中国对外贸易及贸易弹性的实证分析

中国对外贸易及贸易弹性的实证分析摘要：本文利用协整检验分析了1990～2005年中国持续的贸易顺差及其贸易弹性。

研究结果表明，长期内顺差关于本国购买力水平弹性充足，外国购买力的增加反而对贸易顺差有微弱的抑制作用，实际有效汇率的弹性比较弱。

因此，本文认为，汇率以及由廉价劳动力所衍生出的低价格产品出口并不是贸易顺差的真正原因。

关键词：协整检验Granger因果检验贸易弹性人民币升值引言纵观我国对外贸易形势，自1994年至今，一直保持着巨大的顺差趋势。

西方以及国内的部分学者将贸易顺差归因于人民币汇率过低。

但是中国自决定实施有管理的浮动汇率制度以来，至今已有很长一段时间，这段时间里没有再发生行政性、一次性地使人民币或降或升的事件，汇率的变化主要依据市场的力量，使人民币渐进地升值。

但是经过一年多的实践，贸易顺差的压力仍未得以缓解。

那么，中国应该如何解决贸易顺差问题？人民币汇率究竟对贸易顺（逆）差起到多大的作用？本文试图用一种新的贸易顺差衡量指标，运用协整检验方法对以上问题进行探讨研究。

一、文献回顾汇率与国民收入是影响贸易收支的重要变量，在国际收支弹性论的基础上，国内外诸多专家学者先后对不同国家的贸易收支弹性进行分析，以期寻求改善贸易收支的汇率变动及其他经济调整策略。

Marquez（1990）分别运用两种方法对1973-1985年之间，中国贸易收支中汇率因素和收入因素进行了分析。

按照前一种计算方法，马歇尔-勒纳条件得以满足，汇率贬值一定程度上可以改善贸易收支，按照后一种方法则相反。

国内外国民收入水平同时上升，贸易收支有一定改善。

厉以宁（1991）从汇率因素分析了1970-1983年中国贸易收支，得出进出口价格弹性分别为-0.69和-0.05，马歇尔-勒纳条件不能满足，贬值不利于贸易收支改善。

殷德生（2004）也得出了类似的结论。

陈彪如（1992）对中国1980-1989的数据分析得出，进出口价格弹性之和为-1.0248，出口与进口的收入弹性之差为2.11。

其认为：汇率变动对贸易收支的影响是中性的，经济总体增长能够使贸易收支改善。

戴祖祥（1997）年研究认为，汇率贬值有利于贸易收支改善，收入对进出口的影响随时间的推移而加大。

朱真丽、宁妮（2002）对1980-2000的数据进行分析后认为，汇率贬值有利于贸易收支改善；世界经济增长减缓，将使中国贸易收支盈余减少。

谢建国（2002）也得出了相同的结论。

辜岚（2006）利用协整检验表明，马歇尔-勒纳条件只在中国与美国和欧元区之间成立，与韩国、马来西亚、加拿大之间不成立。

大多数学者都是采用马歇尔-勒纳条件作为判别能否改善贸易收支的基本条件。

但是这种判断在中国贸易顺差巨大的初始状态下是不恰当的。

2005年以来，研究者在研究范式方面作了一定的改进，许统生、涂远芬（2006）利用V AR模型对中国1994-2005的数据进行分析后得出，仅靠人民币汇率的升值很难缩小贸易顺差。

但是，其所作分析亦是分别研究出口、进口与各变量的关系，所以并不能准确地判断顺差的整体指标。

因此，本文尝试将贸易不平衡指标用出口/进口来>1（<1）替代（因为它们的绝对值都不可能为负，所以可以用1作为参考值）传统的出口－进口>0（<0）。

这样就会使各指标很好的统一在一个分析框架之下。

在此基础上，分析国内价格、世界价格、本国汇率、本国收入以及外国收入等指标的关系及其商品的弹性。

二、模型的建立本文首先根据不完全替代理论（the Imperfect Substitutions Model，Goldstein，1985）建立进出口模型。

这个理论关键的假定是：作为研究对象的国家进出口商品和国内生产的商品不具有完全替代性。

中国进出口商品有相当部分是国内尚无能力完全替代的生产资料，而出口商品也具有一定的独特性，因此，不完全替代理论在中国能够适用。

具体的函数形式，我们采用C-D形式，国内外研究也表明C-D函数是符合实际情况的。

因此，中国的出口、进口商品的需求函数可分别表示为：12341()()()u QX A GDPW IPICH CPIW E e αααα=⨯⨯⨯⨯⨯ （1）12342()()()u QM B GDPCH IPICH CPIW E e ββββ=⨯⨯⨯⨯⨯ （2）其中：QX 表示中国的出口需求、QM 表示中国的进口需求、GDPW 表示外国收入、GDPCH 表示中国国内收入、IPICH 表示中国国内商品价格、CPIW 表示外国消费物价水平、E 表示人民币汇率。

则，12341()()()()GDPW A QX QM IPICH CPIW E e B GDPCH αλλλλβ=⨯⨯⨯ （3）其中：222λαβ=-、333λαβ=-、444λαβ=-、12u u λ=- 因为实际汇率*E P P ρ=⨯ (其中，E 表示间接法表示的名义汇率，P 、*P 分别表示本国价格、外国价格),根据实际有效汇率REER 1的定义,其包含了两国价格以及名义汇率E 三个因素。

所以,本文采用实际有效汇率R 代替这几个因素,从而可以得到:111()()GDPW A QX R e B GDPCH αλλβ=⨯⨯ (4) 对（4）式取对数得：()()1()1()1ALN X LN LN GDPW LN GDPCH LNR Bαβλλ=+-++ (5)其中， X Q X Q M =2，10α>，10β>，10λ<。

令1βγ-= ，则（５）式可转换为：()()1()()1ALN X LN LN GDPW LN GDPCH LNR Bαγλλ=++++（６）其中0γ<。

根据弹性的定义，商品需求的收入弹性分别为0γ<、10α>;贸易不平衡的1 1iW ni i i P REER E P =⎡⎤=⨯⎢⎥⎣⎦∏,此处的i E 表示由间接标价法表示的本国与i 国报告期的双边名义汇率；P表示本国价格水平，i P 表示第i 国的价格水平，i W 表示i 国的竞争力权重，一般用本国与i 国的贸易量占本国总贸易量的比例来替代。

2因为自1994年以来，中国一直处于贸易顺差的趋势当中。

在本文中，只有1993年的出口/进口<1，其他年份的出口/进口都大于1。

因此，在分析中我们把衡量贸易不平衡指标X=QX/QM 定义为贸易顺差。

λ<。

汇率弹性为10三、我国对外贸易与贸易弹性的统计检验1. 数据与指标本文截取了1990～2005年间的年度数据作为分析样本。

中国对外贸易不平衡指数（X）（顺差，以下同）由出口的商品需求QX/进口的商品需求QM，其中QX、QM由中国1990～2005历年的出口和进口额表示。

中国的收入（GDPCH）用中国的实际国内生产总值来表示（1990年为基期）。

国外的收入（GDPW）由中国的几个贸易伙伴国（地区）美国、日本、香港、新加坡、澳大利亚的国内实际生产总值加权（权重为各地区和中国的贸易比重）计算所得。

商品的国内价格（IPICH）用中国工业品出厂价格指数表示（1990为基期）。

商品的世界价格（CPIW）由中国的几个贸易伙伴国（地区）美国、日本、香港、新加坡、澳大利亚的消费价格指数加权所得。

人民币汇率采取世界银行公布的中国1990～2005年间的实际有效汇率3本文全部数据处理均由eveiews5.0完成。

2. 相关性检验表1: 对外贸易顺差外国收入、中国收入、汇率、等指标间的相关系数距阵从以上相关性检验来看，人民币实际有效汇率LNR与对外贸易不平衡指标具有较强的正相关性；中国收入指标与贸易不平衡指标负相关。

这和我们刚开始3本文所需数据主要来自中华人民共和国国家统计局(http:// ) 、中华人民共和国商务局（），美国国家统计暑（NBER），《世界经济年鉴2004、2003、2000、1997、1996》、《中国对外经济年鉴2000、1996、1994》、世界银行对中国的统计数据1987～2005年。

模型预测相符。

其他指标都和其相关性并不高，其中国外收入指标LNGDPW与中国收入指标LNGDPCH之间具有较强的负相关关系。

而中国国内收入指标LNGDPCH与LNX具有较低的负相关关系。

3.单位根检验在对模型进行定量分析前，先需要对数据的平稳性进行检验。

我们采用ADF检验为含截距（或不含截距），但不含时间趋势项。

所以我们进行（C，0，1）、（0，0，1）4单位根检验。

检验结果如表2表2 单位根检验结果（注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著水平）从单位根检验结果来看，几个变量在含截距无趋势项时都具有单位根，对其一阶差分后全部平稳，各变量都属于一阶单整I(1)序列。

由此，我们可以对其进行后续的进一步检验。

4（C，T，N）表示含截距项、截距和趋势项、滞后阶数。

4.Granger 因果检验只有在变量序列的单整阶数相等的情况下，变量之间因果关系的确定才是准确和有效的。

所以，基于以上的单位根检验结果，我们可以分别对变量差分5后执行格兰杰因果检验。

结果如下：表4: Granger 因果检验由上表可知，在一阶滞后的情况下，我国贸易不平衡（净出口）LNX 是收入LNGDPCH 的格兰杰原因。

二阶滞后下外国收入LNGDPW 是实际有效汇率LNR 的格兰杰原因。

四、中国对外贸易弹性的长期均衡分析1.方法Angle 和Granger （1987）指出，尽管连个或两个以上变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却具有稳定性，则这些变量序列之间就存在长期的均衡关系即协整关系。

这种关系在经济学上的意义为：（1）对经济学中规律性的很好的定量描述。

（2）避免伪回归。

因为对没有协整关系的时间序列进行回归分析，结果常常会是取伪的。

（3）区分变量之间的长期均衡关系和短期波动关系。

6检验协整关系的方法有Engel 与Granger 的两步法和Johasen （1988）与Johasen-Juselius （1990）的JJ 检验法。

基于前文对我国对外贸易各变量指标单位根和格兰杰因果关系的检验，本文采用JJ 方法对其长期的动态均衡关系进行协整检验。

2．协整检验我们对以下变量LNX 、LNGDPW 、LNGDPCH 、LNR 作协整检验。

Eviews5.1输出结果如下：5差分序列的定义为：(1)i i Yi M M =--，其中，1M LNR =，2M LNGDPCH =，3M LNGDPW =，4M LNX =。

6郑长德著：《中国转型时期资本市场与经济增长》，中国方正出版社，2006年，P143。

表5迹检验结果表6 第一个调整的标准化协整参数1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 83.83199注：（）内为标准差。