人民币汇率与美中贸易逆差的实证分析基于1994年至.docx
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人民币汇率与美中贸易逆差的实证分析基于1994年至
晋阳学刊2010年第5期
一、美中贸易逆差与人民币汇率的关系-基于协整理论的实证分析
计量经济理论认为,如果两列时间序列数据表现出一致的变化趋势（非平稳数据,即使二者之间没有任何经济因果关系,也能表现出较强的回归可决系数,从而出现时间序列模型的虚假回归问题（spuriousregression。
对于绝大多数经济时间数据都是非平稳过程,这就给经典的回归分析带来很大的限制。
但是传统的因果关系回归模型要比ARIMA模型似乎更好一些,原因是回归模型中往往有明确的经济含义。
然而如果两个变量之间存在协整关系,这就意味着虽然变量都有上升的趋势,但都以相同的波长变动,从而具有长期稳定的关系。
这种长期的稳定均衡关系意味着系统不存在破坏均衡的内在机制。
如果变量在某一期受到干扰后偏离其长期均衡点,则均衡机制会在下一期进行调整使其重新回到均衡状态。
[1]因此,计量经济学对具有协整关系的经济变量也是可以利用回归模型的。
下面我们就应用1994年-2009年的月度数据对美中贸易逆差和人民币名义汇率的关系进行协整检验,以期分析二者是否有长期关系。
（一数据处理
中美关于双边贸易逆差统计口径不同,经双边出口统计部门核算的贸易逆差也有很大的出入。
但笔者认为只要统计口径在考察期内没有大的变动,在研究双边贸易与汇率的长期关系时任何一边的贸易数据都可以采用。
考虑到数据的可获得性和连续性,本文贸易逆差数据来源于美国普查局,人民币汇率来源于国家外汇管理局网站。
由于受季节因素影
响,美国对华的进出口贸易表现很强的季节波动,与同期人民
币汇率波动差异较大。
为消除时间序列中的季节因素以便分析其它构成因素的净影响,首先对美中贸易逆差数据进行季节调整后连同人民币汇率一起取自然对数。
（二单位根检验
作为协整分析的前提,首先要对美中贸易逆差和人民币汇率数据做序列的平稳性检验。
假定美中贸易逆差和人民币汇率数据都是服从AR（p过程,我们应用ADF检验,该检验由以下3个模型完成:
模型1:
△Xt=α+δXt-1+m
i=1Σβi+△Xt-i+εi
模型2:
△Xt=α+δXt-1+mi=1Σβi+△Xt-i+εi
模型3:
△Xt=α+δXt-1+m
i=1
Σβi+△Xt-i+εi
实际检验过程从模型3开始,依次检验模型2,模型1。
模型之间的差别在于是否包含漂移项和时间趋势项。
适当的滞后差分项目的是保证残差项序列不相关。
虚拟假设都是H0:
δ=0,即存在单位根。
何时检验拒绝零假设,即原序列不存在单位根为平稳序列就停止检验,否则要继续检验直至模型1为止。
首先检验美中贸易逆差序列的平稳性。
经过尝试模型3采用了2阶滞后,利用OLS回归结果如下:
△lnusdeft=0.20+0.0001t-0.02lnusdeft-1-0.52△lnusdeft-1-0.35lnusdeft-2
t
0.66
0.22
-0.54
-6.9
-4.9
摘
要:
通过1994年至2009年的月度数据计量表明,美中贸易逆差和人民币汇率之间没有长期稳定的协整关系,
人民币汇率不是美中贸易逆差的葛朗杰原因。
美中贸易逆差的原因是中国发挥了劳动密集型产品的比较优势,而美国在高新技术产品的对华出口管制则限制了其比较优势的发挥。
由此,不能仅仅通过人民币的浮动汇率来解决美中贸易逆差问题。
美国想缩减贸易逆差,短期里必须逐步解除其在高新技术产品贸易上的对华出口管制政策,长期里必须提高国内私人储蓄率。
关键词:
美中贸易逆差;人民币汇率;协整分析;葛朗杰因果检验;出口管制政策中图分类号:
F830.9
文献标识码:
A
文章编号:
1000-2987（201005-0050-05
李停
（安徽铜陵学院,安徽铜陵244000
人民币汇率与美中贸易逆差的实证分析
———基于1994年至2009年数据的协整分析
————————————————————收稿日期:
2010-06-10作者简介:
李
停（1972-,男,安徽池州人,铜陵学院讲师,上海社科院产业经济博士研究生,研究方向为宏观经济。
·经济学研究·
50··
LM（1=0.09LM（2=0.26
通过拉格朗日数乘法对随机干扰项的自相关进行检验,由相应χ2分布的临界值（χ2
（1,0.05=3.84;χ2（2,0.05=5.99可见残差项不存在自相关性,因此该模型是正确设定的。
从lnusdeft-1的参数值来看,其t统计量值大于ADF分布临界值（单尾（5%置信水平麦金龙临界值为-3.43,不能拒绝存在单位根的零假设。
因此需要进一步检验模型2。
经试验,模型2滞后项取2阶,OLS回归结果如下:
△lnusdeft=0.13-0.012lnusdeft-1-0.53△lnusdeft-1-0.35△lnusdeft-2
t2.35-1.97-7.71-5.23LM（1=0.11LM（2=0.25
由于残差项不存在自相关性,因此模型形式正确设定。
但从lnusdef
t-1
的参数值看,其t统计量值仍然大于ADF临界值（5%置信水平麦金龙临界值是-2.88,不能拒绝存在单位根的零假设。
需进一步检验模型1,经尝试模型1中滞后项取2阶,OLS回归结果如下:
△lnusdeft=0.002lnusdeft-1-0.52△lnusdeft-1-0.34△lnus-deft-2
t4.32-7.52-5.04LM（1=0LM（2=0.43
模型的LM统计量值说明模型正确设定。
lnusdeft-1
的t统计量为正值,肯定大于相应置信水平麦金龙临界值,不能拒绝存在单位根的零假设。
至此,可以断定经季节调整、对数化的美中贸易时间序列是非平稳的。
下面考察该序列的单整性,首先考虑lnus-deft-1一次差分后的平稳性。
检验模型如下:
△2lnusdeft=0.038-0.00016t-1.09△lnusdeft-1-0.36△2lnusdeft-1
t3.90-1.91-16.65.30LM（1=0.17LM（2=0.25
由LM统计量的值可知该检验模型设定正确,但△lnus-deft-1系数统计量的值小于ADF（5%置信水平麦金龙临界值-2.88,从而经季节调整对数化的美中贸易逆差时间序列是一阶单整序列。
利用类似的方法检验人民币汇率数据的平稳性,将检验结果整理成如下表格。
表1:
人民币汇率对数数据lner的平稳性检验
表1表明,人民币汇率序列3个模型的检验结果相应的ADF统计量值都大于对应麦金龙临界值,不能拒绝不存在单位根的零假设从而说明该序列是非平稳的。
同时,3个模型的LM统计量值都小于相应χ2的统计量值,说明模型是正确设定的,不存在随机干扰项的自相关。
人民币汇率的一阶差分序列的检验ADF统计量值小于麦金龙临界值,模型设定正确,从而判断人民币汇率时间序列也是一阶单整。
（三协整检验
为检验美中贸易逆差与人民币汇率是否存在长期稳定的协整关系,这里应用Engle-Granger于1987年提出的两步检验法。
上面分析结果已经得到这两个时间序列都是一阶单整序列,存在协整关系的前提,故直接进入第二步。
先对二者用OLS法回归并计算非均衡误差,然后检验该残差序列的单整性,如果残差序列为稳定序列,则认为变量美中贸易逆差与人民币汇率存在协整,反之则不成立。
表2:
协整回归残差项序列平稳性的单位根检验
根据表2,美中贸易逆差与人民币汇率OLS回归残差序列的ADF统计量值大于显著性水平5%的麦金龙临界值,表明该残差序列是非平稳的,同时LM统计量值也能保证模型设定的正确性。
进一步检验回归残差的相关图可知,协整回归残差项的自相关系数以指数的形式逐渐衰减,偏相关系数有3个峰值后迅速衰减接近零,表现出非平稳的AR（3特征。
同时滞后10期的Q
LB
统计量值482.3远远大于相应χ2（10,0.05的临界值18.31,进一步说明该序列是非平稳过程。
以上分析概括起来得出美中贸易逆差与人民币汇率之间没有长期稳定的协整关系,换句话说,人民币汇率并非是美中贸易逆差的真正原因。
所以,美国政界和经济学界极力宣扬人民币汇率是美中贸易逆差的罪魁祸首以及人民币升值后能自动减少贸易逆差和制造业失业率的言论是站不住脚的。
二、美中贸易逆差与人民币汇率关系-基于葛朗杰因果检验分析
经济变量之间的影响往往十分复杂,既可能是某个方向的单向影响,也可能二者之间有着相互的影响关系。
现在的问题是:
当两个变量在时间上有先导—滞后关系时,我们能否从统计上考察这种影响是单向的还是双向的?
即主要是某个变量的过去行为影响另一个变量的当前行为呢,还是双方的过去行为相互影响着对方的当前行为?
在贸易逆差和汇率之间理论上就是双向影响机制。
汇率变动通过影响进出口商品的相对价格从而影响收支,反之在浮动汇率制度下贸易收支变动通过影响两种货币的供求关系从而影响二者相对价格即汇率。
我们利用Granger因果关系检验法来进一步细致地考察人民币汇率与美中贸易逆差之间可能存在的互动关系,该
变量名检验类型（c,t,pADF统计量
麦金龙
临界值（5%
LM统计量值人民币汇率lner（c,t,2-0.57-3.43
LM（1=2.13LM（2=8.86（c,0,20.52-2.88
LM（1=1.91LM（2=8.03（0,0,2-2.58-2.58（1%
LM（1=2.20LM（2=8.30人民币汇率（c,t,2-4.97-3.43
LM（1=1.79LM（2=7.58差分⊿lner
变量名称回归类型ADF统计量值
麦金龙
临界值（5%
LM统计量值Lnusdef对lner（c,t,2-1.99-3.43LM（1=0.11
回归残差e
t
LM（2=0.9
李停:
人民币汇率与美中贸易逆差的实证分析
51··
晋阳学刊2010年第5期检验法要求估计以下回归:
lnusdeft=m
i=1
Σαilnert-i+m
i=1Σβilnusdeft-i+εt
lnert=m
i=1
Σλilnusdeft-i+m
i=1
Σδilnert-i+εt
计量经济理论表明只有在平稳变量之间或相同单整阶数的非平稳变量之间才能进行葛朗杰因果检验。
由前面的分析可知美中贸易逆差和人民币时间序列都是一阶单整序列,因此具备葛朗杰因果检验的前提。
考虑到汇率变动对贸易收支影响有长时期的时滞效应,模型检验最长滞后期选用一年即12期。
对应各滞后期葛朗杰检验的F值和P值见表3。
分析结果表明,对应各滞后期F值远远小于对应临界值（由于检验结果的F值较小,
肯定小于对应F检验临界值,故没有列出F检验的临界值,P值也都大于10%的水平。
因此既不能拒绝零假设美中贸易逆差不是人民币汇率变动的葛朗杰原因,也不能拒绝人民币汇率不是美中贸易逆差的葛朗杰原因。
我国自1994年实现人民币汇率并轨后一直施行有管理的浮动汇率制度,实际上施行的是盯住美元汇率制度,因此美中贸易逆差不是人民币汇率变动的原因容易解释。
而人民币汇率变动不是美中贸易逆差变动的葛朗杰原因再一次说明美国鼓噪“人民币升值论”,试图简单通过人民币升值来自动解决其贸易逆差是不可能实现的。
表3:
美中贸易逆差与人民币汇率的葛朗杰因果检验
三、美中贸易逆差的原因分析—基于商品贸易分类的结构比较分析
通过上述分析表明人民币汇率不是美中贸易逆差的真正原因,那么造成美中贸易逆差的真正原因是什么?
这方面的研究颇多,争论也较大。
本论文独辟捷径,对美中贸易逆差进行分解,力求从商品贸易分类数据中探求贸易逆差背后的真正原因。
表4中商品类别的分类是根据美国普查局制定的标准SITC国际贸易分类标准。
从表中首先可以看出从2004年到2009年,
美中贸易都存在巨额的贸易逆差。
除了2009年由于受金融危机的影响贸易逆差较2008年下降15.4%以外,其余年份都保持较高的年增长率。
从2004年的16.2亿美元增至2008年的26.8亿美元,
年平均增长13.2%。
从商品贸易的分类数据来看,这一时期美国基本上仅在第（3、（5、（6类商品即非食用原料、动物油脂和化学相关品上对华贸易保持较小份额的顺差（2006年化学相关品除外,其余7大类商品中国基本上保持着对美国的较大份额的顺差（个别项目个别年份例外。
在保持顺差的7类商品中,第（7,（8、（9、（10等4类商品的顺差占据了总贸易顺差的较大份额,以2004
表4:
2004年-2009年美中贸易逆差分类数据①
年为例占总顺差的98%以上。
这样我们分析美中贸易逆差就可以集中在这4类商品上。
这4类商品分别是原料制品、机械运输设备、杂项制品以及未被SITC分类的其他商品。
这些商品要么是劳动密集型商品,要么是资源密集型商品。
产品技术含量和附加值低,并且对资源的破坏性大。
美国劳动力使用成本高,已完成了产业结构升级,基本退出劳动密集型产品和资源易耗型产品领域的生产,转向技术和资本密集型产品领域的生产。
所以中国利用自己劳动力资源充裕、劳动力成本低的比较优势,生产了美国人需要但已经不愿生产的劳动密集型产品和资源易耗型产品,由此形成的中国对美国的贸易顺差或美国对中国的贸易逆差是中国发挥出自己比较优势的结果,并非是人民币汇率所取得的[1]。
随着经济全球化的迅猛发展,全球产业结构进一步调整。
以美国为首的发达国家已经将经济增长的主要支撑点转向高端的高新技术产业。
而包括中国在内的发展中国家结合自身的优势承接了世界其他国家和地区转移的中低端产业。
可以说这是全球产业结构调整形成的国际分工新格局,是资源在全球范围内最优配置的必然结果。
任何干预和限制都会影响消费者多样化的选择,从而造成市场扭曲和消费者福利的净损失。
随着全球产业分工的深入,一些新兴亚洲工业体的要素使用成本也在不断提高,在市场规律的作用下,许多跨国公司将原先设在韩国、台湾、新加坡等国家或地区的企业纷纷迁往中国大陆,集中表现在中国每年不断增长的FDI
————————————————————
①资料来源:
美国普查局网站http:
//www.census.gov/foreign-trade.经作者整理,表中数据为美对中国进口-出口,因此正值代表美对中贸易逆差,负值代表顺差。
单位:
百万美元
商品类别200420052006200720082009（1食品与活动物1013.31632.42160.42258.624861688（2饮料与烟草7.82
15.7
-43.4
-32.7
-100
-127.4
（3非食用原料-7072.2-8604.5-12236.6-14961.5-18296-19761.3（4矿物燃料807.5859962.93631615.2-222.8（5动物油脂-23.1-6.36-49.6-134-132.6-24.1（6化学相关品-955.9
-247.6
4.77
-1104.8
1514.6
-1545.2（7原料制品1969025042.932502.836076.738768.5
27861
（8机械、运输设备71909.491373.5107597.4119424.5124334114302.3（9杂项制品74869.689727100213.4113243.2114366.5101493.9（10未被SITC分类
的其它商品
2007.7
2486
2989
3382.9
3483.4
3161.6
合计
162254.3202278234101258506268039.8226826
滞后长度
NullHypothesisF值P值结论2lnusdefdoesnotgrangerlner
1.800.168接受lnerdoesnotgrangerlnusdef1.090.339接受4lnusdefdoesnotgrangerlner1.860.12接受lnerdoesnotgrangerlnusdef1.740.143接受6lnusdefdoesnotgrangerlner1.640.139接受lnerdoesnotgrangerlnusdef1.200.31接受8lnusdefdoesnotgrangerlner1.420.19接受lnerdoesnotgrangerlnusdef1.140.34接受10lnusdefdoesnotgrangerlner1.470.154接受lnerdoesnotgrangerlnusdef1.050.41接受12
lnusdefdoesnotgrangerlner1.450.149接受lnerdoesnotgrangerlnusdef
1.23
0.267
接受
·经济学研究·
52··
————————————————————
①资料来源:
美国普查局网站http:
//www.census.gov/foreign-trade.表中数据经作者整理。
单位:
百万美元
上,从而使得世界贸易结构发生变化。
从近几年实际来看,美国对中国逆差上升而对东亚的逆差下降,中国对美顺差上升而对东亚的逆差上升。
可以说美中之间的贸易逆差有相当一部分是由原先美对东亚的逆差转移到中国的,是中国的要素成本相对于东亚新兴经济体具有优势而不是所谓的人民币汇率被低估的影响。
美中贸易逆差并未使得世界贸易总平衡发生根本改变,只是全球贸易流动过程中出现了顺差或逆差的转移,即实现了一次新的动态平衡[2]。
退一步说,由于美中贸易逆差主要集中在劳动密集型产品上,而制造业中国的劳动力平均工资水平不到美国的10%,即便是人民币升值哪怕是50%也不会影响中国劳动密集型产品在美国的竞争力。
最终可能的结果是需求转移到其他发展中国家,美中贸易逆差缩小而对其他国家贸易逆差增加,贸易赤字总量不会因为人民币汇率升值而改变。
从实践上看,自从2005年7月20日人民币汇率形成机制改革以来,人民币实际汇率对美元累计升值愈20%,但美中逆差有增无减。
美国与实施完全浮动汇率的日本和德国也存在不小的贸易逆差,而且与十几年前相比也呈增加态势。
2002年至2008年,美元平均每年贬值3%,但总贸易逆差却从2002年的5000余亿美元提高到2008年的9000余亿美元。
所有这一切都进一步说明美中贸易逆差并非是简单的人民币汇率
“低估”所致,肯定有其深层次原因。
根据国际经济学的比较优势原理,各国应在各自具有比较优势的资源基础上开展贸易分工。
如此看来,减小美中贸易逆差应归结到美国是否能够在贸易中发挥自己的比较优势。
显然作为全球最发达的国家美国在资本密集和技术密集型产品上对中国具有比较优势,尤其是高新技术产品上。
这些产品不仅技术含量和附加值高,同时也是正处在工业化中后期的中国极愿意进口的产品。
但我们从表5统计的2003至2009年美中高科技产业的贸易数据来看,美国仅在生命科学、
电子产品、柔性生产和航空技术等4个方面的大多数年份对华有贸易顺差,而在生物技术、光电技术、信息通讯等方面对华却是逆差,并且每个年份高科技产业都是对华总逆差。
这显然不是中美高新技术上的技术差异的实际反映,只能解释成美国出于某种原因对华高新技术产品及技术的出口管制。
美国对中国的高科技出口管制由来已久,最早可以追溯到1949年的NSC41号文件。
冷战时期,美国对华贸易禁运项目一度都曾是对前苏联贸易禁运项目的两倍之多。
2001年中国进口的高科技产品中,18.3%来自美国,但到了2008年,这个数字下降到8%。
正是基于旧的冷战思维的美国出口管制政策,严重阻碍了美国对华高科技产品的出口。
从某种意义上说,美中之间的贸易逆差的原因是因为中国对美在劳动密集型产品上发挥了比较优势,而美国的高新技术产品因为受到管制没有发挥出应有的比较优势。
尽管中国正处在工业化快速发展时期,有极大的市场来吸收它们这些产品,而美国采取双重标准,限制对华高新技术产品及设备的出口,刻意制造贸易障碍。
因此,至少在短期中,美国政府要想减少双方贸易逆差,就应该考虑解除在生命科学、核技术等高新技术产品及设备对华的严格出口管制政策。
表5:
2003-2009年美中高科技产业贸易数据单位①
事实上,美国的对外贸易逆差是投资和储蓄失衡的反应。
这一点,我们从基本宏观经济学等式GDP=C+I+G+（X-M=C+T+S的变形（S-I+（T-G=X-M=CA中可以清楚看出。
自从2001年以来,
为刺激陷于停滞的美国经济,联储连续多次降低利率使得美国经济升温。
在消费和投资旺盛,
房地产市场火爆的同时,美国的私人储蓄却降到最低。
与此同时,政府的支出高居不下,财政赤字有增无减。
为了保证宏观等式平衡,美国对内的储蓄和支出失衡只能通过经常账户CA来平衡,对外逆差仅仅是内部失衡的镜像。
虽然布雷顿盛林体系瓦解后,美元国际储备货币的地位却没有受到实质性影响,也使得美国持续收支逆差成为可能。
因此美国财政赤字和个人信用赤字的新自由主义经济模式的根本缺陷和病症,才是导致总额高达数十万亿美元的贸易赤字的根本原因。
因而从长期看,要想彻底改变美国的贸易逆差（不仅仅是对华贸易逆差,必须要提高美国的国内储蓄率。
贸易赤字的根源在于国内供给和需求之间的结构性失衡,并非是人民币汇率所致。
四、简要结论和建议
通过以上对美中贸易逆差与人民币汇率的关系研究,可以得出以下结论:
（1
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