中美貿(mào)易失衡與人民幣匯率“操縱”

謝博婕 西村友作 門明

摘要：基于2002年1月至2011年12月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用自回歸分布滯后（ARDL）模型，分別從總體和分行業(yè)的角度，探討人民幣兌美元實(shí)際匯率、匯率波動(dòng)率與中美貿(mào)易收支之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，無論長(zhǎng)期還是短期，人民幣匯率水平和匯率波動(dòng)率對(duì)中美兩國(guó)之間總體和分行業(yè)貿(mào)易收支差額均不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。該結(jié)論意味著無論長(zhǎng)期還是短期，中國(guó)政府都無法通過匯率操縱來達(dá)到擴(kuò)大中美貿(mào)易收支順差的目的。

關(guān)鍵詞：匯率操縱；匯率波動(dòng)；貿(mào)易收支；自回歸分布滯后模型

中圖分類號(hào)：F733；F737 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2013）09-0043-06

一、引言

近年來，伴隨中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，中國(guó)對(duì)美國(guó)的貿(mào)易收支順差不斷擴(kuò)大，指責(zé)中國(guó)依靠操縱人民幣匯率以謀取貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的聲音越來越大。尤其前段時(shí)間美國(guó)大選期間，人民幣匯率操縱問題，再度成為中美關(guān)系中經(jīng)濟(jì)和政治的熱門話題?？陀^理性的認(rèn)識(shí)貿(mào)易收支和匯率之間的關(guān)系，可以有效地防止貿(mào)易摩擦和貿(mào)易保護(hù)等行為的發(fā)生，對(duì)于中美兩國(guó)經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易的順利發(fā)展發(fā)揮積極作用和重要的研究意義。

關(guān)于中國(guó)是否在操縱人民幣匯率的問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從兩個(gè)方面進(jìn)行了討論。

一方面集中在人民幣均衡匯率水平測(cè)算，衡量匯率是否失調(diào)及失調(diào)程度的研究上，來判斷人民幣匯率是否被操縱。人民幣均衡匯率及失調(diào)程度的測(cè)算方法是多樣的，施建淮和余海豐（2005）[1]采用行為均衡匯率方法，以季度數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，顯示2002年第二季度到2004年間人民幣實(shí)際匯率低估程度在10%左右。賀剛（2012）[2]分別運(yùn)用截面、面板和協(xié)整三類模型對(duì)1996年第一季度至2007年第四季度人民幣實(shí)際有效匯率失調(diào)程度進(jìn)行測(cè)算，實(shí)證結(jié)果表明人民幣匯率在部分年度出現(xiàn)低估的現(xiàn)象，但偏離幅度溫和，人民幣幣值圍繞著均衡匯率在一個(gè)可控幅度內(nèi)上下波動(dòng)，不存在嚴(yán)重錯(cuò)位的現(xiàn)象。除此之外，王維國(guó)和黃萬陽(yáng)（2005）[3]、吳麗華和王鋒（2006）[4]和楊長(zhǎng)江和鐘寧樺（2012）[5]等均從匯率失調(diào)的角度研究了人民幣匯率操縱問題。同一學(xué)者運(yùn)用不同的方法測(cè)算結(jié)論也有很大差異，而不同的學(xué)者在采用同樣的方法進(jìn)行測(cè)算時(shí)，由于選擇的變量的不同，測(cè)算結(jié)果仍然差異巨大（唐亞暉和陳守東，2010）[6]。

另一方面是從匯率與貿(mào)易收支的角度進(jìn)行的研究。美國(guó)判斷一國(guó)是否在操縱匯率的依據(jù)1988年制訂的《貿(mào)易和競(jìng)爭(zhēng)力綜合法案》規(guī)定，必須考慮各國(guó)是否為阻止有效調(diào)整國(guó)際收支平衡，或?yàn)樵趪?guó)際貿(mào)易中謀取不公平競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)而操縱本國(guó)貨幣兌美元的匯率。鑒于此，一些學(xué)者集中從匯率對(duì)貿(mào)易收支的影響這一角度探討了人民幣匯率操縱問題。孫華妤和潘紅宇（2010）[7]采用2005年7月至2008年人民幣兌美元匯率的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析與誤差修正模型，探討了匯率與中美貿(mào)易收支差額的關(guān)系，協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果顯示中國(guó)對(duì)美國(guó)貿(mào)易順差與人民幣美元名義匯率成反向關(guān)系，而誤差修正模型結(jié)果顯示，名義匯率不是中美貿(mào)易差額的格蘭杰原因。這一結(jié)果說明在短期和長(zhǎng)期中，中國(guó)政府無法依靠人民幣低估以擴(kuò)大凈出口，即不可能操縱人民幣匯率。此外，葉永剛等（2006）[8]、劉偉和凌江懷（2006）[9]也研究了人民幣匯率與中美貿(mào)易收支差額之間的關(guān)系。這些研究結(jié)果均未能發(fā)現(xiàn)匯率與貿(mào)易收支差額之間的因果關(guān)系，由此他們認(rèn)為單純依靠人民幣升值難以緩解中美貿(mào)易失衡的問題。

本文在孫華妤和潘紅宇（2010）[7]研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用自回歸分布滯后（Autoregressive Distributed Lag，簡(jiǎn)稱ARDL）模型從長(zhǎng)短期匯率傳遞的角度擬分析人民幣匯率與中美貿(mào)易收支的關(guān)系，并重點(diǎn)討論是否存在通過操縱人民幣匯率而獲取貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的可能性。本研究與已往的研究相比，有以下幾個(gè)方面的特點(diǎn)：上述文獻(xiàn)主要從匯率水平角度討論了人民幣匯率與中美貿(mào)易收支的關(guān)系。而諸多理論與實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，匯率對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響途徑除了匯率水平途徑還有匯率波動(dòng)途徑[10][11]。鑒于此，本研究進(jìn)一步分析人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中美貿(mào)易收支的影響。另外，大多數(shù)現(xiàn)存文獻(xiàn)只使用貿(mào)易總數(shù)據(jù)，鮮有文獻(xiàn)分析不同貿(mào)易部門的情況。而本文進(jìn)一步討論人民幣匯率與不同貿(mào)易部門之間的關(guān)系。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)選取

（一）模型設(shè)定

本文沿用Rose和Yellen（1989）[12]構(gòu)建的兩國(guó)貿(mào)易模型，假設(shè)國(guó)內(nèi)（外）進(jìn)口商品數(shù)量取決于國(guó)內(nèi)（外）實(shí)際收入水平和進(jìn)口商品的相對(duì)價(jià)格，即：

Dm=Dm（Ym，pm） D*m=D*m（Y*m，p*m）（1）

其中，Dm（D*m）表示國(guó)內(nèi)（外）進(jìn)口商品的數(shù)量，Ym（Y*m）表示國(guó)內(nèi)（外）實(shí)際收入水平，pm（p*m）表示相對(duì)于國(guó)內(nèi)（外）價(jià)格水平，以本（外）幣衡量的本（外）國(guó)進(jìn)口商品相對(duì)價(jià)格。

假設(shè)出口商品的數(shù)量取決于出口商品的相對(duì)價(jià)格。

其中，Sx（S*x）是國(guó)內(nèi)（外）出口商品的數(shù)量，px表示相對(duì)于國(guó)內(nèi)價(jià)格水平P以本幣衡量的本國(guó)出口商品的相對(duì)價(jià)格，p*x表示相對(duì)于國(guó)外價(jià)格水平p*以外幣表示衡量的外國(guó)出口商品的相對(duì)價(jià)格。

本國(guó)進(jìn)口商品的相對(duì)價(jià)格為：

其中，En表示采用直接標(biāo)價(jià)法衡量的名義匯率，E表示實(shí)際匯率，定義為E≡En·P*/P。

同樣，外國(guó)進(jìn)口商品的價(jià)格為：

均衡條件時(shí)，進(jìn)出口商品的數(shù)量和相對(duì)價(jià)格水平取決于：

所以，以本幣表示的本國(guó)貿(mào)易收支差額可以表示為：

上式兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)形式后，可以表示為：

此處小寫字母代表取自然對(duì)數(shù)形式。

由以上理論模型可以看出，貿(mào)易收支差額可以表示為實(shí)際匯率et、國(guó)內(nèi)收入水平y(tǒng)t和國(guó)外收入水平y(tǒng)*t的函數(shù)。在此理論研究的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考慮到匯率波動(dòng)和人民幣匯率制度改革因素的影響建立如下實(shí)證模型：

其中，tbt表示貿(mào)易收支水平，et表示實(shí)際匯率水平，yct表示國(guó)內(nèi)收入水平，ytu表示國(guó)外收入水平，？滓t表示匯率波動(dòng)率，？著為誤差項(xiàng)。？琢c，？琢e，？琢yc，？琢yu，？琢？滓，？琢D均為估計(jì)參數(shù)。需要說明的是，Dt表示人民幣匯率制度改革虛擬變量，即在實(shí)行匯改時(shí)期Dt取值為1，否則為0。但在2008年7月至2010年6月期間人民幣匯率一直保持在1美元兌6.83元人民幣左右。鑒于此，匯改時(shí)期設(shè)定為2005年7月至2008年6月與2010年6月至2011年12月。

我們最關(guān)注的是模型（9）中的匯率傳遞參數(shù)？琢e和？琢？滓波動(dòng)傳遞參數(shù)。如果我們檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)這些系數(shù)顯著非零，說明中國(guó)有可能操縱匯率來獲取貿(mào)易優(yōu)勢(shì)。反之亦然。

（二）變量定義與數(shù)據(jù)概述

中國(guó)于2001年12月正式加入世界貿(mào)易組織，這標(biāo)志著中國(guó)國(guó)際貿(mào)易走向新階段的第一步，此后中國(guó)的國(guó)際貿(mào)易總量發(fā)生了顯著性的增長(zhǎng)。因此，本文研究入世后的情況，選取2002年1月至2011年12月的月度數(shù)據(jù)，共120個(gè)樣本數(shù)據(jù)。各變量定義為如下：

tbt表示貿(mào)易收支，這里選用樣本期內(nèi)每月中國(guó)對(duì)美實(shí)際出口額（rex）與實(shí)際進(jìn)口額（rim）的比值{1}，即：

其中，next表示名義對(duì)美出口額，xpit表示中國(guó)總體出口價(jià)格指數(shù)②，imt表示名義對(duì)美進(jìn)口額，mpit表示中國(guó)總體進(jìn)口價(jià)格指數(shù)。

et表示人民幣兌美元實(shí)際匯率，即：

其中，etn為以間接標(biāo)價(jià)法表示的人民幣兌美元名義匯率的每月平均值，cpitUsa表示美國(guó)的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，cpitChn表示中國(guó)的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，數(shù)值上升代表人民幣貶值。

國(guó)內(nèi)外實(shí)際收入通常使用實(shí)際GDP。但由于本文所使用的變量為月度數(shù)據(jù)，而GDP只有季度數(shù)據(jù)。為此本文以中國(guó)與美國(guó)的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)作為國(guó)內(nèi)外實(shí)際收入的代理變量。由于不存在中國(guó)的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)，本文使用上年全年=100與上年同月=100的當(dāng)月數(shù)據(jù)推算而得到2005年=100的名義工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)，然后除以生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)計(jì)算實(shí)際工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)。

匯率波動(dòng)率的估計(jì)方法有多種，其中最常見的是移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差③（moving average standard deviation），計(jì)算方法如下：

其中，et為人民幣兌美元的實(shí)際匯率，m為移動(dòng)平均窗口長(zhǎng)度。由于本文使用月度數(shù)據(jù)，本文采用使用最近12個(gè)月的數(shù)據(jù)來計(jì)算，即m=12。

需要說明的是，上述數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，另外本文特將所有指數(shù)數(shù)據(jù)的基期統(tǒng)一為2005年=100。除了匯率與匯率波動(dòng)率之外，其他數(shù)據(jù)均采用X12-ARIMA方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，并相應(yīng)的全部取自然對(duì)數(shù)值。

三、研究方法

本文應(yīng)用Pesaran和Shin（1995）[13]、Pesaran和Pesaran（1997）[14]、Pesaran等（2001）[15]提出的ARDL模型來研究匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的影響。ARDL模型相比于其它模型，具有最突出的優(yōu)點(diǎn)表現(xiàn)在：一方面，可以同時(shí)得到長(zhǎng)期和短期匯率傳遞系數(shù)；另一方面無論模型中各變量序列是I（0）還是I（1），都可以使用該模型進(jìn)行估計(jì)，并且得到回歸系數(shù)的結(jié)果是一致、有效的。

ARDL檢驗(yàn)法分兩步完成，即ARDL協(xié)整檢驗(yàn)與ARDL長(zhǎng)短期模型的估計(jì)。

（一）ARDL模型的協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)方程（9），建立如下ARDL協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

（13）

其中，？駐表示差分算子，即？駐xt=xt-xt-1。F檢驗(yàn)可用于檢驗(yàn)水平變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。原假設(shè)為不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即方程（13）。在原假設(shè)成立時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量服從非標(biāo)準(zhǔn)分布。在95%與99%的臨界范圍分別為2.62～3.79與3.41～4.68④。當(dāng)F統(tǒng)計(jì)量大于臨界上限時(shí)，拒絕原假設(shè)，即變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。當(dāng)F統(tǒng)計(jì)量落在臨界范圍內(nèi)時(shí)，還要進(jìn)一步檢驗(yàn)各變量的單整階數(shù)。

（二）ARDL模型的估計(jì)

通過ARDL協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系后，我們可以分析變量間的長(zhǎng)短期關(guān)系。關(guān)于長(zhǎng)期模型，應(yīng)用如下長(zhǎng)期ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）模型：

估計(jì)式（14）后可以轉(zhuǎn)換成如下長(zhǎng)期均衡關(guān)系式：

從現(xiàn)實(shí)情況來看，式（15）長(zhǎng)期均衡關(guān)系并非永遠(yuǎn)成立。在短期內(nèi)，受到各種原因而脫離其均衡關(guān)系。基于ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）模型的誤差修正模型（error correction model，ECM）如下：

其中，ECt-1為誤差修正項(xiàng)。當(dāng)長(zhǎng)期均衡關(guān)系出現(xiàn)失衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)起到回調(diào)作用。ECt-1<意味著t-1期的出口低于長(zhǎng)期均衡值，在t期？駐et>0才能回到均衡值。因此參數(shù)？孜為負(fù)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

除了總體貿(mào)易收支水平之外，本文使用國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類（SITC）數(shù)據(jù)考察不同貿(mào)易部門的情況。需要說明的是，由于食品及活動(dòng)物（第0類）、飲料及煙類（第1類）、非食用原料（第2類），礦物燃料、潤(rùn)滑油及有關(guān)原料（第3類），動(dòng)植物油、脂及動(dòng)植物蠟（第4類）占總進(jìn)出口額的比率極小，我們將這些分類加總稱為初級(jí)產(chǎn)品。于是下面所要分析的對(duì)象為初級(jí)產(chǎn)品、化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品（第5類）、按原料分類的制成品（第6類）、機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備（第7類）、雜項(xiàng)制品（第8類），共有5大貿(mào)易部門。

（一）ARDL協(xié)整檢驗(yàn)

首先進(jìn)行ARDL協(xié)整檢驗(yàn)。首先要確定式（13）的ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏箅A數(shù)。本文進(jìn)行m1=1～3、m2=0～3、m3=0～3、m4=0～3、m5=0～3的768種模型組合的檢驗(yàn)，根據(jù)施瓦茨信息準(zhǔn)則（SIC）選擇最優(yōu)滯后模型。

總體貿(mào)易收支、初級(jí)產(chǎn)品、化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品、按原料分類的制成品、機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備、雜項(xiàng)制品的ARDL協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，如表1所示。除了機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備與雜項(xiàng)制品之外均大于95%的臨界上限3.79，表明在5%顯著水平拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，水平變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備與雜項(xiàng)制品未能發(fā)現(xiàn)協(xié)整關(guān)系，表明本文選取的變量均不能說明這些部門的貿(mào)易收支。換言之，匯率與匯率波動(dòng)均不影響這些部門的貿(mào)易收支，中國(guó)不能通過匯率操縱來獲取貿(mào)易優(yōu)勢(shì)。因此在下面的ARDL長(zhǎng)短期模型分析當(dāng)中，該行業(yè)分類將不予考慮。

（二）ARDL長(zhǎng)短期模型估計(jì)結(jié)果

在上述研究證明水平變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步分析長(zhǎng)短期模型的具體參數(shù)。這里也根據(jù)SIC準(zhǔn)則選擇了式（14）的ARDL（m1，m2，m3，m4，m5）模型的最佳滯后階數(shù)。模型估計(jì)結(jié)果見表2。

1. 總體分析。從長(zhǎng)期來看，匯率水平傳遞參數(shù)？琢e與匯率波動(dòng)傳遞參數(shù)？琢？滓均不顯著異于零，說明長(zhǎng)期內(nèi)無論人民幣兌美元實(shí)際匯率還是其波動(dòng)率均不影響中美貿(mào)易收支。另外，代表美國(guó)實(shí)際收入水平的參數(shù)？琢yu為2.639 9，在1%的水平上顯著為正。這表明長(zhǎng)期中美兩國(guó)貿(mào)易收支主要受到美國(guó)收入水平的正向影響，即美國(guó)實(shí)際收入水平越高，中美貿(mào)易收支順差越大。換言之，美國(guó)收入的減少將會(huì)帶來負(fù)面影響，在當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)萎靡而外需持續(xù)低迷背景下，中國(guó)貿(mào)易收支不斷惡化，貿(mào)易部門尤其是出口部門不得不面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，擴(kuò)大內(nèi)需成為中國(guó)的當(dāng)務(wù)之急。

從短期來看，同樣人民幣兌美元實(shí)際匯率和實(shí)際匯率波動(dòng)率的參數(shù)都是不顯著的，表明人民幣匯率的政策性調(diào)整不能在短期內(nèi)起到立即改善貿(mào)易收支的作用。而且中美兩國(guó)實(shí)際收入?yún)?shù)？茁0yc與？茁0yu也同樣是不顯著的，表明這些變量在短期內(nèi)均不是影響中美貿(mào)易收支的主要因素。另外，參數(shù)？孜為-0.521 1并在1%水平顯著，這表明在短期內(nèi)一旦偏離長(zhǎng)期均衡水平，實(shí)際出口在一個(gè)月內(nèi)向均衡水平回調(diào)52.11%，即大約2個(gè)月回到均衡水平。

綜上實(shí)證結(jié)果表明，無論長(zhǎng)期還是短期，中美貿(mào)易收支沒有受到人民幣兌美元實(shí)際匯率水平與波動(dòng)的顯著影響，意味著中國(guó)不能通過操縱人民幣匯率來影響對(duì)美進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)而改善貿(mào)易收支。

2. 行業(yè)分析。表3顯示，初級(jí)產(chǎn)品、化學(xué)成品與有關(guān)產(chǎn)品、按原料分類的制成品貿(mào)易部門的ARDL長(zhǎng)短期模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

在初級(jí)產(chǎn)品貿(mào)易部門方面，無論是長(zhǎng)期模型還是短期模型，人民幣兌美元實(shí)際匯率和匯率波動(dòng)率前的參數(shù)都是不顯著的，這說明無論匯率水平還是匯率波動(dòng)率的變動(dòng)，對(duì)于中美初級(jí)產(chǎn)品貿(mào)易收支都不存在顯著影響。

化學(xué)用品與有關(guān)產(chǎn)品的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，在人民幣兌美元實(shí)際匯率前的參數(shù)不顯著，說明長(zhǎng)期內(nèi)匯率水平變動(dòng)，對(duì)于中美化學(xué)用品與有關(guān)產(chǎn)品貿(mào)易收支不存在顯著影響。但匯率波動(dòng)率前的參數(shù)為0.4241，在5%的水平上顯著為正，這意味著長(zhǎng)期內(nèi)，匯率波動(dòng)率對(duì)中美化學(xué)用品與有關(guān)產(chǎn)品的貿(mào)易收支產(chǎn)生正向影響。盡管如此，化學(xué)用品與有關(guān)產(chǎn)品貿(mào)易部門在整個(gè)中美進(jìn)出口貿(mào)易所占的比例極小，根據(jù)2011年全年數(shù)據(jù)計(jì)算只有3.84%，因此該部門對(duì)整體的影響是微乎其微的。短期內(nèi)匯率水平傳遞參數(shù)？茁e與匯率波動(dòng)傳遞參數(shù)？茁？滓均不顯著異于零，表明短期匯率水平和匯率波動(dòng)率的變動(dòng)對(duì)于中美化學(xué)用品與有關(guān)產(chǎn)品的貿(mào)易收支均不存在顯著影響。

按原料分類的制成品的參數(shù)估計(jì)結(jié)果與初級(jí)產(chǎn)品相似，即無論是長(zhǎng)期還是短期，人民幣兌美元實(shí)際匯率與其波動(dòng)率均不是影響中美貿(mào)易收支的主要變量。

另外，這三種模型的誤差修正項(xiàng)參數(shù)均在1%水平顯著為負(fù)，表明當(dāng)長(zhǎng)期均衡關(guān)系出現(xiàn)失衡時(shí)誤差修正項(xiàng)能夠起到回調(diào)作用，即我們?cè)O(shè)定的ARDL誤差修正模型是準(zhǔn)確的。

總體而言，雖然各貿(mào)易部門的模型估計(jì)結(jié)果在參數(shù)大小與其顯著程度方面有所差異，然而基本上支持無論匯率水平還是匯率波動(dòng)均不影響中美貿(mào)易收支的結(jié)論。也就是說，中國(guó)不能通過匯率水平途徑或匯率波動(dòng)途徑來改善中美貿(mào)易收支。

3. 模型設(shè)定檢驗(yàn)。最后，我們進(jìn)行模型設(shè)定檢驗(yàn)，以確認(rèn)我們?cè)O(shè)定的模型合理與否。表4中，Q12表示檢驗(yàn)估計(jì)模型殘差的12階Ljung-Box統(tǒng)計(jì)量。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有模型在10%顯著水平也不能拒絕殘差序列不存在自相關(guān)的原假設(shè)。LM1Hetero表示檢驗(yàn)估計(jì)模型殘差項(xiàng)1階異方差的LM統(tǒng)計(jì)量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有模型在10%顯著水平也不能拒絕殘差序列不存在異方差的原假設(shè)。由此可以推斷，我們?cè)O(shè)定的ARDL模型是合理的。

五、結(jié)論

本文采用2002年1月至2011年12月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用自回歸分布滯后模型分別探討了中美雙邊實(shí)際匯率、匯率波動(dòng)率與中美總體貿(mào)易收支差額以及按SITC分類各行業(yè)貿(mào)易收支差額之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，無論長(zhǎng)期還是短期，人民幣匯率水平以及匯率波動(dòng)率對(duì)中美兩國(guó)之間總體和分行業(yè)貿(mào)易收支差額均不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。這也就是說，無論長(zhǎng)期還是短期，中國(guó)政府都無法通過刻意低估人民幣幣值，而達(dá)到擴(kuò)大中美貿(mào)易收支順差的目的。因此，將中美之間巨大的貿(mào)易收支差額歸因于人民幣被有意低估，或者中國(guó)政府通過操縱人民幣匯率來獲取貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的說法都是沒有依據(jù)的。客觀理性的探討人民幣匯率是否被操縱，人民幣匯率是否失調(diào)或失調(diào)程度，對(duì)于中美兩國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、貿(mào)易往來都發(fā)揮著積極作用。

注釋：

①對(duì)進(jìn)出口的比值取對(duì)數(shù)相當(dāng)于對(duì)數(shù)進(jìn)出口額的差（進(jìn)出口貿(mào)易差額），即：ln（rex/rim）=ln（rex）-ln（rim）。

②以下本文所用價(jià)格指數(shù)（CPI、PPI、XPI、MPI）均利用上年全年=100與上年同月=100的當(dāng)月數(shù)據(jù)推算而得到2005年=100的月度數(shù)據(jù)。

③本文也采用最近常見的（G）ARCH類模型估計(jì)了條件異方差。但可能由于樣本總數(shù)不夠，估計(jì)結(jié)果極差。最后放棄了這些模型的使用。

④數(shù)據(jù)為方程包含常數(shù)項(xiàng)但不包含趨勢(shì)項(xiàng)的臨界值。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：許永兵