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篇1

關(guān)鍵詞:引力模型;面板數(shù)據(jù);出口潛力;廣西;東盟;進(jìn)出口貿(mào)易

中圖分類號:F74文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號:1673-291X(2010)15-0176-02

一、引力模型的介紹

鑒于其簡約和其在實證上被廣為稱道的穩(wěn)健性,自從被Tinbergen和Linnemann介紹以來,引力模型在將近四十年間非常受歡迎。的確,隨著相當(dāng)多的作者運用其去分析兩國之間的潛在貿(mào)易,引力模型的應(yīng)用在20世紀(jì)90年代末得到了很大的發(fā)展。

引力模型屬于考慮決定因素的相互作用的實證模型范疇。在絕大多數(shù)公式中,它將物流人流Fij解釋為從一個區(qū)域I向另一個區(qū)域J的流動,作為一個關(guān)于起點Oi、終點Dj、分離測度Sij的函數(shù):

Fij=OiDjSij,i=1,…,I;j=1,…,J(1)

通常,模型使用對數(shù)線性形式。

模型的靈感來自牛頓物理學(xué)以及更具體的萬有引力定律,根據(jù)理論,體積越大,距離越近,吸引力越強。通過類比,模型用于國家間的貨物流動,強調(diào)貿(mào)易流隨著貿(mào)易伙伴的規(guī)模以及它們之間的毗鄰程度的增大而增長。

把公式(1)用對數(shù)重寫,雙邊貿(mào)易流的矢量Fij被定義為:

Fij=Xβ+ε,ε～N(0,σ2) (2)

其中,X是解釋變量,ε是白噪聲誤差項。

二、模型的建立

本文采用的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型是面板數(shù)據(jù)模型。廣西東盟貿(mào)易中面板引力模型的對數(shù)形式一般表述為:

出口引力模型為:

CK=α0+α1GDPit+α2GDPjt+α3DISi+νi+uit (3)

進(jìn)口引力模型為:

JK=α0+α1GDPit+α2GDPjt+α3DISi+νi+uit(4)

其中,Vi表示個體效應(yīng),Uit代表隨機誤差的異質(zhì)性沖擊,CK、JK分別代表廣西對東盟各國的出口、進(jìn)口值,廣西的GDP、東盟各國的GDP以及廣西南寧到各國首都的距離由GDPit、GDPit、DISi表示。各變量的含義、預(yù)期符合以及理論說明(見表1)。GDPi預(yù)期為正,反映了一個地區(qū)的出口供給能力, 經(jīng)濟(jì)規(guī)模總量越大, 潛在的出口能力越大, 進(jìn)而雙邊的貿(mào)易流量也越大。GDPj預(yù)期為正,反映了一國或地區(qū)的進(jìn)口需求能力, 經(jīng)濟(jì)規(guī)?？偭吭酱? 潛在的進(jìn)口能力越大, 進(jìn)而雙邊的貿(mào)易流量也越大。DISi預(yù)期為負(fù),通常代表運輸成本的高低, 從而成為阻礙貿(mào)易的重要因素。

三、計量方法及數(shù)據(jù)來源

在根據(jù)上文確定的實證檢驗?zāi)Ｐ秃?筆者采用2001―2007年廣西的GDP、CPI、對東盟各國的進(jìn)出口額(由于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選取的舊東盟五國剔除文萊,加上越南),以上數(shù)據(jù)均來源于《廣西統(tǒng)計年鑒》各期,單位為萬美元,東盟各國的GDP來源于國際統(tǒng)計局《國際統(tǒng)計數(shù)據(jù)》,各國的CPI來自于省略網(wǎng)站,GDP的數(shù)據(jù)單位均為億美元。GDP需要對CPI進(jìn)行平減,以剔除價格因素,最后都對實際GDP取對數(shù),進(jìn)行估計。

四、實證分析

由于采用的變量樣本數(shù)據(jù)在時間和截面緯度上具有短而寬的特點,數(shù)據(jù)處理上選用Eviews6. 0提供的面板結(jié)構(gòu)工作文件( Panel Work file) ,側(cè)重進(jìn)行截面分析。

1.出口模型。廣西對東盟貿(mào)易的出口效應(yīng)檢驗。首先,利用Hausman統(tǒng)計量檢驗應(yīng)該建立個體隨機效應(yīng)回歸模型還是個體固定效應(yīng)回歸模型。從Hausman檢驗結(jié)果可知,模型在10%的顯著水平下依然接受原假設(shè),所以應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型。

2.估計結(jié)果。利用Eviews6.0中的估計方法對廣西與六個東盟國的出口額的面板數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行估計,最終結(jié)果為:

CK=8.477396+ 1.0782200GDPi+0.595759GDPj

-1.853519DIS+[gd] (5)

T值 (1.579283) (2.704027)*** (0.825925)(-2.133217)**

R2= 0.754041D.W=1.129918F=38.83243

注: *、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。

模型(5)的回歸結(jié)果顯示:引力模型的簡單表述形式可以基本說明廣西對東盟的出口貿(mào)易流量的決定,擬合優(yōu)度達(dá)到75.4%。對于廣西GDP這個變量來說,其回歸系數(shù)顯著且為正,與預(yù)期符號相同,這表明廣西的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對于其出口有正向的促進(jìn)作用,其經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,潛在的出口能力越大,進(jìn)而出口的貿(mào)易流量也越大。彈性系數(shù)1.078在1%的水平下顯著,這說明廣西的實際GDP每增加1個百分點,將促進(jìn)廣西出口增加1.078個點。對于東盟經(jīng)濟(jì)體GDP這個變量來說,其回歸系數(shù)為正,與預(yù)期符號相同,但不顯著,這表明東盟體的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對于廣西出口沒有顯著的影響。對于距離變量來說,其回歸系數(shù)顯著且為負(fù),與預(yù)期符號相同,這說明在廣西對東盟的出口中,距離因素的影響依然起一定的作用。表1反映了樣本年限中,廣西對六個東盟成員國的出口情況的比較,我們可以發(fā)現(xiàn),廣西對越南、印度尼西亞的自發(fā)性出口比重比較大,其次是泰國、馬來西亞、新加坡、菲律賓在廣西自發(fā)出口貿(mào)易中所占的比重比較小。

3.進(jìn)口模型。廣西對東盟貿(mào)易的進(jìn)口效應(yīng)檢驗。依然利用Hausman統(tǒng)計量檢驗應(yīng)該建立個體隨機效應(yīng)回歸模型還是個體固定效應(yīng)回歸模型。從Hausman檢驗結(jié)果可知,模型在10%的顯著水平下依然接受原假設(shè),所以應(yīng)該建立隨機效應(yīng)模型。

4.估計結(jié)果。利用Eviews6.0中的估計方法對廣西與六個東盟國的出口額的面板數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行估計,最終結(jié)果為:

JK=4.835322+ 1.633838GDPi+0.725958 GDPj

-2.245118DIS+[gd] (6)

T值 (0.602917) (1.837430)*(0.468001) (-1.582613)

R2=0.471276D.W= 2.170595F= 11.29037

注: *、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。

模型(6)的回歸結(jié)果顯示:引力模型的簡單表述形式只能部分地說明廣西對東盟進(jìn)口貿(mào)易流量的決定,模型的擬合優(yōu)度僅為47.1%。對于廣西GDP這個變量來說,其回歸系數(shù)顯著且為正,與預(yù)期符號相同,這表明廣西的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對于其進(jìn)口有正向的促進(jìn)作用,這是由于其經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,其需求市場也就越大。彈性系數(shù)4.25在10%的水平下顯著,這說明廣西的實際GDP每增加1個百分點,將促進(jìn)廣西進(jìn)口增加1.63個點,廣西對東盟體的進(jìn)口還有潛力。對于東盟經(jīng)濟(jì)體GDP這個變量來說,其回歸系數(shù)不顯著,這表明東盟體的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對于廣西進(jìn)口的作用非常微弱,甚至可以忽略。對于距離變量來說,其回歸系數(shù)顯著且為負(fù),與預(yù)期符號相同,但不顯著,這說明在廣西對東盟的進(jìn)口中,距離因素的影響不顯著。

五、對廣西的出口潛力測算

由于出口模型能比較好的刻畫廣西對東盟的出口貿(mào)易,所以筆者對出口貿(mào)易潛力的估算是運用引力模型模擬“理論”或“自然”狀態(tài)下的潛在出口額,然后將一國的實際出口水平與模擬值進(jìn)行比較。若實際值低于模擬值,就稱之為“貿(mào)易不足”,相反則屬于“過度貿(mào)易”。采用方程(3)來模擬2007年廣西出口貿(mào)易潛力,結(jié)果(見表3)。

由表3可以看出,廣西對越南、新加坡的出口貿(mào)易存在過度的問題,實際出口額與預(yù)測出口額的比例分別達(dá)到1.48794、1.510345,廣西對泰國和菲律賓的比例基本處于正常水平,接近1,對印度尼西亞、馬來西亞則顯示出出口貿(mào)易的不足。

六、結(jié)論

依據(jù)前文的計量分析結(jié)果,我們可得出如下幾點主要結(jié)論:(1)從估計的效果角度來看,引力方程基本能夠解釋廣西與主要貿(mào)易國之間的出口貿(mào)易量,但是在進(jìn)口貿(mào)易的解釋力上則不夠強。(2)距離因素在廣西向東盟的出口中,依然起到一定的作用,可見中國東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立對廣西東盟出口貿(mào)易的作用還沒有得到充分發(fā)揮,這需要將來后續(xù)工作的進(jìn)一步說明。(3)根據(jù)引力貿(mào)易估計出來的潛在出口值說明了廣西對越南、新加坡存在過度出口貿(mào)易的問題,對于印度尼西亞和馬來西亞的出口貿(mào)易還有很大的潛力可以挖掘。

參考文獻(xiàn):

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>> 浙江省FDI存量與進(jìn)出口貿(mào)易的動態(tài)關(guān)系研究 人民幣匯率波動對浙江省機電產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析 進(jìn)出口貿(mào)易對安徽省經(jīng)濟(jì)增長的影響研究 外商直接投資對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的影響 湖南省裝備制造業(yè)勞動生產(chǎn)率對就業(yè)的影響研究 服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率對就業(yè)的動態(tài)影響 建筑業(yè)工資對勞動生產(chǎn)率的影響 時變參數(shù)下勞動生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析 密度、距離、分割對城市勞動生產(chǎn)率的影響 韓國對華OFDI對母國勞動生產(chǎn)率的影響因素分析 城市經(jīng)濟(jì)集聚對非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的影響 歐債危機對湖北省進(jìn)出口貿(mào)易影響分析 四川省進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析 四川省進(jìn)出口貿(mào)易對該省經(jīng)濟(jì)增長影響的實證分析 日本大地震對黑龍江省與日本進(jìn)出口貿(mào)易的影響 歐美債務(wù)危機對河北省進(jìn)出口貿(mào)易的影響及對策研究 人民幣匯率變動對遼寧省進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析 試論當(dāng)前貿(mào)易形勢對進(jìn)出口貿(mào)易的影響 探究當(dāng)前貿(mào)易形勢對進(jìn)出口貿(mào)易的影響 淺談進(jìn)出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的影響 常見問題解答 當(dāng)前所在位置：l.

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篇3

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；時間序列；二次曲線擬合；殘差自回歸模型 

中圖分類號：F7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 

收錄日期：2015年6月9日 

一、引言 

進(jìn)出口貿(mào)易是指一個國家（地區(qū)）與另一個國家（地區(qū)）之間的商品和勞務(wù)的交易，分為進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易，按照類別可分為貨物進(jìn)出口貿(mào)易和服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易。改革開放初期，吉林省進(jìn)出口貿(mào)易總額相對較少，直到20世紀(jì)80年代中期，全省進(jìn)出口貿(mào)易總額才突破10億元大關(guān)，而隨著中國經(jīng)濟(jì)融入世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快，進(jìn)出口貿(mào)易在全省國民經(jīng)濟(jì)中的地位也越來越重要，到2013年全省進(jìn)出口貿(mào)易總額已達(dá)到16，011億元。目前，有大量學(xué)者研究我國及各省的進(jìn)出口總額情況，并對其影響因素進(jìn)行分析，同時提出相應(yīng)的政策措施。本文用時間序列分析方法對1978～2013年吉林省進(jìn)出口貿(mào)易總額變動進(jìn)行分析并預(yù)測未來10年的進(jìn)出口貿(mào)易總額。 

二、數(shù)據(jù)來源 

本文選用的是1978～2013年吉林省進(jìn)出口貿(mào)易總額這一指標(biāo)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來源于2014年吉林省統(tǒng)計年鑒。（表1） 

三、實證分析 

（一）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)，利用eviews分析軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗并最終發(fā)現(xiàn)：吉林省進(jìn)出口貿(mào)易總額的這一數(shù)據(jù)并非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)，而是呈現(xiàn)出一定的線性趨勢。為了更加清楚的說明該序列為非平穩(wěn)序列，我們對這一序列進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。（表2）可以看到，ADF檢驗的t統(tǒng)計量為4.21，大于1%、5%以及10%水平下的臨界值，因此原序列不適合用ARMA模型。 

（二）模型的確定。再次對原數(shù)據(jù)進(jìn)行觀察發(fā)現(xiàn)，原序列呈現(xiàn)出一定的二次曲線趨勢，于是利用非平穩(wěn)時間序列的確定性因素進(jìn)型分析，并采用曲線趨勢進(jìn)行擬合。得到最終的擬合結(jié)果并建立模型： 

Tt=1629999-406152.3t+22101.41t2+et 

t=（2.53） （-4.93） （9.96） 

R2=0.94 ■2=0.93 F=238.73 

（三）模型檢驗。從上述結(jié)果可以看出，模型中t與t2的t統(tǒng)計量分別為-4.93以及9.96，其p值都小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認(rèn)為該模型的參數(shù)估計結(jié)果良好，模型中R2=0.93，調(diào)整后的R2為0.93，即■2=0.93>0.8，可見模型的擬合程度也十分良好，另外F=238.73，可見F統(tǒng)計量也十分顯著，因此可以認(rèn)為該模型通過檢驗。但是，為了檢驗該模型的信息是否提取充分，我們?nèi)孕鑼埐钸M(jìn)行進(jìn)一步的分析，其分析結(jié)果見表3。（表3）可以發(fā)現(xiàn)，殘差的單位根檢驗P值大于0.05，因此可以認(rèn)為殘差是平穩(wěn)的。為了更好的說明模型的信息提取充分，再次對殘差的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果見圖1。（圖1）圖1顯示，殘差的序列相關(guān)圖的Q統(tǒng)計量的P值全都小于0.05，因此可以認(rèn)為殘差為非白噪聲序列，說明模型的信息提取不充分。殘差序列的自相關(guān)拖尾，偏自相關(guān)一階截尾，因此建立殘差自相關(guān)為AR（1）模型。模型估計結(jié)果見表4。（表4） 

為了能夠檢驗?zāi)Ｐ托畔⑻崛∈欠癯浞?，我們對該模型的殘差進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果見圖2。（圖2）由圖可知，自相關(guān)模型的殘差為白噪聲序列，模型信息提取充分，因此可以建立最優(yōu)模型最優(yōu)模型為： 

Tt=1629999-406152.3t+22101.41t2+et 

et=0.751et-1+at 

（四）模型預(yù)測。從上述檢驗中我們知道，模型提取的信息十分充分，可以利用該模型進(jìn)行相關(guān)的預(yù)測。因此，可以對吉林省未來10年的進(jìn)出口總額作出最優(yōu)預(yù)測，預(yù)測結(jié)果見表5。（表5） 

四、結(jié)論 

從上述分析中可以看到，吉林省進(jìn)出口貿(mào)易總額年度數(shù)據(jù)是一個不平穩(wěn)的時間序列。從預(yù)測結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，吉林省未來10年進(jìn)出口貿(mào)易總額仍呈現(xiàn)逐年上升趨勢，并將在2018年左右突破2，000億元，在2023年左右接近3，000億元。這不僅有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時也創(chuàng)造了一定的就業(yè)崗位，拉動人民的消費以及生活水平。對此，當(dāng)?shù)卣紫纫盐蘸瞄L期戰(zhàn)略政策，利用吉林省得天獨厚的資源優(yōu)勢，開辟并占領(lǐng)海外市場；其次，要加大宣傳力度，以便更好地宣傳吉林省，并向國外輸出產(chǎn)品；最后，要對特色產(chǎn)業(yè)進(jìn)行扶持，以便占有更多的市場份額，從而吸引外資，以拉動吉林省經(jīng)濟(jì)發(fā)展。 

主要參考文獻(xiàn)： 

篇4

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，進(jìn)出口貿(mào)易在很大程度上促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)的增長。國內(nèi)外學(xué)者對進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系做了大量研究，但大多數(shù)都是從進(jìn)出口單方面分析對經(jīng)濟(jì)增長的影響，考慮進(jìn)出口兩方面對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析較少。本文主要根據(jù)我國1980-2010年的樣本數(shù)據(jù)，對進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)運行的軌跡進(jìn)行分析，并測算了外貿(mào)依存度、貢獻(xiàn)率和拉動度三個指標(biāo)，運用協(xié)整理論和格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法對中國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性進(jìn)行實證分析和檢驗。

1. 中國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀

進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性分析。中國改革開放以來，隨著對外開放力度的逐步擴大，中國的進(jìn)出口貿(mào)易飛速增長，經(jīng)濟(jì)增長舉世矚目。圖1為進(jìn)出口貿(mào)易與中國GDP增長趨勢折線圖。

從圖中可知，1980年以來，中國的進(jìn)出口貿(mào)易額和GDP總體呈增長的趨勢。1980年到2010年，中國商品出口額從181.2億美元增長到15779億美元，年均增速15.5%；同期，中國商品進(jìn)口額從200.2 億美元增長到13949億美元，年均增長率14.7%。1980年到2010年，中國的GDP從4545.6 億元增長到397983億元，年均增長率15.5%。中國加入WTO以后，中國的進(jìn)出口貿(mào)易更是迅猛增長，從2001至2010年年均增長19.3%。中國進(jìn)出口貿(mào)易和GDP呈現(xiàn)相同的變化趨勢，充分說明了中國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

中國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析：出口商品結(jié)構(gòu)中初級產(chǎn)品份額大幅下降，工業(yè)制成品份額大幅上升。出口商品結(jié)構(gòu)是衡量一個國家外貿(mào)結(jié)構(gòu)的重要依據(jù)。1980年初級產(chǎn)品出口額為91.14億美元，其比重為50.3%，工業(yè)制成品出口額為90.05億美元，其比重為49.7%。2009年，初級產(chǎn)品出口比重大幅度下降，其比重僅為5.3% ，而工業(yè)制成品出口比重大幅度上升，其比重高達(dá)94.7%，在很大程度上改善了中國商品的出口結(jié)構(gòu)，大大提高了國際市場的競爭力。

中國對工業(yè)制成品的進(jìn)口需求急劇上升。中國的進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)受國內(nèi)工業(yè)發(fā)展的影響，主要是進(jìn)口機械設(shè)備等資本品。中國商品進(jìn)口尤其是資本品的大量進(jìn)口為中國經(jīng)濟(jì)增長添加了新的動力，導(dǎo)致高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，設(shè)備更新?lián)Q代加快以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

2. 中國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)性的實證分析

數(shù)據(jù)的處理和各變量相關(guān)系數(shù)分析。本文使用1980-2010年中國進(jìn)出口額（MX）、進(jìn)口額（M）、出口額（X）以及國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。為了避免樣本數(shù)據(jù)中所存在的異方差，對各變量取對數(shù)。

首先進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析。用簡單線性相關(guān)系數(shù)來表示兩個變量之間線性相關(guān)，用相關(guān)系數(shù)公式 ，來計算兩個變量之間的相關(guān)系數(shù)。借助EViews 5.1對中國GDP和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)系數(shù)計算，計算結(jié)果表明GDP與MX、M、X之間的相關(guān)系數(shù)均在0.994045以上，說明它們之間相關(guān)性很強。

基于時間序列的實證檢驗：協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗是指：如果兩個（或兩個以上）同階的時間序列向量單個來看是非平穩(wěn)的，但它們的一種或幾種線性組合卻是平穩(wěn)的，則這兩個（或兩個以上）序列向量之間存在的關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。本文運用JJ方法檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如表1所示。

在5%的顯著性水平下，對于協(xié)整方程個數(shù)的原假設(shè)依次檢驗，跡統(tǒng)計量

25.5965大于臨界值24.2758，所以拒絕原假設(shè)，也就是說三個變量存在協(xié)整關(guān)系；跡統(tǒng)計量9.1018小于臨界值12.3198，所以接受原假設(shè)，因此lnGDP、lnX、lnM在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗說明了中國的GDP與進(jìn)出口存在長期的均衡關(guān)系，但它們之間是否存在因果關(guān)系，需要根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗法作進(jìn)一步的檢驗。要使模型參數(shù)具有較強的說服力，必須確定一個合適的自由度，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為1，對各變量的因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表2所示。

由檢驗結(jié)果可知，在1%顯著水平上，中國經(jīng)濟(jì)增長不是進(jìn)口的原因，進(jìn)口是經(jīng)濟(jì)增長的原因；同時，中國經(jīng)濟(jì)增長不是出口的原因，出口是經(jīng)濟(jì)增長的原因。即存在出口和進(jìn)口到經(jīng)濟(jì)增長都存在的單向因果關(guān)系；中國出口不是進(jìn)口增長的原因，但進(jìn)口是出口增長的原因。他們也存在進(jìn)口到出口的單向因果關(guān)系。所以，中國進(jìn)出口的增長都促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長對進(jìn)出口的增長沒有很大的影響。

通過進(jìn)行協(xié)整檢驗表明，中國GDP與進(jìn)、出口之間長期的動態(tài)均衡關(guān)系說明三者之間存在內(nèi)在的穩(wěn)定機制。中國經(jīng)濟(jì)增長與出口之間是正相關(guān)的關(guān)系，出口增長對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用，同時，經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)口之間也是正相關(guān)的關(guān)系，因此，可以看出中國進(jìn)出口貿(mào)易的增長都促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

篇5

[關(guān)鍵詞]匯率波動 平穩(wěn)性檢驗 協(xié)整分析 格蘭杰檢驗

匯率是指用一種貨幣表示另一種貨幣的價格,它的變動會影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的許多方面,如貿(mào)易收支、資本流動等。它的變動可能會對一國的對外貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。本文以定量的方法來估算人民幣匯率的變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度。

一、實證分析

(一)變量說明

REX表示中國的出口數(shù)額,RIM表示進(jìn)口數(shù)額,TOTAL表示進(jìn)出口總額,都經(jīng)過商品零售價格指數(shù)CPI調(diào)整(以1988年=100為定基指數(shù))以消除價格因素影響;REER為以直接標(biāo)價法表示的人民幣一美元的實際匯率。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2009》和《中國商務(wù)年鑒2008》。

(二)平穩(wěn)性檢驗

在進(jìn)行協(xié)整分析前,本文采用ADF檢驗進(jìn)行單位根檢驗,平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果如表1。

(三)協(xié)整關(guān)系檢驗

單位根檢驗結(jié)果顯示這四個序列在10%水平上均為一階單整序列。運用 Engel―Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗,驗證LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是否存在協(xié)整關(guān)系。對LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER是做回歸,然后對回歸殘差進(jìn)行平穩(wěn)性 ADF檢驗。

根據(jù)協(xié)整理論,如果兩個序列滿足單整階數(shù)相同且之間存在協(xié)整關(guān)系,則這兩個非平穩(wěn)序列之間就存在長期穩(wěn)定的關(guān)系,從而可有效避免偽回歸問題。因此,對于經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗后驗明為同階段的序列,要進(jìn)行協(xié)整性檢驗,分析他們之間的協(xié)整關(guān)系。下面對LNREX、LNRIM與LNREER是否協(xié)整做進(jìn)一步檢驗。采用EG兩步檢驗法進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明,ε的A DF 檢驗值均大于其顯著性水平為l %、5%和10%的臨界值,說明ε是不平穩(wěn)的。但D(ε) 的ADF檢驗值小于其顯著性水平10%的臨界值,表明ε是一階單整的,即LNREX、LNRIM、LNTOTAL與LNREER存在協(xié)整關(guān)系。

結(jié)果表明:人民幣匯率與我國進(jìn)出口貿(mào)易之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。該分析說明了匯率與進(jìn)出口貿(mào)易之間確實存在著相互影響的長期穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系。但是這并不代表所選的自變量必然是導(dǎo)致因變量變動的原因,還需要用因果關(guān)系檢驗方法分析兩變量之間的因果關(guān)系。

(四)格蘭杰因果關(guān)系評價

協(xié)整檢驗結(jié)果說明我國匯率波動與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長期均衡關(guān)系, 但與二者相關(guān)關(guān)系不能確定因果關(guān)系一樣,這種均衡關(guān)系也不能確定匯率與進(jìn)出口貿(mào)易之間的因果關(guān)系。為了驗證二者之間的因果關(guān)系,我們利用格蘭杰(Granger)因果檢驗進(jìn)行分析。

在顯著性水平為10%的前提下,得出格蘭杰檢驗的p值,其中P(LNREER does not Granger Cause LNREX)=0.0637,P(LNREER does not Granger Cause LNRIM)=0.0979?？芍隹诓皇菂R率的格蘭杰因,匯率是出口的格蘭杰因;進(jìn)口不是匯率的格蘭杰因,匯率是進(jìn)口的格蘭杰因。

二、結(jié)論

通過上述對我國1988-2006年的匯率波動與進(jìn)出口貿(mào)易面板數(shù)據(jù)的分析,可以得如下結(jié)論:

1、協(xié)整檢驗結(jié)果說明了長期以來,我國進(jìn)出口貿(mào)易與匯率波動之間存在協(xié)整關(guān)系,匯率的增長會引起出口的增長,進(jìn)口的降低;而匯率的降低會引起了出口的降低,進(jìn)口的增加。并且,匯率波動對進(jìn)口貿(mào)易的影響沒有出口貿(mào)易那么明顯。

2、格蘭杰因果關(guān)系檢驗顯示,匯率的變動與進(jìn)出口貿(mào)易之間均存在因果關(guān)系,即對進(jìn)出口都產(chǎn)生顯著影響。一般貿(mào)易理論認(rèn)為,如果一國的本幣升值,就意味著本國出口商品相對漲價,相對削弱本國的出口競爭力,從而引起出口水平的下降。因此用格蘭杰因果關(guān)系檢驗得到同樣的結(jié)果,我國匯率的變動對出口也產(chǎn)生影響。

因此,保持人民幣匯率的穩(wěn)定,以避免國際貿(mào)易中的經(jīng)濟(jì)損失,是一個值得當(dāng)前和今后深思的話題。

參考文獻(xiàn):

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篇6

關(guān)鍵詞：規(guī)避風(fēng)險 進(jìn)出口貿(mào)易 人民幣結(jié)算 策略

隨著我國經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展和人民幣匯率的穩(wěn)步攀升，人民幣逐漸成為我國周邊國家和地區(qū)重視的流通貨幣，這在很大程度上發(fā)揮了人民幣計劃結(jié)算貨幣的重要作用。自2010年起，我國GDP總量已經(jīng)躍居世界第二，我國綜合實力的提升更為進(jìn)出口貿(mào)易中人民幣結(jié)算提供了堅實的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。2008年，全球金融危機爆發(fā)后，很多國家出現(xiàn)流動性緊張問題，美元、歐元等主要國際結(jié)算貨幣匯率的大幅波動導(dǎo)致我國及周邊國家、地區(qū)進(jìn)出口企業(yè)在使用第三貨幣進(jìn)行貿(mào)易結(jié)算時面臨較大的匯率波動風(fēng)險。同時，隨著我國同東盟國家以及內(nèi)地、港澳地區(qū)貿(mào)易、人員往來、投資等的迅速發(fā)展，以人民幣作為支付手段來合理規(guī)避國際貿(mào)易風(fēng)險的呼聲越來越高。另外，我國擁有大量的外匯儲備，隨著美元匯率的不斷降低，我國外匯儲備將會出現(xiàn)大幅縮水，面對這種形勢，人民幣實現(xiàn)國際化的趨勢更加明顯。而邁開人民幣國際化發(fā)展第一步就是要實現(xiàn)人民幣的進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)算。這是加快人民幣國家化發(fā)展進(jìn)程、維護(hù)人民幣國際地位、推進(jìn)我國商業(yè)銀行大發(fā)展、提高我國在國際金融貨幣體系中的話語權(quán)的重要保障。雖然我國已經(jīng)逐步推行了人民幣結(jié)算，但是，人民幣在進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)算中仍存在一定的失衡現(xiàn)象，這并不利于進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算的發(fā)展。因此，必須對我國進(jìn)出口貿(mào)易中人民幣結(jié)算風(fēng)險進(jìn)行詳盡研究，深挖隱含其中的真正原因，有效規(guī)避風(fēng)險的發(fā)生，這對促進(jìn)我國人民幣國際化發(fā)展有著重要意義。

一、進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算相關(guān)概念解析

（一）進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算的基本內(nèi)涵

進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算主要是指我國企業(yè)同國外企業(yè)之間發(fā)生業(yè)務(wù)往來時，以人民幣的形式計價進(jìn)行進(jìn)出口貿(mào)易的對外結(jié)算，銀行為其提供的利用人民幣作為結(jié)算貨幣的國際結(jié)算業(yè)務(wù)。此時，人民幣將在國際貿(mào)易中充當(dāng)計價、結(jié)算的貨幣職能。

（二）進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算的重要意義

進(jìn)出口進(jìn)行人民幣結(jié)算是2009年7月開始的，并逐漸收受各地方政府、商業(yè)銀行、企業(yè)的普遍歡迎。這對促進(jìn)我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展有著積極的作用。進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算方式有利于幫助現(xiàn)代企業(yè)合理規(guī)避匯率風(fēng)險、降低交易成本、對促進(jìn)企業(yè)貿(mào)易投資的便利有著積極的作用；有利于促進(jìn)我國與周邊國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易關(guān)系、保持穩(wěn)定的外貿(mào)增長；有利于促進(jìn)我國金融市場的進(jìn)一步完善和發(fā)展，提升我國在國際市場上的金融資源的配置能力；有助于我國商業(yè)銀行業(yè)務(wù)的全面拓展，全面提升商業(yè)銀行的競爭力；有助于幫助我國企業(yè)抵御外部環(huán)境變化的沖擊，提升我國在國際金融體系中的地位和話語權(quán)。值得提醒的是：人民幣結(jié)算貨幣的選擇并不是由我國單方面決定的，因此，國際上已經(jīng)形成了一定的基本定律，我們必須嚴(yán)格遵守國際定律才會進(jìn)一步推進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算的發(fā)展進(jìn)程。

二、進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算方式存在的風(fēng)險分析

（一）容易造成進(jìn)出口企業(yè)計價能力的降低

在我國從事進(jìn)出口貿(mào)易的企業(yè)中，如果采用人民幣進(jìn)行結(jié)算，那么人民幣計價的風(fēng)險也是存在的，即：人民幣計價能力的高低。目前，縱觀我國進(jìn)出口企業(yè)的現(xiàn)狀，我國大部分進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)在國際市場上的定價能力偏低，特別是在一些大宗商品的交易上，我國很多企業(yè)甚至并不具備定價能力。例如：有的進(jìn)出口貿(mào)易中，很多外國企業(yè)在接受了人民幣的貨款后通常會按照當(dāng)天的匯率將其折算成美元，國外企業(yè)在進(jìn)行貿(mào)易交易時就可以采用美元的交易方式進(jìn)行?？梢?，人民幣在進(jìn)出口貿(mào)易中并未充分發(fā)揮其獨立的計價功能，這在很大程度上增加了人民幣結(jié)算方式風(fēng)險的發(fā)生概率。

（二）存在境外交易中人民幣匯率波動幅度較大的風(fēng)險

在我國進(jìn)出口企業(yè)中，在對計價貨幣進(jìn)行選擇中，考慮最多的就是匯率的變動情況和穩(wěn)定程度。目前，由于進(jìn)出口貿(mào)易中人民幣結(jié)算方式還尚未形成一定的規(guī)模，并且人民幣匯率的波動程度也在提高。由于人民幣在全球經(jīng)濟(jì)中的不斷升值，進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)一定會持有一些人民幣，但是，如果一旦人民幣出現(xiàn)貶值的情況，那么企業(yè)的盈利就會受到影響?？梢?，人民幣匯率的大幅度波動將會導(dǎo)致我國同周邊國家貿(mào)易環(huán)境的惡化，從而造成進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算風(fēng)險的增加。

（三）境外人民幣來源少帶來的結(jié)算風(fēng)險

目前，我國境外人民幣的主要來源包括：進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算資金、內(nèi)地居民的境外人民幣消費、中央銀行的貨幣互換的人民幣資金等。但是，由于我國境外人民幣流通量、金額都比較少，大多數(shù)情況下在境外的人民幣處于供不應(yīng)求的失衡狀態(tài)中。因此，境外企業(yè)要想獲得一定的人民幣并不是一件容易的事。另外，再加之我國境外還尚未形成完善的人民幣買賣市場，人民幣還不屬于自由兌換的貨幣，因此，在進(jìn)出口貿(mào)易中采用人民幣結(jié)算的方式存在自由流動性差的問題。很多進(jìn)出口企業(yè)都在熱切盼望人民幣的升值，但是，這并不是任何企業(yè)能夠左右的。因此，在進(jìn)出口貿(mào)易中采用人民幣結(jié)算方式的風(fēng)險還較多。

（四）境外人民幣持有企業(yè)存在的信譽風(fēng)險

在進(jìn)出口貿(mào)易中，企業(yè)信譽的好壞是決定企業(yè)外貿(mào)風(fēng)險的關(guān)鍵。國際上對于通用的可以自由兌換的貨幣風(fēng)險有很多參照的標(biāo)準(zhǔn)和案例來執(zhí)行，但是，對于人民幣結(jié)算而言，很多信用證貿(mào)易在很多國家的中小銀行中難以開展。例如：如果我國進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)很難說服客戶接受這種付款方式，如果我方企業(yè)堅持以人民幣進(jìn)行貿(mào)易結(jié)算，而對方企業(yè)又很難找到以人民幣作為貿(mào)易貨幣開信用證時，就很容易產(chǎn)生潛在的風(fēng)險。

四、進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算風(fēng)險的有效規(guī)避

如前所述，由于進(jìn)出口貿(mào)易中以人民幣作為結(jié)算方式存在著一定的風(fēng)險，進(jìn)出口企業(yè)及國家必須根據(jù)實際情況采取一定的措施、制定一定的政策來有效規(guī)避風(fēng)險的發(fā)生。做到從根本上降低風(fēng)險，從而保證我國進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)的健康、穩(wěn)定、可持續(xù)發(fā)展。

（一）加強對人民幣的監(jiān)管力度，努力提升風(fēng)險控制能力

防范風(fēng)險的一個重要環(huán)節(jié)就是進(jìn)行必要的監(jiān)管。因此，加強對進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)的力度顯得尤為重要。為了進(jìn)一步促進(jìn)我國對外貿(mào)易的發(fā)展、實現(xiàn)人民幣國際化的發(fā)展趨勢、為企業(yè)的投資提供便利條件，必須加強對進(jìn)出口貿(mào)易的人民幣結(jié)算的監(jiān)管力度。這就要求我國的金融監(jiān)管部門必須建立合理、高效、科學(xué)、規(guī)范的監(jiān)管體系，減少進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算風(fēng)險的發(fā)生。例如：建立完善的人民幣進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)算流通監(jiān)測預(yù)警機制、加強對進(jìn)出口貿(mào)易真實性的檢查力度等。

（二）建立完善的人民幣境外運作機制

完善的人民幣境外運作機制是擴大人民幣回流的主要方式和渠道。進(jìn)出口貿(mào)易中以人民幣結(jié)算為主要方式存在一定的風(fēng)險，其中的主要因素之一就是在境外的人民幣使用量較少，因此，必須加快人民幣境外的使用量、擴大人民幣境外的使用范圍，促進(jìn)境內(nèi)的人民幣循環(huán)力度的加快，這將在很大程度上推動人民幣結(jié)算的發(fā)展。我國政府可以建設(shè)人民幣資金回流通道，放寬對人民幣的管理措施，開放外匯市場，有力推動人民幣國際化循環(huán)的進(jìn)程。例如：在國際中建立股票市場，引進(jìn)同我國貿(mào)易關(guān)系較為密切的周邊國家的企業(yè)在中國境內(nèi)發(fā)行人民幣計價股票，從而進(jìn)一步提升人民幣在區(qū)域內(nèi)的影響力和接受力。

（三）進(jìn)一步完善人民幣支付清算系統(tǒng)

目前，由于我國有限的條件，進(jìn)出口貿(mào)易人民幣支付清算系統(tǒng)在服務(wù)效率、服務(wù)范圍等方面還存在問題，因此，必須通過切實有效的措施提高人民幣結(jié)算清算系統(tǒng)的管理水平、技術(shù)水平，增強各子系統(tǒng)之間的契合度，在不斷拓寬支付清算業(yè)務(wù)服務(wù)范圍的同時，進(jìn)一步加強銀行系統(tǒng)清算的渠道。另外，應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)、不同業(yè)務(wù)機構(gòu)進(jìn)行人民幣結(jié)算時應(yīng)采用不同的清算渠道。例如：適當(dāng)擴展人民幣清算系統(tǒng)的開放時間，突破8小時大額支付系統(tǒng)運行時間。

（四）努力提升我國綜合實力，全面促進(jìn)生產(chǎn)力的發(fā)展

要想切實提高進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算的適用范圍和接受程度，避免結(jié)算風(fēng)險的發(fā)生，就必須盡快提升我國的綜合國力。例如：促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)力的發(fā)展、加快我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級、提升產(chǎn)品的質(zhì)量、幫助企業(yè)掌握核心技術(shù)；要加強與發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來，為推進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算的發(fā)展奠定基礎(chǔ)。

（五）盡快提升進(jìn)出口企業(yè)的人民幣定價能力

一直以來，我國進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)的定價能力受到我國商品結(jié)構(gòu)等因素的制約和影響。在我國的進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)中，存在大宗商品比例較高的現(xiàn)狀，但是這些大宗商品的定價基本是以美元的形式進(jìn)行的。這就造成人民幣很難推動美元在國際貿(mào)易中的霸主地位。另外，我國進(jìn)出口貿(mào)易企業(yè)的定價能力還受到我國加工貿(mào)易的影響，這對于境外企業(yè)而言，進(jìn)出和出口采用同一種貨幣計價將幫助企業(yè)有效地規(guī)避匯率風(fēng)險的發(fā)生?？梢?，人民幣還是無法觸動美元的地位。因此，必須不斷提升我國進(jìn)出口企業(yè)的定價能力，采取有效措施抑制大宗商品的進(jìn)出口貿(mào)易，或者降低我國進(jìn)出進(jìn)口加工貿(mào)易的比重，從而實現(xiàn)用人民幣計價的最終目標(biāo)。

總之，隨著我國綜合國力的提升和我國對外貿(mào)易的不斷發(fā)展，我國進(jìn)出口貿(mào)易人民幣結(jié)算方式的風(fēng)險在短期內(nèi)還將繼續(xù)存在。因此，管理者必須根據(jù)實際情況提出相應(yīng)的規(guī)避風(fēng)險的措施，全面促進(jìn)人民幣在進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)算中的發(fā)展，推動人民幣國際化的進(jìn)程。

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關(guān)鍵詞：實際匯率 對外貿(mào)易 城鄉(xiāng)就業(yè) 結(jié)構(gòu)VAR

引言

改革開放以來，中國GDP每年以8%-12%左右的速度不斷增加，2009 年，我國一般貿(mào)易出口和加工貿(mào)易出口增長同比下降 20.1%和 13.1%，進(jìn)口增長比率同比下降 6.7%和 14.8%， 外部需求減少和匯率升值的雙重沖擊對我國的一般貿(mào)易出口和加工貿(mào)易進(jìn)口影響顯得更為明顯。受國際經(jīng)濟(jì)形勢的影響，2012年以來，中國經(jīng)濟(jì)增速有所放慢，GDP增長率前三季度分別是8.1%、7.6%、7.4%，2013年前三季度GDP增加速度達(dá)到7.8%，經(jīng)濟(jì)增長中絕大部分的是由對外貿(mào)易帶來的。今年上半年，我國進(jìn)出口總值12.51萬億元人民幣（折合19976.9億美元），扣除匯率因素后同比增長8.6%。其中出口6.59萬億元人民幣，增長10.4%；進(jìn)口5.92萬億人民幣，增長6.7%；貿(mào)易順差6770.6億元人民幣，擴大58.5%。巨大的貿(mào)易余額對人民幣升值帶來了壓力。

從2005年開始，人民幣對美元的累計升值已經(jīng)達(dá)11%，國際清算銀行（BIS）公布的9月人民幣實際有效匯率（REER）指數(shù)較8月出現(xiàn)小幅升值，而REER累積升值，對我國出口增速帶來明顯的抑制作用，由于匯率變化的滯后效應(yīng)，強勢的人民幣將繼續(xù)對未來出口增長構(gòu)成壓制。REER升值反映了本國國際收支盈余，外匯供給大于外匯需求，同時也是對一國勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長的反映。美元的疲軟可能將持續(xù)下去，在這種情況下經(jīng)濟(jì)的增長將更加依賴于國內(nèi)需求的增長，同時需要有靈活的匯率政策來加以應(yīng)對。此外，如果經(jīng)濟(jì)增長可以更多體現(xiàn)在服務(wù)業(yè)的發(fā)展上，就將進(jìn)一步帶動城市化進(jìn)程，將會進(jìn)一步帶動消費和就業(yè)的增長。2012年以來，我國實施了積極的就業(yè)政策，但是盡管如此，由于經(jīng)濟(jì)形勢對就業(yè)產(chǎn)生一定的滯后影響，2013年就業(yè)形勢仍然面臨著較大的壓力。

因此，人民幣實際匯率的變動是否對中國就業(yè)形勢產(chǎn)生影響，進(jìn)出口貿(mào)易的變化是否會對中國就業(yè)形勢帶來影響，以及影響程度如何，在中國經(jīng)濟(jì)市場形勢下如何實施匯率政策以及貿(mào)易政策來緩解我國就業(yè)問題是值得目前探討的重點。

文獻(xiàn)回顧

匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響的研究，一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點。國外學(xué)者M(jìn)orten O. Ravn（2010）等人通過面板SVAR研究發(fā)現(xiàn)政府支出的增加帶來私人消費的增加、惡化貿(mào)易平衡、以及有效匯率的貶值。Mehmet Ivrendi等（2010）通過SVECM模型研究貨幣沖擊、貿(mào)易平衡以及匯率之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)緊縮性貨幣政策導(dǎo)致價格水平下降，產(chǎn)出的減少，匯率升值，在短期改善貿(mào)易平衡。學(xué)者Kazunobu Hayakawa（2009）對東亞洲匯率波動和國際貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實證研究，發(fā)現(xiàn)東亞洲中間產(chǎn)品貿(mào)易受匯率波動的影響更為嚴(yán)重，并且負(fù)面影響程度大于關(guān)稅對貿(mào)易的影響。

馬歇爾-勒納條件認(rèn)為任何一個國家只有在其進(jìn)口商品國內(nèi)的市場需求價格彈性與其出口商品國外的市場需求價格彈性之和大于1時，其貨幣對外幣的貶值及由此帶來的進(jìn)出口商品價格的漲跌才能改善外匯收支的狀況；兩者之和小于 1，外匯收支會惡化；兩者之和等于1，外匯收支狀況不變。盧向前和戴國強等（2005）的研究發(fā)現(xiàn)馬歇爾-勒納條件在中國成立。谷宇、高鐵梅（2007）從人民幣匯率波動性與進(jìn)出口關(guān)系的研究認(rèn)為人民幣匯率波動性將對出口產(chǎn)生負(fù)向沖擊的結(jié)果。李廣眾和Voon（2004）關(guān)注了匯率波動性對制造業(yè)不同部門的影響，他們的研究表明匯率波動性對制造業(yè)中各細(xì)分行業(yè)出口的影響是不同的，并不都表現(xiàn)為負(fù)向沖擊。葉芳、朱孟楠（2012）運用面板數(shù)據(jù)研究表明，人民幣有效匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響存在區(qū)域差異，但總體而言，人民幣匯率對進(jìn)出口的影響并不大。黃錦明（2010）通過實證分析發(fā)展中國的進(jìn)口貿(mào)易在長期內(nèi)主要受國內(nèi)收入和人民幣實際有效匯率水平的影響。在短期，只有進(jìn)口貿(mào)易和人民幣實際有效匯率存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

關(guān)于貿(mào)易與就業(yè)的理論，比較典型的理論有H-O-S理論，認(rèn)為國家生產(chǎn)要素稟賦之間的差異是導(dǎo)致國家之間形成貿(mào)易關(guān)系的主要原因。對于發(fā)達(dá)國家而言，資金、技術(shù)相對豐裕，勞動力成本高昂且相對稀缺，而發(fā)展中國家，資金、技術(shù)相對短缺，勞動力成本相對低廉而且豐富。由此，發(fā)展中國家的勞動力情況會隨著國際貿(mào)易的影響而變化，并且能夠反過來影響國際貿(mào)易政策的變化。其次有凱恩斯的貿(mào)易乘數(shù)理論，認(rèn)為貿(mào)易順差能夠通過增加投資需求和消費需求來增加國內(nèi)有效需求，從而增加國民收入和提高國內(nèi)就業(yè)水平。有國外學(xué)者認(rèn)為對外貿(mào)易發(fā)展提高了企業(yè)的篩選意愿和勞動者搜尋工作的匹配成本，從而降低了就業(yè)水平。AlessIia lo Turco（2013）認(rèn)為進(jìn)口和出口之間存在互補效應(yīng)，這在高貿(mào)易強度的公司得到加強，只有高強度出口似乎才能促進(jìn)勞動力技能升級，公司國際化帶來的就業(yè)效應(yīng)對公司生產(chǎn)規(guī)模帶來積極的影響。國內(nèi)學(xué)者對國際貿(mào)易與就業(yè)的影響的研究主要是實證研究，馮其云、朱彤（2012）利用中國 2001-2010 年的省級面板數(shù)據(jù)，分析中國東、中、西部對外貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的差異，認(rèn)為進(jìn)口的就業(yè)效應(yīng)具有區(qū)域差異性，出口對各地區(qū)的就業(yè)均為顯著正向效應(yīng)。陳昊（2011）運用面板數(shù)據(jù)從進(jìn)口、出口、貿(mào)易順差三個層面考察對外貿(mào)易對中國城鎮(zhèn)就業(yè)水平當(dāng)期和滯后影響的調(diào)整，認(rèn)為中國對外貿(mào)易的就業(yè)抵消效應(yīng)依然明顯，且存在時滯摩擦。還有學(xué)者通過地方性的對外貿(mào)易與就業(yè)的實證的研究發(fā)展，短期內(nèi)對外貿(mào)易出口不僅沒有促進(jìn)就業(yè)增長，反而對失業(yè)人數(shù)增加有較大的影響。

通過文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，不少學(xué)者研究匯率與進(jìn)出口的關(guān)系，但很少將其對就業(yè)的影響包括進(jìn)去；盡管不少學(xué)者研究就業(yè)的問題，但很少考慮匯率變動的因素。匯率變化影響一國的進(jìn)出口，而進(jìn)出口貿(mào)易的變化又通過要素價格影響勞動力市場，進(jìn)而影響就業(yè)。鑒于人民幣匯率、進(jìn)出口、GDP 和就業(yè)之間客觀存在的內(nèi)生性關(guān)系，本文通過構(gòu)建結(jié)構(gòu) VAR 模型對其動態(tài)的影響進(jìn)行研究。

數(shù)據(jù)描述和分析

（一）數(shù)據(jù)描述

本文選取1980-2011年度數(shù)據(jù)。實際匯率采用了 IMF 的實際有效匯REER指數(shù)，人民幣對主要國家貨幣加權(quán)實際匯率更能綜合反映人民幣匯率的波動。與其他匯率指標(biāo)相比，實際有效匯率能更好地反映匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，此外，實際有效匯率還能更好地表示出匯率的波動性。REER 的數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（IMF）的 IFS數(shù)據(jù)庫。對外開放程度 IMP，用進(jìn)出口額占 GDP 的比重來表示，城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異（DUR）用城鄉(xiāng)就業(yè)人數(shù)之比來表示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為消除異方差的影響，所有變量均進(jìn)行了對數(shù)化處理。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗及模型穩(wěn)定性檢驗

SVAR模型是在VAR模型的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，所以為了避免偽回歸現(xiàn)象，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF檢驗，根據(jù)AIC和SC原則，確定最佳滯后階數(shù)為1階，所以可以建立VAR模型，進(jìn)一步確定SVAR模型進(jìn)行參數(shù)約束，識別SVAR模型。單位根檢驗結(jié)果如表1所示，本文研究采用EVIEWS6.0進(jìn)行。

單位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；0指檢驗方程不包括常數(shù)項或時間趨勢項。滯后階數(shù)根據(jù) SIC準(zhǔn)則自動選擇。

根據(jù)表1， REER、EXP、DUR在1%的顯著性水平是一階差分平穩(wěn)的，即各序列均為一階單整序列。因此，需要對模型中的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文采Johanson協(xié)整檢驗來檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趨f(xié)整關(guān)系，其結(jié)果顯示在5%的顯著性水平下至少存在一個協(xié)整方程，模型中各內(nèi)生變量之間具有協(xié)整關(guān)系。另外，被估計的模型所有根的模小于并且位于單位圓內(nèi)，如圖1所示，因此模型是穩(wěn)定的。

實證分析―SVAR模型的識別

結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型是研究變量間動態(tài)沖擊效應(yīng)較成熟的方法，它是基于向量自回歸（VAR）模型提出的。一個n元p階的SVAR模型：

若A可逆，則

其中，

一般而言，簡化式殘差μt是結(jié)構(gòu)式殘差εt的線性組合，是一種復(fù)合沖擊。對于n元p階SVAR模型，需對結(jié)構(gòu)式施加n（n-1）/2限制條件才能識別結(jié)構(gòu)沖擊。本文建立的SVAR模型含有3個內(nèi)生變量，即n =3，需施加3個約束條件。本文采用 Amisano & Giannini（1997）提出的AB模型來識別結(jié)構(gòu)沖擊，即分別對A、B矩陣施加短期約束，將B設(shè)為單位矩陣，A矩陣的主對角元素設(shè)為1，本文SVAR中變量的排列順序為：實際匯率、貿(mào)易開放程度、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)。一般根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論有長期和短期約束，長期約束最簡單的就是零約束，本文所選取的三個變量之間有著較強的相互影響關(guān)系，因此選擇短期約束，根據(jù)經(jīng)濟(jì)意義，約束條件為：進(jìn)出口貿(mào)易對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響具有滯后性，根據(jù)實際情況，可以認(rèn)為進(jìn)出口貿(mào)易與我國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間當(dāng)期不存在相互影響，所以a23=0，a32=0，實際有效匯率REER對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)可能產(chǎn)生影響，但是可以認(rèn)為當(dāng)期不存在影響，所以a31=0，應(yīng)用EVIEWS6.0對三個模型分別進(jìn)行估計，從而可得矩陣A的解。

結(jié)果分析

（一）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應(yīng)，本文選取默認(rèn)滯后期為10。根據(jù)圖2所示，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量對人民幣實際有效匯率的沖擊起初是沒有響應(yīng)的，但從第二期開始逐漸變?yōu)樨?fù)，到第3期開始逐漸趨于平緩，接近于-0.2個百分點，這說明人民幣實際有效匯率對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異幾乎沒有影響，但后期會增加就業(yè)結(jié)構(gòu)差異，并從長遠(yuǎn)來看，人民幣實際有效匯率會擴大城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異。圖3表明，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量一直呈現(xiàn)下降的趨勢，這可能是馬歇爾-勒納條件在中國的實際應(yīng)用相吻合，隨著中國經(jīng)濟(jì)市場化進(jìn)程逐步深入，市場體制、匯率調(diào)節(jié)的作用越來越大。

進(jìn)出口貿(mào)易沖擊對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的影響如圖4和圖5所示，圖4中，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異對進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)首先是正的，并且在第三期達(dá)到最大，之后開始下降，長期來看，接近于0.4個百分點，這表明，進(jìn)出口貿(mào)易短期內(nèi)擴大了就業(yè)結(jié)構(gòu)差異，但從長期來看，進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展控制了就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增加。這與凱恩斯貿(mào)易乘數(shù)理論一致，在這期間，城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量是不斷增加，如圖5所示。

（二）方差分解分析

應(yīng)函數(shù)描述的是SVAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，以進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。表2 是跨期為20的城鄉(xiāng)就業(yè)差異增量的方差分解。從表2看出，人民幣實際有效匯率對城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的影響是逐期增強的，而進(jìn)出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響先是迅速增強，然后增加速度變緩，但是預(yù)測依然有增加的趨勢。由表2可以明顯看出，進(jìn)出口貿(mào)易對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的作用明顯大于人民幣實際有效匯率對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響，如在第20期，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的預(yù)測方差48.5%可以由進(jìn)出口貿(mào)易的變動來解釋，而只有10.1%可以由人民幣實際有效匯率來解釋，這可能是匯率影響進(jìn)出口，從而影響國內(nèi)城鄉(xiāng)就業(yè)需要一定的時滯。

結(jié)論

短期內(nèi)人民幣實際匯率對城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)沒有影響（城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量對實際有效匯率沖擊的響應(yīng)在短期內(nèi)接近于零），但是從長期來看，實際有效匯率加劇了城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異（城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量對實際有效匯率沖擊的響應(yīng)長期內(nèi)為負(fù)增長）。進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展在短期能夠迅速擴大我國城鄉(xiāng)就業(yè)差異，但長期來看，進(jìn)出口貿(mào)易對就業(yè)差異的影響將會一直存在（城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差距增量對進(jìn)出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)長期內(nèi)趨于穩(wěn)定不變）。

從以上結(jié)論可以看出，人民幣有效匯率雖然對我國城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響不大，但在面對人民幣升值壓力的情況下，政府也不能忽視對宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控，要理性地看待人民幣升值。進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展對城鄉(xiāng)就業(yè)的作用逐步增強，近年來，我國外貿(mào)依存度達(dá)到60%以上，在國內(nèi)消費持續(xù)低迷的今天，出口拉動就業(yè)的道路已經(jīng)成為我們解決就業(yè)問題的重要途徑之一，但也不能完全依靠對外貿(mào)易來解決就業(yè)問題，在當(dāng)前人力資源的供求出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性矛盾時，要滿足經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型的要求，必須充分調(diào)動人力資源的積極性、增加科技教育投入提高勞動者素質(zhì)來緩解我國緊張的就業(yè)形勢。政府要改變觀念，響應(yīng)構(gòu)建和諧社會的思想，要促進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的貿(mào)易發(fā)展，以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)帶動小城鎮(zhèn)和農(nóng)村的發(fā)展，以此來減少農(nóng)村剩余勞動力，解決農(nóng)村失業(yè)問題，最終縮小城鄉(xiāng)差距。

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篇8

現(xiàn)階段，新興市場國家發(fā)展迅速，成為全球經(jīng)濟(jì)重要助力，是全球資本重要的流入對象，逐漸由農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向現(xiàn)代化及工業(yè)化，帶動了世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文簡單研究新興市場國家匯率制度對中國進(jìn)出口貿(mào)易流量和商品結(jié)構(gòu)的影響，并研究匯率制度與進(jìn)出口貿(mào)易經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：

新興市場國家；匯率制度；進(jìn)出口貿(mào)易

一直以來，匯率制度對國家進(jìn)出口貿(mào)易影響是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)、國際貿(mào)易學(xué)和國際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究重點。匯率制度可引起進(jìn)出口商品的價格和結(jié)構(gòu)變化，影響貿(mào)易流量，并對國際收支有很大影響。為此，認(rèn)為新興市場國家匯率制度主要從貿(mào)易流量和商品結(jié)構(gòu)對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。

一、進(jìn)出口貿(mào)易流量影響理論

彈性分析法是國際收支研究重要理論，以此形成馬歇爾—勒納條件式。該理論有6個假設(shè)條件：(1)國際收支不存在資本流動，僅源自于貿(mào)易收支；(2)收支差額因貨幣貶值受到的影響；(3)假設(shè)進(jìn)出口商品供給的彈性無窮大；(4)在收支調(diào)整過程中沒有時滯效應(yīng)；(5)當(dāng)產(chǎn)業(yè)及就業(yè)不變時，進(jìn)出口商品的需求和價格呈函數(shù)關(guān)系；(6)收支平衡為彈性模型分析起點。早在1861年，英國名為葛遜的經(jīng)濟(jì)學(xué)家就提出了國際借貸理論[1]，認(rèn)為借貸關(guān)系是匯率變動主要影響因素，匯率決定了外匯供給和需求，外匯供給和需求決定了國際借貸，包括資本流動、商品進(jìn)出口和債券買賣等。此理論假設(shè)有6個：(1)匯率由市場完全決定，且完全浮動，政府不干預(yù)外匯市場；(2)匯率變動維持外匯市場平衡；(3)國際收支處于平衡；(4)除經(jīng)常賬戶及資本金融賬戶外，收支不包括其他賬戶；(5)將貿(mào)易賬戶視為經(jīng)常賬戶，不受進(jìn)出口商品供給影響，僅受到實際匯率和內(nèi)外需求的影響；(6)資本金融流動僅僅受到外國利率、本國利率的影響，及對未來匯率的影響。在上世紀(jì)70年代，有學(xué)者提出匯率資產(chǎn)組合分析法[2]，認(rèn)為：(1)有價證券為龐大投資載體，與貨幣之間有較好替代性，有價證券直接影響貨幣供求存量；(2)在風(fēng)險因素下，非套補利率平價無法成立，本幣資產(chǎn)和外幣資產(chǎn)僅能部分替代；(3)匯率決定了國際收支及金融資產(chǎn)存量結(jié)構(gòu)。

二、進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)影響理論

匯率制度與進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)直接無直接聯(lián)系，間接影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在該方面未形成堅實理論基礎(chǔ)。生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化是引起貿(mào)易結(jié)構(gòu)改變的根本原因，體現(xiàn)在：生產(chǎn)技術(shù)和要素稟賦變化，各行業(yè)間匯率不完全傳遞。要素稟賦論于1919年提出，1933年完善[3]，有9個假設(shè)，(1)僅存在A、B兩個國家，X、Y兩種商品，L勞動和K資本兩種生產(chǎn)要素；(2)假設(shè)A國和B國生產(chǎn)函數(shù)相同；(3)X商品屬于勞動密集型，Y商品屬于資產(chǎn)密集型；(4)商品生產(chǎn)方面無規(guī)模經(jīng)濟(jì)；(5)A國和B國消費偏好一致；(6)A國和B國無專業(yè)化生產(chǎn)；(7)A國和B國在商品、要素市場上完全競爭；(8)在國內(nèi)，生產(chǎn)要素可自由流動，不可跨國流動；(9)無貿(mào)易成本。近年來研究主要將匯率不完全傳遞與匯率制度、貨幣政策等聯(lián)系在一起。匯率不完全傳遞對貿(mào)易結(jié)構(gòu)作用機制為，各行業(yè)間匯率傳遞差異，使各類進(jìn)出口產(chǎn)品相對價格發(fā)生改變，進(jìn)一步影響貿(mào)易流量。

三、匯率制度與經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的關(guān)系

1.經(jīng)濟(jì)增長

在出口貿(mào)易上，經(jīng)濟(jì)增長為出口貿(mào)易重要基礎(chǔ)和物質(zhì)保障，有利于持續(xù)維護(hù)生產(chǎn)活動，是出口貿(mào)易重要物質(zhì)基礎(chǔ)。在規(guī)模經(jīng)濟(jì)下，商品生產(chǎn)效率提高和成本降低都將成為可能，但由于內(nèi)部市場有限，制約了規(guī)模經(jīng)濟(jì)發(fā)展。經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長離不開規(guī)模經(jīng)濟(jì)。由此可見，中國正值經(jīng)濟(jì)水平及規(guī)模經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要時期，對出口貿(mào)易發(fā)展有迫切需求。匯率波動性和水平變化直接影響出口商品的價格變化，但出口商品生產(chǎn)和價值卻決定著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，因此，盡管匯率變動是出口貿(mào)易重要因素，但并非決定性因素。匯率變動在經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部不可能完全獨立，經(jīng)濟(jì)增長對匯率變化也有一定影響。在進(jìn)口貿(mào)易上，由于經(jīng)濟(jì)增長，導(dǎo)致進(jìn)口需求增加。經(jīng)濟(jì)增長作為進(jìn)口貿(mào)易物質(zhì)保障，在投資、生產(chǎn)和消費等各領(lǐng)域都采用了進(jìn)口資源，以此確保經(jīng)濟(jì)得到可持續(xù)性增長。匯率變動貿(mào)易效應(yīng)對進(jìn)口貿(mào)易有很大影響，經(jīng)濟(jì)增長對匯率變動有一定制約。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是我國社會經(jīng)濟(jì)水平的重要體現(xiàn)，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展決定性因素及要素稟賦體現(xiàn)，出口商品的結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定著各種產(chǎn)品生產(chǎn)的種類和數(shù)量，在市場供給中起到主導(dǎo)作用，對出口商品數(shù)量及種類有直接影響。在跨國公司水平一體化、垂直一體化及生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)化發(fā)展下，出口貿(mào)易逐漸表現(xiàn)出內(nèi)部化特點，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易獲得飛速發(fā)展，跨國公司內(nèi)出口商品結(jié)果與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相同。匯率變動影響商品出口價格，但因為出口商品的結(jié)構(gòu)主要由生產(chǎn)結(jié)構(gòu)決定，故匯率不是唯一影響出口商品結(jié)構(gòu)的因素。在進(jìn)口商品上，匯率制度與進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系體現(xiàn)在：

(1)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)最終由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)所決定；

(2)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日益相同；

(3)匯率變動對進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)有重要影響。

四、結(jié)束語

匯率制度和進(jìn)出口貿(mào)易之間是互相關(guān)聯(lián)、互相影響的。與其他新興市場國家相比，中國金融的開放程度較低，其他國家匯率制度對我國進(jìn)出口貿(mào)易有極大影響。筆者查閱資料后，分析新興市場國家匯率制度對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響，供學(xué)者參考。

參考文獻(xiàn)：

[1]谷家奎,陳守東,劉琳琳.匯率變動的貿(mào)易溢出效應(yīng):時變性與異質(zhì)性分析[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2014,5:1-10.

[2]朱孟楠,陳欣銘.新興市場國家匯率制度選擇的分析——經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)沖擊與政治偏好[J].國際貿(mào)易問題,2014,5:154-164.

篇9

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易投資；實際有效匯率；進(jìn)出口貿(mào)易；VEC模型

基金項目：國家自然科學(xué)基金項目“強制性生育政策、低生育陷阱與中國經(jīng)濟(jì)的長期增長：微觀機理與實證檢驗”（項目編號：71473118）；教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大目“長江三角洲全面建設(shè)小康社會中的開放發(fā)展研究”（項目編號：16JJD790025）

中圖分類號：F752 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-854X（2017）03-0097-05

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

對外貿(mào)易、投資和消費是推動我國經(jīng)濟(jì)增長的重要動力，加入WTO以來，我國對外貿(mào)易迅猛發(fā)展，進(jìn)出口貿(mào)易總額從2001年的4.22萬億元人民幣，增長到2015年的24.59萬億元人民幣。中國已成為世界第一大出口國，第二大進(jìn)口國，進(jìn)出口總額居世界第一。2015年，受低迷的國際經(jīng)濟(jì)形勢和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響，我國進(jìn)出口貿(mào)易出現(xiàn)了“雙降”，全年進(jìn)出口總值24.59萬億元，同比下降7%。其中，出口14.14萬億元，同比下降1.8%；進(jìn)口10.45萬億元，同比下降13.2%，但進(jìn)出口貿(mào)易總額仍占GDP的36.3%，其中出口占GDP的20.9%，進(jìn)口占GDP的15.4%。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，對外貿(mào)易在我國經(jīng)濟(jì)增長中仍起著重要作用，更是新形勢下提振我國經(jīng)濟(jì)增長的主要動力之一。

影響進(jìn)出口貿(mào)易的因素很多，而匯率水平無疑是最直接最重要的因素之一。匯率水平，尤其是實際有效匯率水平直接影響了進(jìn)出口商品的價格。本國匯率貶值將降低以外幣計價的出口商品價格，從而增強本國出口商品競爭力，有利于出口；本國匯率貶值將提高以本幣計價的外國商品的價格，從而不利于進(jìn)口。相反，匯率升值則有利于進(jìn)口，不利于出口。自2005年7月21日人民幣實行有管理的浮動匯率制度以來，人民幣名義匯率和實際匯率大幅升值。截至2015年6月末，人民幣名義有效匯率升值45.62%，實際有效匯率升值55.75%。匯改后人民幣匯率的波動性進(jìn)一步加大，這無疑將直接影響未來我國進(jìn)出口貿(mào)易的走勢。

關(guān)于匯率與對外貿(mào)易的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)做了大量的研究?；趪H收支調(diào)節(jié)理論的馬歇爾―勒納條件（Marshall-Lerner Condition）認(rèn)為：當(dāng)出口商品的匯率彈性與進(jìn)口商品的匯率彈性之和大于1時，本幣貶值有利于改善一國的國際收支；相反，當(dāng)進(jìn)出口商品的匯率彈性之和小于1時，本幣貶值會惡化一國的貿(mào)易收支。隨后的大量研究圍繞著馬歇爾―勒納條件的驗證展開。Rose（1991）利用1974年到1986之間的年度數(shù)據(jù)對5個主要OECD國家貿(mào)易收支的實證研究表明，實際有效匯率水平對貿(mào)易收支的影響并不顯著，馬歇爾―勒納條件不成立①。Bahmani-Oskooee（1998）利用協(xié)整方法研究了發(fā)展中國家的貿(mào)易彈性，結(jié)果表明大多數(shù)發(fā)展中國家的貿(mào)易彈性足夠大，貨幣貶值有利于改善貿(mào)易收支，馬歇爾―勒納條件成立②。Wilson（2001）通過分析貨幣貶值對馬來西亞、韓國和新加坡的貿(mào)易收支的影響，得出馬歇爾―勒納條件在這些國家不成立③。Inrandoust，Ekblad和Parmler（2006）利用基于似然估計的面板向量協(xié)整方法分析了1960年到2001年瑞典和主要貿(mào)易伙伴之間雙邊貿(mào)易的價格彈性和收入彈性，結(jié)果顯示8個主要貿(mào)易伙伴國中僅有兩個國家滿足馬歇爾―勒納條件④。Sastre（2012）通過實證研究認(rèn)為貶值有利于改善西班牙的貿(mào)易收支⑤。從已有的研究來看，匯率對國際收支的影響還沒有一致的結(jié)論。

學(xué)者們對人民幣實際有效匯率和中國進(jìn)出口貿(mào)易也做了大量的研究，但研究結(jié)論差異較大。謝建國、陳漓高（2002）通過協(xié)整分析及沖擊分解，驗證人民幣匯率貶值對中國貿(mào)易收支的改善并沒有明顯影響，中國貿(mào)易收支短期主要取決于國內(nèi)需求狀況，而長期則取決于國內(nèi)供給狀況⑥。盧向前、戴國強（2005）利用1994―2003年月度數(shù)據(jù)對人民幣實際匯率與進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行了實證分析，結(jié)果表明人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口存在著顯著的影響⑦。谷宇、高鐵梅（2007）認(rèn)為在長期，人民幣匯率波動性對進(jìn)口、出口的影響顯著不同，對進(jìn)口表現(xiàn)為正向沖擊，對出口表現(xiàn)為負(fù)向沖擊；在短期，對進(jìn)口、出口都表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，但對進(jìn)口的沖擊效應(yīng)稍大⑧。Zhang和Sato（2012）利用1987―2009季度數(shù)據(jù)建立和估計了VAR模型，研究發(fā)現(xiàn)中國的貿(mào)易平衡受到人民幣匯率變動的影響不大，主要影響為外部需求沖擊⑨。丁正良、紀(jì)成君（2014）建立VAR模型對1978―2012年中國經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)出口貿(mào)易以及實際匯率進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明實際匯率貶值促進(jìn)出口貿(mào)易，對進(jìn)口貿(mào)易影響較弱；實際匯率與經(jīng)濟(jì)增長存在長期均衡關(guān)系⑩。楊凱文、臧日宏（2015）使用GARCH模型測算人民幣匯率波動，運用ARDL協(xié)整方法研究在現(xiàn)行匯率制度下人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)，研究結(jié)果表明人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易具有負(fù)面的傳導(dǎo)效應(yīng)，國際貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易會受到人民幣匯率波動的影響{11}。

國內(nèi)外學(xué)者從不同角度，利用不同的計量方法對匯率和進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了研究，得出很多有價值的結(jié)論。但由于數(shù)據(jù)來源、模型建立、計量方法等方面的不同，所得結(jié)論并不相同，有的甚至截然相反。本文在國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，采用2001年1月至2015年9月的月度數(shù)據(jù)作為樣本，研究實際有效匯率波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響。與以往的研究相比，本文以月度數(shù)據(jù)代替年度數(shù)據(jù)與季度數(shù)據(jù)，建立向量誤差修正模型，且在構(gòu)建模型時加入外商直接投資這一變量，從而更好地評估實際有效匯率波動對進(jìn)出口貿(mào)易的短期與長期影響。

二、模型的構(gòu)建和數(shù)據(jù)、變量的選取

1. 分析框架

考慮一個不完全替代模型，進(jìn)口商品與出口商品均為非完全替代品。我們假定本國的進(jìn)口需求M是本國的國民收入水平Y(jié)D、本國商品價格P、貿(mào)易伙伴國的出口商品價格PX*，人民幣名義匯率E的函數(shù)。本國的出口需求X是貿(mào)易伙伴國的國民收入水平Y(jié)W、本國出口商品價格PX、貿(mào)易伙伴國的商品價格P*、人民幣名義匯率E的函數(shù)。假定本國的出口商品價格PX等于本國的商品價格P，貿(mào)易伙伴國的出口商品價格PX*等于其國內(nèi)的商品價格P*。我們不考慮供給方面的影響，假定出口商品的供給彈性無窮大，則進(jìn)出口貿(mào)易的函數(shù)可以表示為：

實際有效匯率REER（Real effective exchange rate）是對名義匯率進(jìn)行物價調(diào)整后得到的匯率，反映了兩國貨幣的購買力之比，有：

因此，式（1）和式（2）可改寫為：

為了甄別外商直接投資（FDI）對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，我們進(jìn)一步將FDI這一變量引入進(jìn)出口方程，有：

本文將對模型（6）和模型（7）分別建立向量誤差修正（VEC）模型。

2. 數(shù)據(jù)和變量的選取

鑒于人民幣實際有效匯率和進(jìn)出口貿(mào)易的短期波動性大，本文采用月度數(shù)據(jù)，樣本期為2001年1月至2015年9月。進(jìn)出口月度數(shù)據(jù)來自EIU數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)進(jìn)出口價格指數(shù)調(diào)整為定基數(shù)據(jù)。進(jìn)出口價格指數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)月度數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)2009年1-12月《中國對外貿(mào)易指數(shù)》各期進(jìn)行了向前和向后的定基轉(zhuǎn)換為以2005年為100的定基數(shù)據(jù)。人民幣實際有效匯率REER來自國際清算銀行（BIS）數(shù)據(jù)庫。本文中，REER上升表示人民幣升值，REER下降表示人民幣貶值。FDI數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，由于缺乏GDP的月度數(shù)據(jù)，所以國內(nèi)收入水平Y(jié)D以工業(yè)增加值指數(shù)代替，工業(yè)增加值指數(shù)來自BVD的EIU數(shù)據(jù)庫。國外收入水平Y(jié)W是以美元衡量的實際的外國收入，由中國主要的出口貿(mào)易伙伴國的國民收入按照各國占中國出口貿(mào)易的權(quán)重加權(quán)得出，YW=∑wiYi。其中，i槲夜主要的十大出口貿(mào)易伙伴國，即美國、日本、韓國、德國、荷蘭、英國、俄羅斯、新加坡、印度和澳大利亞。wi為貿(mào)易權(quán)重，根據(jù)IMF《國際貿(mào)易方向統(tǒng)計》各期貿(mào)易伙伴國占中國出口貿(mào)易的權(quán)重計算得出。Yi為各國的月度GDP，由各國季度GDP通過二次函數(shù)插值法計算得出。以上數(shù)據(jù)都轉(zhuǎn)換為以2005年為基期的定基數(shù)據(jù)，并采用X12加法模型進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后取自然對數(shù)，分別記為lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw。

三、實證檢驗結(jié)果與分析

由于進(jìn)口、出口、國內(nèi)收入水平、國外收入水平、外商直接投資和人民幣實際有效匯率都具有內(nèi)生性，因此本文采用向量自回歸 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型進(jìn)行分析。VAR模型是由Sims（1980）最先提出的一種多變量數(shù)據(jù)分析方法。該模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，直接考慮時間序列中各經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系，采用多個方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，模型的每一個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，進(jìn)而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。VAR模型的一般形式為：

其中，yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本個數(shù)，k*k維矩陣Φ1，∧，Φp和k*d維矩陣H是待估計的參數(shù)，ξt為k維擾動向量。

VAR模型只有在變量是平穩(wěn)的條件下才是穩(wěn)定的。如果時間序列不平穩(wěn)，但變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以建立具有協(xié)整約束的VAR模型，即向量誤差修正（VEC）模型。VEC模型的一般表達(dá)式為：

其中，ecm是誤差修正向量，反映變量之間的長期均衡關(guān)系。系數(shù)矩陣a反映了變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度，系數(shù)矩陣Γi反映各個變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。VEC模型既衡量了變量之間的長期均衡關(guān)系，也反映了變量之間的短期變化。

1. 變量單位根及協(xié)整檢驗

在利用變量建立模型之前，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文采用擴展的迪克―富勒（ADF）檢驗對lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果見表1。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)。

由ADF檢驗可以看出，lnexport，lnimport， lnreer， lnfdi， lnyd，lnyw均為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分項是平穩(wěn)的時間序列。因此，所有的變量均為一階非平穩(wěn)的時間序列I（1）。它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系。Johansen在1988年及1990年與Juselius一起提出了一種以VAR模型為基礎(chǔ)的多變量協(xié)整檢驗方法，將所有的變量都視為內(nèi)生變量，相對于單變量協(xié)整模型而言，殘差更小，解釋力更強。我們對模型（6）和模型（7）分別進(jìn)行協(xié)整檢驗，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定合適的滯后期。檢驗結(jié)果見表2、表3。

檢驗結(jié)果顯示，模型（6）和模型（7）都在5%的顯著性水平上拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)，并接受至多有一個協(xié)整向量的零假設(shè)。因此，模型（6）和模型（7）存在協(xié)整關(guān)系，且僅存在一個協(xié)整向量。

括號內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計量。進(jìn)口協(xié)整方程顯示，長期內(nèi)，實際有效匯率會對進(jìn)口形成正向的沖擊，匯率升值增加進(jìn)口，匯率貶值減少進(jìn)口，但這種影響并不顯著。國內(nèi)收入對進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響，外商直接投資對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向的影響，并且兩者在統(tǒng)計上都是顯著的。國內(nèi)收入和外商直接投資對進(jìn)口的影響的彈性都大于1。協(xié)整檢驗結(jié)果表明，實際有效匯率對進(jìn)口的長期影響不顯著。我們認(rèn)為主要有以下兩個方面的原因：一方面，進(jìn)口主要受國內(nèi)需求的拉動。2001年以來，我國經(jīng)濟(jì)快速增長，年均增長率達(dá)到9.6%，國民收入水平大幅提高，拉動了對進(jìn)口商品的需求，進(jìn)口商品的需求受價格因素的影響較?。涣硪环矫?，我國的進(jìn)口貿(mào)易主要以初級品和資本品的進(jìn)口為主，這些產(chǎn)品的需求價格彈性小，因此匯率水平導(dǎo)致的進(jìn)口價格變化對需求量的影響也較小。出口協(xié)整方程顯示，長期內(nèi)，實際有效匯率對出口形成負(fù)向的沖擊，國外收入和外商直接投資對出口形成正向的沖擊，并且統(tǒng)計上都是顯著的。這一結(jié)果表明，人民幣實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際匯率的貶值則將促進(jìn)中國出口的長期增長。由出口協(xié)整方程可以看出，國外收入的提高和外商直接投資的擴大對中國的長期出口也有顯著的正向促進(jìn)作用。從變量的系數(shù)大小來看，匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響的彈性都大于1。

2. VEC模型

由Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，進(jìn)出口與人民幣實際有效匯率、國內(nèi)收入或國外收入、外商直接投資之間存在著協(xié)整關(guān)系，我們可以在此基礎(chǔ)上建立VEC模型研究各變量之間動態(tài)的短期和長期關(guān)系，VEC模型的最優(yōu)滯后期根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定，檢驗結(jié)果如表4所示。

從進(jìn)口VEC模型可以看出，短期內(nèi)，人民幣實際有效匯率和外商直接投資對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向沖擊，國內(nèi)收入對進(jìn)口產(chǎn)生正向沖擊，并且這些影響都是顯著的。實際有效匯率在短期內(nèi)會對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向沖擊，匯率升值會抑制進(jìn)口。匯率升值1個百分點，進(jìn)口將在滯后兩期時減少1.2個百分點。國內(nèi)收入在滯后兩期對進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響，國內(nèi)收入上升增加進(jìn)口需求，收入每增加1個百分點，進(jìn)口將增加0.626個百分點。外商直接投資在短期對進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響，但影響較小，外商直接投資每增加1個百分點，進(jìn)口增加0.08個百分點。這與外商直接投資對進(jìn)口的長期影響方向相反，表明我國的外商直接投資短期內(nèi)會帶動相關(guān)設(shè)備、產(chǎn)品的進(jìn)口，增加進(jìn)口，而長期則會產(chǎn)生替代進(jìn)口的作用。進(jìn)口VEC模型表明，短期內(nèi)匯率對進(jìn)口會形成負(fù)向沖擊，出現(xiàn)匯率升值抑制進(jìn)口的現(xiàn)象，與谷宇、高鐵梅研究得出的結(jié)論相似。這一結(jié)論與傳統(tǒng)的國際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相悖。我們認(rèn)為可以從以下兩個方面去解釋：一方面，匯率影響具有滯后性。匯率升值后，由于合同期的存在以及價格和市場的滯后反應(yīng)，需要經(jīng)過一段時間的滯后才會對進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響。另一方面，這與市場的匯率升值預(yù)期有關(guān)。當(dāng)市場存在升值預(yù)期時，理性的進(jìn)口商會推遲進(jìn)口，以獲得更多的利益。2001年以來，我國實際有效匯率升值幅度較大，市場的確普遍存在著人民幣升值的預(yù)期。此外，長期協(xié)整關(guān)系對短期進(jìn)口貿(mào)易的調(diào)整非常微弱并且不顯著。

從出口VEC模型可以看出，短期內(nèi)，除了實際有效匯率對出口的影響是統(tǒng)計顯著外，國外收入和外商直接投資對出口的影響并不顯著。短期內(nèi)，匯率對出口形成負(fù)向沖簦匯率升值增加出口，匯率貶值減少出口。匯率的影響在滯后兩期才產(chǎn)生效果，匯率升值1個百分點，短期出口將下降1.315個百分點，低于長期中的出口匯率彈性，但大于短期的進(jìn)口匯率彈性。國外收入的增加轉(zhuǎn)化為出口需求要經(jīng)過一段時間的時滯，因此短期內(nèi)不影響進(jìn)口需求，長期會對進(jìn)口需求有正向的影響。同樣，外商直接投資短期內(nèi)無法轉(zhuǎn)化為出口生產(chǎn)力，不影響出口；長期有促進(jìn)出口的作用。當(dāng)變量之間偏離長期均衡時，長期均衡關(guān)系對出口的短期波動的調(diào)整也是非常微弱的。

3. 匯率變化的脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR和VEC模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，觀察模型中的各變量隨著時間的推移對于沖擊是如何反應(yīng)的。在VEC模型的基礎(chǔ)上，我們運用脈沖響應(yīng)分析我國進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易受到國內(nèi)外收入水平、實際有效匯率、外商直接投資擾動時變動的方向與變動的范圍。

圖1顯示了我國進(jìn)口貿(mào)易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的沖擊響應(yīng)。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示進(jìn)口對沖擊的反應(yīng)。本期匯率的一個沖擊會對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向的影響，這種負(fù)向影響并沒有立即形成，從滯后兩期開始，在滯后三期達(dá)到最大值，并且此影響具有較長的持續(xù)效應(yīng)。國內(nèi)收入沖擊會對進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生正向的影響，在滯后三期時達(dá)到峰值，并從第五期開始形成穩(wěn)定的正向影響。盡管收入的沖擊影響幅度較小，但影響的持續(xù)時間較長。外商直接投資對進(jìn)口貿(mào)易會形成正向沖擊，沖擊在滯后兩期時達(dá)到最大值，然后逐步減弱，直至沖擊影響消失。從進(jìn)口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)可以看出，進(jìn)口主要受匯率和國內(nèi)收入的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于國內(nèi)收入的沖擊影響。

下圖2顯示了我國出口貿(mào)易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的脈沖響應(yīng)。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示出口對沖擊的反應(yīng)。從圖中可以看出實際有效匯率沖擊對出口會形成負(fù)向的影響，在滯后三期時達(dá)到最大值，且影響具有較長的持續(xù)效應(yīng)。比較圖1和圖2可以看出，匯率沖擊對出口的影響要大于對進(jìn)口的影響。國外收入沖擊對我國出口貿(mào)易短期內(nèi)幾乎沒有影響。外商直接投資會對我國出口形成正向的沖擊，在滯后兩期時形成最大的沖擊，且沖擊的影響時間較長，但沖擊的影響幅度較小。從出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)看出，出口主要受匯率水平和外商直接投資的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于外商直接投資的沖擊影響。脈沖響應(yīng)分析結(jié)果進(jìn)一步證實了前文的結(jié)論。

四、結(jié)論及啟示

本文利用2001年1月到2015年9月的月度數(shù)據(jù)，建立VEC模型分析了我國進(jìn)出口貿(mào)易與實際有效匯率、國內(nèi)收入、外商直接投資的長期協(xié)整關(guān)系和短期動態(tài)關(guān)系，研究結(jié)果顯示：（1）在短期，實際有效匯率、國內(nèi)收入和外商直接投資對進(jìn)口的影響都是顯著的。實際有效匯率對進(jìn)口表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，匯率升值減少進(jìn)口，匯率貶值增加進(jìn)口；國內(nèi)收入和外商直接投資對進(jìn)口都表現(xiàn)為正向沖擊。在長期，實際有效匯率對進(jìn)口產(chǎn)生正向沖擊，但并不顯著；國內(nèi)收入對進(jìn)口產(chǎn)生正向沖擊；外商直接投資對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)向沖擊。（2）在短期，實際有效匯率對出口表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，即匯率升值減少出口，匯率貶值增加出口；國外收入和外商直接投資對出口沒有短期影響。在長期，實際有效匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響都是顯著的，實際有效匯率對出口產(chǎn)生負(fù)向沖擊，而國外收入和外商直接投資對出口產(chǎn)生正向沖擊。（3）人民幣實際有效匯率對出口的影響大于對進(jìn)口的影響，出口的匯率彈性大于進(jìn)口的匯率彈性。

本文的分析結(jié)果表明，無論在短期還是長期，人民幣實際有效匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響都是顯著的，尤其對出口貿(mào)易。實際有效匯率波動影響國際收支的路徑主要是通過影響出口而非進(jìn)口，從實證分析結(jié)果來看，匯率貶值無論在短期還是長期都能增加出口，進(jìn)而帶動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長。實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際有效匯率的貶值則將促進(jìn)中國出口的長期增長。一直以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外貿(mào)依存度很高，出口是拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”之一。在進(jìn)出口出現(xiàn)雙降的2015年，我國的外貿(mào)依存度仍達(dá)到36.3%。在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力增大的情況下，人民幣匯率直接影響著我國的進(jìn)出口貿(mào)易，關(guān)系著我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展。人民幣實際有效匯率水平受名義匯率、價格水平、外部沖擊等多方面的影響，匯率的調(diào)整要綜合考慮國內(nèi)外多方面的因素，謹(jǐn)慎行事。

注釋：

① A. K. Rose， The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade： Does the “Marsholl-Levner” Condition Hold？ Journal of International Economics， 1991， 30（3-4），

pp.301-316.

② M. Bahmani-Oskooee， Cointegration Approach To Estimate the Long-run Trade Elasticities in LCDs， International Economic Journal， 1998， 12（3）， pp.89-96.

③ P. Wilson， Exchange Rates and the Rrade Balance for Dynamic Asian Economies―Does the J-Curve Exist for Singapore， Malaysia and Korea？Open Economic Review， 2001， 12（4）， pp.389-413.

④ M. Irandous， K. Ekblad and J. Parmler， Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence From Likelihood-Based Panel Cointegration， Economic Systems， 2006， 30（2）， pp.170-183.

⑤ L. Sastre， Simultaneity Between Export and Import Flows and the Marshall-Lerner Condition， Economic Modelling， 2012， 29（3）， pp.879-883.

⑥ 謝建國、陳漓高：《人民幣匯率與貿(mào)易收支協(xié)整研究與沖擊分解》，《世界經(jīng)濟(jì)》2002年第9期。

⑦ 盧向前、戴國強：《人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響：1994―2003》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第5期。

⑧ 谷宇、高鐵梅：《人民幣匯率波動性對中國進(jìn)出口影響的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》2007年第10期。

⑨ Z. Zhang and K. Sato， Should Chinese Renminbi be Blamed for its Trade Surplus？ A Structural VAR Approach， The World

Economy， 2012， 35（5）， pp.632-650.

⑩ 丁正良、紀(jì)成君：《基于VAR模型的中國進(jìn)口、出口、實際匯率與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究》，《國際貿(mào)易問題》2014年第12期。

篇10

關(guān)鍵詞：閩臺進(jìn)出口貿(mào)易

地理位置、經(jīng)濟(jì)政治背景比較

福建省作為我國一個沿海開放地區(qū)，地處我國東海之濱，面對臺灣，接近港澳，是距離東南亞、西亞、東非和大洋洲最近的省份之一，并且也是全國第二大僑鄉(xiāng)和臺灣同胞主要祖籍地。華僑港澳臺胞在推動福建經(jīng)濟(jì)與國際經(jīng)濟(jì)接軌中起到了重要作用。福建作為我國改革開放的前沿，是最早對外開放的省份之一。全國進(jìn)出口高速增長的大環(huán)境，給福建省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和進(jìn)出口貿(mào)易帶來了良好的氛圍，帶動和促進(jìn)了福建的經(jīng)濟(jì)騰飛。正是在這種大環(huán)境下，有利的地理位置和優(yōu)越的國家政策使全省已形成多層次、寬領(lǐng)域的開發(fā)格局，經(jīng)濟(jì)增長速度大大高于全國平均水平，實現(xiàn)了跨越式發(fā)展。

臺灣省是我國東南沿海的一個寶島，特殊的地理位置和政治經(jīng)濟(jì)背景使得它更便于與祖國內(nèi)陸和國際地區(qū)進(jìn)行經(jīng)貿(mào)合作。同時，臺灣與美國、歐洲、日本等東南亞國家也都有著大量的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易，與福建等內(nèi)陸各省更是早有密切的民間文化交流。在兩岸尚未實現(xiàn)直接“三通”，經(jīng)貿(mào)關(guān)系尚未實現(xiàn)正常化情況下，兩岸的經(jīng)貿(mào)關(guān)系已發(fā)展到相當(dāng)大的規(guī)模。祖國內(nèi)地已成為臺灣最主要的投資地、最大出口地之一及最主要貿(mào)易順差來源，兩岸經(jīng)貿(mào)關(guān)系對臺灣經(jīng)濟(jì)正產(chǎn)生越來越重大的影響。

進(jìn)出口貿(mào)易總體比較

“九五”期間，福建省累計出口額大約518億美元，比“八五”翻了近一番，年遞增10.3%。2000年，福建進(jìn)出口貿(mào)易總量首次突破200億美元，達(dá)到212.23億美元，居全國第6位。2001年全省進(jìn)出口貿(mào)易工作取得新的進(jìn)展，進(jìn)出口貿(mào)易總值達(dá)到226.26億美元，比上年增長6.6%。其中出口139.22億美元，增長7.9%，高于全國1.1個百分點，出口規(guī)模繼續(xù)保持全國第6位；進(jìn)口87.04億美元，增長4.7%，保持了較大的貿(mào)易順差。2002年全省進(jìn)出口貿(mào)易總額達(dá)284億美元，其中出口173.7億美元，比上年增長24.75%；進(jìn)口110.27億美元，比上年增長26.7%。全省已初步形成多層次、全方位的對外開放格局，同世界上200個國家和地區(qū)建立了經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系，全年出口上千萬美元的商品共有60多種。福建外貿(mào)發(fā)展已經(jīng)呈現(xiàn)出由“求量”向“重質(zhì)”的轉(zhuǎn)變。福建經(jīng)濟(jì)快車之所以能夠長期迅跑，很大程度得益于外貿(mào)這匹強勁有力的“黑馬”。福建外貿(mào)發(fā)展呈現(xiàn)出五大特點，即：出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，檔次不斷提升；貿(mào)易方式有新的轉(zhuǎn)變，高技術(shù)含量、高附加值的加工貿(mào)易項目明顯增多；出口市場趨于相對均衡；對外貿(mào)易實現(xiàn)“順差順收”的良性局面；外貿(mào)經(jīng)營多元化格局初步形成。

從1995年到2002年的進(jìn)出口貿(mào)易指標(biāo)上看，臺灣的進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)波浪式的起伏波動：2000年達(dá)到最高值，進(jìn)出口總額為2883億美元，其中出口額1483億美元，進(jìn)口額1400億美元；而2001年卻呈現(xiàn)出衰退跡象，進(jìn)出口貿(mào)易總額甚至低于1997、1998、1999三年。在經(jīng)歷了2001年前所未有的經(jīng)濟(jì)衰退后，2002年臺灣省的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易開始緩慢復(fù)蘇，其主要原因來自于出口增長，1至9月，對外出口增長5.1%，其中對內(nèi)地出口成為帶動臺灣產(chǎn)品出口增長的重要動力。在國際經(jīng)濟(jì)景氣尤其是兩岸貿(mào)易大幅增長的帶動下，臺灣對外貿(mào)易扭轉(zhuǎn)頹勢，對帶動經(jīng)濟(jì)走出谷底發(fā)揮了重要作用，但由于島內(nèi)的民間消費及民間投資仍然疲弱，使整個經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)“外溫內(nèi)冷”的狀況，全年經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)低增長態(tài)勢。(見表1)

從以上具體數(shù)據(jù)可以看出，福建省的進(jìn)出口貿(mào)易呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，而臺灣則呈現(xiàn)上下起伏波動的形勢。雖然福建省的進(jìn)出口貿(mào)易在近年有相當(dāng)快的發(fā)展，在全國也排名前列，但與臺灣相比還是有較大的差距。到2002年為止，福建的進(jìn)出口貿(mào)易總額只為臺灣的1/10左右，進(jìn)口額差距則要更大一些。因此，福建的進(jìn)出口貿(mào)易要達(dá)到臺灣現(xiàn)在的水平仍然需要一定的時日。

進(jìn)出口市場、地區(qū)比較分析

經(jīng)過改革開放和對外貿(mào)易的短短20年時間，福建省的出口市場結(jié)構(gòu)進(jìn)一步趨于合理，多元化市場戰(zhàn)略取得新的突破。以前，東南亞一直是福建外貿(mào)出口的傳統(tǒng)市場，近兩年，福建對世界各大洲的出口全面增長，特別是對俄羅斯、東歐、中東、韓國、非洲、中南美洲等新興市場出口增長迅猛。對香港和日本的出口占亞洲的前兩位；對德國、英國、美國也都有大量出口，且呈現(xiàn)逐年增加的趨勢。2001年，全省實際商品出口國家與地區(qū)達(dá)193個，對亞洲出口61.9億美元，占全省出口總值的44.5%，對美國、日本、歐盟、香港四大傳統(tǒng)市場合計出口97.8億美元，占全省出口總值的70.2%，美國已經(jīng)一躍成為福建最大的出口市場。

對臺灣省來說，美國是其出口的第一大市場，占總出口的23.7%，至今仍然穩(wěn)定增加，從1996年的26.866億美元增長到2000年的34.815億美元，平均年增長率14.6%，主要原因是美國的經(jīng)濟(jì)景氣繼續(xù)擴大，臺灣對美國的出口（以信息通訊機器為主）有順暢的增長。其次，香港是臺灣出口的第二大市場，2000年出口額達(dá)31.336億美元。近幾年，中國大陸的出口劇增，從而導(dǎo)致對臺灣原材料、部件等的進(jìn)口需求增大，臺灣經(jīng)由香港對中國大陸的間接出口增長堅挺。日本是臺灣的第三大出口市場。但在1997年，對日本的出口由于口蹄疫發(fā)生而導(dǎo)致豬肉出口停止，另外也由于日本經(jīng)濟(jì)恢復(fù)緩慢的影響而劇減，從1996年到2000年出口額平均為13億美元左右。對亞洲出口則為總出口的一半以上，且呈現(xiàn)快速增長，其中同上年相比，對日本出口增長44.1%，對東盟五國增長32.1%，對香港增長24.9%。因此，可以看出美國是福建和臺灣的第一大出口國。福建的出口有往歐洲和美洲擴大的趨勢，而臺灣的出口則逐漸向亞洲擴展。

進(jìn)口方面，福建省對亞洲的進(jìn)口主要來自于日本，最高時期（2000年）達(dá)到13.15億美元，對香港、泰國、馬來西亞、新加坡都有較大量的進(jìn)口；歐洲主要從德國、意大利及英國三個國家進(jìn)口，最高進(jìn)口額為1998年對德國的3.23億美元；美國也是福建省較大的進(jìn)口國之一，且年進(jìn)口量呈逐步遞增趨勢，從1997年的6.23億美元發(fā)展到2001年的8.08億美元。2001年，全省與世界上110個國家與地區(qū)開展進(jìn)口貿(mào)易，進(jìn)口5000萬美元以上的國家與地區(qū)共有20個。

臺灣最大的商品進(jìn)口來源是日本，2000年達(dá)到3.86億美元。其次是美國，由于臺灣的有關(guān)信息通訊產(chǎn)品的出口堅挺，導(dǎo)致對美國電子部件的進(jìn)口需求旺盛，2000年達(dá)到最高值2.51億美元。但是臺灣對日本和美國的進(jìn)口都呈現(xiàn)了逐年上下波動的形勢，可見國際經(jīng)濟(jì)政治和臺灣內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)變動對進(jìn)出口貿(mào)易都產(chǎn)生相當(dāng)大的影響。同時，臺灣對韓國、馬來西亞、法國、德國也有較大量的進(jìn)口。

進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)比較分析

近幾年來，福建省不斷加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，外貿(mào)出口格局也不斷優(yōu)化。初級產(chǎn)品所占比重進(jìn)一步下降，工業(yè)制品出口保持較快增長，二者的比例由1999年的17.4:82.6調(diào)整為2001年的9.3∶90.7。2001年全省初級產(chǎn)品出口13億美元，比上年減少近7000萬美元，占全省出口總值的比重由上年的10.6%降到9.3%，工業(yè)制品出口126.3億美元，占全省出口的比重突破90%。2002年機電產(chǎn)品出口68.04億美元，同比增長41.44%，占全省出口總額的39.17%；高新技術(shù)產(chǎn)品出口32.34億美元，同比增長82.07%，占全省出口總額的18.62%。高新技術(shù)產(chǎn)品、機電產(chǎn)品成為拉動福建外貿(mào)增長的主要動力。電子行業(yè)有三分之二以上的企業(yè)是通過利用外資改造發(fā)展起來的，新開發(fā)的出口商品有電視機、錄像機、電話機、電腦、音響、電子元器件等六大類，農(nóng)業(yè)、食品制造業(yè)、建材、機械、石化行業(yè)等也通過利用外資得到很大的提高和發(fā)展。

同樣，在臺灣省的出口產(chǎn)品中，工業(yè)產(chǎn)品所占的比重也是最大，2001年達(dá)到1462.15億美元，其次才是農(nóng)產(chǎn)加工品和農(nóng)產(chǎn)品?？梢?，福建的工業(yè)制品出口雖然占到全省出口比重的90%，但仍然不及臺灣的十分之一。在出口商品結(jié)構(gòu)方面，電氣機器、電氣器材與機械均處于前兩位。臺灣對中國大陸間接出口的主要商品項目有：電機設(shè)備及部件、機械設(shè)備、塑料原料及制品、人造纖維絲、工業(yè)用紡織品等。其中電機設(shè)備所占比重最大，達(dá)到15.9%。另一方面，從增長率看，電機設(shè)備及其部件比1996年增長30.8%，鋼鐵制品比1996年增長29.5%，這兩項在工業(yè)產(chǎn)品中的出口增長率最為顯著。

進(jìn)口方面，福建省的進(jìn)口商品種類廣泛，主要以工業(yè)制品中的機器設(shè)備為主。2002年福建省機電產(chǎn)品進(jìn)口62.08億美元，增長43.7%；高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口28.68億美元，增長65.4%。而臺灣省的進(jìn)口額中，原材料占最大份額，2000年達(dá)到897.78億美元，其次是資本貨物和消費品。福建進(jìn)口的原料配件及設(shè)備所占比重相應(yīng)提高到88.4%，初級產(chǎn)品所占比重下降到11.6%。化學(xué)成品、紡紗織物、鋼鐵、機械及運輸設(shè)備等商品占絕大多數(shù)，技術(shù)引進(jìn)和設(shè)備進(jìn)口主要集中在郵電、汽車、輕工、食品等。在所有的進(jìn)口商品中，規(guī)模超過1億美元的就有7大類。

伴隨著科技產(chǎn)品世界市場占有率的不斷提高，臺灣進(jìn)口的機器設(shè)備和零部件也不斷增加。臺灣與中國大擊的進(jìn)出品貿(mào)易也有了相當(dāng)?shù)陌l(fā)展。受到民間投資活躍等因素的支持，臺灣對中國大陸的間接進(jìn)口額，主要以農(nóng)業(yè)、工業(yè)原材料為主，達(dá)到39.15億美元。

從以上的定性分析可以看出，福建的進(jìn)出口貿(mào)易及整個經(jīng)濟(jì)水平都與臺灣有相當(dāng)大的差距。這是與它們各自的經(jīng)濟(jì)政策，政治背景緊密相關(guān)的。兩省的進(jìn)出口貿(mào)易有許多共同之處，但也存在著各自的特色?？傮w來說，由于歷史、政治、經(jīng)濟(jì)的原因，臺灣進(jìn)出口貿(mào)易與福建省進(jìn)出口貿(mào)易無論在規(guī)模上、速度上、結(jié)構(gòu)上都存在著很大的區(qū)別。福建屬祖國大陸同一經(jīng)濟(jì)體，這種與臺灣地區(qū)的差別是正常的，隨著改革開放，內(nèi)地已成為臺灣最重要的投資、出口地之一，內(nèi)地對臺灣的進(jìn)出口貿(mào)易在臺灣經(jīng)濟(jì)的比重越來越大，同時也加強了內(nèi)地與臺灣的經(jīng)貿(mào)合作。如果兩岸能夠消除人為的屏障，隨著交往的日趨頻繁，閩臺的進(jìn)出口貿(mào)易將呈現(xiàn)越來越緊密、互補、共榮的特征。

參考資料：

1．楊維中，1997年臺灣的對外貿(mào)易――1998年日本貿(mào)易振興會白皮書：貿(mào)易篇，臺灣研究集刊，1999年第二期

2．石廣生，中國對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展與展望，國際商報，1998年10月15日

3．對外經(jīng)貿(mào)部，福建外貿(mào)首超200億美元，2001年03月02日