導語：貨幣政策對我國貿(mào)易影響研討一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要:在最優(yōu)跨時消費的基礎(chǔ)上,建立國際貨幣政策影響貿(mào)易收支的短期和長期理論模型,使用該模型對中國1979—2008年的貿(mào)易收支進行實證分析,結(jié)果表明:美元的過度發(fā)行是造成中國貿(mào)易順差的重要因素;短期內(nèi),使用人民幣升值的辦法對平衡中國貿(mào)易收支的作用較小;消費不足不能解釋中國長期的貿(mào)易收支問題,長期的貿(mào)易收支是最優(yōu)跨時貿(mào)易的結(jié)果,體現(xiàn)出中國與其它國家貿(mào)易的互補性、互利性。

關(guān)鍵詞:貨幣政策;貿(mào)易收支;貿(mào)易順差;最優(yōu)跨時貿(mào)易

一、引言

自20世紀90年代中期以來,中國貿(mào)易收支一直保持順差。中國貿(mào)易順差問題成為國內(nèi)乃至全球關(guān)注的焦點。巨額的貿(mào)易順差不僅對我國經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生負面影響,而且會引起越來越多的貿(mào)易糾紛,成為我國對外貿(mào)易發(fā)展的絆腳石。在世界經(jīng)濟陷入困境的2009年度,貿(mào)易保護更是集中爆發(fā),僅美國和歐盟涉嫌中國制造的“雙反”案件就高達101起,這在世界貿(mào)易史上實屬罕見。

國內(nèi)外學者對中國貿(mào)易順差問題進行了大量研究,主要體現(xiàn)在以下兩個方面:一是從Keynes的宏觀經(jīng)濟模型出發(fā),提出內(nèi)需不足是中國貿(mào)易持續(xù)順差的根本原因,認為中國應該放棄“出口導向”的發(fā)展戰(zhàn)略,通過刺激內(nèi)需改變經(jīng)濟發(fā)展對國外需求的過分依賴;二是遵循國際收支調(diào)節(jié)的彈性理論,提出人民幣低估是中國長期保持順差的主要原因,建議通過人民幣升值調(diào)節(jié)貿(mào)易順差。這兩種觀點都有合理性,但與現(xiàn)實似乎不太吻合。如果內(nèi)需不足相對于外需充足,那么在全球經(jīng)濟危機背景下,為何外需不足我國貿(mào)易仍保持順差?如果人民幣升值可以調(diào)節(jié),為何我國自2005年7月匯改以來,人民幣適度升值后,對外貿(mào)易仍然是順差?本文認為,中國貿(mào)易順差短期內(nèi)是國際貨幣政策造成的輸入性順差,長期是最優(yōu)跨時貿(mào)易的結(jié)果。

近年來,作為世界貨幣符號的美元供給量超常增長,可能是短期中國貿(mào)易順差的重要原因。長期,中國貿(mào)易順差是平衡前期貿(mào)易逆差的跨時貿(mào)易結(jié)果,體現(xiàn)了國與國之間跨時貿(mào)易的互利性和互補性。

基于此,本文從消費者最優(yōu)跨時條件出發(fā),建立國際貨幣政策對貿(mào)易收支影響的短期和長期模型,在理論上說明國際貨幣政策對一國貿(mào)易收支可能產(chǎn)生的影響。然后使用該理論模型,從實證角度分析美國相對于中國的貨幣供給量變化對中國貿(mào)易順差產(chǎn)生的影響。

二、文獻綜述

貨幣政策對貿(mào)易收支影響的傳導機制一直是貨幣經(jīng)濟學研究的重要問題。西方經(jīng)濟學經(jīng)典理論一般是將貨幣政策傳導機制分為三類:利率渠道、信貸渠道和匯率渠道。由于匯率渠道從理論上直接解釋了貨幣供給影響貿(mào)易收支的途徑,因此,大多研究文獻是從匯率渠道出發(fā),研究貨幣供給影響貿(mào)易收支。

Obstfeld等(1995)將匯率因素納入貨幣政策傳導機制研究中,分析貨幣政策通過匯率變化對貿(mào)易收支的影響;Faust等(2002)研究了貨幣政策變動對匯率的影響問題。對于我國貨幣政策對貿(mào)易收支的研究,盛朝暉(2006)認為我國的貨幣政策匯率傳導機制具有一定的被動性,貿(mào)易收支變化是匯率變動的格蘭杰原因,而匯率變動不是貿(mào)易收支變動的格蘭杰原因;趙進文等(2004)認為我國貨幣供給量對進出口影響顯著,貨幣供應量直接作用于貿(mào)易收支平衡。Zhang等(2007)認為中國貿(mào)易失衡是實體沖擊的結(jié)果,貨幣手段難以有效解決中國貿(mào)易失衡問題。Groenewold等(2007)、Zheng等(2006)都表明人民幣幣值調(diào)整對中美貿(mào)易失衡的作用不大。

從非貨幣因素考察中國貿(mào)易順差成因的研究主要體現(xiàn)在以下四個方面:(1)加工貿(mào)易和外商直接投資的影響。盧鋒(2006)認為貿(mào)易順差的直接原因來自于加工貿(mào)易和外商直接投資的“結(jié)盟效應”,深刻根源則是產(chǎn)品內(nèi)分工時代背景與改革開放進程的互動關(guān)系。余永定等(2006)強調(diào)中國的貿(mào)易順差是中國長期推行吸引FDI的優(yōu)惠政策,特別是加工貿(mào)易型FDI優(yōu)惠政策的結(jié)果,并認為貿(mào)易順差已經(jīng)成為結(jié)構(gòu)性問題,無法通過宏觀政策在短期內(nèi)加以糾正。張二震等(2009)認為產(chǎn)品內(nèi)分工的快速發(fā)展是我國貿(mào)易順差的重要背景,我國快速融入國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)是貿(mào)易順差快速增長的內(nèi)在原因。(2)中國廉價資源和貿(mào)易政策共同作用的結(jié)果。王晉斌等(2007)指出中國貿(mào)易順差是中國經(jīng)濟的資源稟賦和對外投資、貿(mào)易政策共同作用的結(jié)果,認為貿(mào)易順差擴大是未來相當長時期內(nèi)的基本態(tài)勢,不存在任何低成本快速降低貿(mào)易順差的短期措施。余蕓春(2007)認為相對較低的資源價格是形成我國貿(mào)易順差的主要原因,積極推動金融體制改革、完善要素市場是解決順差的重要途徑。(3)產(chǎn)能過剩和有效需求不足。張家勝等(2007)認為國內(nèi)有效需求不足和國內(nèi)投資過度擴張、貿(mào)易生產(chǎn)相對過剩與公共品供給不足以及國民儲蓄超過國內(nèi)投資是中國貿(mào)易收支順差的直接原因,而人口紅利、大規(guī)模的工業(yè)化與城市化、地方政府行為扭曲、金融抑制等因素決定了中國貿(mào)易順差將在較長時期內(nèi)存在。(4)從跨時貿(mào)易分析我國貿(mào)易順差的成因。趙文軍等(2008)認為中國實際資本存量高速增長和居民實際財富緩慢爬升是貿(mào)易順差快速增加的主要原因。張碧瓊(2009)認為中國與美國存在互利的跨期交易,美國逆差和中國順差,表明中美之間存在順逆差轉(zhuǎn)換關(guān)系,體現(xiàn)了兩國的跨期消費模式的互補性。

三、理論模型

本文的理論分析是基于Obstfeld等(1995)的理論模型。他們的分析是建立了一個價格事先確定的完全預期的兩國一般均衡的貨幣模型,指出在價格完全彈性條件下,永久性的貨幣沖擊不存在動態(tài)變化過程,世界經(jīng)濟立即調(diào)整到現(xiàn)存財富分配下的穩(wěn)定狀態(tài)。以中國貿(mào)易收支為研究對象,我們著重分析了兩國貨幣政策、匯率、世界實際利率、產(chǎn)品價格等因素對貿(mào)易收支的短期影響過程。

假設(shè)世界上只存在兩個國家:本國和外國,每個國家的人口假定為1。這個代表性的人口既是生產(chǎn)者也是消費者。作為消費者消費兩國的所有商品,作為生產(chǎn)者均為壟斷廠商。兩國都只生產(chǎn)貿(mào)易品,不存在非貿(mào)易品,每種產(chǎn)品被指數(shù)化為z(z∈[0,1])。假定本國壟斷廠商只生產(chǎn)[0,n](0

1.基于消費的購買力平價

假定不存在貿(mào)易障礙,每種商品的一價定律都是成立的。若使用ε表示名義匯率(以本幣表示外幣的價格),商品z的本幣價格為p(z),外幣價格為p*(z),則由一價定律知,p(z)=εp*(z),p*(z)=p(z)ε。本國和外國貨幣價格指數(shù)也滿足一價定律,即P=εP*,P*=Pε。

2.生產(chǎn)者的行為

由于商品z只能由壟斷廠商提供,所以生產(chǎn)者對于商品z面臨的需求就是所有消費者對于商品z的需求之和。假定本國代表性消費者對于任意商品z的需求為c(z),總消費指數(shù)為C,收入約束為Z,代表性消費者的最優(yōu)化行為滿足下列條件:maxC=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1s..t∫10p(z)c(z)dz=Z求解這一最優(yōu)化過程可知,本國和外國(外國同理,下同)代表性消費者對于商品z的需求分別為:c(z)=p(z)P-θC,c*(z)=p*(z)P*-θC*。商品z的需求曲線yd(z)為:yd(z)=p(z)P-θ×[C+C*]=p(z)P-θ×Cw(∵Cw=C+C*,ε=p(z)p*(z)=PP*)用y(z)和y*(z)表示本國生產(chǎn)者生產(chǎn)商品z的產(chǎn)出量,本國和外國總產(chǎn)出為:Y=∫n0y(z)dz,Y*=∫1ny*(z)dz3.消費者的預算約束假定兩國唯一可以交易的資產(chǎn)是用復合消費品表示的無風險的Arrow-Debreu債券,那么本國代表性消費者在時期t的預算約束用實際項表示為:Bt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中,rt為t-1期到t期的債券實際利率;Bt為國內(nèi)代表性消費者從t-1期到t期持有的債券,Bt+1為t期到t+1期持有的債券;Mt-1、Mt為t期初和t期末持有的貨幣余額;Pt為t期的貨幣價格指數(shù);pt(z)為代表性生產(chǎn)者生產(chǎn)商品z在時期t的國內(nèi)價格;yt(z)為商品z在時期t的產(chǎn)出量；∫n0pt(z)yt(z)dz表示生產(chǎn)者在時期t的生產(chǎn)性收入;Ct為代表性消費者在t期的綜合消費額;τt表示政府在時期t的累進稅(負的累進稅表示轉(zhuǎn)移性收入,本文的分析均假定τt<0)。

4.消費者跨時最優(yōu)決策

假定本國代表性消費者在時期s的消費指數(shù)為Cs,實際貨幣余額為MsPs,生產(chǎn)中付出的勞動的偏好為k2Y2s,主觀貼現(xiàn)率為β。國內(nèi)消費者的跨期消費函數(shù)貼現(xiàn)到t期為Ut=∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2Y2s。

那么,消費者跨時最優(yōu)決策為:maxy(z),M,BUt=∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2∫n0ys(z)dz2s..tBt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中:C=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1(θ>1),P=∫10p(z)1-θdz11-θ,χ、k為常數(shù)。

Bt+1,Mt,yt(z)的一階條件分別為:Ct+1=β(1+rt+1)Ct,MtPt=χCt1+it+1it+1,y1θt=1k(Cwt)1θ1Ct。定義為1+it+1=Pt+1Pt(1+rt+1),it+1為t期到t+1期本幣的名義利率。均衡的橫截性條件為limT→∞R,tt+TBt+T+1+Mt+TPt+T=0。同樣,對于外國消費者能得到類似的條件。

5.約束條件的動態(tài)化

令^Xt=dXtXt,使用Aoki(1981)的方法可以求出約束條件的動態(tài)化方程為:^Bt+1=c1^Mt-^M*t-^et+1δ[^et+1-^et]+c2^Mt+1-^M*t+1-^et+1+1δ[^et+2-^et+1]+c3^Mt+c4^Mt-1+c5^pt(h)+c6^pt+1(h)+c7^rt+c8^rt+1+c9(-^τt)+c10^Bt假定a3γ1θ1-γ1>a4時,c1=-γ1(1-θγ1-γ2a2+a3(1-1δ×γ1θ1-γ1)+a4(1+1δ)<0c2=1δ×γ1(1-θ)γ1-γ2(a3γ1θ1-γ1-a4)>0,c3=-a2(1-b1)+a3γ1θ1-γ1-a4>0c4=a2b1>0,c5=[a2+a3+(a3+a4)(1+1δ)]>0,c6=-(a3γ1θ1-γ1+a4)1δ<0c7=a1δ1+δ>0,c8=-(a3γ1θ1-γ1+a4)11+δ<0,c9=(1-a1-a2-a3-a4)>0,c10=a1>0其中:γ1、γ2表示本國和外國產(chǎn)品在總產(chǎn)出中的比重(假定γ1<γ2);δ=r為長期不變的均衡世界實際利率;ai(i=1,2,3,4)、bi(i=1,2)分別表示各分量在總量中所占比重。

6.貿(mào)易收支動態(tài)化

(1)短期貿(mào)易收支動態(tài)化模型令Bt+1表示本國在第t期末的外匯資產(chǎn)凈值,第t期的貿(mào)易收支余額定義為CAt=Bt+1-Bt。貿(mào)易收支的逐期變化率為CAt^=d^Bt+1-(d-1)^Bt。

令Et{^mt+1}=^Mt+1-^M*t+1-^et+1,^mt=^Mt-^M*t-^et,Et{^et+2}=^et+2,Et{^et+1}=^et+1,Et{^pt+1(h)}=^pt+1(h),Et{^rt+1}=^rt+1,則:CAt^=1Et{^mt+1}+2^mt+3^mt-1+1δEt{^et+2}+2δ-1δEt{^et+1}+3δ-2δ^et-3δ^et-1+4^Mt+5^Mt-1+6^Mt-2+7Et{^pt+1(h)}+8^pt(h)+9^pt-1(h)+10Et{^rt+1}+11^rt+12^rt-1+13c9(-^τt)+14(-^τt-1)+15^Bt+16^Bt-1(1)其中:1=dc2>0,2=dc1+(d-1)c2>0,3=-(d-1)c1<0,4=dc3<0,5=dc4+(d-1)c3>0,6=-(d-1)c4<0,7=dc6<0,8=dc5+(d-1)c6不能確定,9=-(d-1)c5<0,10=dc8<0,11=dc7+(d-1)c8不能確定,12=-(d-1)c7<0,13=dc9>0,14=-(d-1)c9<0,15=dc10>0,16=-(d-1)c10<0(2)長期貿(mào)易收支動態(tài)化模型在兩個國家中,長期一國的消費應該等于其長期的實際收入;在不存在政府支出的條件下,一國的鑄幣稅收入完全以轉(zhuǎn)移支付的形式返還給公眾,Ricardian等價定理恒成立。本國代表性的消費者的約束條件變?yōu)?B=(1+r)B+YP-C長期貿(mào)易收支動態(tài)化模型:^CAt=φ1^Ct+(1-φ1)(^Yt-^Pt)(2)綜合上述影響貿(mào)易收支的短期和長期模型,可以得出如下主要性質(zhì)性質(zhì)Ⅰ:短期內(nèi),國際貨幣政策對本國貿(mào)易收支的影響取決于兩國貨幣的相對供給量、相對供給量的預期以及前期的相對供給量,本國貿(mào)易順差隨著外國貨幣供給量相對增加而增加,隨著預期本國貨幣供給量相對增加而增加,隨著前期外國貨幣供給量的相對增加而減小。其最終作用的大小取決于這三種作用的總和,即1-2-3。當滿足1-2-3>0時,,本國的貿(mào)易順差是輸入性的,它完全是外國貨幣供給量的相對擴張和本國消費者最優(yōu)跨時消費的結(jié)果。

性質(zhì)Ⅱ:短期內(nèi),如果僅考慮本國貨幣供給量的絕對擴張,那么本國貨幣供給量的增加將會減少貿(mào)易順差,這與貨幣主義分析方法相同。

性質(zhì)Ⅲ:短期內(nèi),匯率對本國貿(mào)易順差的影響不很明確。雖然當期匯率下降(本幣升值)會出現(xiàn)逆差,但預期的匯率下降卻能導致貿(mào)易順差。匯率對貿(mào)易收支影響的結(jié)果取決于它們之間作用的大小。

性質(zhì)Ⅳ:一國的貨幣政策在長期內(nèi)只會影響該國的消費價格指數(shù),對貿(mào)易收支不會產(chǎn)生直接的影響,貨幣政策長期內(nèi)無效。

四、對中國貿(mào)易順差的實證研究

1.模型的選擇和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)短期貿(mào)易收支動態(tài)化模型(1),考慮計量分析的可行性,我們設(shè)定的短期模型為:^CAt=φ1Et{^mt+1}+φ2^mt+φ3^mt-1+φ4Et{^et+2}+φ5Et{^et+1}+φ6^et+φ7^Mt+φ8^Mt-1+φ9^Mt-2+φ10Et{^pt+1(h)}+φ11^pt(h)+φ12^rt+φ13(-^τt)+φ14^Bt+μt(μt~ⅡD(0,σ2))(3)由上述短期模型的分析,模型(3)的參數(shù)應該滿足下列條件:φ1>0,φ2>0,φ3<0,φ4>0,φ5>0,φ6<0,φ7<0,φ8>0,φ9<0,φ10<0,φ13>0,φ14>0,φ11,φ12的符號不確定。

根據(jù)長期貿(mào)易收支動態(tài)方程(2),考慮到我國從1994年開始的持續(xù)貿(mào)易順差,我們設(shè)定的長期模型為:^CAt=0+1(^Ct+^Pt-^Yt)+2D*(^Ct+^Pt-^Yt)+vt(vt~ⅡD(0,σ2))(4)其中:D為虛擬變量且D=0,1979—19931,1994—2008。當^Ct+^Pt>^Yt時,國內(nèi)實際消費大于國內(nèi)實際產(chǎn)出,貿(mào)易收支應該為逆差。針對中國貿(mào)易收支的實際情況,模型(4)的回歸系數(shù)滿足1>0,2<0。

由于貿(mào)易收支余額定義為CAt=Bt+1-Bt,而Bt+1表示本國在第t期末的外匯資產(chǎn)凈值,所以我們選擇進出口差額和國家外匯儲備代替我國持有的外匯資產(chǎn)凈值。中國貨幣供給量使用歷年的M2,外國表1序列ADF檢驗結(jié)果變量名檢驗類型t-統(tǒng)計值5%臨界值結(jié)論^Mt-^M*t-^et(c,0,4)-5.52957***-2.99806平穩(wěn)^et(c,0,4)-3.99318***-2.97626平穩(wěn)^Mt(c,0,5)-3.19786**-2.99806平穩(wěn)^pt(h)(c,0,6)-4.73328***-2.99806平穩(wěn)^rt(c,0,4)-4.45179***-2.99806平穩(wěn)^τt(c,0,4)-4.74934***-2.99806平穩(wěn)^Bt(c,0,4)-4.39488***-2.99806平穩(wěn)^Ct+^Pt-^Yt(c,0,7)-5.12943***-2.97185平穩(wěn)注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上通過檢驗。

貨幣供給量使用美國的同期貨幣供給量(M2)。本國產(chǎn)品價格指數(shù)使用我國工業(yè)品出廠價格指數(shù)。中國貨幣價格指數(shù)使用消費者價格指數(shù)CPI。由于模型假定τt為政府的鑄幣稅收入,使用中國政府的財政赤字近似代替。數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、美聯(lián)儲網(wǎng)站和EIU數(shù)據(jù)庫。

2.變量的平穩(wěn)性檢驗

用非平穩(wěn)的時間序列建立回歸模型會帶來偽回歸問題,導致用非平穩(wěn)的時間序列建立的估計結(jié)果毫無意義,在進行時間序列回歸分析前須對數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果顯示,這些變量都是平穩(wěn)的(如表1所示)。

3.短期模型的回歸分析

對于模型(3)的回歸,本文采用逐步回歸方法?？紤]到我國自1994年以后貿(mào)易收支持續(xù)順差的事實和模型(3)本身具有滯后項的特點,回歸分析中使用的數(shù)據(jù)是1994—2008年的年度樣本數(shù)據(jù)。短期模型的實證結(jié)果、顯著性檢驗和變量的樣本期均在表2中得以體現(xiàn)。

表2影響中國貿(mào)易收支順差短期模型的回歸結(jié)果(1994—2008)^CAt模型Ⅰ僅考慮中美兩國相對貨幣供給量對中國貿(mào)易順差的影響。當期美國貨幣供給量相對增加1%時,中國貿(mào)易順差增加0.17個百分點;預期未來中國貨幣供給量相對增加1%,促進中國貿(mào)易順差進一步擴大到0.58個百分點;前期美國貨幣供給量相對增加1%,本期中國貿(mào)易順差將減少0.44個百分點,起到平衡中國貿(mào)易收支的作用。但這種縮小貿(mào)易順差的作用小于擴大順差的作用。

模型Ⅱ僅考慮匯率因素對中國貿(mào)易收支的影響。當期匯率下降1%,中國貿(mào)易順差減少0.40個百分點,人民幣升值在一定程度上縮減我國的貿(mào)易順差。

模型Ⅲ僅考慮中國貨幣供給量的絕對變化對貿(mào)易收支的影響。當期中國貨幣供給量的絕對變化,對貿(mào)易收支的影響不顯著;前期和前兩期中國貨幣供給量絕對增加1%,中國貿(mào)易收支分別增加0.93個百分點和降低0.61個百分點。兩者的共同作用是使得中國貿(mào)易收支增加0.32個百分點。

如果單獨選用中國產(chǎn)品的價格因素、世界實際利率、中國財政赤字以及中國持有的無風險外匯債券進行回歸,結(jié)果均不顯著,說明當其它因素保持不變時,這些變量不能單獨解釋中國貿(mào)易順差的問題。

因此,本文把它們加入到貨幣供給的相對變化上,形成模型Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ和Ⅶ。

模型Ⅳ考慮中美兩國貨幣供給的相對變化和預期本國產(chǎn)品價格變化對中國貿(mào)易順差的影響,模型Ⅴ是在模型Ⅳ的基礎(chǔ)上再加上世界實際利率的影響,模型Ⅵ將中美貨幣政策與中國財政政策結(jié)合起來分析中國的貿(mào)易順差,模型Ⅶ分析加入了中國持有的無風險債券對貿(mào)易順差的影響。通過表2可以觀測到,加入這些因素后并沒有改變貨幣供給量相對變化對貿(mào)易順差影響的符號,國際貨幣政策是中國貿(mào)易順差形成的一個重要原因。

此外,我們還嘗試了將其余變量加入到回歸中來,結(jié)果均不顯著。綜合看來,中國貿(mào)易順差受美國貨幣相對供給量的影響顯著,在短期內(nèi)難以實現(xiàn)貿(mào)易收支平衡。

4.長期模型的回歸分析

模型(4)的變量通過了平穩(wěn)性檢驗(具體見表1),對模型(4)進行回歸,可以得到1979—1993年的方程:^CAt=-0.05+1.84×(^Ct+^Pt-^Yt)(1.93)和1994—2008年方程:^Ct=-0.02-2.79×(^Ct+^Pt-^Yt)(14.49)(1.93)R2=0.96F=327.24DW=1.95通過上述兩個方程可以發(fā)現(xiàn),1994—2008年的貿(mào)易順差恰巧可以由消費不足說明,但這種消費不足卻無法說明我國1979—1993年的大多數(shù)年份的貿(mào)易逆差問題。兩個階段符號相反的回歸系數(shù)表現(xiàn)出跨時消費的特點,前期的逆差和現(xiàn)在的順差體現(xiàn)了我國為平滑消費進行的最優(yōu)跨時貿(mào)易特點,說明了我國與他國跨時貿(mào)易的互補性、互利性。

五、結(jié)論

本文從消費者效用最大化條件出發(fā),構(gòu)建了一個基于最優(yōu)跨時貿(mào)易的兩國貨幣政策影響貿(mào)易收支的短期和長期一般模型。使用該模型對中國貿(mào)易收支進行實證分析,得出以下結(jié)論:

(1)理論上,國際貨幣政策傳導貿(mào)易收支只在短期內(nèi)有效,長期內(nèi)無效。短期內(nèi),國際貨幣政策對本國貿(mào)易收支影響受兩國貨幣的相對供給量(2),相對供給量的預期(1)以及前期的相對供給量(3)影響。其最終作用取決于這三種因素的總和,即1-2-3。當滿足1-2-3>0時,本國的貿(mào)易順差是輸入性的,它是外國貨幣供給量相對擴張和本國消費者最優(yōu)跨時消費的結(jié)果。當外國貨幣供給量不變時,本國貨幣供給量的絕對擴張會導致本國產(chǎn)品價格上漲,出現(xiàn)貿(mào)易逆差。匯率對本國貿(mào)易順差的影響不很明確,取決于當期匯率和預期的匯率之間作用的大小。

(2)長期內(nèi),一國貿(mào)易收支的變化取決于該國實際消費和實際產(chǎn)出的相對變化,一國的貨幣政策只會影響該國的消費價格指數(shù),對貿(mào)易收支不會產(chǎn)生直接的影響。貨幣政策長期內(nèi)無效。

(3)通過對中國貿(mào)易收支的實證研究,短期內(nèi)中國貿(mào)易順差表現(xiàn)出輸入性的特征,它與美國擴張性貨幣政策密切相關(guān)。將所有可能因素都考慮到短期模型中去,那些起顯著相反作用的變量也難以消除美國擴張性貨幣政策對中國貿(mào)易順差的影響。

(4)本文的實證結(jié)論顯示,使用人民幣升值的辦法來降低中國貿(mào)易順差的作用較小。同時,實證分析也說明消費不足只能解釋我國20世紀90年代中期以來的貿(mào)易順差,卻不能解釋在這之前的貿(mào)易逆差。使用長期模型對此進行的實證分析表明,前期的逆差和現(xiàn)在的順差是最優(yōu)跨時貿(mào)易的結(jié)果,體現(xiàn)出我國和其它國家跨時貿(mào)易往來的互利性、互補性。至于為什么會選擇20世紀90年代中期作為我國跨時貿(mào)易順逆差的分水嶺,是需要進一步研究的內(nèi)容。

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