国际金融研究/
引言
截至2007年6月末,人民币相对美元已较
人民币重估之初升值了 %,由 2005年 7月
21日的 1美元兑换 元人民币变动至 2007
年6月29日的1美元兑换,且人民币相
对于美元的升值趋势仍在持续。虽然人民
币的实际有效汇率并未如人民币的名义汇
率一样出现如此幅度的变动,但我们发
现,我国同期的贸易差额却出现了异于以
往的顺差扩大。从图1的月度数据中可以
看到,自 2004年 4月开始,我国的进出
口贸易的月度数据一直保持顺差,而
2005年 7月的汇率调整并未使这一势头
得以遏制,相反,顺差却有扩大的趋势。
根据常理,本币升值将引起本国商品
对外价格提高和进口商品国内价格降低,
在马歇尔-勒纳条件成立的条件下将促使
本国对外贸易出现逆差。但从上图中可以
明显看到,从 2002年初到 2004年初期间,虽
然人民币实际汇率呈下降态势 (本币实际贬
值),而进出口差额的每月变化并不大,但自
2005年以来,虽然人民币实际有效汇率上升
了,但顺差却在持续扩大。这一现象提出的一
个问题是:人民币实际汇率能否有效解释我国
当前的贸易顺差?
对于人民币实际汇率与我国贸易顺差之间
的关系,国内外学者进行了很多分析。一些国
内的研究发现马歇尔-勒纳条件是成立的,同时
人民币升值预期与我国的贸易顺差
范言慧 潘慧峰 李 哲
作者简介:范言慧:对外经济贸易大学金融学院讲师;潘慧峰:对外经济贸易大学金融学院讲师;李哲:北京
广播电视大学副教授。
!"作者感谢厦门大学金融系李晓峰教授对本文提出的中肯意见;感谢对外经济贸易大学金融学院何丽芬教授在数
据上的大力帮助;同时也感谢对外经济贸易大学金融学院丁志杰教授、国际商学院郑建明教授,与他们的交流使本
人收益匪浅。但文责完全由作者自负。
内容提要:本文对人民币升值预期与贸易差额之间的关系进行了探讨,分析结果认
为,本币升值预期会对实际汇率 (对贸易差额)的影响产生抑制作用,并刺激出口扩大和
进口延迟。这表明消除贸易顺差也需要降低人们对人民币进一步升值的预期;另一方面也
说明:国外要求人民币升值的舆论压力可能在实际中会产生逆反的效果,即靠人民币升值
不但不能解决中国贸易顺差 (其他国家的逆差)的问题,持续施压反而会在短期内扩大顺
差。
关键词:人民币升值预期 贸易顺差 实际有效汇率
中图分类号:F831 文献标识码:A
!"
数据来源:人民币实际有效汇率来自 IFS官方数据库
(),进出口的月度数据来自 《中国经济景气月报》。
图1 人民币实际有效汇率指数与我国
进出品贸易 (2000年1月~2007年6月)
中国经济金融观察
52
/国际金融研究
也存在 J曲线效应。如卢向前,戴国强 (2005)
使用协整方法,对1994至 2003年人民币实际汇
率与我国进出口 (使用的是月度数据)间的长
期关系进行检验,发现人民币实际汇率波动对我
国进出口存在着显著影响,马歇尔-勒纳条件成
立、J曲线效应存在。马丹、许少强 (2005)
与谢建国 (2005)均认为人民币的实际升值将
对中国贸易收支有不利影响;巴曙松等 (2007)
对其所测算的2002年1月至2005年12月的人
民币实际有效汇率进行了分析,发现人民币实
际有效汇率与我国贸易顺差存在长期协整关系,
他们认为实际有效汇率的持续贬值是造成我国
贸易顺差持续加大的重要原因之一。然而,金
洪飞,周继忠 (2007)对 1994年 1月至 2003
年 3月中美之间贸易的分析发现:我国对美进
口和出口的实际汇率弹性都是不显著的,人民
币汇率升值将无法改善美国的对华贸易收支,
此外,梁琦等 (2005)、沈国兵 (2005)、刘伟、
凌江怀 (2006)也有类似看法。
同时,一些研究也认为,尽管实际汇率对贸
易收支有一定的影响,但其影响要小于国外需求
因素,这使得我国的贸易顺差并不会因汇率的升
值而发生下降。如谢建国、陈漓高 (2002)对
1978~2000的年度数据的分析说明,国外需求状
况对我国贸易收支的贡献率为 20%,高于汇率
变动对我国贸易收支的影响。该文的协整检验显
示,中国贸易收支的国外收入弹性高达,贸
易收支的国内需求弹性仅为。较高的国外需
求弹性以及较低的国内需求弹性使得中国可以享
有比贸易伙伴国几倍的经济增长率的同时,保持
贸易收支顺差。此外,毕玉江 (2006)、王胜等
(2007)、殷德生 (2004)的分析也都得到类似的
结论,但以上分析都是基于2004年以前的数据。
而徐明东 (2007)对 1997年 1月至 2006年 11
月的月度数据在考虑了 FDI存量和加工贸易的
影响后,也发现:人民币实际有效汇率冲击对我
国净出口贸易有显著的影响,同时J曲线效应明
显,时滞约为5个月。但国内外真实收入的变动
对我国出口、进口和净出口的影响大于人民币汇
率变动的影响。并且我国国内真实收入的提高
也会引起贸易顺差的增加。
Kamada和 Takagawa(2005)对 1994年到
2004年实际汇率对我国进口的分析表明实际汇
率的变动对中国的进口增长率并无影响,在其
模型中,人民币 10%的实际升值仅能在一年后
提高进口 %,对出口增长的影响则十分微
小。Marquez和 Schindler(2006)采用 1997年
至 2004年的月度数据对人民币实际有效汇率
对中国进出口的影响进行了分析,其结论认
为,10%的人民币实际升值将导致中国总体出
口降低半个百分点,而进口也将降低 个百
分点。García-Herrero和 Koivu(2007)!"运用
1994~2005年的月度数据的分析认为,虽然贸
易顺差能够伴随人民币的实际升值而下降
(10%的人民币实际升值将引起贸易账户余额
下降 26%),但仅靠中国的汇率政策不能够解
决其贸易不平衡问题,原因在于当人民币发生
实际升值时,中国从东南亚国家的进口也将发
生下降。
以上研究从不同角度对实际汇率与贸易顺
差的关系作了阐释,总体来看,认为人民币实
际升值能够抑制贸易顺差的居多。但是,尽管
一些研究认为在样本区间内二者之间存在协整
关系,其所考察样本区间多在汇率调整之前
(即 2005年 7月前)。虽然巴曙松等 (2007)、
徐 明 东 (2007)、 García-Herrero和 Koivu
(2007)等的样本延伸到 2005年 7月之后,但
他们的研究也都未考虑人民币升值预期的影响,
并且因其所选的样本区间较长,数据的总体趋
势实际上掩盖了汇率调整之后实际汇率与贸易
顺差关系在近期的弱化,此外对照图 1可以发
现,徐明东 (2007)所认为 J曲线效应约为 5
!"在 García-HerreroandKoivu(2007)的文献综述中,他们也提到:认为人民币实际升值能够导致出口下降的研
究有:Dees (2001)、YueandHua (2002)、Eckaus (2004)、Voon,GuangzhongandRan (2006)、ShuandYip
(2006);Lau,MoandLi(2004)、Thorbecke (2006)认为人民币实际升值将引起中国的出口下降,但对其进口却并
无影响; Bénassy-QuéréandLahrèche-Révil(2003)认为人民币实际贬值会造成中国向 OECD国家的出口增加和从
新兴亚洲国家的进口下降。而 Jin(2003)却认为人民币实际升值会造成中国贸易顺差增加,CerraandSaxena
(2003)运用部门数据也发现人民币实际升值会导致中国出口增加,但其研究样本只涵盖了中国一半的出口。
中国经济金融观察
53
国际金融研究/
个月的检验结论并未在实际中明显显现!"。
本文认为,在存在人民币升值预期的情况
下,人民币实际有效汇率不能正确反映其与贸
易收支之间的关系。汇率本身对贸易收支的作
用将受到本币升值预期的抑制,并且本币进一
步升值的预期又会反向扩大其对贸易收支的影
响,即促使顺差增加,而非出现贸易赤字或贸
易顺差的缩小。这种影响并非 J曲线效应,因
为 J曲线效应并没有考虑汇率预期因素。在预
期持续存在的情况下,其对贸易收支的影响可
能比J曲线效应的影响更为持久。
本文下面的结构安排如下:首先对汇率预
期对贸易差额的影响进行一个局部均衡分析。
然后以我国自人民币升值预期发生以来的实际
数据对本币升值预期与贸易顺差之间的关系进
行检验,并将其与人民币实际有效汇率与贸易
收支之间的关系进行比较,最后进行总结。
一、一个简单的理论分析
本文在此部分将进行一个局部均衡分析,
考察汇率预期对贸易收支的影响。首先令 TBt
为本期的贸易差额,若将出口 (x)与进口
(m)视为实际汇率 (et)与预期汇率 (Etst+1)的
函数,则可将贸易差额表示为如下关系式:
TBt=px,txt(et,Etst+1)-stpm,t(et,Etst+1) (1)
在直接标价法下,et=stpm,t/px,t,st为名义汇
率。其中本期名义汇率与预期汇率之间存在如
下关系:
st=zt+α(Etst+1-st) (2)
式 (2)中,zt代表经济基本面因素。0≤α≤
1,该式表示本期汇率除受经济基本面因素的影
响之外,还受到人们对未来汇率预期的影响,如
果人们认为未来本币升值,则该预期也将促使当
前本币升值,即本期汇率与预期汇率之间的关系
是同方向的。当α=0时,当期汇率完全由经济基
本面因素所决定,不受汇率预期的影响;而当α=
1时,则对未来本币币值变化的预期将完全反映
到当前的汇率水平上。一般情形而言,该参数的
数值介于0与1之间。 (2)式也可进一步写为:
st=
1
1+αzt+
α
1+αEtst+1
(3)
上式表示,如果预期下一期汇率升值 1单
位,则本期本币将相应升值 α/(1+α)单位。在
上述条件下,我们就可以分析预期汇率变动对
贸易差额的影响,当预期汇率发生改变后,贸
易差额的变动为:
dTBt
dEtst+1
=px,t
"xt
"et
det
dEtst+1
+
"xt
dEtst+1
# $-dstdEtst+1pm,tmt
-stpm, t
"mt
"et
det
dEtst+1
+ "mtdEtst+1% & (4)
根据实际汇率的定义以及 (3)式,可知
det
dEtst+1
=detdst
dst
dEtst+1
=α1+α
pm,t
px,t
,令 α/(1+α)=λ,
则 (4)式可表示为:
dTBt
dEtst+1
=λpm,tpx,t
px,t
"xt
"et
-px,tpm,t
pm,tmt-stpm,t
"mt
"et% &+px, t
dxt
dEtst+1
-stpm,t
dmt
dEtst+1
=λpm,tmt
xtpx,t
stpm,tmt
stpm,t
xtpx,t
"xt
"et
-1-stpm,tmtpx,t
"mt
"et% &
+px,t
dxt
dEtst+1
-stpm,t
dmt
dEtst+1
=λpm,tmt
xtpx,t
stpm,tmt
et
xt
"xt
"et
et
mt
"mt
"et
-% &1 +px,t
dxt
dEtst+1
-stpm,t
dmt
dEtst+1
(5)
(5)式中方括号内的式子即我们所熟悉的
马歇尔-勒纳条件式 (考虑实际汇率影响的情况
下),在初始贸易均衡点处,当该式大于 0时,
即表示当期本币的实际贬值可使本期的贸易余
额改善,而本币实际升值则将使贸易余额恶化。
但此结论是在未考虑汇率预期的情况下得到的,
如果考虑了汇率预期,则情况将发生改变。在
预期本币升值的情况下,式 (5)中方括号内的
式子在满足马歇尔-勒纳条件的情况下将为正
数,但其影响程度将受到当期汇率对本币升值
预期的反应程度 λ(由于 0≤α≤1,故 0≤λ≤
)的局限,可见,即便不考虑 J曲线效应,
!"在以汇率调整前数据对人民币 J曲线效应的研究中,戴金平、王晓天 (2005)认为:人民币实际贬值的 J曲线
效应明显,其时滞为 2年,因此认为人民币的升值在一定时期内不会恶化我国的贸易收支;钟伟等 (2001)认为,
汇率调整对贸易收支的影响将在大约 4~5个季度有较明显的表现;李治国等 (2007)的数据则延伸到 2006年 3季
度,其分析认为J曲线效应存在,但该文并为给出J曲线效应的时滞长度。
中国经济金融观察
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/国际金融研究
本币升值预期也将在短期内抑制本币实际升值
本身对贸易差额的影响。当期汇率受预期汇率
的影响越大,则本币实际升值对贸易差额的抑
制作用也越大。但即便如此,本币的预期升值
(并且事实上也造成了本币升值)并未必会带来
贸易余额的恶化,因为,根据 (5)式中的后两
项,本币升值的预期使企业预期未来产品出口
价格将会提高,这将促使外国进口商加快从本
国进口,本国出口商为增加换汇收入也将加快
出口和结汇 (dxt/dEtst+1<0),而进口商则可能会
因预期未来进口成本下降而延迟进口 (dmt>
dEtst+1>0)。进出口商的这些行为都将带来贸易
顺差的增加。而当后两项的影响大于第一项的
影响时,本币升值的预期将导致贸易顺差扩大
(dTBt/dEtst+1<0)。这可解释我国当前在人民币升
值预期存在并且持续不减的情况下,贸易顺差
为何持续扩大,而非缩小。
此外,在我国当前存在人民币升值预期的
条件下,国外投机资本通过贸易渠道 (在预期
人民币升值的情况下,通过高报出口,低报进
口的方式)流入国内的行为也进一步加大了汇
率预期对贸易顺差的影响。而贸易项目的顺差
又进一步刺激了人们对汇率进一步升值的预期,
从而出现了顺差增加—人民币升值—顺差进一
步扩大—人民币进一步升值的循环,其后果有
可能导致人民币的过度升值。
由此可见,本币升值预期的存在一方面减
弱了汇率对贸易差额的影响,即便马歇尔-勒纳
条件满足,其作用也会受到削弱 (由于0≤λ≤
);另一方面,未来本币升值的预期使人们
加速当期的出口和延迟了当期的进口,并且国
外套利资本通过贸易账户的流入都在实际上提
高而不是缩小了贸易账户差额。
二、本币升值预期与贸易顺差:
对中国数据的分析
(一)数据说明
下文将重点以 2005年 7月以来我国的人
民币升值预期和贸易顺差之间的关系为例,对
以上理论分析加以验证①。我们以人民币无本
金 交 割 远 期 外 汇 (Non-DeliveryForward,
NDF)交易的 1年远期报价来刻画人民币升值
的预期②。图 2列示的是自 2003年 1月起的人
民币海外 NDF市场上 1年期远期汇率 (美元
兑人民币)的月平均数据以及同期我国对外商
品贸易差额的月度数据 (以 TB表示,而 TBSA
是进行了季节性调整的贸易差额数据)。
从图中可以看到,在离岸金融市场上美元
兑人民币的1年远期汇率呈现出总体下降趋势,
①虽然汇率调整发生在 2005年 7月,但此前国内外对人民币升值的预期事实上已经存在。关于这些事件的描述
以及海外 NDF市场的反应,可参见 Zhang(2004)。在本文分析中,为了保证结果的稳健,我们也对 2004年 4月-
2007年6月的数据进行了检验,其结果列在附录内。
②本文以离岸市场上人民币兑美元的远期汇率数据代表人民币对外币的升值预期,难免有些武断。但它也是一个
能够反映国内外市场对人民币升值预期的很好的指标,这是其不可替代的优点。
图2 1年期人民币无本金交割远期汇率
与贸易差额走势
(2003年1月~2007年6月)
中国经济金融观察
55
国际金融研究/
这反映了市场上持续存在着对人民币升值的预
期,但早期对人民币升值的预期主要来自海外,
而我国政府一直极力表示要维持人民币币值的
稳定。①而随着国外舆论压力的不断增大,汇率
重估的预期也不断增强。并且这种预期并未因
2005年 7月的人民币汇率一次性调整而消除,
甚至变得更加强烈。对比图 2(下)也可以发
现,贸易顺差在2004年上半年之前一直保持着
较为稳定的走势,但自大约2004年4月起趋势
开始向上。这种扩大趋势除了因季节因素而具
有一定的周期性波动外,顺差规模的总体趋势
也并未因2005年7月汇率调整而减缓。
从图 2中我们可以看到反映人民币预期的
1年期CNY-NDF数据与我国进出口差额走势符
合我们的理论预先判断 (即预期人民币升值伴
随着贸易顺差的扩大),但这仅仅反映了二者的
同步 (相反)走向,而未必反映二者之间具有
的因果关系。为了印证理论分析的结论,我们
仍需要证明存在着由人民币汇率预期到贸易顺
差的因果关系。
下文分析所采用的全部数据序列的时间范
围是从 2005年 7月到 2007年 6月,以考察自
人民币汇率调整以来人民币升值预期同贸易顺
差之间的关系。由于人民币升值预期在汇率调
整前就已经存在,为了保证结果的稳健性,我
们也对2004年4月-2007年6月 (因为自2004
年 4月开始,贸易顺差的数据开始为正数,能
够取对数)的数据进行了分析。同时为了对比
人民币升值预期同实际有效汇率 (对贸易顺差)
的影响,我们也对二者进行比较分析。
1年期 CNY-NDF数据来自路透数据终端,
我们对 1年期 CNY-NDF的每日数据按月进行
了算术平均,以 ndf表示;进出口差额的数据
取自 《中国经济景气月报》,并对其进行了季节
性调整,以tb表示;而人民币实际有效汇率的
数据取自 BIS(国际清算银行)的官方网站
(),以reer表示。
(二)检验结果及分析
本部分将对 ndf与 tb之间的因果关系进行
证明。对此,Granger(1969)给出了判定两个
变量的 Granger因果关系的检验方法,我们称
其为标准的 Granger因果检验。标准的 Granger
因果关系检验方法要求两个变量 Xt、Yt都是平
稳序列。如果两个变量 Xt、Yt都不是平稳的,
但都是一阶单整的,即 I(1)序列,则需要检
验二者之间是否具有协整关系。Engle和
Granger(1987)指出:如果变量 Xt、Yt都是一
阶单整且存在协整关系,则标准的 Granger检
验方法不再适用,需要在协整和误差修正模型
(ECM)的框架下检验 Granger因果关系。如果
变量 Xt、Yt都是一阶单整但不存在协整关系,
则需要把 I(1)变量通过一阶差分转化为 I
(0)变量后,再运用标准的 Granger检验方法。
因此,本文的检验步骤是首先检验变量是否为
同阶单整,如不存在协整关系,则需要对变量
差分后进行标准的 Granger因果检验,如果存
在协整关系,则在协整和 ECM的框架下检验
Granger因果关系。
1.单位根检验
由于贸易顺差具有季节性,本文采用 X11
方法对其进行了季节调整。首先我们对各变量
进行取对数 (取对数可以消除异方差的影响,
并且对数之差恰好是增长率,有比较好的经济
含义)。我们采用比较常用的 ADF检验,检验
对数化后的变量是否存在单位根。表 1列出了
2005年 7月汇率调整后各个变量的检验结果,
2004年 4月~2007年 6月的检验结果请参照附
表 1。检验结果表明:Ln(reer)和 Ln(ndf)
为一阶单整序列,而Ln(tb)为趋势平稳序列。
由于 Ln(tb)为 I(0)序列,因此它不可能与
I(1)序列产生协整,因此我们对以上数据进
行差分以考察 reer和 ndf两者分别同 tb之间的
因果关系。
因果检验
①如2003年10月19日,胡锦涛主席在同布什在曼谷的会晤中指出: “⋯⋯以市场供求为基础、单一的、有管理的
浮动汇率制度。这是同当前中国的经济发展阶段、金融监管水平和企业承受能力相适应的。实践证明,在合理、均衡水
平上保持人民币汇率基本稳定,不仅有利于中国经济的正常运行,而且对亚洲和全球经济的稳定都十分重要。” (参见新
华网:
出: “使汇率更具有弹性是一项中期目标,但短期内汇率政策依然保持不变。” (参见Zhang(2004),250页)
中国经济金融观察
56
/国际金融研究
进行Granger检验时,标准的 Granger因果
检验结果对于自回归过程的滞后阶数非常敏感。
为此,Hsiao(1981)基于 Granger因果关系的
定义和 Akaike最小与最终预测误差 (Final
PredicationError,FPE)准则,提出了一种方
法,这种方法,被认为比任意选定滞后阶数或
者根据其他方法来确定滞后阶数都有优越性。
Hsiao(1981)检验的步骤如下,首先选择一个
比较大的滞后阶数kmax,逐渐递减滞后阶数k。
(1)给定不同的值,估计如下方程:
Xt=c1+
k
i=1
!αiXt-i+μ1, t
求得使 FPE(k)值最小的 k*值,作为 Xt
的最优滞后期。
(2)将Xt的最优滞后期k*作为给定值代
入模型,然后选择一个比较大的滞后阶数 lmax,
逐渐递减滞后阶数l。
Xt=ct+
k
i=1
!αiXt-i+
l
j=1
!βjYt-j+μ1t
给定不同的 l,估计模型,求得使 FPE
(k*,l)最小的l*,作为Yt的最优滞后期。
(3)比较与 FPE(k*)与 FPE(k*,l*)。
如果 FPE(k*,l*)<FPE(k*),则 Yt是 Xt的
Granger原因;如果FPE(k*,l*)>FPE(k*),
则Yt不是Xt的Granger原因。其中:
FPE(m)=T+m+1T-m-1RSS
(m)/T
RSS为残差平方和,m为方程中除了截距项
的变量的个数,T为样本容量。
需要说明的是,我们分别检验 Δln(reert)与
Δln(ndft)同Δln(tbt)两两之间的Granger因果关系,
由表 1可知这些变量是平稳序列,从数学意义
上来看,它们分别表示人民币实际有效汇率、
人民币汇率预期以及贸易顺差的变化率。我们
选择 kmax=lmax=8,检验过程由 Matalb软件实现,
表2给出了Granger因果检验的结果。
从表2可见,2005年 7月人民币汇率调整
变量名称 检验选择 滞后阶数 t统计量 P值 结论
ln(reer) C 0 I(1)
Δln(reer) C 0 I(0)
ln(ndf) C,T 3 I(1)
Δln(ndf) C 0 I(0)
ln(tb) C,T 0 I(0)
Δln(tb) C 0 I(0)
表1 变量的ADF检验 (样本区间:2005年7
月~2007年6月)
注:C,T表示同时包含截距和时间趋势项;C表
示只包含截距项;N表示不包括截距和时间趋势项;滞
后阶数通过AIC准则确定;△表示差分,例如Δln(ndft)
=Δln(ndft)-ln(ndft-1),它恰好等于ndf的增长率。
原假设 滞后期数k*滞后阶数l*FPE(k*) FPE(k*,l*) 结论
Δln(ndf)不是 Δln(tb)的Granger原因 1 3 1114 940 拒绝
Δln(tb)不是 Δln(ndf)的Granger原因 1 1 接受
Δln(reer)不是 Δln(tb)的Granger原因 1 1 1114 1153 接受
Δln(tb)不是 Δln(reer)的Granger原因 1 1 接受
表2 Granger因果检验结果 (样本区间:2005年7月~2007年6月)
注:表3中的结论均是在5%的显著水平下得到的。
后,远期汇率变化率 (反映升值预期变化的程
度)是顺差变化率 (反映贸易顺差变动的幅
度)的 Granger原因,但实际有效汇率的变化
率 (反映人民币实际升值或贬值的程度)并不
是顺差变化率的 Granger原因。这一结论说明,
自汇率调整以来,人民币的实际有效汇率与贸
易顺差之间并不存在显著的因果关系,换句话
说,贸易顺差并不能因人民币的实际升值而缩
小,然而人民币升值预期与贸易顺差之间的关
系却十分明显,说明人民币升值预期的存在导
致了贸易顺差的扩大,这印证了前文理论分析
的结论。
为了使结论更加稳健,我们将样本扩大到
2004年 4月至 2007年 6月,与前面检验结果
不同之处在于,实际有效汇率变化率此时成为
了贸易顺差变化率的Granger原因,具体检验结
果可参见附表1、2,这个结果说明:尽管实际
有效汇率在过去对贸易顺差存在一定影响,但
由于人民币升值预期的长期持续存在,实际有
效汇率对贸易差额的作用受到了削弱,而人民
中国经济金融观察
57
国际金融研究/
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际金融研究.2007(4):56-62.
币进一步升值的预期对贸易顺差所产生的反方
向影响则越来越突出,进而推动顺差不断扩大。
三、结 论
本文对人民币升值预期与贸易差额之间的关
系进行了分析,并对我国近年来,尤其是 2005
年7月人民币汇率调整以来贸易顺差持续扩大的
原因进行了一个从汇率预期角度的解释。在理论
分析中,我们发现,在存在本币进一步升值预期
的情况下,本币升值未必会导致贸易逆差的出
现,这并非因为 J曲线效用的作用。其原因在
于,本币升值预期将在一方面抵消实际汇率对贸
易差额的影响,削弱马歇尔-勒纳条件满足时实
际汇率的作用。此外,企业为了避免未来进一步
升值所造成的负面影响,将会扩大出口或延迟进
口,这些因素使本币升值预期对贸易差额施加反
向作用,甚至可能造成顺差扩大,而不是因本币
升值而缩小。如果考虑到因本币升值预期而导致
大量投机资本通过经常账户流入国内,本币升值
预期对贸易顺差的影响将会更大。
另外,本文的结论也说明:消除贸易顺差
也需减弱人们对人民币进一步升值的预期;而
在另一方面,国外要求人民币升值的舆论压力
可能在短期内会产生相反的效果:即靠人民币
升值不但不能解决贸易顺差 (其他国家的逆差)
的问题,持续施压反而会抵消其影响。
当然,由于本文的分析是一个局部均衡分
析,为了突出反映人民币升值预期在贸易收支的
影响方面与实际有效汇率存在的差异以及其对实
际有效汇率的抑制性作用,我们并未考虑国外收
入、本国收入、以及一些研究中提到的外商直接
投资对贸易顺差的影响 (这将在我们的后续研究
中进行分析)。但通过对人民币升值预期与实际
有效汇率对贸易差额的比较分析也可使我们看
到:在当前,尤其是汇率调整以来,人民币实际
有效汇率对贸易差额的影响并不显著,在存在进
一步升值预期的情况下,通过人民币升值来降低
贸易顺差的做法将会受到一定的限制。
(责任编辑:刘墨海)
中国经济金融观察
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/国际金融研究
变量名称 检验选择 滞后阶数 t统计量 P值 结论
ln(reer) C 0 I(1)
Δln(reer) C 0 I(0)
ln(ndf) C,T 1 I(1)
Δln(ndf) C 0 I(0)
ln(tb) C,T 0 I(0)
Δln(tb) C 0 I(0)
附表1 变量的ADF检验 (样本区间2004年4月-2007年6月)
注:C,T表示同时包含截距和时间趋势项;C表示只包含截距项;N表示不包含截距和时间趋势
项;滞后阶数通过AIC准则确定;△表示差分,例如 ,它恰好等于 的增长率。
原假设 滞后期数k*滞后阶数l*FPE(k*) FPE(k*,l*) 结论
Δln(ndf)不是 Δln(tb)的Granger原因 6 2 1129 1116 拒绝
Δln(tb)不是 Δln(ndf)的Granger原因 4 4 接受
Δln(reer)不是 Δln(tb)的Granger原因 6 2 1129 1001 接受
Δln(tb)不是 Δln(reer)的Granger原因 1 4 接受
附表2 Granger因果检验结果 样本区间 (2004年4月-2007年6月)
注:附表2中的结论均是在5%的显著水平下得到的。
附录
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Abstract:-
sionisthattheexpectationofhomecurrency’sfurtherappreciationwillrestraintheimpactofrealexchangerateontrade
surplus,,notdecrease
’sfur-
’stradesurplus(othere-
conomies’tradedeficits),butmightironicallyleadtotheopposite.
Keywords:RMBAppreciationExpectations;TradeSurplus;RealEffectiveExchangeRate.
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