2009年第1期税务与经济No11 Jan. 15 ,2009(总第162期) Taxation and Economy (Serial No1162)经济纵横中美实际汇率变动对两国进出口贸易影响的实证研究邹重恩,李宝仁(北京工商大学经济学院,北京100048)[摘要]人民币实际汇率变动对中美进出口贸易短期影响并不明显,但长期影响显著。

因此,在当前的国际国内形势下,我国应该尽快转变对外依存度太高的出口增长模式,加速产业结构调整和升级,加快具有现代企业制度的新型企业的建立和培育,通过构建坚实的微观经济基础以应对日益复杂的外部冲击;尽快完善人民币汇率形成机制,规避外汇国家持有带来的巨大系统风险。

[关键词]实际汇率;进出口贸易;人民币;中美[中图分类号]F752 ;F83017[文献标识码]A[文章编号]1004 -9339 (2009) 01 -0035 -06 一、引言汇率在国际经济活动中起着价格转换的职能,它把国际价格与国内价格联系起来,并且决定了一国从事国汇率是一国货币兑换他国货币的比率,是一个国家进行国际经济活动时最重要的综合性价格指标。

际贸易的货物和劳务之间的相对价格。

各种货币间的汇率变动通过影响各国贸易收支、国际资本流动从而对各国乃至世界经济产生重要影响。

因此,研究汇率变动对国际贸易和国际资本流动的影响一直是学术界和各国政府十分关心的问题。

特别是自2002年以来,日本由于国内经济不景气,一直指责我国向世界“输出通货紧缩”并要求人民币升值。

与此同时,美国也因其对我国的贸易逆差不断扩大,而指责我国“操纵人民币汇率”并威胁对从我国进口的商品征收27.5 %的关税要求人民币升值。

这就使得人民币汇率要不要升值、以怎样的路径和步调升值,以及人民币汇率的升值对我国贸易收支乃至整个经济的影响等问题的研究更加成为学术界关注的焦点。

本文将以现代经济理论和已有经验研究为基础,建立理论模型,分析人民币实际汇率对中美进出口贸易的长、短期影响。

二、相关理论与实证分析简述传统的经济学理论认为:长期来看,在满足马歇尔-勒纳(ML)条件(即当一国进口商品的需求弹性和出口商品的需求弹性绝对值之和大于1)且商品供给弹性无穷大的情况下,一国汇率的变动将会引起该国与其贸易伙伴国间贸易商品的相对价格发生变化,进而影响该国进出口商品数量的变化,最终影响该国对外贸易收支。

一般认为,一国货币相对于其贸易伙伴国货币贬值,该国商品相对于其贸易伙伴国商品来说变得相对便宜,于是该国出口增加、进口减少,从而该国贸易收支状况改善。

以上分析在理论上是很让人信服的。

然而,在现实经济中,我们能否据此分析来制定经济政策或作出其他经济管理决策则取决于该理论的假设条件是否成立,即ML条件是否成立。

另外,在短期内,实际经济活动中由于货币合同、汇率传递效应以及进出口商品的数量调整的相对滞后性,汇率贬值初期可能并不能改善该国贸易收支,一般得经过一段时间的调整,该国贸易收支才得以改善,也即存在“J曲线效应”。

多年来,国内外众多学者就汇率变动对贸易收支的影响进行了大量实证研究。

然而,由于所采用的数据频度、理论模型、分析方法等的不一致,学者们并没有就汇率变动与贸易收支之间的关系形成一致意见。

[收稿日期]2008-10-29[作者简介]邹重恩(1979-) ,男,湖南娄底人,北京工商大学经济学院06级硕士研究生;李宝仁(1958-) ,男,天津人,北京工商大学经济学院统计与数量经济系教授,系主任。

. 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 戴祖祥[1]对我国20世纪80～90年代以来的数据进行分析后得出我国进、出口需求弹性的绝对值之和大于1的结论,即ML条件成立。

Bahmani[2 ]采用EG研究了中东国家实际汇率和贸易收支之间的关系,得出实际汇率贬值可以改善贸易收支的结论。

Bond[3 ]对1975～1996年数据进行了分析,运用结构协整向量自回归分布滞后模型检验了实际汇率波动与进出口之间的关系,发现有五个国家满足ML条件,而且存在J曲线效应。

卢向前、戴国强[4]运用协整向量自回归分析方法,对1994～2003年人民币对世界主要国家货币的加权实际汇率波动与我国贸易收支之间的长期关系进行了实证分析,得出人民币实际汇率波动对我国贸易收支存在显著影响,人民币实际汇率波动对贸易收支的影响存在J曲线效应。

但是也有学者研究认为ML条件不成立。

例如:厉以宁等[5]对我国1970～1983年的数据分析得出,我国进、出口需求价格弹性只有01681和010506 ,因此,ML条件不成立。

Wilson[6 ]对新加坡等国的双边贸易弹性进行检验,发现除了韩、美符合ML条件以外,其他国家汇率波动对进出口都没有显著的影响。

谢建国、陈漓高[7]利用协整分析和冲击分解方法研究了中国贸易收支与人民币汇率之间的关系,认为人民币汇率贬值对中国贸易收支的改善并没有明显影响。

任兆璋等[8]对中美和日美实际汇率与贸易收支之间关系进行了实证研究,发现日元升值并未起到改善日本和美国的之间的巨大贸易逆差的效果,人民币汇率的调整也不是改善美国对我国贸易逆差的有效政策。

沈国兵[9]通过对的可能,其结论可信度不高。

(3)使用的数据频度太低,1994～2002年的年度数据进行协整检验,认为中美贸易收支与人民币汇率之间没有长期稳定的协整关系,因此,他认为汇率变动对贸易收支的影响是值得怀疑的,仅仅依靠人民币汇率升值是无法解决美国对我国的贸易逆差的。

以上研究文献中存在的不足有: (1)分析中采用的是人民币名义汇率,而实际上,人民币对美元名义汇率很长时间都不是由市场力量决定的,而是人为钉住美元,如果不剔除相关影响将会影响分析结果的可信度。

(2)未考虑所用数据的平稳性,存在“伪回归”样本数据较少对变化,如果采用名义汇率来研究汇率变动对进出口贸易的影响,其误差中势必包括人为控制汇率因素和,且不能反映经济变量间短期动态关系。

为了解决以上问题,本文将运用协整理论、误差修正模型等计量方法对中美1999年第一季度至2007年第四季度中美相关经济变量时间序列数据进行实证分析。

同时,考虑到人民币兑美元名义汇率很长一段时间是钉住美元的,且名义汇率不反映两国价格的相两国价格变动因素。

因此,本文实证分析中采用中美实际汇率数据来消除这些因素的影响。

三、模型设定和数据选择11模型设定在传统经济学理论中,在研究汇率变动对贸易收支影响方面,得以最为广泛地运用。

“弹性分析方法”这类研究的重点在于分析国际贸易收支在多大程度对相对价格变动做出反应,即一国货币贬值是否改善该国贸易收支。

在实证研究中,较为普遍的做法是:假定商品供给价格弹性无穷大,认为本国的出口需求EX是其贸易伙伴国实际国民收入Yf、本国出口商品价格Pex、贸易伙伴国的商品价格Pf和名义汇率E等变量的函数;本国的进口需求IM是国内实际国民收入Yd、进口商品价格Pim、本国商品价格Pd和名义汇率E等变量的函数(如:Wilson and Takacs,1979[10] )。

用数学函数表达式对进、出口需求函数表达如下:IMt = IMt (Yd ,Pim ,Pd ,E)(1)EXt = EXt (Yf ,Pex ,Pf ,E)(2)在上述表达式中,IM表示进口需求, EX表示出口需求。

为简化计算,我们假设Pd=Pex =P,Pf =Pim。

另外,由双边实际汇率公式:RE= E·PPfd(其中RE为实际汇率,E为直接标价法表示的两国货币名义汇率),我们可以将(1)、(2)方程进一步简化为:IMt = IMt ( Yd ,RE)(3)EXt = EXt ( Yf ,RE)(4)进一步假定上述变量采取乘积函数形式,并对以上等式两边取对数,则有:LnIMt =β0+β1LnYdt +β2LnREt +εt(5)LnEXt =α0+α1LnYft +α2LnREt +εt(6)其中:LnIM表示我国从贸易伙伴国进口额的对数值;LnEX表示我国对贸易伙伴国的出口额的对数值;LnYf表示贸易伙伴国国民收入水平的对数值;LnYd表示我国国民收入水平的对数值;LnRE表示人民币兑贸易伙伴国货币实际汇率的对数值。

36. 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 在方程(5)、(6)中,当α2 >0时,认为本币贬值能增加出口额;当β2 <0时,认为本币贬值能降低进口额。

此外,一般认为α1 >0,即外国收入的增加倾向于增加对本国出口产品的需求;但如果外国收入的增长是由进口替代品的增加而引起的,则可能有α1 <0的情况发生。

同样,一般认为β1 >0,但也不排除出现β1<0的可能[11 ]。

21数据的选取和换算(1)数据选取。

各变量的样本数据选取的是1999年第1季度～2007年第4季度的季度数据。

原始数据来源如下:我国GDP来源于国家统计局国民经济核算司编写的《中国季度国内生产总值核算历史资料》(2008年2月出版);我国CPI数据来源于中国宏观经济信息网;美国GDP V olume (2000 = 100)以及美国CPI(2000 = 100)来源于国际货币基金组织International Financial Statistics数据库;我国对美国进出口数据来源于国际货币基金组织DOTS数据库;人民币与美元的名义汇率来源于国家外汇管理局网站。

(2)数据换算。

人民币兑美元汇率的季度数据是根据国家外汇管理局网站1999年1月1日～2007年12月28日所有交易日的数据按季度简单平均得到;我国CPI指数取自中国宏观经济信息网,美国GDP(2000 = 100)的不变价指数、美国CPI(2000 = 100)指数直接取自IFS数据库,这些数据无需换算;通过Email联系IMF统计部数据传播和客户服务组和我国国家统计局得知实证分析IFS上的进出口贸易季度数据和我国的GDP季度数据均为未经季节调整的数据,同时考虑到GDP和进出口贸易受季节因素影响较大,因此首先利用Eviews 5. 0对我国GDP、我国对美国的出口额和我国从美国进口额进行季度调整。

最后,求出它们以2000年为基期的定基指数。

四、结果。

此时,传统的统计量如R2、t检验、回归关系的依据。

也就是说,“传统的时间序列分析方法一般都假定所用的时间序列数据是平稳的。

然而,实际上绝大多数宏观经济和金融时间序列数据都有非平稳的特性。

对这些不平稳的经济变量序列进行回归分析,将产生“伪回归”F检验等不能再用来作为判别非平稳时间序列之间是否存在伪回归”使计量经济分析看起来很理想,却存在很大的欺骗性。