中美贸易失衡与人民币汇率“操纵”

谢博婕 西村友作 门明

摘要：基于2002年1月至2011年12月的月度数据，运用自回归分布滞后（ARDL）模型，分别从总体和分行业的角度，探讨人民币兑美元实际汇率、汇率波动率与中美贸易收支之间的关系。研究结果表明，无论长期还是短期，人民币汇率水平和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。该结论意味着无论长期还是短期，中国政府都无法通过汇率操纵来达到扩大中美贸易收支顺差的目的。

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被操纵。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E≡En·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代理变量。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-1<意味着t-1期的出口低于长期均衡值，在t期？驻et>0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、润滑油及有关原料（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被操纵，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。

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责任编辑、校对：许永兵