武汉大学经济与管理学院王胜陈继勇吴宏

摘要：针对中美贸易顺差与人民币汇率关系的问题，本文通过协整分析和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验发现，人民币升值在短期难以对中美贸易顺差产生调节作用，从长期影响而言，人民币升值的影响作用也不大。此外，中美贸易顺差在短期还是主要取决于当前贸易收支的现实情况，而中长期则在很大程度上受到美国经济波动的影响。因此，人民币升值不会缓解美国巨大的贸易逆差，而且即使美国贸易收支出现改善也不会对美国经济发展产生显著的正面影响。

关键词：中美贸易顺差；名义汇率；协整检验；Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验

一、引言

国际收支的弹性分析法认为，一国货币贬值可以影响该国的相对价格，从而使出口量增加而进口规模减少，进而导致国际收支的变化（Ｒｏｂｉｎ－ｓｏｎ，１９３７）。马歇尔－勒纳条件认为，只有当出口商品的需求价格弹性与进口商品的需求价格弹性之和大于１时，本币贬值才能达到改善国际收支的效果。而毕肯戴克－罗宾逊－梅茨勒条件（Ｂｉｃｋ－ｅｒｄｉｋｅ－Ｒｏｂｉｎｓｏｎ－ＭｅｔｚｌｅｒＣｏｎｄｉｔｉｏｎ（ＢＲＭ））则认为，马歇尔－勒纳条件还不完全，本币贬值的效果一方面取决于进出口商品的需求价格弹性，另一方面还要考虑价格变动对出口供给的影响。

近年来我国许多学者对中国贸易收支与人民币汇率之间的关系进行了一些经验研究，并取得了较大的进展。例如，有些学者侧重于估算中国进出口商品的价格弹性，从而来检验中国国际收支是否满足马歇尔－勒纳条件的要求（陈彪如，１９９２；戴祖祥，１９９７等）；还有些学者直接对中国贸易收支与人民币汇率的关系进行计量检验。由于中国贸易伙伴众多，外币种类多样，再加上计量方法的多样性和数据选择的不同，从国际收支整体宏观层面进行的一系列经验检验并没有得到一致的结论。以上的诸多检验都是基于国际收支弹性理论，所以都是侧重于讨论实际有效汇率和贸易收支之间的关系。近些年在国际金融理论、投资理论等领域的最新研究表明，名义汇率已经成为一个敏感的价格信号，它的影响已经通过各种渠道渗透到经济的众多领域。所以，为了深入地探讨名义汇率在国际经济中的作用和影响，在本文中选取了名义汇率这个数据样本来考察汇率与贸易收支之间的相关关系。

近几年，由于美国贸易赤字的规模不断扩大，导致美国进一步加强对中美贸易问题的重视程度。针对美中两国巨额贸易逆差，美国一方面提出了配额、倾销调查等种种手段来中国商品的进口规模，从而造成两国贸易摩擦不断升级；另一方面，又要求人民币升值来缓解美国贸易收支的压力，进而对中国的宏观经济指手划脚。因此，本文拟以美国作为研究对象，重点考虑人民币兑美元的汇率与中美贸易顺差之间的相互关系和影响。沈国兵（２００５）利用协整检验的ＥＧ两步法对两者之间的关系进行了实证检验，但是他的最大缺点就是当贸易收支发生变化时，无法识别这种变化究竟是人民币汇率波动引起的，还是源于其他方面的原因。如果贸易收支源于其他原因，那么仅仅通过调节汇率就难以达到平衡贸易收支的目的。所以本文采用多向量的Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验及方程分解方法来研究中美贸易收支和人民币汇率之间的长期均衡关系以及影响中美贸易收支变动的真实原因，同时通过Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验来考虑不同变量之间的短期相互作用，以期得到一个较为全面的结论。

二、理论分析框架

首先考虑一个基于凯恩斯理论的标准比较静态国际收支模型。假设现在世界上有两个国家，分别代表中国和美国。每个国家都生产一些具有一定差异的商品，商品市场是垄断竞争；部分商品可以进出口，这样进口商品与自己国家商品之间就

王胜：武汉大学经济与管理学院４３００７２电子信箱：ｓｈｅｎｇｗａｎｇ５２２＠ｙａｈｏｏ．ｃｏｍ．ｃｎ。

３４

－－

存在着一定的替代性。中国和美国的进口需求取决于该国总收入水平和相对价格，即：

ＤＣ

Ｍ＝ＤＣ

Ｍ（ＹＣ

，ｅＰｘ

Ａ／ＰＣ）ＤＡ

Ｍ＝ＤＡ

Ｍ（ＹＡ，Ｐｘ

Ｃ／ｅＰＡ

）（１）

其中ＤＣ

Ｍ、ＤＡ

Ｍ分别代表中国和美国的实际进口需求，ＹＣ、ＹＡ分别代表中国和美国的实际总收入水平，Ｐｘ

Ｃ、Ｐｘ

Ａ是中美两国以各国货币标价的出口价格指数，ＰＣ、ＰＡ分别为中美两国以各国货币标价的国内价格水平，ｅ是直接标价法下的人民币兑美元的名义汇率，名义汇率的上升意味着人民币的贬值。

由于商品市场是垄断竞争的，所以我们假定实际出口供给只和出口品的相对价格相关：

ＳＣ

Ｘ＝ＳＣ

Ｘ（Ｐｘ

Ｃ／ｅＰＡ）ＳＡ

Ｘ＝ＳＡ

Ｘ（ｅＰｘ

Ａ／ＰＣ

）（２）

其中、ＳＣ

Ｘ、ＳＡ

Ｘ分别代表中国和美国的出口供给。当两国市场达到均衡时，有：

ＤＣ

Ｍ＝ＳＡ

Ｘ，ＤＡ

Ｍ＝ＳＣ

Ｘ

（３）

联立前面方程可以求解出中美贸易收支情

况，它能表示成实际汇率、中国总收入和美国总收入的函数形式：

Ｂ＝ＳＣ

Ｘ－ＤＣ

Ｍ＝Ｂ（ｅＰＡ／ＰＣ，ＹＣ，ＹＡ）

（４）

马歇尔－勒纳条件是指，只有当出口商品的

需求价格弹性和进口商品的需求弹性之和大于１时，本币贬值才能改善该国的贸易收支。如果像我们这里还进一步考虑相对价格对进出口商品供给的影响，那么就需要考虑国际收支中扩展的毕肯戴克－罗宾逊－梅茨勒条件，这时本币贬值能否改善贸易收支不仅取决于进出口商品的需求价格弹性，而且还取决于进出口商品的供给价格弹性。

静态国际收支模型仅仅考虑了汇率变动给两国消费带来的支出转移效应，所以是基于实际汇率变动的分析，但是在本文下面的实证检验中选用的是名义汇率这个指标，其具体原因有如下三点：

首先，标准国际收支模型中，只考虑到名义汇率变动通过影响进出口相对价格来改变一国的进口需求，从而对两国收支产生影响。而在实际国际经济中，汇率影响的传导机制和渠道更为复杂和多样。名义汇率的波动将直接影响国际资本

市场上不同资产的收益率，从而改变国际投资的流向，这样由财富效应也会对一国的进口需求产

生影响。

其次，在国际经济学最近的研究中，一些研究者重点考察了汇率波动和进出口价格之间的关系。Ｂｅｔｔｓ和Ｄｅｖｅｒｅｕｘ（１９９６，２０００）认为如果出口商都选择当地货币定价（ＬｏｃａｌＣｕｒｒｅｎｃｙＰｒｉｃｉｎｇ）的方式，那么汇率的波动就不会影响两国的相对价格，从而导致汇率的零穿越效应，于是传统的支出转移效应就完全消失了。实证检验也表明汇率变动不会对价格完全穿越，实际上消费价格对汇率变动反映不大（Ｅｎｇｅｌ，１９９３；Ｐａｒｓｌｅｙ和Ｗｅｉ，２００１）

，这即是说汇率的支出转移效应相当小。所以，实际汇率和名义汇率之间的关系并没有想象中那么简单。

再次，在货币理论研究中，对于短期货币非中性的结论基本上达成了共识。尤其当预期理论引入宏观经济学后，经济学家发现名义经济变量可以通过经济个体的预期行为对经济活动产生深刻的影响，所以名义汇率的变动也将通过预期对两国间的实际贸易收支产生作用。

综上所述，名义汇率和实际贸易收支之间存在着千丝万缕的联系，因此我们可以对（４）式进行小小的修改，把中美两国的价格看成名义汇率的函数，以人民币名义汇率代替实际汇率，这样就得到了国际收支决定的方程（５），这也正是本文实证检验的理论基础。

Ｂ＝Ｂ（ｅ，ＹＣ，ＹＡ）

（５）三、协整检验

１．数据说明

我国在１９９４年实行了汇率制度的改革，人民币兑美元大幅贬值；此后，中国外汇管理当局采取以盯住美元为主的有管理的浮动汇率制度，人民币汇率的调整也开始从完全计划指令调节向以市场导向为主的形式转变。为了避免经济调整等制度原因对汇率的直接影响，以便更准确地考察当前中美贸易顺差和人民币汇率之间的内在关系，在数据时期选取时避开了１９９４年人民币汇率的调整，采用的是从１９９５年到２００４年的季度数据。其中：

中美贸易顺差Ｂａｌｓａ：以美国商务部网站

３５－－

表示

水平检验结果一阶差分检验结果临界标准检验形式（Ｃ，Ｔ，Ｌ）ＡＤＦ统计量检验形式（Ｃ，Ｔ，Ｌ）ＡＤＦ统计量１％临界值５％临界值

中美贸易顺差Ｂａｌｓａ（１，１，１）－３．１０３１３６（１，１，２）－５．９１２８２５＊＊－４．２３２４－３．５３８６名义汇率Ｅｘ（１，０，２）－２．３８９２６８（１，０，２）－３．９５５３１５＊＊－３．６２２８－２．９４４６中国实际ＧＤＰＹｃｈｉ（０，０，１）０．７４４９２５（０，０，１）－２．９６８２９６＊＊－２．６２８０－１．９５０４美国实际ＧＤＰＹｕｓａ（１，１，１）－１．７３２７３２（１，０，１）－３．４３９１１７＊－３．６１７１－２．９４２２

（ｗｗｗ．ｃｅｎｓｕｓ．ｇｏｖ）美中双边贸易的原始数据计算得到中美两国的名义贸易顺差额；美国的价格指数采用国际货币基金组织（ｗｗｗ．ｉｍｆ．ｇｏｖ）官方网站的国际金融统计（ＩｎｔｅｒａｎｔｉｏｎａｌＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ）中的消费价格指数；两者相除就可以算出中美实际贸易顺差，然后对这些季度数据进行季节调整后取自然对数得到本文实证分析的样本数据。

名义汇率Ｅｘ：直接标价法的名义汇率，汇率升高意味着人民币贬值；因为汇率不存在明显的季度性的变化规律，所以直接根据中国经济信息网（ｗｗｗ．ｃｅｉ．ｇｏｖ．ｃｎ）中人民币汇率的季度数据取对数即可。

中美两国的国内生产总值Ｙｃｈｉ和Ｙｕｓａ：两国名义ＧＤＰ都是直接来源于中经网经过季度调整的ＧＤＰ季度数据；两国价格指数采用都是国际货币基金组织（ｗｗｗ．ｉｍｆ．ｇｏｖ）官方网站的国际金融统计（ＩｎｔｅｒａｎｔｉｏｎａｌＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ）中的消费价格指数；名义ＧＤＰ除以相应的价格指数就可以得到实际ＧＤＰ，再通过自然对数调整即可得到本文样本数据。

２．单整及协整检验

对于时间序列问题处理的协整分析方法是２０世纪８０年代由恩格尔－格兰杰（Ｅｎｇｌｅ－Ｇｒａｎｇｅｒ）提出的。传统的计量回归方法可能存在伪回归问题，而协整理论就可以避免这种错误，从而在两个或多个非平衡变量间寻找均衡关系。协整检验的思想在于：如果某两个或多个同阶时间序列向量的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列，那么这些非平稳的时间序列就存在着长期均衡关系，或者说这些序列具有协整性。由于只有具有相同单整阶数的多个变量才有可能存在协整关系。因此，在协整分析之前首先要对变量的单整阶数进行检验，使用ＡＤＦ方法对全部时间序列数据进行单位根检验。

采用最为一般的数据生成过程和估计模型，即同时带有截距项和趋势项的模型；然后根据模型简捷有效的指标和一般经验来选取滞后期ｐ的取值。通过使用Ｅｖｉｅｗ４．０计量软件，在表１中得到单位根检验的结果。

检验结果表明，中美贸易顺差、人民币汇率、中国ＧＤＰ和美国ＧＤＰ季度数据序列的ＡＤＦ统计值都比显著性水平为１０％的临界值要大，说明这四个序列是非平稳的。一阶差分后，中美贸易顺差、人民币汇率和中国ＧＤＰ季度数据的ＡＤＦ统计值小于对应的显著性水平为１％的临界值，表明这三组序列此时在９９％的置信水平下是平稳的；美国ＧＤＰ的一阶差分也在９５％的置信水平下是平稳的。所以，这四组数据都是一阶单整序列，这样就可以检验它们之间的协整关系。

协整检验一般可以采用Ｅｎｇｅｌ和Ｇｒａｎｇｅｒ提出的ＥＧ两步法，即首先用最小二乘法对向量进行回归分析，然后再把回归得到的残差进行单位根检验。但是，当对两个以上变量作协整检验时，这种方法就存在一个较大的缺陷：以不同的向量作被解释变量时，就可能得到向量之间不同的协整关系。所以，检验多向量之间协整关系时，现在用得更多的是Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验。Ｊｏｈａｎｓｅｎ（１９８８）是在建立向量自回归模型的基础上，来估计模型的长期均衡关系，从而得到一个有效的无偏估计；这种方法不仅克服了ＥＧ两步法的缺陷，还可以精确地检验出协整向量的数目。

协整检验首先需要确定合理的协整滞后阶数，以保证协整关系统计上的可信度。在无约束ＶＡＲ（Ｐ）模型条件下，可依据ＡＩＣ和ＳＣ等多种检验准则，通过测试不同ＶＡＲ（Ｐ）对应的值，得出ＶＡＲ（Ｐ）的最优自回归阶数。通过逐一测试，给出了滞后阶数Ｌａｇ从１到５所对应的各组检测值。如表２所示，ＡＩＣ和ＳＣ的数值越小，意味着模型

表１单位根检验

注：检验形式（Ｃ、Ｔ、Ｌ）中，Ｃ、Ｔ、Ｌ分别代表常数项、时间趋势和滞后阶数。＊表示通过５％显著性水平检验，＊＊表示通过１％显著性水平检验。

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－－

标准化的协整参数（括号中是标准差）

ＢＡＬＳＡＥＸ

ＹＣＨＩ

ＹＵＳＡ

Ｃ１．００００００

－３７．８８９６５（１３．８５６２）

－０．５４９９１８（０．１６１８７）

－４．６６５５３３（０．７５２２９）

１２４．２４１１

Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ：５２１．２０３８

Ｌａｇ

１２３４５ＤｅｔｅｒｍｉｎａｎｔＲｅｓｉｄｕａｌＣｏｖａｒｉａｎｃｅ６．３７Ｅ－１７９．１８Ｅ－１８７．９７Ｅ－１８９．４９Ｅ－１８５．５６Ｅ－１８ＬｏｇＬｉｋｅｌｉｈｏｏｄ（ｄ．ｆ．ａｄｊｕｓｔｅｄ）４９２．８８６２５１５．７４８６５０４．３３９８４８７．２８６０４８２．４４２４ＡｋａｉｋｅＩｎｆｏｒｍａｔｉｏｎＣｒｉｔｅｒｉａ－２４．８８８７５－２５．９３２３５－２５．１２９９９－２３．９５９２０－２３．４３７７９ＳｃｈｗａｒｚＣｒｉｔｅｒｉａ

－２４．０２６８６

－２４．３６４９８

－２２．８４２６８

－２０．９３７３８

－１９．６６６７８

ＣＥ（ｓ）的假设数

特征值轨迹统计量５％临界值１％临界值最大特征值统计量

５％临界值１％临界值Ｎｏｎｅ０．５６０２９９６０．３６７４２＊＊４７．２１５４．４６２９．５７９７５＊２７．０７３２．２４Ａｔｍｏｓｔ１０．４２２２２７３０．７８７６７＊２９．６８３５．６５１９．７４８６８２０．９７２５．５２Ａｔｍｏｓｔ２０．２６３９５１１１．０３９００１５．４１２０．０４１１．０３２５０１４．０７１８．６３Ａｔｍｏｓｔ３

０．０００１８０

０．００６４９４

３．７６

６．６５

０．００６４９４

３．７６

６．６５

的简洁性和准确性的共同指标越好，所以本文模型的最佳滞后阶数为２。

通过非拘束的Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验，结果如表３所示，

其中第一列是协整方程的假设个数，第二列是特征值，第三、四、五列分别是似然比检验量的值（轨迹统计量）与轨迹统计量５％和１％水平的临界值，最后三列是最大特征值统计量与其

５％和１％水平的临界值。在１％的临界水平下：

轨迹统计量表明（６０．３７＞５４．４６）应该拒绝没有协整关系原假设，对应接受存在一阶协整关系；最大特征值统计量则是在５％的水平下拒绝没有协整关系，接受最多只存在一阶协整关系。所以结论是：在５％的显著水平下，中美贸易顺差、人民币汇率、中国ＧＤＰ和美国ＧＤＰ之间存在一阶协整关系。

有了一阶协整关系的成立，就可以测算具体的协整方程，协整方程系数估计见表４，即中美贸易顺差、名义汇率、中国实际ＧＤＰ和美国实际

ＧＤＰ之间存在一个标准化的协整关系，

协整方程形式为：

Ｂａｌｓａ＝３７．８８９６５Ｅｘ＋０．５４９９１８Ｙｃｈｉ＋４．６６５５３３Ｙｕｓａ－１２４．２４１１

根据上式，在１９９５年至２００４的十年里，人民币名义汇率、中国实际ＧＤＰ、美国实际ＧＤＰ与中美贸易顺差之间都存在着正相关关系。从长期均衡来看，人民币名义汇率上升（人民币贬值）将会

造成我国对美国贸易顺差的增加，其根本原因可

能在于汇率变动所引起的支出转移效应较为明显，达到本币贬值改善贸易收支的马歇尔－勒纳条件。对比中美两国经济发展对两国贸易的影响，发现美国经济发展状况对双边贸易收支的作用更为突出，美国总收入每增加１％，就会使中美贸易收支增加４．６７个百分点。

我国经济波动对两国贸易收支的影响较小，而且与标准理论模型分析的结果有所不同；中国经济增长不仅没有减少顺差，反而进一步加大了中美贸易不平衡。这主要和两国的贸易结构相关，中国海关统计资料表明：中国对美国出口的商品主要包括鞋类、服装、玩具、家电、普通机床、五金产品、灯具和家具等，以劳动密集型商品为主；而从美国的进口则以高科技商品为主，包括飞机、电站设备、电子产品、化工产品和机械设备等。通过比较中国和巴西、墨西哥、韩国对美国的出口情况，湛柏明和庄宗明（２００３）也认为中国对美出口的明显优势体现在劳动密集型产品。劳动密集型商品的需求弹性较大，美国经济增长带动中国出口增加的效果显著，所以能有效地扩大中国对美贸易顺差；高科技商品的需求弹性小，随着中国经济的发展，能够替代外国进口的国内高科技产品也越多，因此中国的经济增长反而降低了对美国商品的进口，从而也造成了中美贸易顺差的增加。

表２

水平ＶＡＲ模型的最佳滞后阶数

表３

多变量的Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验

注：＊表示通过５％显著性水平检验，＊＊表示通过１％显著性水平检验。

表４

Ｊｏｈａｎｓｅｎ标准化协整方程系数

３７－－

四、脉冲响应函数和方差分解

根据Ｅｎｄｅｒｓ（１９９５）的研究，一个时间序列的误差方差是自身扰动即系统其它扰动共同作用的结果。方差分解的目的就是研究一个系统中，当某一外生冲击发生时，整个系统随后的变动多大程度是受到该冲击的影响；其主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程冲击相关联的几个组成部分，从而了解各类冲击对模型内生变量的相对重要性。谢建国等（２００２）用冲击分解的方式研究了人民币汇率对中国贸易收支的短期和长期影响，在他们的模型里，考虑了国内供给、需求、国外需求和汇率等四种冲击对中国贸易收支的影响程度。他们的结论是：人民币汇率对中国贸易收支没有显著影响，国内需求冲击是中国贸易收支短期波动的重要因素，而国内供给冲击才是影响中国贸易收支长期变动的重要原因。

根据本文建立的ＶＡＲ模型，考虑以下四种冲击对中美贸易顺差的影响：贸易冲击、汇率冲击、中国ＧＤＰ冲击和美国ＧＤＰ冲击。本文主要是分析汇率、中美经济发展对两国贸易收支的影响程度，所以首先假定出现一个贸易收支的冲击，然后通过建立的ＶＡＲ模型影响到各个内生变量，在模型反复迭代之后揭示出各个冲击自身对中美贸易顺差变动的的“贡献程度”。表５给出了长达２０个季度的部分数据，方差分解的结果显示：在中美贸易收支走势的波动中，其自相关性很强，贸易收支波动是最主要的贡献因素之一；美国实际经济发展状况（ＧＤＰ的波动）对中美贸易顺差的影响随时间逐步表现出来，并且它对中美贸易顺差的影响贡献度比较稳定，只经过两年多的滞后期，它对贸易变动的贡献率就达到了４０％多，并长期稳定在这个水平上；中国经济发展对贸易顺差的影响不大，并且随着时间的推移作用进一步减弱；而名义汇率对贸易收支的影响是微乎其微。总而言之，短期内贸易冲击是影响中美贸易顺差决定性的因素，一年后其影响程度依然占了６０％左右；而在长期均衡时，美国经济波动则解释了５０％的中美贸易顺差波动。

方程分解可以让我们了解各影响因素的新息对两国贸易顺差的相对重要性，而对于其绝对影响程度就需要讨论其脉冲响应函数。脉冲响应函数刻画的是来自随机扰动项的一个标准差的冲击

表５中美贸易顺差预期误差和方差分解结果３８

－－零假设：样本个数Ｆ统计量相伴概率

Ｅｘ不是Ｂａｌｓａ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因Ｂａｌｓａ不是Ｅｘ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因３８

０．４５２８８０．６３９６８

０．８７０５４０．４２８１２

Ｙｃｈｉ不是Ｂａｌｓａ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因Ｂａｌｓａ不是Ｙｃｈｉ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因３７

０．０６６５６０．９３５７３

１１．５３７５０．０００１７

Ｙｕｓａ不是Ｂａｌｓａ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因Ｂａｌｓａ不是Ｙｕｓａ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因３８

５．９０６６５０．００６４２

１．０４５５９０．３６２８４

图１两国贸易收支

对一个标准差新息的脉冲反应图

对内生变量当前和未来值的影响。图１就是脉冲反应函数曲线，横轴代表滞后阶数，图中列出了３０个季度，纵轴代表中美贸易收支对各种影响因素单位新息冲击的相应反应程度。从图１可以看出，四种因素对贸易收支的影响都是同向的，并且都在１５个季度后均趋于稳定。其中美国经济波动作用最为显著，半年后影响达到最大值，两年后基本趋于稳定。贸易收支对人民币名义汇率微小波动的反应类似于实际经济情况的“Ｊ曲线”，在半年后达到稳定状态。中国经济波动对贸易收支影响程度最弱，并在１年后出现了负值，而后趋于收敛，最终稳定在正区域中。从脉冲影响的时间上看，名义汇率对贸易收支变动持续作用时间最短，美国和中国经济波动的影响时间都比较长；但是其中美国经济波动作用最显著，中国经济波动的影响力就微弱得多。

五、Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验

Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验考察的仅仅是变量之间的长期均衡关系，但是他们之间在短期内是否存在着相互影响和作用呢？为了进一步揭示中美贸易顺差和其他三个解释变量之间的关系，我们在此还需要进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验是考察一个解释变量对另一个解释变量的估计能力，其方法是：先估计一个变量Ａ被其自身滞后值取值能够解释的程度，然后验证通过引入另一个序列Ｂ的滞后值是否可以提高原来变量Ａ的被解释程度。如果是则称序列Ｂ是Ａ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因，此时Ｂ的滞后期系数具有统计显著性。

在此选择两期滞后来进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，结果见表６，其中相伴概率表示拒绝零假设犯第一类错误的概率。检验结果表明，人民币汇率和中美贸易顺差之间没有任何Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系；引入中国实际ＧＤＰ不能提高对两国顺差的解释，但在９９％的置信水平下，两国贸易顺差是中国实际ＧＤＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ成因；虽然至少在９９％的置信水平下，加入美国ＧＤＰ可以提高对中美贸易顺差的解释力度，但是贸易顺差却对美国经济波动没有显著的解释力。

从这里可以看出，通过不同的检验方法得到的结论基本上是一致的。方差分解表明短期内美国的经济波动能迅速表现出对两国贸易顺差变动的显著影响，这一点同时得到了Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验的验证：短期内引入美国经济波动的因素将显著提高对中美贸易顺差的解释力度。虽然在长期协整关系中汇率波动对中美贸易顺差变动的影响较大，但是其短期的影响却不明显，因此没有通过Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。值得注意的一点是，虽然美国经济发展对两国贸易顺差的影响相当显著，但是中国对美国的贸易顺差却不会对美国经济发展造成较为显著的影响，即由此产生的美国国际收支逆差不会对美国经济发展产生不利的影响，所以美国完全没有必要对中国是其最大贸易逆差国采取敌对态度，并不断升级两国的贸易摩擦。但是另

表６Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果

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－－

《国际贸易问题》２００７年第５期

一方面，中美贸易顺差却是中国经济发展的Ｇｒａｎｇｅｒ成因，因此现阶段中美两国之间贸易顺差对中国经济发展而言是“利己不损人”的。

六、结论

通过以上对中美贸易顺差和人民币名义汇率的协整分析、方差分解和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，可以得到以下一些结论：

１．短期内人民币名义汇率和中美贸易收支之间的相互作用并不明显，但从长期均衡关系来看，人民币升值还是会在一定程度上消减美国对中国巨大的贸易逆差。

２．由于中国从美国进口商品的特点，决定了中国经济发展难以增加对美国的进口规模，所以无法改善中美之间的贸易收支平衡。另一方面，中美贸易顺差的扩大将通过增加出口带动中国国内的生产，对中国经济发展产生积极的作用。

３．中美贸易收支规模对美国经济运行状况的依赖性较强。美国经济波动对两国贸易收支变动的贡献率为５０％左右，这种影响随着时间的推移迅速表现出来，并且一直保持在比较稳定的程度。谢建国等（２００２）在对中国外贸的实证检验中得出中国贸易收支的国外收入弹性为２．０５，而本文所估计的中美贸易收支对美国经济波动的弹性则高达４．６７，这就说明在国际经济状况对中国经济发展影响日益明显的今天，美国经济的波动更是起到了举足轻重的作用。

４．虽然美国经济对两国贸易收支变动的解释力度很大，但是两国贸易收支对美国经济发展的影响则微乎其微，即美国对中国的巨额贸易逆差根本不是影响美国经济发展的主要原因。所以，美国对中国各种贸易所引起的两国贸易摩擦升级更多的是基于政治的考虑，减少美中贸易逆差并不能从根本上解决美国自身经济发展的问题。

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（责任编辑于友伟）

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区域国别市场

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