導(dǎo)語：國內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易論文一文來源于網(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。

1文獻(xiàn)回顧與文獻(xiàn)評述

1.1文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)學(xué)者范祚軍等［3］運用1994—2010年人民幣雙邊匯率、人均國民收入等年度數(shù)據(jù)，分別研究了人民幣匯率變動與中國對東盟10國貿(mào)易收支之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)短期人民幣匯率貶值可以改善我國對其中7國的貿(mào)易收支。張慧等［4］的研究認(rèn)為，人民幣匯率貶值有助于改善我國貿(mào)易收支。韓斌等［5］以1994—2011年我國與主要貿(mào)易伙伴國的雙邊貿(mào)易季度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，探究了人民幣匯率變動與我國對貿(mào)易伙伴國貿(mào)易收支的關(guān)系，指出人民幣匯率貶值使我國貿(mào)易收支得到改善。而以下學(xué)者的研究卻表明，匯率貶值不能改善貿(mào)易收支。Taufiq等［6］根據(jù)1974—1998年美國分別對日本、加拿大的貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，得出的結(jié)論是匯率的波動對貿(mào)易收支會產(chǎn)生負(fù)面影響。張曉月等［7］認(rèn)為人民幣匯率貶值總的凈效應(yīng)為我國貿(mào)易順差的減少。何建奎等［8］研究了人民幣實際有效匯率與我國貿(mào)易收支的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易收支的匯率彈性為負(fù)。第二種觀點認(rèn)為:匯率變動對貿(mào)易收支沒有顯著影響。Wilson［9］的分析表明，新加坡、馬來西亞貨幣的實際匯率變動與它們貿(mào)易收支之間的顯著影響關(guān)系不存在。SilvanaT［10］基于名義匯率的角度，探討了其與貿(mào)易收支的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)名義匯率變動不引起貿(mào)易收支變化。Wilson［11］采用1970—2004年的年度數(shù)據(jù)，研究了韓國、美國和日本之間的多邊貿(mào)易，得到實際匯率的變動不會顯著影響韓美和韓日之間的貿(mào)易收支的結(jié)論。曹永福［12］對我國進(jìn)出口需求價格彈性進(jìn)行了測算，算得兩者絕對值之和為0.3079(0.611)，小于馬歇爾—勒納條件臨界值，說明人民幣匯率變動對貿(mào)易收支的影響很小。劉林［13］通過構(gòu)建非線性MS-VAR模型，選擇1994—2010年的季度數(shù)據(jù)，實證研究了人民幣實際有效匯率貶值與升值分別對一般貿(mào)易收支和加工貿(mào)易收支的影響，指出人民幣實際有效匯率變動不會影響總的貿(mào)易收支。左曉慧等［14］以2005年1月至2012年8月的月度數(shù)據(jù)為研究樣本，實證分析了人民幣實際匯率與我國進(jìn)出口額的關(guān)系，結(jié)果表明人民幣實際匯率變動對進(jìn)出口額的影響不顯著，人民幣升值不能使我國貿(mào)易順差得到根本改變。馮宗憲等［15］構(gòu)建了中美兩國TV-FAVAR模型，對人民幣實際匯率波動對中美貿(mào)易差額的影響進(jìn)行了探析，認(rèn)為人民幣實際匯率波動不是中美貿(mào)易順差的主要原因。

1.2文獻(xiàn)評述

既有研究對匯率變動與貿(mào)易收支之間的關(guān)系進(jìn)行了積極探索，但不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者在研究匯率變動對貿(mào)易收支的影響時由于研究方法、研究樣本、數(shù)據(jù)選取等的不同，尚未得出關(guān)于匯率變動對貿(mào)易收支影響的統(tǒng)一結(jié)論。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，試圖通過理論推導(dǎo)出人民幣匯率變動對我國貿(mào)易收支影響的模型。鑒于人民幣名義匯率不能準(zhǔn)確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故而運用人民幣實際匯率數(shù)據(jù)，實證分析人民幣實際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響。

2匯率變動對進(jìn)出口貿(mào)易收支影響的機(jī)制分析

匯率變動主要通過價格競爭機(jī)制對貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。由絕對購買力平價理論可知，用不同貨幣計價的某種商品，折算成同一種貨幣后價格應(yīng)相等，即:P=eP*。其中，P為一國某種商品的國內(nèi)價格，P*為該國這種商品的國外價格，e是用直接標(biāo)價法表示的匯率。在滿足不同地區(qū)該商品價格相同且同質(zhì)的前提下，匯率變動對貿(mào)易收支影響的作用機(jī)制可表現(xiàn)為匯率變動首先引起進(jìn)出口商品價格變動，進(jìn)出口商品價格變化后使進(jìn)出口商品的國際競爭力發(fā)生變化，而進(jìn)出口商品的國際競爭力發(fā)生變化后又會使進(jìn)出口商品的供給彈性和需求彈性發(fā)生變化，最終使貿(mào)易收支發(fā)生變化［16］。

3人民幣匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易收支影響的實證分析

3.1模型推導(dǎo)

首先根據(jù)不完全替論，建立人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易影響的模型。該理論假定:作為研究對象的國家進(jìn)出口的商品與國內(nèi)生產(chǎn)的商品不具有完全替代性。不完全替論對于我國來說是適用的［17］。本文參照國內(nèi)學(xué)者厲以寧等采用C-D函數(shù)的形式研究人民幣匯率變動對我國出口貿(mào)易的影響，即Xt=A(et)α(GNP*t)β。其中:t為時間，Xt表示我國歷年出口額，et表示歷年人民幣名義匯率，α是出口的匯率彈性，β是出口的收入彈性，GNP*t表示我國貿(mào)易伙伴國的國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設(shè)定模型為lnXt=λ+αln(et)+βln(GNP*t)+μ(1)同理，研究人民幣匯率變動對我國進(jìn)口貿(mào)易影響時也采用C-D函數(shù)形式，即Mt=A0(et)α0(GNPt)β0。其中，t為時間，Mt為我國歷年進(jìn)口額，et為歷年人民幣名義匯率，α0為進(jìn)口的匯率彈性，β0為進(jìn)口的收入彈性，GNPt表示我國國民收入水平。兩邊取自然對數(shù)后設(shè)定模型為lnMt=λ0+α0ln(et)+β0ln(GNPt)+μ0。(2)式(1)－式(2)，并化簡得到貿(mào)易收支模型lnXt－lnMt=c+γln(et)+βln(GNP*t)+δln(GNPt)+μt，令lnTBt=lnXt－lnMt，分別用人民幣實際匯率RERt替代et、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP1t替代GNPt、外國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP2t替代GNP*t，上式變?yōu)閘nTBt=c+γlnRERt+δlnGDP1t+βlnGDP2t+μt。(3)其中:μt為隨機(jī)擾動項，即為本文的貿(mào)易收支模型。

3.2變量選取與數(shù)據(jù)說明

貿(mào)易收支(TB)。與大多數(shù)關(guān)于匯率變動對貿(mào)易收支影響的文獻(xiàn)不同，本文選取出口額與進(jìn)口額比值(X/M)指標(biāo)來衡量我國的貿(mào)易收支水平。實際匯率水平(RER)。考慮到人民幣名義匯率不能準(zhǔn)確反映匯率變動對貿(mào)易收支的影響，故本文采用人民幣實際匯率。當(dāng)人民幣匯率貶值時，即RER上升，我國出口商品的外幣價格下降，國外對我國商品的需求增加，使該商品出口量上升;而以本幣表示的外國商品價格上升，從而抑制對國外商品的進(jìn)口，貿(mào)易收支增加。因此，預(yù)期γ的符合為正。我國國民收入水平(GDP1)。有很多指標(biāo)可以反映我國國民收入水平，例如國民生產(chǎn)總值、國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國民生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值等。本文選取我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以衡量我國國民收入水平。當(dāng)我國國民收入水平提高時，即GDP1增加，我國居民對國外商品的需求增加，進(jìn)口增加，貿(mào)易收支減少，預(yù)期δ的符號為負(fù)。外國國民收入水平(GDP2)。我國與美國的雙邊貿(mào)易在我國對外貿(mào)易中占很大的比重，故本文以美國國民收入水平代表外國國民收入水平。同上，選取美國國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量美國國民收入水平。當(dāng)外國國民收入水平提高時，即GDP2增加，國外對我國出口商品的需求增加，出口增加，貿(mào)易收支增加，預(yù)期β的符號為正?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1994—2010年的年度數(shù)據(jù)。我國進(jìn)出口貿(mào)易額、人民幣名義匯率、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國國內(nèi)生產(chǎn)總值、我國CPI、美國CPI原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于原始數(shù)據(jù)為名義數(shù)據(jù)，為了實證結(jié)果的可靠性，以1994年為基期(1994=100)，對我國CPI、美國CPI進(jìn)行調(diào)整，由此算出我國實際進(jìn)出口貿(mào)易額、人民幣實際匯率水平、我國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、美國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)的異方差，對上述所有變量進(jìn)行對數(shù)化處理，即lnX、lnM、lnRER、lnGDP1、lnGDP2。根據(jù)lnTB=lnX－lnM算出貿(mào)易收支的對數(shù)值。

3.3實證結(jié)果分析

3.3.1單位根檢驗時間序列數(shù)據(jù)要對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，否則會出現(xiàn)“偽回歸”。本文使用ADF檢驗法對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。按照ADF檢驗方法，運用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2的原始序列和一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，按照AIC和SC取值最小原則對滯后期進(jìn)行選擇。檢驗結(jié)果，如表1所示。根據(jù)表1中各變量的ADF檢驗結(jié)果，可知各變量的原始序列即lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2均是非平穩(wěn)序列。分別對它們的一階差分序列l(wèi)nTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果顯示lnTB在5%的顯著水平是平穩(wěn)序列，lnRER、lnGDP1、lnGDP2在1%的顯著水平都是平穩(wěn)序列，則lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2都是一階單整序列，即I(1)。由于lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2是同階單整序列，可對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗。3.3.2協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗用于檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，檢驗的方法主要有EG檢驗和JJ檢驗。EG檢驗主要是針對2個變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗，JJ檢驗則可以檢驗多個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文使用Eviews6.0軟件對lnTB、lnRER、lnGDP1、lnGDP2進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗，如表2、表3所示。由表2和表3的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果看出，我國貿(mào)易收支與人民幣實際匯率、我國國民收入即我國GDP、外國國民收入即美國GDP之間在5%顯著水平上存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且僅存在一個協(xié)整方程。由Eviews6.0軟件，得到下面的協(xié)整方程:lnTB=1.908lnGDP2－0.415lnGDP1+1.099lnRER+15.480(0.383)(0.088)(0.140)(3.360)協(xié)整方程括號內(nèi)數(shù)字為各變量系數(shù)估計值的標(biāo)準(zhǔn)誤差。根據(jù)協(xié)整方程可知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入之間呈正相關(guān)關(guān)系，與我國國民收入之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。外國國民收入增加1%，我國貿(mào)易收支增加1.908%;我國國民收入水平提高1%，導(dǎo)致我國貿(mào)易收支下降0.415%。而人民幣實際匯率貶值1%，我國貿(mào)易收支僅增加1.099%，這說明人民幣實際匯率變動會對我國貿(mào)易收支產(chǎn)生影響，但其對我國貿(mào)易收支的影響并不大。3.3．3Granger因果檢驗由前面的分析知，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在協(xié)整關(guān)系，以下運用格蘭杰因果檢驗法對lnGDP2、lnGDP1、lnRER與lnTB的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果，如表4所示。根據(jù)表4的Granger因果檢驗結(jié)果不難看出，在10%顯著性水平上，lnGDP2是lnTB的格蘭杰原因，即外國國民收入的增加是我國貿(mào)易收支變化的格蘭杰原因。反之，則不成立。在5%顯著性水平上，lnGDP1是lnTB的格蘭杰原因，即我國國民收入的變動會引起我國貿(mào)易收支的變動。反之，也不成立。在10%顯著性水平上，人民幣實際匯率變動與我國貿(mào)易收支之間存在雙向Granger因果關(guān)系。

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論

第一，協(xié)整分析表明，我國貿(mào)易收支與外國國民收入、我國國民收入及人民幣實際匯率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且外國國民收入的變化對我國貿(mào)易收支的影響較大。外國國民收入每增加1%，會引起我國貿(mào)易收支增加1.908%;而人民幣實際匯率貶值1%，只引起我國貿(mào)易收支增加1.099%，說明人民幣實際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響不大。因此，僅僅依靠對人民幣匯率的調(diào)節(jié)來維持我國對外貿(mào)易收支的平衡是不夠的。第二，格蘭杰因果檢驗結(jié)果顯示，外國國民收入、我國國民收入的變化是我國貿(mào)易收支變化的單向格蘭杰原因，人民幣實際匯率變動與我國貿(mào)易收支變化互為格蘭杰因果關(guān)系。從我國的實際情況來看，隨著我國對外貿(mào)易額的不斷增大，我國貿(mào)易收支呈逐漸擴(kuò)大的趨勢。國際上要求人民幣升值的呼聲也越來越大，人民幣升值壓力越來越大，使人民幣兌美元實際匯率自2005年7月匯改以來一直保持穩(wěn)定的升值態(tài)勢。人民幣在升值的同時，我國貿(mào)易收支也一直在發(fā)生變化?？梢钥闯觯覈Q(mào)易收支與人民幣實際匯率之間是相互影響的，盡管后者對前者的影響較小。

4.2建議

對于我國持續(xù)的貿(mào)易順差及人民幣匯率變動問題，本文試圖提出以下建議。第一，進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需，緩解貿(mào)易順差。我國過度依賴外部需求的經(jīng)濟(jì)在美國次貸危機(jī)的爆發(fā)面前顯示出了它脆弱的一面。由此看出，僅僅實行出口導(dǎo)向型的貿(mào)易經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略是不可行的。而根據(jù)上文的分析，我國國民收入上升1%，我國貿(mào)易收支就會減少0.415%。可見，國內(nèi)需求的增加有助于緩解我國貿(mào)易順差壓力。所以，要重視擴(kuò)大內(nèi)需的作用。今后，我國政府應(yīng)實行一些有利于擴(kuò)大內(nèi)需的政策，如減稅、提高居民的社會保障等，從而充分發(fā)揮內(nèi)需在緩解我國貿(mào)易收支不平衡中的潛力。第二，控制貿(mào)易收支增長的速度以減輕人民幣升值壓力。由格蘭杰因果檢驗結(jié)果知，我國貿(mào)易收支變化與人民幣實際匯率變動是互為因果的關(guān)系。因此，可以通過控制貿(mào)易收支增長達(dá)到減輕人民幣升值壓力的目的。一方面，進(jìn)一步提高勞動力價格，減少勞動密集型產(chǎn)品出口，抑制貿(mào)易收支增加，使人民幣升值壓力有所減小。另一方面，政府應(yīng)制定差別化的進(jìn)出口關(guān)稅政策，降低對附加值低、污染嚴(yán)重產(chǎn)品等的出口退稅率，必要時取消對它們的出口退稅;降低對資源能源產(chǎn)品等的進(jìn)口稅率［18］。這有利于抑制貿(mào)易順差增加而緩解人民幣升值壓力。第三，保持人民幣匯率水平的相對穩(wěn)定。由協(xié)整分析看出，人民幣實際匯率變動對我國貿(mào)易收支的影響較小，故一味地使人民幣不斷升值來緩解貿(mào)易順差不是明智之舉。雖然浮動匯率制是人民幣國際化的大勢所趨，但是在當(dāng)前我國市場經(jīng)濟(jì)體制尚不健全的情況下，人民幣匯率實現(xiàn)完全浮動還要經(jīng)歷漫長的過程。這就需要中國人民銀行發(fā)揮其維持人民幣匯率水平相對穩(wěn)定的重要作用。日本的實踐證明，匯率的大幅度波動會給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來不利的影響。所以，今后中國人民銀行要繼續(xù)建立健全我國現(xiàn)行的匯率制度，保持人民幣匯率水平的相對穩(wěn)定，為更好的發(fā)展我國經(jīng)濟(jì)提供重要保障。

作者：李婷楊丹萍單位：寧波大學(xué)商學(xué)院