检验，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen协整检验结果看出，我国贸易收支与人民币实际汇率、我国国民收入即我国GDP、外国国民收入即美国GDP之间在5%显著水平上存在长期稳定的协整关系，且仅存在一个协整方程。由Eviews6.0软件，得到下面的协整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)协整方程括号内数字为各变量系数估计值的标准误差。根据协整方程可知，我国贸易收支与外国国民收入之间呈正相关关系，与我国国民收入之间呈负相关关系。外国国民收入增加1%，我国贸易收支增加1.908%;我国国民收入水平提高1%，导致我国贸易收支下降0.415%。而人民币实际汇率贬值1%，我国贸易收支仅增加1.099%，这说明人民币实际汇率变动会对我国贸易收支产生影响，但其对我国贸易收支的影响并不大。3.3．3Granger因果检验由前面的分析知，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在协整关系，以下运用格兰杰因果检验法对lnGDP2、lnGDP1、lnRER与lnTB的因果关系进行检验，检验结果，如表4所示。根据表4的Granger因果检验结果不难看出，在10%显著性水平上，lnGDP2是lnTB的格兰杰原因，即外国国民收入的增加是我国贸易收支变化的格兰杰原因。反之，则不成立。在5%显著性水平上，lnGDP1是lnTB的格兰杰原因，即我国国民收入的变动会引起我国贸易收支的变动。反之，也不成立。在10%显著性水平上，人民币实际汇率变动与我国贸易收支之间存在双向Granger因果关系。
4结论与建议
4.1结论
第一，协整分析表明，我国贸易收支与外国国民收入、我国国民收入及人民币实际汇率之间存在长期稳定的均衡关系，且外国国民收入的变化对我国贸易收支的影响较大。外国国民收入每增加1%，会引起我国贸易收支增加1.908%;而人民币实际汇率贬值1%，只引起我国贸易收支增加1.099%，说明人民币实际汇率变动对我国贸易收支的影响不大。因此，仅仅依靠对人民币汇率的调节来维持我国对外贸易收支的平衡是不够的。第二，格兰杰因果检验结果显示，外国国民收入、我国国民收入的变化是我国贸易收支变化的单向格兰杰原因，人民币实际汇率变动与我国贸易收支变化互为格兰杰因果关系。从我国的实际情况来看，随着我国对外贸易额的不断增大，我国贸易收支呈逐渐扩大的趋势。国际上要求人民币升值的呼声也越来越大，人民币升值压力越来越大，使人民币兑美元实际汇率自2005年7月汇改以来一直保持稳定的升值态势。人民币在升值的同时，我国贸易收支也一直在发生变化。可以看出，我国贸易收支与人民币实际汇率之间是相互影响的，尽管后者对前者的影响较小。
4.2建议
关键词：汇率操纵；汇率波动；贸易收支；自回归分布滞后模型
中图分类号：F733；F737 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）09-0043-06
一、引言
近年来，伴随中国经济快速发展，中国对美国的贸易收支顺差不断扩大，指责中国依靠操纵人民币汇率以谋取贸易竞争优势的声音越来越大。尤其前段时间美国大选期间，人民币汇率操纵问题，再度成为中美关系中经济和政治的热门话题。客观理性的认识贸易收支和汇率之间的关系，可以有效地防止贸易摩擦和贸易保护等行为的发生，对于中美两国经济和贸易的顺利发展发挥积极作用和重要的研究意义。
关于中国是否在操纵人民币汇率的问题，国内外学者主要从两个方面进行了讨论。
一方面集中在人民币均衡汇率水平测算，衡量汇率是否失调及失调程度的研究上，来判断人民币汇率是否纵。人民币均衡汇率及失调程度的测算方法是多样的，施建淮和余海丰（2005）[1]采用行为均衡汇率方法，以季度数据进行估计，显示2002年第二季度到2004年间人民币实际汇率低估程度在10%左右。贺刚（2012）[2]分别运用截面、面板和协整三类模型对1996年第一季度至2007年第四季度人民币实际有效汇率失调程度进行测算，实证结果表明人民币汇率在部分年度出现低估的现象，但偏离幅度温和，人民币币值围绕着均衡汇率在一个可控幅度内上下波动，不存在严重错位的现象。除此之外，王维国和黄万阳（2005）[3]、吴丽华和王锋（2006）[4]和杨长江和钟宁桦（2012）[5]等均从汇率失调的角度研究了人民币汇率操纵问题。同一学者运用不同的方法测算结论也有很大差异，而不同的学者在采用同样的方法进行测算时，由于选择的变量的不同，测算结果仍然差异巨大（唐亚晖和陈守东，2010）[6]。
另一方面是从汇率与贸易收支的角度进行的研究。美国判断一国是否在操纵汇率的依据1988年制订的《贸易和竞争力综合法案》规定，必须考虑各国是否为阻止有效调整国际收支平衡，或为在国际贸易中谋取不公平竞争优势而操纵本国货币兑美元的汇率。鉴于此，一些学者集中从汇率对贸易收支的影响这一角度探讨了人民币汇率操纵问题。孙华妤和潘红宇（2010）[7]采用2005年7月至2008年人民币兑美元汇率的月度数据，运用协整分析与误差修正模型，探讨了汇率与中美贸易收支差额的关系，协整方程估计结果显示中国对美国贸易顺差与人民币美元名义汇率成反向关系，而误差修正模型结果显示，名义汇率不是中美贸易差额的格兰杰原因。这一结果说明在短期和长期中，中国政府无法依靠人民币低估以扩大净出口，即不可能操纵人民币汇率。此外，叶永刚等（2006）[8]、刘伟和凌江怀（2006）[9]也研究了人民币汇率与中美贸易收支差额之间的关系。这些研究结果均未能发现汇率与贸易收支差额之间的因果关系，由此他们认为单纯依靠人民币升值难以缓解中美贸易失衡的问题。
本文在孙华妤和潘红宇（2010）[7]研究的基础上，运用自回归分布滞后（Autoregressive Distributed Lag，简称ARDL）模型从长短期汇率传递的角度拟分析人民币汇率与中美贸易收支的关系，并重点讨论是否存在通过操纵人民币汇率而获取贸易竞争优势的可能性。本研究与已往的研究相比，有以下几个方面的特点：上述文献主要从汇率水平角度讨论了人民币汇率与中美贸易收支的关系。而诸多理论与实证研究发现，汇率对国际贸易的影响途径除了汇率水平途径还有汇率波动途径[10][11]。鉴于此，本研究进一步分析人民币汇率波动对中美贸易收支的影响。另外，大多数现存文献只使用贸易总数据，鲜有文献分析不同贸易部门的情况。而本文进一步讨论人民币汇率与不同贸易部门之间的关系。
二、模型设定及数据选取
（一）模型设定
本文沿用Rose和Yellen（1989）[12]构建的两国贸易模型，假设国内（外）进口商品数量取决于国内（外）实际收入水平和进口商品的相对价格，即：
Dm=Dm（Ym，pm） D*m=D*m（Y*m，p*m）（1）
其中，Dm（D*m）表示国内（外）进口商品的数量，Ym（Y*m）表示国内（外）实际收入水平，pm（p*m）表示相对于国内（外）价格水平，以本（外）币衡量的本（外）国进口商品相对价格。
假设出口商品的数量取决于出口商品的相对价格。
其中，Sx（S*x）是国内（外）出口商品的数量，px表示相对于国内价格水平P以本币衡量的本国出口商品的相对价格，p*x表示相对于国外价格水平p*以外币表示衡量的外国出口商品的相对价格。
本国进口商品的相对价格为：
其中，En表示采用直接标价法衡量的名义汇率，E表示实际汇率，定义为EEn·P*/P。
同样，外国进口商品的价格为：
均衡条件时，进出口商品的数量和相对价格水平取决于：
所以，以本币表示的本国贸易收支差额可以表示为：
上式两边同时取自然对数形式后，可以表示为：
此处小写字母代表取自然对数形式。
由以上理论模型可以看出，贸易收支差额可以表示为实际汇率et、国内收入水平yt和国外收入水平y*t的函数。在此理论研究的基础上，本文进一步考虑到汇率波动和人民币汇率制度改革因素的影响建立如下实证模型：
其中，tbt表示贸易收支水平，et表示实际汇率水平，yct表示国内收入水平，ytu表示国外收入水平，？滓t表示汇率波动率，？着为误差项。？琢c，？琢e，？琢yc，？琢yu，？琢？滓，？琢D均为估计参数。需要说明的是，Dt表示人民币汇率制度改革虚拟变量，即在实行汇改时期Dt取值为1，否则为0。但在2008年7月至2010年6月期间人民币汇率一直保持在1美元兑6.83元人民币左右。鉴于此，汇改时期设定为2005年7月至2008年6月与2010年6月至2011年12月。
我们最关注的是模型（9）中的汇率传递参数？琢e和？琢？滓波动传递参数。如果我们检验结果证实这些系数显著非零，说明中国有可能操纵汇率来获取贸易优势。反之亦然。
（二）变量定义与数据概述
中国于2001年12月正式加入世界贸易组织，这标志着中国国际贸易走向新阶段的第一步，此后中国的国际贸易总量发生了显著性的增长。因此，本文研究入世后的情况，选取2002年1月至2011年12月的月度数据，共120个样本数据。各变量定义为如下：
tbt表示贸易收支，这里选用样本期内每月中国对美实际出口额（rex）与实际进口额（rim）的比值{1}，即：
其中，next表示名义对美出口额，xpit表示中国总体出口价格指数②，imt表示名义对美进口额，mpit表示中国总体进口价格指数。
et表示人民币兑美元实际汇率，即：
其中，etn为以间接标价法表示的人民币兑美元名义汇率的每月平均值，cpitUsa表示美国的消费者物价指数，cpitChn表示中国的消费者物价指数，数值上升代表人民币贬值。
国内外实际收入通常使用实际GDP。但由于本文所使用的变量为月度数据，而GDP只有季度数据。为此本文以中国与美国的工业生产指数作为国内外实际收入的变量。由于不存在中国的工业生产指数，本文使用上年全年=100与上年同月=100的当月数据推算而得到2005年=100的名义工业生产指数，然后除以生产者物价指数计算实际工业生产指数。
汇率波动率的估计方法有多种，其中最常见的是移动平均标准差③（moving average standard deviation），计算方法如下：
其中，et为人民币兑美元的实际汇率，m为移动平均窗口长度。由于本文使用月度数据，本文采用使用最近12个月的数据来计算，即m=12。
需要说明的是，上述数据均来源于Wind数据库，另外本文特将所有指数数据的基期统一为2005年=100。除了汇率与汇率波动率之外，其他数据均采用X12-ARIMA方法进行季节调整，并相应的全部取自然对数值。
三、研究方法
本文应用Pesaran和Shin（1995）[13]、Pesaran和Pesaran（1997）[14]、Pesaran等（2001）[15]提出的ARDL模型来研究汇率变动对贸易收支的影响。ARDL模型相比于其它模型，具有最突出的优点表现在：一方面，可以同时得到长期和短期汇率传递系数；另一方面无论模型中各变量序列是I（0）还是I（1），都可以使用该模型进行估计，并且得到回归系数的结果是一致、有效的。
ARDL检验法分两步完成，即ARDL协整检验与ARDL长短期模型的估计。
（一）ARDL模型的协整检验
根据方程（9），建立如下ARDL协整检验模型：
（13）
其中，？驻表示差分算子，即？驻xt=xt-xt-1。F检验可用于检验水平变量之间是否存在长期均衡关系。原假设为不存在长期均衡关系，即方程（13）。在原假设成立时，F统计量服从非标准分布。在95%与99%的临界范围分别为2.62～3.79与3.41～4.68④。当F统计量大于临界上限时，拒绝原假设，即变量间存在长期均衡关系。当F统计量落在临界范围内时，还要进一步检验各变量的单整阶数。
（二）ARDL模型的估计
通过ARDL协整检验发现变量间存在长期均衡关系后，我们可以分析变量间的长短期关系。关于长期模型，应用如下长期ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）模型：
估计式（14）后可以转换成如下长期均衡关系式：
从现实情况来看，式（15）长期均衡关系并非永远成立。在短期内，受到各种原因而脱离其均衡关系。基于ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）模型的误差修正模型（error correction model，ECM）如下：
其中，ECt-1为误差修正项。当长期均衡关系出现失衡时，误差修正项起到回调作用。ECt-10才能回到均衡值。因此参数？孜为负。
四、实证结果及分析
除了总体贸易收支水平之外，本文使用国际贸易标准分类（SITC）数据考察不同贸易部门的情况。需要说明的是，由于食品及活动物（第0类）、饮料及烟类（第1类）、非食用原料（第2类），矿物燃料、油及有关原料（第3类），动植物油、脂及动植物蜡（第4类）占总进出口额的比率极小，我们将这些分类加总称为初级产品。于是下面所要分析的对象为初级产品、化学成品及有关产品（第5类）、按原料分类的制成品（第6类）、机械及运输设备（第7类）、杂项制品（第8类），共有5大贸易部门。
（一）ARDL协整检验
首先进行ARDL协整检验。首先要确定式（13）的ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）协整检验模型的滞后阶数。本文进行m1=1～3、m2=0～3、m3=0～3、m4=0～3、m5=0～3的768种模型组合的检验，根据施瓦茨信息准则（SIC）选择最优滞后模型。
总体贸易收支、初级产品、化学成品及有关产品、按原料分类的制成品、机械及运输设备、杂项制品的ARDL协整检验结果，如表1所示。除了机械及运输设备与杂项制品之外均大于95%的临界上限3.79，表明在5%显著水平拒绝没有协整关系的原假设，水平变量间存在长期均衡关系。
机械及运输设备与杂项制品未能发现协整关系，表明本文选取的变量均不能说明这些部门的贸易收支。换言之，汇率与汇率波动均不影响这些部门的贸易收支，中国不能通过汇率操纵来获取贸易优势。因此在下面的ARDL长短期模型分析当中，该行业分类将不予考虑。
（二）ARDL长短期模型估计结果
在上述研究证明水平变量之间存在长期均衡关系的基础上，我们进一步分析长短期模型的具体参数。这里也根据SIC准则选择了式（14）的ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）模型的最佳滞后阶数。模型估计结果见表2。
1. 总体分析。从长期来看，汇率水平传递参数？琢e与汇率波动传递参数？琢？滓均不显著异于零，说明长期内无论人民币兑美元实际汇率还是其波动率均不影响中美贸易收支。另外，代表美国实际收入水平的参数？琢yu为2.639 9，在1%的水平上显著为正。这表明长期中美两国贸易收支主要受到美国收入水平的正向影响，即美国实际收入水平越高，中美贸易收支顺差越大。换言之，美国收入的减少将会带来负面影响，在当前全球经济萎靡而外需持续低迷背景下，中国贸易收支不断恶化，贸易部门尤其是出口部门不得不面临严峻挑战，扩大内需成为中国的当务之急。
从短期来看，同样人民币兑美元实际汇率和实际汇率波动率的参数都是不显著的，表明人民币汇率的政策性调整不能在短期内起到立即改善贸易收支的作用。而且中美两国实际收入参数？茁0yc与？茁0yu也同样是不显著的，表明这些变量在短期内均不是影响中美贸易收支的主要因素。另外，参数？孜为-0.521 1并在1%水平显著，这表明在短期内一旦偏离长期均衡水平，实际出口在一个月内向均衡水平回调52.11%，即大约2个月回到均衡水平。
综上实证结果表明，无论长期还是短期，中美贸易收支没有受到人民币兑美元实际汇率水平与波动的显著影响，意味着中国不能通过操纵人民币汇率来影响对美进出口贸易进而改善贸易收支。
2. 行业分析。表3显示，初级产品、化学成品与有关产品、按原料分类的制成品贸易部门的ARDL长短期模型的参数估计结果。
在初级产品贸易部门方面，无论是长期模型还是短期模型，人民币兑美元实际汇率和汇率波动率前的参数都是不显著的，这说明无论汇率水平还是汇率波动率的变动，对于中美初级产品贸易收支都不存在显著影响。
化学用品与有关产品的参数估计结果显示，在人民币兑美元实际汇率前的参数不显著，说明长期内汇率水平变动，对于中美化学用品与有关产品贸易收支不存在显著影响。但汇率波动率前的参数为0.4241，在5%的水平上显著为正，这意味着长期内，汇率波动率对中美化学用品与有关产品的贸易收支产生正向影响。尽管如此，化学用品与有关产品贸易部门在整个中美进出口贸易所占的比例极小，根据2011年全年数据计算只有3.84%，因此该部门对整体的影响是微乎其微的。短期内汇率水平传递参数？茁e与汇率波动传递参数？茁？滓均不显著异于零，表明短期汇率水平和汇率波动率的变动对于中美化学用品与有关产品的贸易收支均不存在显著影响。
按原料分类的制成品的参数估计结果与初级产品相似，即无论是长期还是短期，人民币兑美元实际汇率与其波动率均不是影响中美贸易收支的主要变量。
另外，这三种模型的误差修正项参数均在1%水平显著为负，表明当长期均衡关系出现失衡时误差修正项能够起到回调作用，即我们设定的ARDL误差修正模型是准确的。
总体而言，虽然各贸易部门的模型估计结果在参数大小与其显著程度方面有所差异，然而基本上支持无论汇率水平还是汇率波动均不影响中美贸易收支的结论。也就是说，中国不能通过汇率水平途径或汇率波动途径来改善中美贸易收支。
3. 模型设定检验。最后，我们进行模型设定检验，以确认我们设定的模型合理与否。表4中，Q12表示检验估计模型残差的12阶Ljung-Box统计量。检验结果显示，所有模型在10%显著水平也不能拒绝残差序列不存在自相关的原假设。LM1Hetero表示检验估计模型残差项1阶异方差的LM统计量。结果发现，所有模型在10%显著水平也不能拒绝残差序列不存在异方差的原假设。由此可以推断，我们设定的ARDL模型是合理的。
五、结论
本文采用2002年1月至2011年12月的月度数据，运用自回归分布滞后模型分别探讨了中美双边实际汇率、汇率波动率与中美总体贸易收支差额以及按SITC分类各行业贸易收支差额之间的关系。研究结果表明，无论长期还是短期，人民币汇率水平以及汇率波动率对中美两国之间总体和分行业贸易收支差额均不会产生显著影响。这也就是说，无论长期还是短期，中国政府都无法通过刻意低估人民币币值，而达到扩大中美贸易收支顺差的目的。因此，将中美之间巨大的贸易收支差额归因于人民币被有意低估，或者中国政府通过操纵人民币汇率来获取贸易竞争优势的说法都是没有依据的。客观理性的探讨人民币汇率是否纵，人民币汇率是否失调或失调程度，对于中美两国经济发展、贸易往来都发挥着积极作用。
注释：
①对进出口的比值取对数相当于对数进出口额的差（进出口贸易差额），即：ln（rex/rim）=ln（rex）-ln（rim）。
②以下本文所用价格指数（CPI、PPI、XPI、MPI）均利用上年全年=100与上年同月=100的当月数据推算而得到2005年=100的月度数据。
③本文也采用最近常见的（G）ARCH类模型估计了条件异方差。但可能由于样本总数不够，估计结果极差。最后放弃了这些模型的使用。
④数据为方程包含常数项但不包含趋势项的临界值。
参考文献：
[1]施建淮，余海丰.人民币均衡汇率与汇率失调[J].经济研究，2005，（4）：34-45.
[2]贺刚.人民币汇率严重低估了吗？[J].国际金融研究，2012，（2）：4-15.
[3]王维国，黄万阳.人民币均衡实际汇率研究[J].数量经济技术经济研究，2005，（7）：3-14.
[4]吴丽华，王锋.人民币实际汇率错位的经济效应实证研究[J].经济研究，2006，（7）：15-28.
[5]杨长江，钟宁桦.购买力平价与人民币均衡汇率[J].金融研究，2012，（1）：36-50.
[6]唐亚晖，陈守东.基于BEER模型人民币均衡汇率与汇率失调的测算：1994：Q1～2009：Q4[J].国际金融研究，2010，（12）：29-37.
[7]孙华妤，潘红宇.操纵人民汇率的可能与现实[J].世界经济，2010，（10）：43-56.
[8]叶永刚，胡利琴，黄斌.人民币实际有效汇率和对外贸易收支的关系——中美和中日双边贸易收支的实证研究[J].金融研究，2006，（4）：1-11.
[9]刘伟，凌江怀.人民币汇率升值与中美贸易失衡问题探讨[J].国际金融研究，2006，（9）：4-8.
[10]Bahmani-Oskooee M.，Hegerty S.W. Exchange Rate Volatility and Trade Flows：a Review Article[J]. Journal of Economic Studies，2007，（34）：211-255.
[11]McKenzie M. D. The Impact of Exchange Rate Volatility on International Trade Flows[J]. Journal of Economic Surveys，1999，（13）：71-106.
[12]Rose A.K.，Yellen J.L. Is There a J-curve？ [J]. Journal of Monetary Economics，1989，（24）：53-68.
[13]Pesaran H.M.，Shin Y. An Autoregressive Distributed Lag Modelling App roach to Cointegration Analysis. University of Cambridge，Cambridge Working Papers in Economics，1995.
关键词：国际收支顺差； 外汇储备； 货币供给
一、引言
近年来，特别是改革开放以后，我国经济发展迅速并且呈现出稳定增长的趋势。与此同时，在经济全球化的进程不断加快的大背景下，我国积极参与国际经济的合作与发展，对外经济也取得了迅猛发展。目前，我国已是世界上的第一大出口国和第二大进口国。根据中国海关的最新统计数据显示，2013年前11个月我国对外贸易的进出口金额分别为17682亿美元和20023亿美元，其中进口金额累计同比增长7.1%，出口金额累计同比增长8.3%。随着我国进出口规模的不断扩大，经常项目和资本项目组成的“双顺差”的国际收支失衡也在继续扩张，继而带来的是外汇储备的不断增多，越来越多的外汇储备在促进我国经济积极发展的同时，也对货币供给和宏观经济的运行带来了一些消极影响。因此，有必要研究我国国际收支的变动与货币供给的关系，从而确保我国经济的可持续发展。
二、文献综述
针对国际收支对货币供给的影响这一问题，国内外学者从理论和实证角度对其进行了研究。国外学者对这一问题研究最早的是货币主义学派提出的货币供给量决定论，Johnson（1972）等学者认为，一国国内的货币供给超过需求时，超过需求部分的货币就会流向国外，从而使本国现金减少，国内货币供给量的变动决定了该国的外汇储备需求，因此本质上国际收支失衡是一种货币现象。也有学者通过建立理论模型（Edwards，1984；Kumh，2004）来研究国际收支对货币供给的影响。国内学者在理论上（陈岱孙，2011；田华臣，张宗成，2005）从货币均衡模型、国际收支对货币政策传导机制的影响、IS-LM模型与不可能三角等不同角度对国际收支对货币供给的影响进行了研究，基本的结论是我国国际收支的变动对货币供给的影响较大，从而增强了我国货币供给的内生性。同时，国内学者还进行了实证研究（秦宛顺，2003；黄武俊，2010），这些实证研究的结论是我国国际收支与货币供给之间有很强的相关性，并且国际收支通过外汇储备对货币供给的影响较大。
三、国际收支对货币供给的影响机制分析
（一）基本理论
国际收支对货币供给的影响是通过外汇储备的变化而实现的。国际收支为顺差时，外汇储备的增加；国际收支为逆差时，外汇储备减少。有关国际收支与货币供给关系的基本理论是金属货币流通下的价格-铸币流动机制理论和在信用货币制度下的国际收支货币分析说。
价格-铸币流动机制理论最早由英国经济学家休谟提出，后经过李嘉图等人不断发展和完善起来。该理论的基本思想为，在金本位制下，一国国际收支出现顺差，即出口贸易额大于进口贸易额时，会使黄金流入本国，黄金的金流入会增加本国国内的黄金存量，从而相应的增加了本国的货币供给。国际收支能够使货币发生国际流动，自动调节国内市场流通中的货币需求量。
国际收支的货币分析说是由蒙代尔和约翰逊发展起来的，其依据货币数量论并以货币的流入和流出为起点，认为国际收支的失衡本质上是一种货币现象。货币分析说认为一国货币的供求失衡导致了国际收支的失衡，国际收支失衡的变化会引起货币存量的变化。在信用货币流通的货币制度下，货币的发行取决于一国的货币政策和国民经济的运行状况，不再受限制于黄金储备，同时一国主要的国际储备资产由黄金转为外汇。国际收支货币分析说将一国货币供给的来源区分为国内来源和国际来源，国际储备的改变和国内银行体系货币供给的改变都会对一国的货币供给产生影响。
在开放经济条件下，一国的货币供给为Ms=L+meR。其中，Ms表示货币供给量；L表示国内的货币存量；m表示货币乘数；e表示汇率（以直接标价法表示的汇率）；R表示国际储备。从上面等式中可以很明显地看出，理论上国际收支的变动通过货币乘数m、汇率e和国际储备三个因素来影响一国的货币供给。当外汇汇率发生变化时，若国际储备的数量不发生变化，则国际储备会通过外汇占款来影响一国的货币供给。
（二）我国国际收支对货币供给的影响机制分析
1我国国际收支的现状
随着对外经济交往的不断扩大和深化，我国的对外经济发展迅猛，国际收支已经连续多年保持顺差局面。从图1中可以明显看出，我国的贸易顺差额自1995年开始逐年持续的保持增长，1995年至2011年呈倒u型的变化趋势，在2008年时达到最高值，之后贸易顺差又开始继续增长。在国际收支保持持续顺差的同时，我国的外汇储备规模也随之在不断扩大（如图2），保持高速的增长。1996年我国的外汇储备首次突破1000亿美元，此后外汇储备的增速开始加快。进入21世纪后，我国的外汇储备的增速达到40%，2006年我国的外汇储备已高达8537亿美元，成为全球最大的外汇储备国。2006年突破一万亿美元，2009年突破两万亿美元，2011年突破三万亿美元大关。截至2013年9月末，我国外汇储备约为3.7万亿美元。我国外汇储备规模持续快速地增加表明了我国的经济发展实力不断增强，在世界经济中的地位也越来越重要。然而，高额的外汇储备对我国经济发展带来的阻碍也越来越明显。
2国际收支对货币供给的影响机制
国际收支通过对外汇储备的变动对货币供给产生影响。根据国际收支的相关理论，一般情况下，国际收支出现顺差时不一定会对货币供给产生影响，只有形成外汇占款的时候，国际收支顺差才会通过外汇占款的方式影响基础货币的数量，从而对货币供给产生影响。我国基础货币的来源主要是外汇占款和国内信贷，如果外汇占款的比例处在一个合理的水平，由外汇占款引起的基础货币的变动可以通过国内信贷的方式进行调节冲销。但是，我国的实际情况是外汇储备的快速增长形成了大量的外汇占款，通过国内信贷冲销的调节方式的效果有限，从而使我国的货币供给成倍扩大，对我国经济发展产生很大的影响。
我国国际收支持续保持双顺差，在国际收支平衡表（如表1）中经常项目和资本项目都为顺差。总体来说，国际收支对货币供给的影响的传导机制如下：在开放经济条件下，我国参与对外经济贸易，从国际贸易中获得巨额顺差，外汇储备迅速增加，在相对稳定的汇率制度下，为了稳定外汇市场，中央银行需要收购外汇从而形成外汇占款，外汇占款的增加引起基础货币的增加，通过货币乘数的作用后，货币供给量成倍增加。如图3所示，在持续的贸易顺差下，我国的货币供给量也保持较高的增长速度。
（1）贸易收支与货币供给
国际收支中的经常项目主要是指贸易和劳务项目的收支，贸易和劳务项目收支本质上就是国际间商品和劳务的相互交换，在国际收支中所占的比重较大。一国的贸易收支会出现顺差、逆差和平衡三种情况。其中贸易平衡是我国宏观经济目标之一，而现实情况是我国的贸易收支长期处于顺差。当贸易收支发生顺差时，出口企业通过出口产品获得更多的外汇，但人民币是国内市场的流通货币。我国现行的外汇体制是银行结售汇制，即出口企业获得外汇后，通过中国银行进行结汇，中国银行再向中国人民银行进行外汇兑换。如果不考虑经常项目和资本项目下的非贸易项目，由于贸易顺差，国际储备增加，中国人民银行需要进行兑换的外汇数额增加，即外汇占款增加，从而在国内市场新投放的货币量增加，基础货币增加以后，经过货币乘数的的作用，国内市场流通的人民币数量便会成倍增加。
（2）资本收支与货币供给
国际收支中的资本项目包括短期资本往来和长期资本往来。短期资本往来是指偿还期在一年或一年以下的资本项目；长期资本则是指偿还期在一年以上的资本项目，其包括直接投资和对外负债。国际资本的流动不一定会对国内货币供给产生影响，只有需要向中国银行进行结汇时才会对货币供给产生影响。当短期国际资本为净流入时，国际资本流入国内会使我国的进口增加，这相当于是一种国外实物资本的流入，只是增加了国内商品的总供给，而不会使国内的货币供给量发生变化。当流入的国际资本只是增加了我国的国际储备，即外汇储备中的负债增加，并没有使国内的基础货币发生变化，从而也不会影响国内市场的货币供给。
长期资本往来中的直接投资和对外负债对货币供给的影响也有所不同。外国对我国进行直接投资后会引起国内商品和劳务的支付行为。在这一过程中会发生外汇部门向外汇指定银行进行结汇，而外汇指定银行需要再向中国人民银行进行兑换，这一过程的发生会增加我国的外汇储备，从而增加基础货币数量，对货币供给产生影响。外债对货币供给的影响是通过对国内人民币存量的影响表现出来的，外债的使用会引起国内国内固定资产投资资金和流动资金等配套资金的增加，但这不一定会对国内货币供给量产生影响。只有当与外配套的资金来源是新增的货币供给量，而不是来源于国内资金结构的改变（即国家的货币供给总量保持不变，只是改变了资金的使用结构），外债才会通过这些新增货币供给对国内市场上的货币供给产生影响。
（3）高额外汇储备对货币供给的影响
外汇储备的快速增加，会使中央银行需要兑换的外汇增加，增加了外汇占款，使基础货币的投放增加，从而导致货币的供给量增加。过多的货币供给量会使国内面临通货膨胀的压力，高额的外汇储备削弱了中央银行对货币供给这一货币政策中介目标的控制。国际收支经常项目和资本项目的双顺差是我国外汇占款的主要来源，而影响国际收支变动的因素对中央银行的货币政策来说不具有可控性，因此中央银行只能被动的适应外汇占款的变动。这样会使得我国货币供给的内生性增强，降低了中央银行使用货币政策的独立性。为了使流通中的货币供给保持相对稳定，针对由外汇储备带来的不断扩张的货币供给，中央银行需要频繁的使用公开市场操作和法定存款准备金率等政策工具，持续增长的外汇储备也降低了这些货币政策工具的实施效果。
五、结论与政策建议
通过前文的分析可以得到，持续增长的国际收支下的经常账户和资本账户的双顺差，使外汇储备急剧扩大，为了维持稳定的汇率，在我国的汇率制度下，货币当局需要购入外汇，使外汇占款增加，这样就会增加国内基础货币的投放，通过货币乘数效应的作用后，国内货币供给便会成倍增加。持续贸易顺差带来的大规模外汇储备，不仅对货币供给量产生影响，而且增强了货币供给的内生性，对我国货币政策的实施和效果带来了很多消极影响。为了应对国际收支顺差对货币供给的影响，本文提出以下政策建议。首先，在大力发展出口贸易的同时要兼顾进口贸易的发展，在引进国外资本时要以质量为前提，合理控制外资规模，放松资本外流的限制，这样有利于我国国际收支的平衡。其次，进一步完善汇率形成机制，适度放开人民币汇率的波动幅度，减轻为了维持相对稳定的汇率目标对外汇储备规模的压力。此外，还要大力发展和完善我国的国债市场和票据市场，丰富货币政策的操作工具，扩大公开市场的操作空间。
参考文献：
[1] 张志华. 外汇储备数量与结构变化下的货币供给方式转型的路径分析[J].国际金融，2013（10）
[2] 姚长辉、吕随启.《货币银行学（第四版）》[M].北京大学出版社，2012
[3] 李富有、梁俊茹. 基于协整分析的我国外汇储备变动对货币供给量的影响研究[J].云南师范大学学报（哲学社会科学版），2012（2）
[4] 王晓雷、刘昊虹. 论贸易收支、外汇储备与人民币国际化的协调和均衡发展[J].世界经济研究，2012（11）
关键词：人民币实际有效汇率；贸易收支；格兰杰因果检验
中图分类号：F820 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）01-0111-03
一、研究背景及目的
随着中国经济的日益发展，人民币处于持续升值的状态之中，汇改日2005年7月21日的人民币汇率为8.11，截至2013年6月30日，人民币已累计升值达24%。尽管升值幅度较大，但是当前人民币仍面临持续的升值压力。很多学者从自2001年开始中国成为美国最大的贸易逆差来源国的角度出发，认为中国贸易顺差是造成金融危机后国际收支失衡愈发严重的主要原因，并且将这个问题与人民币汇率相联系，认为人民币汇率的低估造成了中国贸易顺差和一些国家贸易逆差。因此，研究人民币汇率与国际收支之间究竟是否存在关系，对于人民币汇率的下一步调整和国际收支状况的调节都有一定的指导意义。为此，本文以1994年汇改以来至2013年月度数据为样本容量，实证研究人民币实际有效汇率与中国国际贸易收支的关系。
二、文献综述
（一）理论基础
1.弹性分析理论：指汇率变动通过相对价格（国内产品与国外产品之间、出口品和进口替代品等本国生产地贸易品与非贸易品之间）的变动来影响一国的进出口价格和需求，以此来达到调整国际收支的目的。
2.吸收分析理论：这一理论首先以国民收入恒等式推出的基本公式为分析出发点进行研究，在国际收支调整的先决条件上尤其强调了弹性分析理论所忽视的问题，即在充分就业的状态下，如果要使货币贬值达到调节国际收支的目的，要保证有足够的资源用于供给更多的出口和进口替代品的生产，就必须配合减少货币支出的政策执行。
3.货币理论：认为货币存量失衡是造成国际收支失衡的根本源头，不以国际收支的某个具体项目为研究对象，不追求局部均衡，未采用以前国际收支理论的研究方法，而是将研究范围由经常项目扩展到资本项目，强调国际收支的整体均衡。
（二）实证成果
1.国际实证研究。（1）汇率波动对贸易收支没有显著影响。Tilak Abeysinghe和Tan Lin Yeok（2005）对于名义汇率和新加坡国际收支做出了相关的实证研究，实证结果显示，本币的升值恶化贸易收支的情况并不明显。Silvana Tenreyro（2004）和Wilson（2000）分别选用数据专门研究了名义汇率或者实际汇率波动对贸易收支的影响，二者结论相同，都是汇率的波动对贸易收支没有任何显著影响。（2）汇率变动对贸易收支有影响 。Tauf Choudhry（2005）运用1974―1998年美国对加拿大和日本的实际出口量的数据，从名义汇率和实际汇率两个角度研究了汇率波动影响，其结果表明，美元名义汇率的波能够对美国的出口量造成显著的负面影响。Eleanor Doyle（2001）采用了GARCH模型、协整与误差修正理论分析汇率波动如何影响爱尔兰对其重要的贸易伙伴大不列颠及爱尔兰联合王国的出口，表明不论名义或真实汇率波动对爱尔兰的出口都具有积极影响。
2.国内实证研究。（1）汇率变动对中国贸易收支无显著影响。宿玉海、黄鑫（2006）分别研究了1997―2004年间人民币名义汇率变动对中国向日本及欧元区国家出口的影响，结果是中国出口贸易受人民币名义汇率短期变动的影响效果不显著。欧元明等（2005）着眼于研究对内资企业出口与汇率的关系，采用协整检验和误差修正模型进行了相关实证，得到结论表明中国内资企业出口和实际有效汇率之间无论在长期和短期变动方面均没有因果关系。（2）汇率变动与中国贸易收支有显著关系。朱小梅、田贤亮、王红玲（2006）以中国对日本的农产品贸易为研究对象，采用1994―2004年的数据区间，对人民币汇率变动对中国农产品对外贸易的影响进行了实证分析，得到实证结果表明中国农产品进出口总量受汇率波动的影响。卢向前（2005）采用协整向量自回归的分析方法重新对ML条件进行检验，对1994―2003年人民币对世界主要货币的加权实际汇率与中国进出口为研究数据，对二者之间的长期关系进行了实证检验，得出结论为人民币实际汇率波动对中国进出口存在显著的影响，马歇尔―勒那条件成立，人民币实际汇率波动对进出口的影响存在“J”曲线效应。
三、实证分析
尽管前人研究取得了一定的成果，但是随着时间的推移，现有的研究结果在解释和预测上可能不甚合理。本论文在前人经验的基础上，将样本容量进行扩展，以1994―2013年的人民币实际汇率和中国贸易收支数据为样本，运用Eviews 3为计量软件，实证研究人民币汇率与中国贸易收支的关系，以期在解释和预测上更为准确和更具时效性。
1.数据选取及处理。我们选取样本期间为1994 年1 月至2013 年6 月共234 个月度的人民币实际有效汇率指数和中国贸易收支差额数据。人民币实际有效汇率指数（REER）来源于BIS（Bank for International Settlements）网站，BIS的人民币有效汇率指数采用的是间接标价法，以2010年为基期进行了指数化调整，汇率指数上升（下降）意味着人民币升值（贬值）。中国贸易收支差额的进出口数据来源于中国海关总署网站，以当期美元计价。
（1）人民币实际有效汇率指数。是本国价格水平或成本指标与所选择国家价格水平或成本指标加权几何平均的比率与名义有效汇率指数的乘积。由于实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加真实地反映一国货币的对外价值。（2）对数化调整。由于中国进出口数额的数量级与汇率的数量级差别很大，所以如果进行回归或误差修正就会出现自相关性，通过对对数化的调整能够消除这种自相关性。（3）实证方法。本文通过单整及协整检验，在验证人民币汇率与中国国际贸易顺差的长期稳定关系的基础上，通过格兰杰因果检验分析了二者的因果关系。
2.实证过程。
（1）为了避免两个时间序列变量之间出现伪回归，首先要检验变量的平稳性。本文采用ADF方法检验两时间序列是否为单位根过程。分别对人民币实际有效汇率指数以及出口/进口取对数，即得到ln（reer）与ln（ex/im）。二者ADF一阶差分结果（见表1）：
（2）由第一步知两变量一阶差分平稳，为同阶单整，因此用Engle-Granger检验二者是否具有长期稳定关系。
第一步：协整回归，用OLS法估计yt=+xt+ut得yt= -0.2685+0.09xt，保存残差序列e。
第二步：对模型的残差序列e 做单位根检验，检验结果（见表2）：
由检验结果可知残差项为0阶单整，说明平稳，ln（reer）与ln（ex/im）两序列是（1，1）阶协整的，二者存在长期稳定关系。
（3）格兰杰因果检验，检验二者因果关系。由检验结果可得，对于LN（EX/IM）不是LNREER原因的原假设，拒绝第一类错误的概率仅为0.07，表明LN（EX/IM）不是LNREER原因的概率较小，可以拒绝原假设。第二个检验伴随概率为0.4，表明在95%的置信水平下，可接受原假设，即不能认为LNREEX是LN（EX/IM）的格兰杰原因。
3.实证结果及原因分析。汇率的变动不是引起出口―进口变动的原因。而相反，出口―进口的变动是引起汇率变动的原因。汇率的调整并不能缓解贸易收支逆差，贸易收支的变动还可能受以下几个因素影响：（1）进出口价格传递：从出口角度看，中国出口大多数为消费品，本币升值，汇率贬值时出口传递大，升值时的出口传递弹性较小，升值对出口影响小；从进口角度而言，贬值时，由于中国进口商品技术含量相对较高，因而汇率贬值的进口传递弹性较大，升值时的进口传递小，升值对进口影响小，因此人民币升值对于中国贸易顺差调节作用不大。（2）商品结构：对于垄断性竞争产品的出口，其价格弹性较大，对于汇率的变动反应敏感。但在中国以加工贸易为主的出口贸易中，汇率变动对于出口传递弹性小，因此贸易收支基本不受人民币汇率波动的影响。（3）可贸易性投入品的比例：如果生产所需投入品完全为本国提供，则出口产品价格变动与汇率变动率大小相等，方向相反；如果投入品部分或全部来自国外时，比重越大，汇率变动产生的影响效果越小。中国需要进口原材料的在加工贸易中所占比重大，因此汇率波动对贸易产生的作用不明显。
四、结论
贸易收支差额的变化是引起汇率变动的原因，而由于进出口价格传递，商品结构以及可贸易投入品的比例等原因的影响，汇率的变动却并不能有效影响到一个国家贸易收支的差额，其更多的是作为贸易收支变化的结果而不可能依靠一个国家汇率的变动来调节国际收支。汇率只是国内一般价格水平的一个参照点，而不是实际的竞争力，要求人民币升值以达到扭转逆差的观点是不合理的。人民币应该继续保持汇率稳定的政策，如果单纯地依靠改变汇率来调节国际收支是不现实的，还需要考虑其他因素的影响。
参考文献：
[1] 侯英.汇率波动影响贸易收支的制约因素及其对策分析[J].经贸论坛，2010，（20）.
[2] 毕云.汇率对中国贸易收支的影响[J].中国经贸，2009，（4）.
[3] 高奇，廖涵.汇率与国际贸易收支关系研究理论新进展――简评对中国的启示[J].生产力研究，2011，（2）.
[4] 谢斌，冯勇.浅析汇率与国际贸易收支的关系[J].中国集体经济，2011，（34）.
[5] 周惠.人民币汇率变化对中国贸易收支的影响[D].武汉：华中科技大学，2009：5.
[6] 危兆麟，刘佳.人民币汇率与国际贸易收支差额变动关系研究[J].商业文化，2007，（9）.
[7] 徐少强，马丹.人民币实际汇率对中国贸易收支影响的实证分析[J].新金融，2005，（2）.
[8] 王冰.人民币实际有效汇率变动对山东省国际贸易收支的影响研究[D].济南：山东大学，2011：5.
【关键词】人民币汇率 GDP 通货膨胀率 国际收支 多元回归
汇率问题一直是经济界关注的焦点。1994年以后我国实行有管理的浮动汇率制，既“管理”又“浮动”，人民币汇率受到错综复杂的经济因素的影响。本文就几个主要的影响因素从理论和数据方面进行分析。
一、影响人民币汇率因素的理论机制
1.我国的GDP对人民币汇率的影响。一国的经济综合实力是决定汇率变动的根本因素。近几年，人民币汇率不断上升，其根本原因就是我国经济实力的逐渐增强，使人民币将会在长期内成升值趋势。
2.通货膨胀对人民币汇率的影响。通货膨胀是影响一国汇率的主要因素。首先，通胀会影响一国商品和劳务在国际市场上的竞争力。当一国发生通胀时，其国家商品和劳务的价格上涨，国外商品价格相对下降，从而出口减少、进口增加，国际收支出现逆差，对本币产生贬值的压力。其次，通胀还会影响实际利率，从而间接影响外汇率。当一国发生通胀时，该国的实际利率下降，使外资的投资回报率下降，于是导致资本外流，本币贬值。再者，两国货币的比率从根本上是由其所代表的价值量之比来决定的。当一国发生通胀，该国货币所代表的价值量与购买力就会减少，汇率下降。相对购买力平价理论认为，汇率变动是由两国的通货膨胀率之差决定的。如果用p*和p表示外国和中国t0到t1期的通胀率，S0和S1表示t0和t1期汇率，则相对购买力可用公式表示为：
说明了汇率变动率是由中外两国的通货膨胀率之差决定的(姜波克，1999)。如果中国通胀率大于外国通胀率，则人民币应该贬值，反之则反。
3.国际收支对人民币汇率的影响。国际收支是一国对外经济活动的综合反映，它对一国货币汇率的变动有着直接的影响。若一国国际收支顺差，将有大量的外币想兑换成本币，造成本币供不应求，币值上升。我国经济的高速增长及优惠外资政策使我国一直以来都保持着对外资的强大吸引力，因此在国外直接投资和国际证券投资两项目中，外资引进迅速增加，导致资本金融账户也为顺差。我国国际收支长期保持“双顺差”，人民币肯定升值。
4.外汇储备对人民币汇率的影响。外汇储备是当今国际储备的主体。国际储备的多少反映了该国清算国际收支及干预外汇市场的能力。外汇储备太少，将动摇外汇市场对该国货币稳定的信心。随着我国经济的高速发展，对外贸易持续顺差，在结售汇制度下必然引起外汇储备的不断增长，迫使央行增发基础货币，通过货币乘数造成货币供应量的数倍增长，当货币供大于求，引起通货膨胀，人民币对外贬值。然而我国的美元外汇近年急剧上升，人民币汇率也不断升值，这与理论不一致。
5.中美利差对人民币汇率的影响。一国利率的高低影响一国金融资产的吸引力。若一国利率的上升，会使该国的金融资产对投资者来说更有吸引力，从而导致外资流入，本币供不应求，造成升值压力，反之则反。利率套利是指短期流动资本在国际间流动，以便在国外市场上获得较高的报偿[Dominick Salvatore，2003]。套补利率平价理论认为，汇率的远期升贴水率等于两国货币的利率之差。套补利率平价的一般形式为：
S是即期汇率，F是远期汇率，i是本国利率，i*是外国利率。如果本国利率高于外国利率，则本币即期升值，远期将贬值；如果本国利率低于外国利率，则本币即期贬值，远期升值。
6.政府对汇率的政策干预。政府对汇率的干预是因为这一市场在自发运行中会出现市场失灵。宽松政策能扩大消费和投资，国际贸易项目和资本项目出现逆差，外汇需求增加，进而推动本币汇率下跌。反之则反。另外，央行可以在外汇市场买卖外汇，直接影响外汇供求，引起汇率的变动。
二、定量分析对人民币汇率的影响因素
本文前面用理论分析了对人民币汇率的影响因素。现在建立计量经济学模型来检验这些因素对人民币汇率影响的显著性(数据为1996~2005年的数据)。
人民币汇率用Y表示，X1，X2，X3，X4，X5分别表示我国GDP，通货膨胀率，进出口差额，外汇储备，中美利差。因为政府和央行的政策对汇率的影响是通过前几项因素反映出来，所以模型中略去。由此建立多元回归模型：
Y=X1+X2+X3+X4+X5+u(1)
其中，u为随机干扰项。
对(1)式进行回归：
Y=-0.0013X1-0.0011X2-0.0152X3+0.0177X4+0.0028X5+8.4170(2)
(-2.122) (-0.653) (-4.792) (1.595) (1.403) (179.126)
R2= 0.978 F值=36.087 D.W=3.002
从回归结果看出，R2为0.978，也通过了F检验，表明模型整体上拟合很好。从斜率项的系数来看，除了X3的T值大于5%显著水平下自由度为4的T临界值2.132，而其他各系数都没通过T检验，尤其是X2的系数T值过小。再者GDP，国际收支，外汇储备和利差的系数符号均符合经济意义。但从X2系数-0.0011的符号看出，其经济意义明显不合理。经验推断各变量之间存在多重共线，使得它们对Y的独立作用不能分辨，通不过T检验[李子奈，潘文卿，2004]。经检验各变量的相关系数，发现GDP与外汇储备高度相关，GDP可以很大程度上代替外汇储备，因此略去X4。再进行逐步回归。最终的计量模型为：
Y= -0.0003X1- 0.0111X3 +8.3389(3)
(-2.570)(-5.580)(812.599)
R2=0.930 F=46.030 D.W=1.168
通过分析计量经济学模型(2)(3)，可以看出：
1.理论上这五个因素都影响人民币汇率的变动，GDP和国际收支的影响最大，其显著性最强。由(3)式看出，GDP与人民币汇率正相关，即GDP增长1千亿元，一元人民币将多兑换0.0003美元。这符合汇率正确的发展规律：一国的经济实力的增强，必然使该国货币坚挺。国际收支也与汇率正相关，即国际收支顺差增大1千亿元，人民币将多兑换0.0111美元。我国十年来对外贸易的持续顺差，特别是对美国的贸易顺差，根据汇率决定理论和在国际压力的作用下，人民币必然将持续升值。
2.通货膨胀率应与人民币汇率成反比。而由模型(2)看出，通货膨胀和汇率成正比，显然不符合经济规律，因为通货膨胀会造成货币购买力下降，汇率应该走低。我国的人民币名义汇率持续升高主要原因还是1994年我国实行汇率并轨加上汇率制度不健全，人民币被低估，现在人民币对外的升值压力远大于其对内的贬值压力。中美利差与人民币汇率也成反比，实际中影响相对较小。
参考文献：
[1]姜波克.国际金融学.北京：高等教育出版社，1999.148.
[2][美]Dominick Salvatore.International Economics.北京：清华大学出版社，2003.327.
[3]姜波克.国际金融学.北京：高等教育出版社，1999.152-153.
[4]张亦春，郑振龙.金融市场学.北京：高等教育出版社，2003.108.
[5]李子奈，潘文卿.计量经济学.北京：高等教育出版社，2004.121.
关键词：CPI;通货膨胀;国际收支
中图分类号：F11文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）11-0132-02
1 实证分析
本文出于分析目的，将国际收支的分析简化为进出口(进口 I ，出口E)、直接投资（Di）、证券投资(Si)、外汇储备（Fr）和净误差与遗漏（Er）五个项目，分别研究它们与通货膨胀的关系。
1.1 国际收支各项目与CPI（衡量通货膨胀）的Granger因果检验
下面对国际收支各项目与CPI进行Granger因果关系检验。检验结果如表1：
Granger检验的结果显示，出口、进口、进出口总额都是通货膨胀的Granger成因，但通货膨胀并不是它们三者的Granger成因；直接投资和证券投资在10%的显著性水平下也是CPI的Granger成因，而且直接投资的显著性更强；外汇储备在5%的显著性水平下也是通货膨胀的Granger成因，反之不成立；“净误差与遗漏”项不是通货膨胀的Granger成因。据此结果，本文的余下部分将重点分析通货膨胀与进出口、直接投资以及外汇储备的关系。
1.2 CPI与进出口的关系
我们的分析首先从国际贸易及进出口开始，用上文数据继续进行分析，可得如下结果：
可见，拟合的效果很高，R值很高，再对两个回归方程的残差进行单位根检验，结果是拒绝原假设，残差序列平稳，则可认为CPI与进口、出口之间存在着协整关系。
1.3 CPI与直接投资的关系
由于我国资本项目的流动并没有完全放开，因此在分析资本和金融账户时将重点放在了金融账户上。根据格兰杰检验的结果，我们将直接投资选入模型进行分析，得到的回归模型：
通过尝试发现，当期的和滞后一期的直接投资均不能显著影响CPI的变化，只有滞后两期的直接投资的系数才能通过t检验，表明外商的直接投资对国内通货膨胀的影响具有滞后效应。
1.4 外汇储备、外汇占款与CPI的关系
外汇储备对货币供应的影响程度取决于外汇占款占基础投放货币的比例。如果国际收支顺差，外汇指定银行持有的外汇超过了结转外汇的上限，中央银行需要购进外汇指定银行多于的部分，在购入这笔外汇的同时，增加同等程度的外汇占款，基础货币相应增加。如果在外汇市场上本币迅速升值，中央银行为维持本币的相对稳定，在外汇市场上购入外汇，增加对外汇的需求，同时投入本币，增加对本币的供给，在这个过程中，中央银行的外汇储备和外汇占款增加。另外外汇储备的增加还有两个渠道：从国际金融机构、外国政府借款和储备的收益（数额不是很大）。在外汇储备对通货膨胀影响方面我们直接使用外汇占款对CPI的回归分析，回归结果如下：
方程得出的结论是在此样本期间内，外汇占款与通货膨胀之间无明显的关系。这个结论与理论相悖，为了进一步确认方程的有效性，我们对表8中的方程进行Chows检验,检验结果如下：
检验结果显示5%显著性水平下，方程未通过稳定性检验，表明在2005年7月前后，外汇占款与通货膨胀的关系发生了变化。
我们首先使用2003年至2005年7月的数据进行回归分析，回归结果如下：
表9中的分析结果显示在2005年7月前，外汇占款与我国的CPI之间未存在显著的线性关系。
最后使用2005年8月到2008年3月的数据进行分析，回归结果如下：
方程得出的结论证实了在2005年7月后的样本期间内外汇占款对通货膨胀有明显的影响，并且R2， F统计量都较大，方程6的拟合程度较好，能够较好的显示出外汇占款之间的关系。
2 结果解释
首先，出口和进口对国内的通货膨胀都有显著的影响。虽然出口的增长为整个国民经济的快速成长做出了重要的贡献，但是由于出口在一定程度上减少了国内的有效供给，加剧了国内总供给和总需求的失衡状况，同时随着出口收入的增加，出售外贸产品的单位和个人的收入也增加，从而加速了总需求的膨胀，这些都会导致国内市场上物价水平的上涨。相反，在理论上分析，进口的增加应该是有助于缓解国内通货膨胀，可模型的解释却与理论解释相反，这可能是因我国进口结构的不合理导致我国的进口并不能增加国内的有效供给，更有可能是因为进口产品的价格远远高于国内的物价水平，增加了企业的生产成本，当这一成本的增加是通过销售价格的提高来加以消化的话，也就增加了国内的通货膨胀。
其次，直接投资对通货膨胀也产生一定的作用。在我国，直接投资项目记录的大部分是外商在华的净投资，体现的是我国利用外资的情况。又在利用外资的同时增加了对国内配套人民币资金的需求，这将会影响国内货币的流通和信贷平衡，进而促发通货膨胀；但是需要注意的是，直接投资对通货膨胀的影响是滞后的（用当期和滞后一期分析结果均不显著），这很大程度上是因为国外资本流入中国并真正发挥作用需要相应的物质、资金、技术和人力相配套，而且许多项目建设周期长、规模大，只能对未来几期的价格水平产生影响。
最后，是外汇储备和外汇占款对通货膨胀的显著影响。导致2005年7月前外汇储备与我国CPI之间不显著的关系主要原因：第一，外汇储备的增加不一定导致同等程度（按一定汇率计算）外汇占款的增加。在一国政府认为本国国际储备不足时，可向国际金融机构或外国政府借入一定数量的外汇。这种渠道的外汇储备的增加，并不增加外汇占款，也不增加基础货币。来自储备收益的外汇储备增加，同样也不增加外汇占款，不增加基础货币的投放。在2005年7月汇率改革前，外汇储备增加的另外两种渠道的存在，在一定程度上削弱了外汇储备增加对通货膨胀的影响。第二，中央银行是通过其资产业务投放基础货币的。中央银行的资产除黄金储备之外，还有持有的国债、贴现的票据及对商业银行的再贷款。在外汇储备增加的同时，如果中央银行减少对商业银行的在贷款或减少票据贴现量，则外汇储备和基础货币投放并不具有必然的关系。第三，在基础货币和货币供应量之间有一个货币乘数，任何影响货币乘数的因素都会对基础货币到货币供应量的转变构成影响。
而2005年汇率改革之后，人民币在外汇市场上迅速升值，加之中国国际收支双顺差不断扩大，外汇占款大幅度增加，从而导致基础货币的供应量扩大，造成通货膨胀程度逐年扩大。
参考文献
［1］闫先东，冯克然.通货膨胀――国际收支角度的考察［J］.财贸经济,1997，(4).
［2］郑荣强.论我国国际收支双顺差对货币政策的影响［J］.现代经济，2008，（1）.
［3］刘海燕，寇雪梅. 目前我国通货膨胀成因思考［J］.合作经济与科技，2008，（5）.
［4］王吕. 我国外汇储备与通货膨胀关系研究［J］.西南财经大学硕士学位论文，2007，（8）：16.
［5］杨灿，周国富. 国民经济核算教程［M］.中国统计出版社，2008，（1）.
论文关键词：人民币汇率，加工贸易，出口，应对策略
一、人民币升值概述
2005年7月21日，迫于美国的强大压力，为了给中国经济发展营造一个良好的外部环境，中国人民银行开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节，实行有管理的浮动汇率制度，形成更富弹性的人民币汇率机制。1美元兑人民币从8.27—8.28先后突破了8.2、8.1、8.0关口，2005年升值幅度达3%。2006年1月4日人民币汇率以8.0702起步，经历了从“缓步上行”到“快跑”，再到“加速跑”的过程，一年中升值了2 615个基点。2007年截至12月20日，人民币升值幅度已达到6.01%。2008年，人民币对美元升值步伐进一步加快， 2008年4月10日，银行间外汇市场人民币对美元汇率中间价“破7”，为6.9920元人民币兑换1美元，以2005年汇改前的人民币对美元比价8.27651计算，人民币对美元累计升值超过18%。到2010年12月23日，美元兑换人民币中间价为6.6466。
一国货币的升值意味着与它相比较的那种外币的贬值，表示一定数量的本币可以兑换的外币数量比之前增加了。自从汇率改革以来，人们持续不断地对汇改的利弊进行讨论分析，尤其关注人民币升值可能造成的对中国对外贸易国际贸易论文，特别是纺织、服装、玩具等利润微薄而我国又具有比较优势的加工贸易产业的不利影响。本文主要分析人民币升值对广州市加工贸易出口的影响。
二、汇率与国际贸易关系的理论及广州加工贸易近些年的状况
汇率作为影响进出口商品的价格因素，对进出口有着重要的影响。关于汇率变动对进出口的影响尤其是人民币汇率升值对我国外贸的影响，理论上有很多不同的观点。
1、马歇尔-勒纳条件。英国经济学家马歇尔与美国经济学家勒纳指出：一国货币相对与他国货币贬值，能否改善该国的贸易收支情况，主要取决于贸易商品的需求和供给弹性，假定供给具有完全弹性，那么贬值的效果取决于需求弹性。用Dx表示出口商品的需求弹性，Dm表示进口商品的需求弹性，则当︱Dx︱+︱Dm︱﹥1时，货币贬值将会改善贸易收支；当︱Dx︱+︱Dm︱=1时，货币贬值不发生作用；当︱Dx︱+︱Dm︱﹤1时，货币贬值将会恶化贸易收支。贸易收支通过货币贬值得到改善的必要条件是：当︱Dx︱+︱Dm︱﹥1，即马歇尔-勒纳条件。
2、J曲线效应。本国货币贬值后，初期由于消费和生产行为的“粘性作用”，进出口不会发生明显变化，但由于汇率的改变，以外币计价的出口收入相对减少，以本币计价的进口支出相对增加，造成经常项目收支逆差增加或者顺差减少，经常项目收支状况反而会比原先恶化。一段时期（往往是6至12个月）之后，经常项目收支才渐趋改善；再经过一段时间（往往是1.5至2年后），经常项目收支的改善达到峰值，然后再度趋向下降论文下载。因此汇率变化对贸易情况的影响具有“时滞”效应，呈现“J”的形状。而货币升值情况下，经常项目收支变动则刚好相反，表现为反向J曲线效应。
3、广州2005年至2008年加工贸易出口状况。
2005—2008年广州市加工贸易出口统计
年份
实绩（万美元）
比上年增长（%）
合计
内资企业
外资企业
合计
内资企业
外资企业
2005年
1593628
175247
1418381
17.74
-5.47
21.42
2006年
1814869
208965
1605904
13.88
19.24
13.22
2007年
2022533.74
245761.49
1776772.25
11.44
17.61
10.64
2008年
2223313
283237.89
1940075.33
9.93
【关键词】人民币实际汇率 中美贸易 VAR模型 J曲线效应
一、前言
自2005年中国人民银行实行汇率制度改革以来，人民币汇率持续升值。截至2011 年底人民币兑美元中间价汇率创汇改以来新高，达到1美元兑6.315人民币，比汇改前的1美元兑8.276人民币累计升值23.7%。根据国际收支弹性理论，一国货币升值可以影响该国的相对价格，使进口规模增加而出口规模减少，导致国际收支的减少。但实际上，中国国际收支顺差2005年首次突破1000亿美元后便迅速扩大，到2008年达到2986亿美元的历史高点才逐渐收窄。2009年、2010年和2011年中国对外贸易顺差持续下降，分别为1961亿美、1831亿美元和1551 亿美元，比2008年分别下降34.4%、38.6%、48.1%。对人民币汇率和我国对外贸易收支关系进行研究，有助于我国制定对外贸易政策和经济政策。
从研究我国贸易收支和汇率关系的文献来看，样本大多选取自2008年金融危机之前，研究没有反映出危机后人民币汇率与我国贸易收支的关系，本文选取2010―2012年的季度数据，对人民币实际汇率与中美贸易收支的关系进行实证研究。
二、文献综述
关于汇率与贸易收支的关系，国外学者进行了广泛的研究，但是没有得出一致的结论。Ethier（1973）、Demers（1991）认为，汇率波动增加了贸易风险，特别是这种风险无法通过金融工具来规避时，风险厌恶的厂商会选择降低贸易量；Choudhury（2005）从名义汇率的角度研究了美国对欧洲的出口%结果发现名义汇率的波动对美国的出口以负面影响为主；Maruez（2007）认为，中国贸易收支对汇率变化的反应敏感性差，人民币实际汇率贬值对中国的出口影响较小，而对进口几乎没有影响；Dellas和Zilberfarb（1993）从期权理论出发，认为未执行的贸易合同相当于期权，风险与收益高度正相关，因此汇率波动导致的风险可能提升厂商增加贸易量的意愿；Narayan（2006）基于协整理论，研究发现人民币实际汇率与贸易收支存在协整关系，人民币实际汇率贬值都会改善中国的贸易收支，中美贸易之间J曲线效应不明显；Bacchetta和Van Wincoop（2000）通过建立一般均衡模型研究发现，汇率波动对进出口既有负面影响也有正面影响，汇率波动对于一国贸易产生的影响是不确定的。
国内学者对人民币汇率与中国贸易收支的关系进行了深入研究。卢向前和戴国强（2005）将人民币对世界主要货币的加权值作为人民币的实际汇率，运用协整向量自回归法考察实际汇率与中国进出口之间的关系，结果发现：人民币实际汇率波动对中国进出口有显著的影响，人民币实际汇率对进出口的J曲线效应明显；张学忠、张丽等人（2007）研究发现，长期内人民币实际汇率与贸易条件存在双向的因果关系，而在短期内实际汇率对贸易条件有显著影响，但是贸易条件对实际汇率的修正作用不显著；徐炜和孙俊（2008）利用向量自回归模型和格兰杰因果检验模型$验证了人民币实际汇率对我国进出口总额的影响，结果发现自2005年汇率制度改革以来，人民币实际汇率对我国进出口的影响逐步减小，认为通过人民币升值以改善美国的贸易逆差之举在实践中是不合理的；杨学楠（2005）基于协整理论研究了人民币有效汇率与贸易收支的关系，发现二者之间在长期内存在稳定关系；奚君羊和李志军（2011）研究发现汇率对中国总的贸易收支影响并不显著，中国和贸易伙伴的经济增长对中国贸易收支的影响大于汇率的影响，中国的巨额贸易顺差主要来源于中国和全球的经济增长而非汇率变动。
三、模型构建与数据处理
（一）数据来源
本文选取2010年到2012年底中美双边贸易和实际汇率的季度数据，中国与美国双边进出口贸易的数据是基于（SITC）的分类数据，中美两国贸易数据、中国和美国季度国内生产总值、消费者物价指数、人民币兑美元名义汇率等数据来源于美国联邦储备系统的经济数据、历年以及等。
（二）模型构建
本文根据简化的贸易收支模型和对数描述的马歇尔―勒纳条件，构建模型如下：LnTB=C0+C1LnE+C2LnYh+C3LnYa+d。其中，TB=EX/IM，表示出口对进口的比率，E表示人民币对美元实际有效汇率，Yh表示本国的实际国民收入，Ya表示美国的实际国民收入，d为随机误差项。按照传统国际收支理论，本国居民收入上升会增加进口外国商品的需求，使进口增加，贸易收支恶化，C2符号预期是负号；外国居民收入上升，会增加进口本国商品的需求，使本国出口增加，贸易收支得到改善，因此C3 符号预期是正号；若马歇尔―勒纳条件满足，则本国货币贬值会改善贸易收支，故C1的符号应是负号。
四、实证结果
（1）平稳性检验。VAR模型要求其变量平稳，或联合平稳（即不平稳但有协整关系），因而必须对模型中的各时间序列进行平稳性检验，本文采用ADF检验法，结果见表1。
表1 时间序列的单位根检验
变量名称 检验形式 ADF检验值 5%临界值 结论
LnTB （C，T，0） -1.0062 -2.5674 不平稳
LnTB （C，T，1） -5.3234 -2.8901 平稳
LnE （0，T，1） -1.0082 -2.0312 不平稳
LnE （C，T，1） -3.0986 -1.9834 平稳
LnY （C，T，1） -2.0017 -2.3218 不平稳
LnY （C，T，0） -5.3446 -3.0178 平稳
LnY （C，T，2） -1.9804 -2.9981 不平稳
LnY （C，0，1） -3.9942 -2.0891 平稳
根据ADF检验结果，所有变量水平值在5%的显著性水平下是非平稳的。在经过一阶差分后，在5%的显著性水平下，各变量是平稳的。因此，可以对这四个序列进行协整条件。
（2）协整检验。前文模型中包含4个变量，所以用Johansen方法进行协整检验。Johansen检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，VAR模型中的一个重要问题就是确定滞后阶数。滞后阶数一般是根据AIC和SC最小值对应的滞后期来确定的。滞后阶数检验结果表明：中国对美国贸易收支方程的滞后阶数为2阶。本文采用迹检验和最大特征值检验统计量来验证各变量的协整关系。Johansen协整检验结果见表2和表3。
表2 Johansen迹统计量检验结果
协整向量个数 统计量 5%临界值
0个 58.2217 42.1918
最多1个 25.1198 30.0917
最多2个 6.3321 12.0917
最多3个 1.9074 4.0015
表3 Johansen最大统计量检验结果
协整向量个数 统计量 5%临界值
0个 30.19184 23.0096
最多1个 9.0094 18.0519
最多2个 7.3078 11.429
最多3个 1.9927 3.9817
可以看出，在5%的显著性水平上，迹检验统计量和最大特征值检验统计量均表明方程中各变量之间只存在1个协整关系。相应的标准化协整方程为：
LnTB=-1.3017LnE-1.2517LnYh+3.0014LnYa
（2.9014） （l.6198） （4.9978）
该式表示了中美两国贸易收支和各变量之间的长期关系，括号内的数字为各协整系数估计值的标准差。各变量的符号与预期一致，人民币实际有效汇率升值1%，会引起中国对美国的贸易顺差下降1.30%；中国实际GDP上升1%，贸易顺差下降1.62%；美国实际GDP上升1%，贸易顺差上升5.00%。弹性系数的值表明，实际有效汇率对中美两国贸易影响较小，而美国的国内收入对贸易响应非常大。
（3）Granger因果检验。通过协整检验可知，中美的贸易收支相关变量存在均衡关系和短期动态关系，是否存在因果关系还需进一步检验，结果见表4。
表4 中美贸易收支因果检验
零假设 最优滞后期 样本数 F统计量 P值 结论
LnTB不是LnE 的原因 2 12 3.8921 0.0032 拒绝
LnE不是LnTB的原因 2 12 4.9232 0.0028 接受
在5%的显著性水平下，人民币实际汇率和贸易收支之间互为因果关系。即人民币实际汇率贬值促进了中国贸易收支的改善或贸易盈余的增加，贸易收支盈余的增加进一步促进了人民币的升值。
（4）脉冲反应分析。为了进一步检验贸易收支对实际汇率波动的动态反应，在VAR模型基础上引入一般脉冲反应函数进行分析。相对传统正交脉冲反应函数而言，一般脉冲反应函数具有不受变量阶数影响的优势。在中美双边贸易收支VAR模型中，通过脉冲反应函数来检验贸易相对差额对最初一单位冲击的短期和长期反应。
图1 人民币实际汇率对贸易收支的脉冲响应
图1表明，本期人民币实际汇率受到一个标准差正向冲击后，贸易收支在接下来的两个季度内迅速下降，在第2季度末迅速反弹并在第3季度达到峰值，然后又迅速下降，在第8季度下降到最小值后开始平缓上升，对贸易收支的影响最终为正向影响。图3说明实际汇率的一个标准差正向冲击对中国贸易收支的影响是先为负向影响，然后为正向影响，再一次说明中美之间贸易J曲线效应较为明显。
五、结论与建议
本文以中美两国2010―2012年间美元兑人民币汇率数据和中国与美国贸易季度数据为样本期，研究人民币实际有效汇率构建、中国实际GDP、美国实际GDP对中美两国贸易收支的影响，得出以下结论：人民币实际汇率对中美贸易收支的影响是先负后正，最终逐步收敛，中美贸易曲线效应较为明显；人民币实际汇率与中美贸易收支之间互为因果关系，人民币实际汇率的贬值有效地改善了贸易收支或增加了贸易盈余，但是人民币实际汇率与进出口之间仅存在单向的因果关系。
基于上述研究结论，本文给出如下对策建议：改善中美贸易失衡的状况需要中美双方共同努力。对于中国而言，应该调整经济结构，完善社会保障体系，积极扩大内需，逐步从发展外需市场向扩大内需市场转变。对于美国而言，应当改变其扩张性财政政策！积极提高储蓄率，量力而行进行消费；调整出口产品结构。企业应大力推进产业技术创新，积极实施出口产品结构升级，提高出口产品的附加值，通过提高产品质量提升产品的国际竞争力；稳健有序地推进人民币汇率制度改革。
参考文献：
[1]ETHIER.International trade and the forward exchange market[J].American Economic Review，1973.
[2]DELLASH，ZILBERFARB H.Real exchange rate volatility and international trade：reexamination of the theory[J].Southern Economic Journal，1993.
[3]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，（5）.
[4]张学忠，张丽，等.人民币实际汇率与贸易条件的协整关系及动态冲击响应的检[J].山东社会科学，2007，（2）.
[5]徐炜，孙俊.人民币实际有效汇率对我国进出口总额的影响[J].国际贸易问题，2008，（3）.
[6]杨学楠.人民币汇率与我国出口贸易之间的关系[J].西安财经学院学报，2010，（4）.
购物车(0)