本文已发表于《经济论坛》2011年第04期（《经济论坛》为ASPT来源刊 CJFD收录刊）
——基于总量与结构的实证分析
王美英
摘要：中国持续的巨额贸易顺差使人民币遭受了巨大的升值压力。1994年至2010年月度数据计量检验结果表明，中国进出口贸易差额与人民币实际有效汇率间不存在长期稳定的协整关系，但2005年7月汇改之后两者之间的协整关系开始出现，格兰杰因果关系检验的结果表明，中国进出口贸易差额会引起人民币实际有效汇率的变化，但人民币汇率的变化却不会引起贸易差额的变化。依据SITC分类法对中国进出口贸易商品结构进行分析后显示，尽管人民币汇率开始对逆差主要项产生作用，对造成中国巨额顺差的三个主要类别却始终没有显著影响。人民币升值不能解决中国进出口贸易巨额顺差问题。
关键词：进出口贸易差额；实际有效汇率；贸易结构
我国自加入世界贸易组织以来，进出口贸易发展迅速，进出口总额从2001年的5096.5亿美元猛增至2008年的2.56万亿美元；贸易顺差从2001年的225.5亿美元剧增至2008年的2900亿美元，持续的贸易顺差及外汇储备的高速增长使人民币承受了巨大的升值压力。进入2011年，人民币升值步伐再度加快。人民币升值真的像国际上某些人鼓吹的那样，认为减少中国经常账户的巨额顺差，缓和世界贸易失衡及相关国家对外赤字严重的现状，重构世界贸易平衡？汇率变动究竟会对中国的进出口贸易产生怎样的影响？本文拟在已有研究的基础上，从中国进出口贸易差额总量及结构入手，根据人民币汇率制度改革的不同阶段，选择不同的样本区间对此问题进行实证分析。
一、研究文献述评
传统的国际收支理论认为, 货币的升值会引起进出口商品相对价格发生变化, 进而引起进出口商品的数量发生变化, 最终引起贸易收支的变动。但是这种影响只有在满足马歇尔- 勒纳条件( Mashall- LernerCondition) 的情况下才能发生作用, 即当进口商品需求弹性和出口需求弹性之和大于1时, 汇率升值才可能会引起贸易顺差减少。实际经济中, 由于货币合同、汇率传导以及商品数量调整的相对滞后性,汇率升值可能在短期内反而增加贸易顺差，只有经过一段时间以后, 贸易顺差才会逐渐减少, 即存在J曲线效应( J-curve Effect) 。
在人民币汇率和贸易收支方面，存在着截然不同的观点。第一种观点认为我国的进出口商品需求弹性符合马歇尔－勒纳条件，即汇率变动对贸易收支有显著影响，如戴祖祥（1997），朱真丽、宁妮（2002黄镇将军），辜岚（2006），戴世宏( 2006)， Pingfan Hong，Rob Vos & KePing Yao（2008）等。第二种种观点认为中国的进出口商品需求弹性处于临界值甚至完全不符合马歇尔－勒纳条件，即汇率波动对贸易收支没有显著影响甚至完全没有影响。持此类观点的有：Yingfeng Xu （2000），Lahrèche-Ré最后一分钟教学设计vil和Bénassy-Quéré（2001），谢建国、陈漓高（2002），Eckaus(2004)等。另有IMF(2005)报告认为我国加工贸易和一般贸易的汇率弹性显著不同。Marquez和Schindler (2006)认为中国进出口贸易弹性随着时间而变化, 且加工贸易与一般贸易弹性显著不同；人民币汇率如果升值10%, 那么中国的出口份额在世界贸易比例将下降1%, 进口份额将下降0.1%。Thorbecke和Smith(2010)认为如果人民币升值10%，一般贸易额将下降12%，加工贸易则只有4%的下滑。
综上所述，我们发现现有研究对人民币汇率变动是否对中国对外贸易收支产生影响尚无定论，不同作者利用相似的分析方法进行实证研究却得出不同的结论，并且研究的重点都放在人民币汇率与对外贸易总量的研究上，对贸易结构关注不足。本文拟从中国对外贸易总
量及贸易结构上入手，研究不同商品类别进出口差额与人民币汇率之间的关系，并重点分析人民币升值对不同类别贸易品的影响，以期就人民币升值对我国进出口贸易可能带来的影响作出全面的评估。
二、人民币汇率变动与中国进出口贸易差额总量分析
改革开放以来，我国进出口贸易从逆差转为顺差，且顺差额逐年增大，到2008年顺差额已超过4400亿美元。这期间，人民币汇率制度经历了双轨制，以市场供求为基础、有管理的浮动汇率制度和以
市场供求为基础，参考一篮子货币进行调节，有管理的浮动汇率制度三个阶段，人民币汇率形成市场因素不断加大。本文截取了1994年1月至2010年11月中国进出口贸易差额和人民币实际有效汇率月度数据，运用协整检验、格兰杰因果检验等技术对两者之间的关系进行实证分析。中国进出口贸易原始数据来源于中经网统计数据库；人民币实际有效汇率数据来源于IMF International Financial Statistics Online ( http: // ifs.apdi.net /inf /)。
选择IMF发布的人民币实际有效汇率作为人民币汇率指标，是由于实际有效汇率指数经过贸易权重的几何加权，并以2005年为基期100进行指数化调整，剔除了通货膨胀对货币本
身价值变动的影响，因而能够很好地反映人民币的对外价值和相对购买力。人民币实际有效汇率指数的标价方法是间接标价法，汇率指数增加表示人民币升值，下降表示人民币贬值。中国进出口贸易差额月度数据具有季节性变动规律，所以需对其进行季节性调整。然后就调整过的进出口差额月度数据与人民币实际有效汇率时间序列进行平稳性检验，检验结果见表1。
表1 中国进出口贸易差额与人民币实际有效汇率平稳性检验结果
变量 | 变量的经济学含义 | ADF统计量 | 临界值（1%显著性水平） | 检验类型 | 结论 |
RER | 人民币实际有效汇率 | -2.658047 | -4.004132 | 含常数项和趋势项 | 不平稳 |
LTD | 进出口贸易差额 | -3.351402 | -4.004365 | 含常数项和趋势项 | 不平稳 |
△RER | RER一阶差分 | -14.10047 | -3.462901 | 含常数项 | 平稳 |
△LTD | LTD一阶差分 | -21.89857 | -3.462901 | 含常数项 | 平稳 |
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表1显示，人民币实际有效汇率与中国进出口贸易差额两个时间序列都是一阶差分平稳序列，因而二者之间可能存在协整关系，可以运用EG检验法对其进行检验。结果显示，ADF值大于1%显著性水平的临界值，说明进出口贸易差额对人民币实际有效汇率进行回归后得到的残差序列是不平稳的，在1994年1月至2010年11月的样本区间内，中国进出口贸易差额与人民币实际有效汇率间不存在长期稳定的协整关系，人民币汇率与中国贸易顺差间不存在显著关系。 这与沈国兵（2004），任兆璋、宁忠忠（2004）研究的结论是一致的。
由于整个样本区间事实上跨越了人民币汇率制度的不同阶段，为了更准确地揭示人民币汇率变动对进出口贸易差额的真实影响，考虑以2005年7月作为分水岭，将整个样本区间分为1994年1月至2005年7月与2005年8月至2010年11月两个子区间，分别就两个子区间考察人民币汇率变动与进出口贸易差额之间的关系。结果显示，在1994年1月至2005年7月样本区间内，残差序列不平稳；而2005年8月至2010年11月区间内，中国进出口贸易差额与人民币实际有效汇率间存在着长期稳定的协整关系，即人民币汇率与中国贸易进出口差额开始出现稳定的协整关系。表2为三个区间内，进出口贸易差额对人民币实际有效汇率进行回归后得到的残差序列平稳性检验结果。
表2 残差平稳性检验结果
样本区间 | ADF统计量 | 临界值（1%显著性水平） | 检验类型 | 结论 |
1994.1—2010.11 | -2.264023 | -2.576518 | 不含常数项和趋势项 | 不平稳 |
1994.1—2005.7 | -1.611794 | -2.581951 | 同上 | 不平稳 |
2007.8—2010.11 | -4.016964 | -2.602185 | 同上 | 平稳 |
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如果中国进出口贸易差额和人民币实际有效汇率间不存在长期稳定的协整关系，可以断定人民币实际有效汇率并非导致中国进出口贸易大量顺差的原因。但是，2005年8月后两者之间开始存在长期稳定的协整关系了，那么是不是可以判断2005年8月以后人民币实际有效汇率开始成为导致中国进出口贸易顺差的原因？考虑使用格兰杰因果关系检验进一步分析两者的关系。
从表3中可以看出，在1%和5%的显著性水平下，“中国进出口贸易差额不是人民币实际有效汇率的格兰杰原因”都被接受；只有在10%的显著性水平下，我们才考虑拒绝“中国进出口贸易差额不是人民币实际有效汇率的格兰杰原因”的零假设，认可中国进出口贸易差额是人民币实际有效汇率的格兰杰原因。而“人民币汇率不是中国商品进出口贸易差额的格兰杰原因”始终不被拒绝。这实际上也说明了，即使在2005年7月汇改以后，人民币汇率都不是中国商品进出口贸易产生顺差的原因。而中国进出口贸易差额开始对人民币汇率产生影响，却正好说明了2005年8月后两者间出现协整关系的原因。
表3 格兰杰因果关系检验结果
零假设 | 样本容量 | F统计量 | P值 |
中国商品进出口贸易差额不是人民币汇率的格兰杰原因 | 64 | 2.84458 | 0.0968 |
人民币汇率不是中国商品进出口贸易差额的格兰杰原因 | 64 | 0.23548 | 0.6292 |
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三、人民币汇率变动与中国进出口贸易差额结构分析
通过以上分析，可以发现，尽管从2005年8月以后，中国进出口贸易差额开始与人民币实际有效汇率产生长期协整关系，但是无法认定，人民币汇率变动是导致中国贸易顺差大量增加的原因。而进出口贸易中涉及的商品类别非常多，不同商品类别占贸易总量的权重不同，不同商品类别与汇率的联系也不同。接下来，本文从贸易结构出发，依据联合国国际贸易分类法（SITC），探讨中国进出口贸易顺差结构与人民币实际有效汇率之间的关系。
根据联合国国际贸易分类法（SITC）第四次修订版，进出口贸易分为10大类：0、食品与活动物；1、饮料与烟草；2、非食用原料（燃料除外）；3、矿物燃料、润滑油及相关原料；4、动植物油、脂与蜡；5、化学及相关产品；6、原料制品；7、机械与运输设备；8、杂项制品（ 家具、服装服饰、鞋类及小商品）；9、未被SITC 分类的其他商品。表4 整理出1995年至2009年中国10大类商品贸易顺差的具体情况（负数为逆差）。
表4 中国10大类进出口商品顺差情况（1995-2009）
（单位：百万美元）
商品 类别 | 0类 | 1类 | 2类 | 3类 | 4类 | 5类 | 6类 | 7类 | 8类 | 9类 | 合计 |
1995 | 3822 | 976 | -4373 | 208 | -2146 | -8206 | 3471 | -21247 | 46284 | -687 | 18102 |
1996 | 4560 | 845 | -4046 | -948 | -1321 | -9227 | -2880 | -19458 | 47941 | -634 | 14832 |
1997 | 6750 | 728 | -4192 | -3319 | -1037 | -9072 | 2182 | -9057 吉芬难题 | 61878 | -906 | 43955 |
1998 | 6826 | 797 | -3516 | -1592 | -1184 | -9850 | 1312 | -6536 | 61764 | -748 | 47273 |
1999 | 6840 | 563 | -3920 | -4266 | -1235 | -13658 | -1062 | -10635 | 62829 | -1344 | 34112 |
2000 | 7523 | 381 | -4463 | -12785 | -860 | -18114 | 743 | -9332 | 73532 | -1431 | 35194 |
2001 | 7803 | 462 | -4173 | -9079 | -652 | -18752 | 1884 | -12124 | 72047 | -1092 | 36324 |
2002 | 9386 | 596 | -4403 | -10914 | -1527 | -23711 | 4465 | -10051 | 81367 | -916 | 44292 |
2003 | 11574 | 528 | -5033 | -18104 | -2885 | -29395 | 5125 | -4981 | 93084 | -326 | 49587 |
2004 | 9714 | 666 | -5842 | -33527 | -4066 | -39376 | 26583 | 15667 | 106238 | -417 | 75640 |
2005 | 13093 | 401 | -7485 | -46335 | -3103 | -41970 | 47967 | 61634 | 133320 | -399 | 157123 |
2006 | 15725 | 南市区信息在线153 | -7862 | -71226 | -3565 | barkhausen-42548 | 87875 | 99257 | 166734 | 357 | 244900 |
2007 | 19254 | -6 | -9154 | -84882 | -7041 | -47142 | 117027 | 164681 | 209349 | -288 | 361798 |
2008 | 18714 | -391 | -11346 | -137475 | -9915 | -39886 | 154584 | 231408 | 236987 | -2706 | 439974 |
2009 | 17779 | -312 | -8156 | -103580 | -7323 | -50076 | 77043 | 182428 | 214478 | -1661 | 320620 |
合计 | 159363 | 6387 | -87964 | -537824 | -47860 | -400983 | 526319 | 651654 | 1667832 | 框计算 -13198 | 1923726 |
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