贸易收支（共9篇）
贸易收支 篇1
收录日期:2013年2月27日
一、我国服务贸易发展现状
随着世界经济结构调整步伐的加快和经济全球化带来的全球产业结构重心从制造业向服务业转移, 服务业在各国国内生产总值中所占比重不断提高, 国际服务贸易也进入了一个迅速发展的时期。以服务业与服务贸易为主要内容的服务经济的迅速崛起, 成为20世纪中叶以后世界经济发展的显著特征。服务业在一国经济贸易活动中占据越来越重要的位置, 并成为衡量一国国际竞争力的一项重要标准。世界服务贸易出口额由1980年的3, 600亿美元扩大到2011年的80, 150亿美元, 扩大了22倍多。进入21世纪之后中国在世界经济全球化的过程中表现突出, 参与世界经济贸易份额持续增大, 在服务贸易领域表现出以下特点:
(一) 服务贸易总体发展很快, 但逆差持续扩大。
1997年以来, 我国服务贸易保持着高速增长的态势, 虽然还处于逆差状态, 但是我国的服务贸易规模不断扩大, 国际地位不断上升, 服务贸易总额由上世纪八十年代初46亿美元至2011年突破4, 000亿美元, 翻了87倍多, 年度平均增长率超过了18%, 高于同期的货物贸易增长速度, 也高于全球的服务贸易平均增长速度。2011年中国服务进出口总额继续位居世界第四位 (前三位依次为美国、德国、英国) , 出口居世界第四位 (前三位依次为美国、英国、德国) , 进口居世界第三位 (前二位依次为美国、德国) 。出口额由1997年的245亿美元上升到2011年的1, 821亿美元, 进口额由277.3亿美元上升到2, 370亿美元。在我国服务贸易总额规模逐步扩大的同时却出现了连续十几年的逆差。
(二) 服务贸易出口增幅回落, 进口保持较快增长。
我国服务贸易, 长期以来的出口一直处于上升态势, 且2000年后服务贸易出口上升的年平均速度达到21.4%, 超过世界服务贸易出口的年增长速度8%, 在2000～2004年间, 服务贸易的进、出口增长率基本保持同步增长水平;自2005年汇改之后至2008年金融危机期间, 我国的服务贸易出口增长率一直高于进口增长率;受2008年金融危机大环境的影响, 我国服务贸易的进出口增速都有明显下降, 出口增速低于进口增速;2011年中国服务进口增长明显快于出口, 服务出口由上年的增长32.4%转为增长7%;服务进口增幅由上年的21.5%上升至23.3%。
(三) 占世界服务贸易的比重仍比较低。
我国服务贸易出口进入上世纪九十年代后处于快速增长时期, 但是世界服务贸易总体增幅也较快, 所以我国服务贸易总体市场占有率仍然不高, 至2011年仍然只有5.2%的占有率, 这说明我国服务贸易的总体竞争力还比较弱。
二、汇率对我国服务贸易收支的影响途径
我国人民币对美元的汇率从1994年的1美元兑换8.62元人民币到2011年的6.46元人民币, 17年间升值达25%, 本文从汇率变化对服务贸易收支的角度分析汇率对服务贸易的影响。
(一) 汇率变动引起的贸易商品价格变化 (国内外相对价格) 对贸易收支的影响。
汇率变动可通过引起国内和国际市场商品相对价格的变化来影响进出口和贸易收支。在符合马歇尔-勒纳条件时, 本币贬值可降低本国产品相对价格, 提高国外产品相对价格, 这样出口商品价格的竞争力增强, 进口商品价格上涨, 有利于扩大出口量, 限制进口量, 从而改善贸易收支。但是, 贸易收支对汇率变动的这种价格传递和竞争效果, 要受到两方面因素的影响:一方面从汇率变动到进出口商品价格的调整是否存在时滞, 以及时滞的长短。在国际市场中, 汇率变动引导的金融资产价格的变动可在瞬间完成, 但是其所引导的进出口价格的变动相对迟缓, 因此本币贬值可能导致本国贸易收支先恶化后再逐步改善, 存在J曲线效应, 而对于发展中国家, 由于金融体系相对软弱、经济运行相对封闭等原因, 往往会使得J曲线弱化和变形;另一方面汇率变动引起的进出商品的价格变动程度。事实上, 大部分国际市场并不是完全竞争市场, 大部分贸易品也不是同质产品。在这种情况下, 进出口价格变动幅度就有可能并不等于汇率变动的幅度。但是, 由于出口商有一定的决定价格和产量的权利, 而且商品价格的变动必然引起需求弹性的变动, 使得本国货币贬值并不一定引起进口商品价格同比例上升, 一般进口商品价格上涨幅度要小于汇率贬值的幅度, 这就是不完全汇率传递。
具体到我国的服务贸易来说, 由于我国服务贸易在国际市场上市场占有率低, 国际竞争力不强, 所以汇率的传递系数会上升, 即服务商品出口价格上涨幅度要大于汇率升值的幅度。
(二) 汇率变动引起的国内收入变化对贸易收支的影响。
汇率变动可以通过影响国内产出来对贸易收支产生影响。主要有两个方面:一方面若贬值国存在尚未得到充分利用的资源, 则本国货币贬值可以刺激国内外居民对本国该种产品的需求。贬值的这种支出转换效应会改善自主性贸易余额, 自主性贸易余额的改善会通过凯恩斯乘数的作用, 提高一国国民收入, 国民收入的增加会相应提高国内支出。如果贬值引起的自主贸易余额改善超过因国民收入增加而带来的进口增幅, 即满足罗宾逊-梅茨勒条件, 则货币贬值的主要影响仍然是改善贸易收支;另一方面贬值通常会造成进口商品价格上升, 出口商品价格下降, 从而导致贸易条件恶化。在国内货币贬值后, 在同样名义收入水平下, 消费者只能购买较少的商品 (包括国内商品和国外商品) , 也就是导致实际收入的下降。这必然导致贬值国支出的下降, 从而改善贸易收支。
(三) 汇率变动引起的国内价格水平变化对贸易收支的影响。
汇率变动除了影响贸易品相对价格外, 还会影响本国一般价格水平, 进而影响贸易收支。在货币贬值后, 主要可以通过以下两个渠道影响国内物价水平。成本推动型, 贬值使得以本币表示的进口品价格上涨, 一方面直接影响进口原料与半成品的价格, 进而使得本国商品成本提高, 比如当前的能源价格;另一方面由于进口消费品价格上涨, 必然会推动本国工资水平上升, 间接影响本国商品成本。这两方面影响共同推动了本国国内价格水平上升。需求拉动型, 若贬值在短期内促进了贸易收支的改善, 则引起贬值国的出口需求增加, 从而总需求增加。在充分就业条件下, 在出口大于进口时, 意味着该国总收入水平大于供给国内需求的产品和劳务。在此条件下, 国内会由于过度出口造成国内产品供应不足导致通货膨胀。相反, 在国内需求不足时, 出口会缓解通货紧缩压力, 促进经济发展。如果一国尚未实现充分就业, 经济增长只会使资源利用程度提高, 更接近充分就业程度。国内价格上升, 对贸易收支产生影响反映在两方面:第一, 在名义货币供应量不变时, 价格上涨使得公众所持有真实现金余额下降。为让真实现金余额恢复到意愿持有水平, 公众一方面会出卖有价证券, 从而使市场利率上升, 投资下降;另一方面会减少消费支出, 两方面作用结果是国内总支出下降。这样必然影响贸易收支的变动。第二, 国内价格上涨幅度超过本币名义汇率贬值幅度, 同时假定国外价格水平不变, 则名义贬值不但不会引起货币实际贬值, 反而会导致实际汇率上升, 最终会恶化贸易收支。我国人民币汇率现在就处于对外升值, 对内贬值的状态, 这种状态也是导致我国服务贸易处于长期逆差的一个原因。
(四) 汇率变动带来国际收入的变动从而对贸易进出口的影响。
该点实际是从上述第二点内容引申而来, 即汇率变动会造成国内名义收入的增加或减少, 从而影响消费品的购买 (国内和国外的商品) , 进而影响贸易进出口。同样的观点, 汇率的变动会造成国际收入水平的相对变动, 以本币贬值为例, 本币币值下降, 则国际收入在不变的情况下, 相对购买力上升, 相同的付出可以购买到更多的商品, 这必然会带来贬值国商品在国际上需求的上升, 出口增加。
三、政策建议
(一) 提高自身发展, 降低外贸依存度。
外贸依存度既可反映一国经济的开放程度, 又可用于衡量一个国家的经济对国际市场的依赖程度。同时, 我国经济是一个大进大出的经济。因此, 在人民币汇率波动剧烈的情况下, 我国服务贸易出口将会受到很大的不确定影响, 因此我们必须降低外贸依存度, 在确定的币值范围内将汇率波动对我国服务贸易的影响降到最低。
(二) 优化产业结构, 提高服务业的水平和质量。
调整我国产业结构, 促进贸易结构升级, 提高服务贸易水平和附加值。外贸结构取决于生产结构, 服务于消费结构, 外贸结构需要产业结构来支撑, 产业结构又需要外贸结构来带动, 二者取得协调才能促成一种良性互动关系。显然, 我国服务贸易出口缺乏弹性, 其实这并不是个缺陷, 我们应该利用这个暂时的特征, 抓住人民币波动升值的机会, 促进国内产业结构调整, 快速提高我国服务业的服务水平和服务贸易出口的质量。
(三) 以商品贸易带动服务贸易。
政府要强化政策扶持和引导, 促进服务贸易创新, 深化商品贸易的配套服务出口。虽然币值上升对我国初级产品影响很大, 但是对工业制成品的影响不大, 可以在WTO允许范围内深化与商品贸易同步的配套服务, 完善出口信用保险、出口信贷、出口担保、国际市场调查、投资环境分析等服务, 与商品贸易出口相互协作, 相互促进, 共同进步。
摘要：本文通过对近年来人民币汇率的变化以及我国服务贸易现状的分析, 分析在中国特定经济环境下的人民币汇率和汇率水平变动对中国服务贸易收支方面产生的影响, 分析我国汇率在哪些方面如何影响我国服务贸易收支, 为政策制定者提供一定的参考。
关键词：汇率,服务贸易收支,对策
参考文献
[1]宋兆晗.人民币实际有效汇率与我国贸易收支[J].世界经济情况, 2008.5.
[2]卢向前, 戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响[J].经济研究, 2005.5.
[3]费瑶瑶.人民币汇率波动与贸易收支的协整分析[J].华中师范大学研究生学报, 2006.3.
贸易收支 篇2
为进一步促进货物贸易外汇收支便利化，满足外汇指定银行(以下简称银行)和境内机构(以下简称企业)办理外汇业务的电子化需求，国家外汇管理局制定了《货物贸易外汇收支电子单证审核指引》(以下简称《指引》，见附件)，现印发你们，请遵照执行，并就有关事宜通知如下：
一、自2016年11月1日起，按照现行货物贸易外汇管理规定和《指引》要求，银行为符合条件的企业办理货物贸易外汇收支时，可以审核其电子单证。
二、国家外汇管理局各分局、外汇管理部接到本通知后，应及时转发辖内中心支局(支局)、地方性商业银行及外资银行。各中资银行收到本通知后，应及时转发下属分支机构。执行过程中如遇问题，请及时向国家外汇管理局反馈。
特此通知。
★ 关于加强基层工会经费收支管理的通知
★ 社区通知范文规范标准
★ 单证自查报告范文
★ 学生规范用字检查材料通知
★ 单证实习年终工作总结
★ 单证人员个人简历
★ 单证实习报告
★ 关于规范金融机构同业业务的通知
★ 中华人民共和国外汇管理条例全文
贸易收支 篇3
关键词：实际汇率；贸易收支；马歇尔——勒纳条件
RMB Real Exchange Rate and Trade Balance：Comparative Analysis of SinoUS and SinoJapan
WANG Kai1, 2, PANG Zhen1, PAN Ying2
(1. Department of Social Science, School of Humanities and Arts, Xidian University, Xi'an, Shanxi, 710071, China;
2. School of Management and Economics, Northwest University, Xi'an, Shanxi, 710127, China)
Abstract：In this paper, we use the two largest trading partners of China, the United States and Japan, and compare the differences of bilateral trade between U.S. and China, Japan and China. The results show that RMB real exchange rate plays different roles in bilateral trade between U.S. and China, Japan and China. The contribution which RMB exchange rate makes to trade balance between Japan and China is greater than the U.S. and China.
Key words：real exchange rate, trade balance, MarshallLerner condition
随着中国经济对外开放度和依存度越来越高，作为联系国内外经济桥梁的人民币汇率越来越成为关注的焦点。从1994年外汇体制改革以来，在1994—2010年的17年里，中国国际收支状况的典型特征就是保持经常项目及资本项目持续“双顺差”（1998年资本项目出现逆差除外）。2009年中国贸易顺差2841亿美元，资本和金融项目顺差1091亿美元；2010 年全年贸易顺差1831亿美元，同比减少6.4%。经常项目与资本项目的“双顺差”给央行的汇率政策以及维持人民币汇率稳定带来巨大压力，美国和日本作为中国最大的两个贸易伙伴，近年来在同中国的贸易收支问题上存在诸多争议，而且美国据此要求人民币汇率大幅度升值，本文主要分析中国双边贸易收支的影响因素，探讨人民币实际汇率在贸易收支变动中所起的作用。
一、文献综述
国外关于实际汇率与国际贸易关系的研究主要包括实际汇率水平和实际汇率波动两个方面。汇率水平对国际贸易影响比较权威的理论是贸易收支弹性论，即在马歇尔——勒纳条件成立的情况下，一国的汇率贬值改善贸易收支。但是汇率贬值在改善贸易收支方面具有滞后性，并且在短期内恶化贸易收支，这一现象被称为“J形曲线效应”。国内外实证研究主要是检验马歇尔—勒纳条件是否成立和J形曲线效应是否存在[1][2]。Baharumshah使用协整分析方法研究马来西亚和美国、马来西亚和日本的双边贸易收支，结果发现实际有效汇率与双边贸易收支存在长期稳定的均衡关系，短期内J曲线效应不存在[3]。Bergsten(2004)认为美国经常账户收支与美元变动有密切关系，美元汇率升高是美国对外贸易存在逆差的重要原因［4］。Groenewold & LeiHe(2007)研究表明，人民币升值会对中美贸易收支有长期影响，但这种影响并不会很大［5］。
国内学者对人民币实际汇率与中国贸易收支的关系进行深入的研究。谢建国、陈漓高（2002）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，中国贸易收支短期主要取决于国内需求状况，而长期则取决于国内供给状况［6］。辜岚（2006）认为人民币实际汇率与中美贸易收支存在长期稳定关系，并且人民币实际汇率对其贸易存在J曲线效应［7］。戴世宏（2006）从双边汇率和总需求角度研究人民币对中日双边贸易的关系，结果表明人民币实际汇率升值将显著增加中国对日本的贸易差额［8］。周逢民、张会元（2009）研究人民币汇率对中俄贸易收支的影响，结果表明中俄贸易收支与人民币汇率之间不存在因果关系；人民币实际有效汇率对中俄贸易收支总体上不存在J曲线效应［9］。
从国内外已有的文献可以看出，汇率与贸易收支的关系因贸易伙伴的不同而表现出差异性，Bahmani-Oskooee & Brooks(1999)分析表明汇率与贸易收支关系的国别差异会导致总量数据分析不够准确，所以在这种情况下运用双边数据进行计量研究会更有针对性［10］。为克服总量分析可能带来的偏差，本文以中国的两个最大贸易伙伴国美国和日本作为中国双边贸易收支分析的对象国。这对于正确认识中国贸易账户在国别间分布格局及其动态调整机制，并且有针对性地采取措施以纠正中国贸易失衡和当前人民币汇率制度改革等都有极为重要的意义。
二、中美、中日双边贸易的现状分析
中国和美国双边贸易发展迅猛，在贸易结构和产业发展水平上表现出非常强的互补性。随着2001年中国正式加入WTO以来，中国和美国双边进出口贸易的发展势头更加良好，中美双边贸易总额规模和差额不断扩大。2001年中美双边进出口贸易总额达到了806亿美元，是1979年的33倍。在2004年，中美双边进出口贸易额再创新高，达到了1699亿美元，同比增长34.3%，美国成为中国第二大贸易伙伴、第一大出口贸易市场和第六大进口贸易来源地。2007年中美双边贸易额为3027.2亿美元，同比增长15.1%。2008年中美双边贸易总额为3344.3亿美元，同比增长10.8%，中方顺差额为1712.6亿美元，同比增长4.67%。2009年中美双边贸易总额为2982.6亿美元，同比下降10.8%，中方贸易顺差额为1433.8亿美元，同比下降16%。2010年中美双边贸易总额为高达3853.4亿美元，同比增长29.2%，中方贸易顺差额为1812.7亿美元；同比增长26.4%（见表1）。
中日双边贸易不仅在规模上逐年扩大，而且在发展过程中呈现出鲜明的特点。特别进入2000年以来，伴随着中日双边贸易发展步入新的发展阶段，也开始呈现出鲜明的新特征，其中最为引人注目的是中日双边贸易收支关系越来越朝着“中方逆差，日方顺差”的方向發展，对中国的贸易越来越成为日本对外贸易顺差的主要来源。中日双边贸易在2001年尚有中方顺差21.6亿美元，2002年转变为中方逆差50.3亿美元；2003年中方逆差更扩大到147.3亿美元，同比增长192.8%；2004年中方逆差为208.2亿美元，同比增长41.2%；2008年中方逆差为345亿美元，同比增长8.1%；2010年中方逆差高达556.5亿美元，同比增长68.5%（见表1）。表1
三、计量模型和变量的构建
(一)计量模型构建
假定中国进口贸易需求IMD为中国国民收入Y、进口商品价格PM、中国国内商品价格Pd、人民币实际汇率E等变量的函数；中国出口贸易需求EXD为中国贸易伙伴国收入水平Y*、中国国内出口商品价格Pex、中国贸易伙伴国出口商品价格P*ex、人民币实际汇率E等变量的函数。因此得出中国出口贸易的需求函数和进口贸易的需求函数如下所示：
EXD=EXD(Y*,Pex,P*ex,E)
(1)
IMD=IMD(Y,PM,Pd,E)
(2)
在公式(1)和(2)中，EXD表示中国出口贸易需求函数，IMD表示中国进口贸易需求函数。同时假定中国商品供给的价格弹性无穷大。假定Pd=Pex=P(P表示中国的一般价格水平)，PM=P*ex=P*(P*表示中国贸易伙伴国一般物价水平)。因为E=SP*/P，因此公式(1)和公式(2)可以改写为：
EXD=EXD(Y*,E)
(3)
IMD=IMD(Y,E)
(4)
公式(3)和公式(4)表示中国出口贸易由人民币实际汇率E和外国国民收入水平Y*决定，中国进口贸易由人民币实际汇率E和中国国民收入Y决定［11］。假定公式(3)和(4)中的变量采取乘积的函数形式，对公式(3)和公式(4)中的等式取对数，则有：
lnEXDt=α1+β1lnY*t+λexlnEt+ε1
(5)
lnIMDt=α2+β2lnYt+λimlnEt+ε2
(6)
为使模型计算方便，贸易盈余TB可以表示为：
TB=EXt/IMtEt
(7)
对公式(7)两边同时取对数，有：
lnTBt=lnEXt－lnIMt－lnEt
(8)
结合公式(5)、(6)和(8)，可以得出
lnTB=(α1-α2)+β1lnY-β2lnY*+(λex+λim-1)lnEt+εt
(9)
公式(9)中，人民币实际汇率的系数Et是判断马歇尔——勒纳条件是否成立的依据。如果λex+λim－1＞0，那么马歇尔——勒纳条件成立，反之不成立。
根据公式(9)，中美和中日的贸易收支方程可以写成公式(10)和公式(11)：
lnTBusa=γ0+γ1ChilnYChi+γ2usalngdpusa+γ3usalnE+εusa
(10)
lnTBJap=λ0+λ1ChilnYChi+λ2JaplngdpJap+λ3JaplnE+εJap
(11)
(二)变量说明
实际有效汇率reer：为准确把握人民币汇率的实际调整方向和波动情况，以人民币实际有效汇率指数作为中美和中日双边实际汇率的代表变量。
gdpChi：选用中国国内生产总值GDP，代表国内总需求。
gdpusa：选用美国国内生产总值GDP，代表美国总需求。
gdpJap：选用日本国内生产总值GDP，代表日本总需求。
TBusa：中美相对贸易收支，中国对美国的出口贸易与进口贸易之比，即TBusa=exusa/imusa（见图1）。
TBJap：中日相对贸易收支，中国对日本的出口贸易与进口贸易之比，即TBJap=exJap/imJap（见图2）。
本文选取了1983—2008年的年度时间序列数据，数据来源于《中国海关统计年鉴》、《中国统计年鉴》、国际货币基金组织的IFS数据库和http://comtrade.un.org/。
四、人民币实际汇率与中美、中日双边贸易收支的实证分析（一）单位根检验
首先对变量平稳性进行检验，使用ADF法检验lnreer、lnTBJap、lnTBusa、lngdpChi、lngdpJap和lngdpusa六个变量的稳定性，检验结果如表2所示。经过ADF检验可知，这六个变量均是非平稳的时间序列；各变量的一阶差分Δlnreer、ΔlnTBJap、ΔlnTBusa、ΔlngdpChi、ΔlngdpJap和Δlngdpusa在5%显著性水平下是平稳时间序列。 表2
（二）协整分析
根据Johansen协整检验结果可知，在5%的显著性水平上，中美贸易收支、人民币实际汇率、中国国内需求和美国总需求存在协整关系；中日贸易收支、人民币实际汇率、中国国内需求和日本总需求也存在协整关系（见表3）。从协整方程式可知，人民币实际汇率的系数为负值，说明马歇尔——勒纳条件得到满足。
从协整方程(12)可知，人民币实际汇率对中美贸易收支的弹性很小，人民币实际汇率贬值1%，仅能改善中美贸易收支0.116%；美国总需求对中美贸易收支的弹性最大，达到了6.209，即美国总需求增加1%，会改善中美贸易收支6.209%；说明中美贸易收支对美国总需求的波动非常敏感。
lnTBusa=44.991－0.116lnreer+6.209lngdpusa
(2.21)(4.11)(2.27)
－1.929lngdpchi
(12)
(3.49)
從协整方程(13)可知，人民币实际汇率对中日贸易收支的长期弹性为0.45，明显大于中美贸易收支的长期弹性系数。中国总需求对中日贸易收支影响的弹性系数仅为-0.014，说明中国总需求增加1%，会使得中日贸易收支下降0.014%。日本总需求对中日贸易收支影响的弹性系数为0.512，说明日本总需求增加1%，会使得中日贸易收支改善0.512%。
lnTBJap=－1.864－0.450lnreer+0.512lngdpJap
(5.33)(3.87)(3.25)
－0.014lngdpChi
(13)
(6.19)
（三）格兰杰因果检验
协整检验只能分别表明人民币实际汇率与中美、中日贸易收支存在长期的均衡关系，但并不能确定是否具备统计意义上的因果关系。格兰杰因果检验要求变量必须是平稳的，因此需要对各变量一阶差分Δlnreer、ΔlnTBJap、ΔlnTBusa、ΔlngdpChi、ΔlngdpJap和Δlngdpusa进行格兰杰因果检验。根据表4可以看出，存在人民币实际汇率到中日贸易收支的单向格兰杰因果关系，即人民币实际汇率变动是中日贸易收支变动的格兰杰原因；反之，中日贸易收支变动不是人民币实际汇率变动的格兰杰原因。中美贸易收支和人民币实际汇率不存在格兰杰因果关系，即人民币实际汇率不是中美贸易收支变动的格兰杰原因，与此同时，中美贸易收支也不是人民币实际汇率变动的格兰杰原因。
（四）方差分解
在误差修正模型基础上，运用方差分解来分析中美、中日贸易收支变动的主要影响因素。对影响贸易收支的因素进行方差分解，得到每个因素冲击对贸易收支变动影响的贡献度。
从表5中美双边贸易收支波动的方差分解结果可以看到，在第5期，美国需求因素对中美贸易收支的贡献度为14.7%，中国需求因素对中美贸易收支的贡献度为7.40%；到第10期，美国需求因素对中美贸易收支的贡献度为47%，中国需求因素对中美贸易收支的贡献度为27.4%。人民币实际汇率对贸易收支的贡献度很小，不足1%。说明不考虑贸易收支自身冲击的影响，人民币实际汇率对中美贸易收支的影响甚微，美国需求因素对中美贸易收支的贡献度也远大于中国需求贡献度，美国需求因素是影响中美贸易收支的决定性因素。
根据表6中日双边贸易收支的方差分解结果可以看出，除了贸易冲击自身的因素，短期内，日本需求因素对中日贸易收支的貢献最大，第2期为35.36%，第3期为43.29%。长期来看，日本需求因素对中日贸易收支的贡献有所下降，但是仍然占主导地位，在第10期为38.15%。人民币实际汇率对中日贸易收支的贡献度在第2期为5.47%，第5期上升为20.09%，到第6期达到最高值为20.32%，说明人民币实际汇率也是影响中日贸易收支的重要因素。
人民币实际汇率对中美双边贸易收支和中日双边贸易收支的影响程度之所以存在很大的差异，原因可能在于中美双边贸易结构和中日双边贸易结构存在很大的差异，中美之间的贸易大多数是产业内贸易，而中日之间的贸易大多数产业间贸易①[注：①实际汇率的波动对产业间贸易的影响远远大于对产业内贸易的影响，主要原因在于产业内贸易中贸易产品的之间的可替代性比较强，因此厂商对于其产品价格的控制力也就比较弱，如果一国名义汇率或者实际汇率发生变动，厂商不会轻易改变其产品的价格，所以说，与产业间贸易相比，实际汇率的变动对产业内贸易影响也就比较小。]。中美之间产业内贸易之所以比中日贸易要稍强，其中一个重要的原因在于美国方面严格限制对中国的高新技术和高科技产品的出口贸易，这就严重阻碍了美国和中国按照比较优势原则和资源禀赋原则进行国际分工和国际贸易［12］［13］。
五、结论
本文以中国的两个最大贸易伙伴国美国和日本作为双边贸易收支的分析对象国，来分析人民币实际汇率对中美、中日双边贸易收支的影响。得出的主要结论如下所示：
第一，人民币实际汇率对中美、中日贸易收支变动的影响程度并不相同，人民币实际汇率对中日贸易的影响大于其对中美贸易的影响，原因可能是在于中美双边贸易和中日双边贸易在结构上存在着很大的差别，中美之间的贸易大多数是产业内贸易，而中日之间的贸易大多数产业间贸易。
第二，人民币实际汇率并不是影响中美双边贸易收支的主要因素，美国的需求因素才是真正影响中美双边贸易收支的主要因素。从长期看，美国总需求引致的需求对中美贸易收支的弹性非常大。因此，人民币汇率升值并不能够从根本上解决美方贸易顺差问题，因为美国对中国贸易收支恶化的根本原因在于美国自身对中国的出口贸易商品有着强烈的需求，所以说，美国以中美贸易失衡为借口来攻击人民币汇率是缺乏事实根据的，人民币实际汇率因素对中美贸易收支的影响微乎其微。在中国已经成为“世界工厂”的国际分工体系下，中美贸易失衡在短期内难以改变，也不是单单只靠人民币汇率升值就能解决的。
参考文献：
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我国新汇率机制对贸易收支的影响 篇4
在经济全球化的背景下, 贸易收支对一国国民经济具有特殊的重要性, 而在影响出口贸易变动的因素中, 汇率起着非常重要的作用。汇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。在国际金融和国际贸易活动中执行着价格转换职能, 从而成为调节一国贸易收支的重要杠杆, 它的变动对一国对外贸易的平衡与国内经济活动的波动都具有深刻的影响。因此, 关于汇率变动对贸易收支影响的研究始终是国际经济学广泛研究的一个重大课题。
二、人民币新汇率机制改革
1979年改革开放以来, 人民币汇率制度经历了由单一官方汇率到官方汇率与市场汇率并存, 再到单一市场汇率制度的演变。2005年7月21日的人民币新汇率机制改革主要包括以下几方面的内容:一是放弃盯住美元, 参考一篮子货币进行调节。二是将收盘价作为下一个工作日的中间价格, 央行规定了各种货币交易价格对中间价格的浮动幅度。三是人民币对美元升值2%, 调整为8.11元人民币/美元。此后, 央行推出了系列的配套措施, 如:扩大办理人民币对外币远期业务银行主体;扩大银行间即期外汇市场非美元货币对人民币交易价的浮动幅度, 调整了银行对客户美元挂牌汇价的管理方式, 并扩大了买卖价差幅度。2008年5月, 人民币的中心汇率已经达到在7.00兑1美元水平, 人民币破7指日可待。
三、我国当前贸易收支存在的问题
1、外贸依存度和贸易顺差过高
伴随着外贸进出口总值的大幅攀升, 我国已经成为世界上外贸依存度最高的国家。在表明我国经济与世界经济已经形成了相互依赖的伙伴关系的同时, 过高的外贸依存度将加大中国经济潜在的风险。同时, 在我国对外贸易突飞猛进的发展过程中积累了庞大经常项目顺差。我国用巨额贸易顺差换来了高额低收益的外币资产, 加大了人民币汇率方面的压力, 此外过大的贸易顺差增加了我国与主要贸易伙伴之间的摩擦。
2、出口贸易产品技术层次过低
这些年来, 我国出口贸易结构有了很大改观, 从原材料、农产品等为主变成现在工业制成品为主。但仍然存在明显的缺陷, 主要出口的是附加值不高的产品。表现为一是技术含量较低的产品占了相当比例, 二是外资企业的出口数额占了大多数。大量出口外资企业产品给我国主要只是带来了劳动者的报酬或再加上一些原材料费用, 其附加值非常低下。
3、我国传统外贸政策不合理
人民币汇率多年来保持比较低的水平, 同低价倾销、无节制的不规范的优惠政策和不惜牺牲社会代价的做法一起, 成为我国以往鼓励出口创汇的主要途径。长期以来, 偏重出口创汇的指导思路一直支配着我国外贸领域的政策和运作。其直接后果之一便是出台了众多明显违反国际规范的所谓“优惠政策”。这类“优惠政策”的症结就在于违反了现代市场经济的基本要求, 导致全国的市场分割和不公平竞争现象大量涌现, 并导致了我国经济以出口为主, 内需严重不足, 不利于国内经济资源的有效配置。
四、新汇率机制对我国贸易收支的影响
1、新汇率机制对我国贸易收支的不利影响
人民币升值提高了我出口商品的外币价格, 直接削弱我国出口的价格竞争优势。从国际分工格局来看, 相对于发达国家以研究开发和服务业为主来讲, 我国作为发展中国家以制造业为主, 出口产品多集中在低端, 产品替代性强, 需求弹性大, 竞争优势不强, 竞争方式也主要通过价格手段。这种贸易结构和战略极易受到汇率水平变动的影响。从生产要素分工上来看, 中国作为发展中国家以劳动力成本为优势, 作为中国优势企业的劳动密集型企业的产品档次不高, 附加值含量低。人民币升值出口商生产成本和劳动力成本则会相应提高, 利润下降, 导致出口萎缩。
2、新汇率机制对我国贸易收支的有利影响
新汇率机制可以促进出口贸易结构转变。汇率波动引起出口产品成本与收益的变动所造成的影响主要局限于使对汇率依赖强的初级产品。这些产品一般都是高耗能, 高污染行业。它们的出口短期内可能加大资源紧张的矛盾, 长期内将加大国内资源和环境的压力。国家有关部门也陆续采取了下调或取消部分产品出口退税, 停止加工贸易, 提高出口关税等措施, 这将有利于改变我国的出口产品结构, 使我国初级产品出口占出口总额的比重下降。从企业竞争的角度上看, 一些技术含量和附加值低、管理差、效率低的外贸企业会因此破产被淘汰出局, 恰恰符合我国经济产业结构调整的方向。
3、新汇率机制对我国部分主要行业的影响
纺织是我国传统的出口优势型行业。我国纺织服装行业对外依存度高, 出口产品大都以美元结算。随着人民币升值, 出口产品的人民币收入将随之降低。由于国内纺织服装业集中度非常低, 竞争激烈, 公司一般较难将人民币升值的负面作用向客户转移。不过我国纺织行业的原料进口贸易也不小, 加之其他纺织纱线、面料也有部分依赖进口。所以人民币升值对其中出口进口的影响互相抵消。对汽车、钢铁进口产品替代的行业而言, 人民币的升值导致和国产家电行业竞争的国际厂商产品以人民币价格计算下降, 使得本土产品的短期竞争力有一定的下降。
五、完善信汇率机制, 促进贸易收支可持续发展的措施
1、继续完善和改革现行新汇率机制
完善和改革现行新汇率机制的总体思路是在短期内保持人民币汇率基本稳定, 同时增加汇率形成的灵活性;在中期内以一篮子货币为中心, 实行汇率目标区制度, 在长期内实行浮动汇率制。首先, 需要提高人民币汇率生成机制的市场化程度, 培育健全的外汇市场。其次, 应当扩大人民币汇率的浮动幅度, 人民币汇率应当盯住一篮子货币汇率为中心汇率, 并允许汇率有一定幅度的波动。此外, 还要完善央行干预机制。外汇的市场化改革要求逐步减小中央银行干预外汇市场的频率。扩大汇率波动区间后, 中央银行应减少市场干预频率, 让市场机制自动形成汇率价格水平。
2、调整我国对外贸易的商品结构, 加强我国技术创新
今后, 我国要努力提高出口商品中工业制成品的比重, 同时也要注意技术引进和新产品研发, 减少高科技新产品如光学、医疗、精密仪器和设备等对国外的依赖, 通过在进出口两方面的努力来减轻人民币升值对我国贸易的不利影响。对贸易企业而言, 可考虑采取以下措施来完成新汇率机制下进出口贸易的转型。一是加大研发投入, 与高校、科研单位结成联合体, 加快技术研究与创新的步伐, 掌握具有自主知识产权的核心技术。二是实施品牌化战略, 尽快走出贴牌生产的低效益循环, 创建世界名牌。三是进行重组兼并走集团化道路, 整合优化资源配置来应对跨国公司的竞争。
3、新汇率机制下注重贸易中金融风险防范
新汇率机制下汇率风险成为了贸易企业需要考虑的重要因素。企业应当争取更有利的结算方式, 利用金融工具来规避外汇风险。在出口收汇方面, 贸易企业应缩短结汇期限, 回避远期付汇方式所带来的汇率波动风险。在进口付汇方面, 贸易企业应争取延期付款, 利用远期信用证, 适当增加外汇负债, 抵消外汇资产的贬值风险。在利用金融工具方面, 贸易可逐步转为采用本币结算, 利用人民币远期外汇交易、外汇期权、远期结售汇等汇率避险工具规避汇率风险。
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也是专利保护模式的重要一个配套环节。
以英特尔公司为例, 其对集成电路的保护就采取了“分割保护”办法, 就是根据需要保护对象的特征采用不同的保护方法:
如果是集成电路:就“看得见”的部分申请专利, 将生产工艺作为商业秘密。
以软件为例:能够自动获得版权保护, 考虑就重要算法/构思申请专利, 若以目标代码形式传播则作为商业秘密保护。
如果是一个角色:开始用版权保护, 考虑用商标提供长期保护。
这三个例子剖析了如何运用多种方法保护知识产权。选择保护形式的基本原则:保护的最大化。企业参与市场竞争的目标是追逐利益最大化。而知识产权在市场竞争中扮演着竞争工具和手段的角色。如何将这个角色发挥好, 关键是看角色是否找的准确, 是否能发挥角色的正面影响力。
从英特尔公司的实践不难看出, 决定采用何种形式的基础主要是:技术的特点、保护期望期限以及保护目的。在保护中不断挖掘技术的潜在价值, 并在保护中创造现有技术的信价值。这样的综合保护才是建立知识产权综合保护的目的所在, 这同样也是建立专利保护模式目的所在。
综上所述, 跨国公司在考虑对于某一技术采取何种保护措施时, 要考虑申请国的专利授予原则, 还有该国的法律框架下可能采取的保护形式, 当然还有结合技术自身特点, 以选择最佳保护方式。如果希望专利保护最大化, 那么通常需要使用不只一种类型的知识产权, 而是多种形式的组合。
针对目前我国企业在专利申请阶段存在主要问题, 综合跨国公司相对比较成功的经验, 笔者认为应从专利申请策略和专利申请质量控制两个方面着手改进。
视情况而定。跨国公司的专利申请策略为我们提供了几种成功模型, 我国企业还应结合自身条件, 通过创新与尝试, 探索适合发展的申请策略。
2、专利申请质量
专利申请重在质量, 不是数量。因此, 企业的专利工作重点之一在于质量控制。参照跨国公司的实践经验, 结合我国企业目前存在问题, 对申请质量控制主要从以下几点入手:
明确申请目标专利申请的目标有的是为了配合企业产品对某一市场的合法占有, 有的是为了在某一趋于占领技术发展空间, 还有的是作为主要专利的战略性部署使用, 等等。专利申请要有一定的目的性。这样一方面可以确定权利种类、权利要求重心;还可以通过专利申请及时获得法律认可和保护。
确定申请范围申请范围主要是指一项技术创新准备在多大的地域范围内申请专利。鉴于专利申请成本和程序, 对于一项权利的保护应该选择适当的范围。比如, 是通过PCT程序申请获得多国专利保护, 还是通过重点国家逐个申请的方式获得不同国家的保护, 就要看专利产品将来准备进入的市场, 如果没有可能进入五个国家以上, 就没有必要花费昂贵的PCT申请费用, 仅选择几个重点国家进行申请就可以。同时, 专利申请过程中充分利用优先权, 不仅在成本上相对较低, 而且也能起到市场保护的作用。
选择专业机构无论企业内部人员负责, 还是委托代理机构来完成专利申请, 重要的是要有专业水平很高的人员来负责。一项专利申请过程中, 无论是文件的撰写还是各种法律程序的遵守, 都需要专业人员来从事。而且, 在专利审批过程中, 需要专业人员及时和审查人员沟通, 并向技术人员传递申请进行状态等信息, 达到相关信息的及时传递和沟通, 共同促进权
参考文献
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贸易收支 篇5
1. 中国服务贸易起步较晚, 但发展速度快, 服务贸易进出口总额持续上升。
近年来, 随着中国服务贸易的不断增长, 服务贸易总额从1982—2008年的二十六年间增长了70倍, 其占世界服务贸易的比重稳步上升, 服务贸易的国际地位提高。1982年, 中国服务贸易进出口额仅为43.4亿美元, 占全部对外贸易总额的9.4%, 占世界服务贸易总额的0.6%, 其中出口24.8亿美元, 占全球服务贸易出口总额的比重为0.7%。2008年服务贸易总额3 060.36亿美元, 占全部对外贸易总额的比重10.8%, 占世界服务贸易总额的4.6%, 世界排名仅次于美国、英国、德国和法国位居第五位, 成为世界服务贸易的重要国家, 其中服务贸易出口额占全球服务贸易总出口的3.9%, 世界排名由1982年的第二十八位上升到第五位, 进口额占4.6%, 世界排名由第四十位上升到第五位。
2. 中国服务贸易长期存在逆差。
1982—1991年, 中国服务贸易进出口基本处于平衡状态, 一直保持小额顺差。自1992年中国服务贸易首次出现贸易逆差后, 除个别年度 (1994年) 外, 中国服务贸易一直是逆差。近年来, 中国服务贸易逆差呈逐步扩大趋势, 2008年逆差达到118.12亿美元, 2009上半年逆差已超过166亿美元。服务贸易也是中国今后经济发展的目标和趋势。但服务贸易的逆差说明中国只是一个贸易大国, 还不是贸易强国 (如下表所示) :
单位:亿美元
资料来源:根据中国国家外汇管理局2007—2009年1—6月《中国国际收支平衡表》数据计算整理。
二、中国服务贸易发展中存在的问题
1. 中国服务贸易国际竞争力较弱。
一个国家服务贸易整体竞争力的强弱直接表现为一国服务出口在世界市场上占有的位置和份额, 即国际市场占有率是衡量贸易竞争优势的重要指标。近些年中国服务贸易发展速度较快, 服务贸易出口额占全球的比例一直是稳步上升的, 但从国际市场占有率上看, 却远远低于发达国家。2008年服务贸易出口额为1 471亿美元, 进口额1 589亿美元, 进、出口额都位居全球第五, 中国服务贸易出口占全球服务贸易出口总额的比重为3.9%, 而美国占全球的比重为14%, 是中国的3.6倍;英国为7.6%, 德国为6.3%, 法国为4.1%。 (1) 说明中国的服务贸易虽然在总量规模上有增长, 但无论是从数量上还是从质量上来说, 与发达国家相比还存在很大差距, 服务贸易整体的国际竞争力还处于比较劣势。
2. 发展服务贸易的产业基础薄弱, 服务贸易结构不合理, 形成了服务贸易发展总体水平偏低。
一国经济的发达程度和服务业的发展是密切相关的, 中国国际收支中服务贸易一直处于逆差, 这反映了中国第三产业的发展水平仍相当落后, 产业发展不足且结构不合理, 产业素质低。这突出表现在产品和服务结构档次低, 技术结构水平低, 尤其是金融服务、信息服务、物流产业等现代服务业落后。2008年, 中国作为国际服务贸易发展基础的第三产业增加值占GDP的比重为40%, 远低于发达国家70%的水平, 也低于发展中国家50%的平均水平。 (1) 服务贸易总额占贸易总额的比例远低于世界的平均水平, 中国2008年对外贸易总额28 145.56亿美元, 其中货物贸易25 085.2, 占对外贸易总额的89.2%;服务贸易总额约3 060.36亿美元, 只占10.8%。由于中国服务贸易项目结构单一, 对货物贸易的依赖性较强, 在货物贸易高速增长的带动下, 同货物进出口直接关联的传统服务贸易项目, 即生产性服务贸易增长很快, 如国际运输服务、国际货物保险等。受体制、技术、知识和文化等基础因素制约, 中国服务业优势主要集中在传统服务行业且附加值较低的项目, 服务贸易收支中三个较大的项目仍然是运输、旅游和其他商业服务, 三项合计占收支总额的近4/5。顺差项目主要集中在旅游和其他商业服务, 有八个行业实现顺差, 其中建筑、旅游、咨询、计算机和信息、其他商业服务为顺差规模前五的行业, 合计实现顺差212.3亿美元。2008年服务贸易逆差115.6亿美元 (剔除政府服务) , 比上年增长51.9%。逆差项目仍主要集中在传统服务项目运输、保险、专有权利使用费和特许费项目, 其中, 运输逆差为119.1亿美元, 与2007年基本持平;保险逆差为113.6亿美元, 同比增长16.4%;专有权利使用费和特许费逆差为97.5亿美元, 同比增长24.2%;金融逆差为2.5亿美元, 同比减少23.9%。 (2) 通过以上分析可知, 中国的服务贸易在劳动密集型部门具有较强的国际竞争力, 而资本技术密集型服务部门的出口竞争力极弱。
三、进一步提升中国服务贸易竞争力
1. 制定合理的产业发展战略, 调整和优化服务业的内部结构。
中国传统服务贸易部门与新兴服务贸易部门的发展极不协调, 劳动密集型等传统服务贸易部门个体规模普遍较小, 参与国际竞争的能力不足。资本和技术密集型等新兴服务贸易部门的发展不充分, 大多没有形成规模, 在中国服务贸易中所占比重较小。为使服务业有长远的发展, 必须继续保持传统服务行业比较优势, 提高这些行业的知识含量和技术含量, 增加贸易的附加值, 又要大力发展知识、技术密集型服务产业和新兴服务业, 着重培育新兴服务业的竞争优势, 加快金融、保险、咨询等服务业的国际化水平, 推动服务业和服务贸易的产业升级。国家应当从产业发展战略的高度, 尽快制定服务业的整体发展战略。政府也应出台相应的服务业产业政策, 充分发挥政府在服务业竞争能力培育中的作用。如, 对服务贸易企业尤其是知识技术密集型服务企业的政策倾斜与扶持力度, 实施积极的产业政策, 完善财政、信贷等优惠措施, 提高中国服务贸易的整体竞争力。
2. 进行消费需求结构升级, 提高服务消费比重。
当今世界服务贸易强国的服务产业一般是首先在其国内形成竞争优势, 然后才逐步走向世界的。中国服务业偏向消费性需求指导, 而非生产性需求, 以至金融、保险等生产性服务欠发展, 在货物贸易大额顺差的同时, 运输、交通等分配性服务, 没有得到充分发展。因此, 政府和企业应努力引导居民优化消费需求结构, 提高服务消费的比重。
3. 正确处理好服务企业“引进来”和“走出去”的关系。
长期以来, 中国吸引的FDI主要集中在制造业领域, 而服务业利用外资一直没有进入快速稳定增长的轨道。从服务业外商投资的内部结构来看, 受国内管制架构的制约, 一些专业化服务还没有完全市场化和产业化, 仍具有一定程度的垄断性质, 但这些行业如金融、电讯等却是直接服务于国民经济的重要行业, 对于优化中国产业结构、促进产业升级、培育要素市场具有十分重要的意义。引进资金的同时, 可以引进先进的技术和管理经验, 所以我们引进来的关键是要学习、消化、创新。但是要想在国际服务贸易市场上取得更大的份额, 应抓住产业革命和国际产业转移的趋势, 中国服务企业必须“走出去”, 立足国内市场的同时, 拓展国外市场, 积极构建服务贸易自由区, 大力发展服务贸易。
4. 建立有利于服务出口的投、融资环境。
如果没有一个良好的投、融资环境, 在某些方面会制约服务业的发展, 阻碍服务出口的扩大。要促进服务的出口, 必须建立起有利的投、融资环境, 加大服务业的对外开放程度, 降低服务业市场准入条件, 放开包括银行、邮电通信业在内的市场准入, 引入竞争机制, 尽快打破行政垄断, 吸引更多的资金和人才加入, 促进服务业及服务贸易的加快发展。制定并完善中小企业促进政策, 设立服务业担保基金, 为服务业发展提供融资担保支持。完善服务贸易出口法规, 同时着手制定实施细则, 积极引导地方政府加快发展服务业和服务贸易。
5. 加快培养高素质人才, 从根本上提升服务业竞争力和发展水平。
在服务价值的构成中, 人力素质起到了决定性的作用, 当今国际服务贸易主要集中在金融保险、咨询、通讯、计算机软件等技术密集型、知识密集型和资本密集型服务贸易方面。中国是人口资源大国, 具有明显的劳动力成本优势, 但目前中国从业人员整体素质不高, 高层次服务人才储备不足, 高素质服务人才的匮乏直接导致了服务企业竞争力弱化、产业结构不合理。服务贸易的输出主要集中在劳务工程承包、远洋运输、旅游等劳动密集型部门, 大量专业服务和高技术领域则处于净进口的状态, 影响到中国服务业的健康发展。要增强中国服务贸易国际竞争力, 就必须培养这些服务行业的专门人才, 应高度重视专业人才的培养, 建立健全服务贸易人才信息库和人才服务机构, 加大投入各种职业技能的培训, 提高从业人员的专业素质和品格素质, 不断提高劳动生产率, 增加中国服务贸易在国际上的竞争力。
摘要：随着全球经济一体化的发展, 服务业与服务贸易的发展水平已成为衡量一个国家现代化水平的重要标志之一。中国服务贸易发展速度快, 服务贸易进出口总额持续上升, 但国际市场占有率低, 服务贸易内部各部门之间发展不平衡, 国际竞争力差。为应对激烈的竞争, 必须制定正确的服务贸易战略, 优化服务贸易结构, 提升中国服务贸易的国际竞争力。
关键词：服务贸易,逆差,竞争力,国际收支
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贸易收支 篇6
关键词：汇率,贸易收支,协整分析
1 引言
一般来说, 汇率变动通过影响进出口商品的价格、数量而对一国贸易收支产生影响。有关汇率变动与贸易收支关系的理论认为, 汇率变动主要通过一下渠道影响贸易收支: (1) 汇率变动通过引起贸易品的价格变化影响贸易收支; (2) 汇率变动通过引起收入变化影响贸易收支。对于贸易收支与汇率变化之间的关系, 早期的研究多采用简单的最小二乘法进行估计。近年来, 随着计量技术的改进, 许多研究采用了时间序列的方法。平稳性检验、协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验等工具被运用于贸易收支与汇率变化的关系的实证检验中。
国外的研究大都认为汇率的贬值能有效改善贸易收支。如Rose (1991) 对OECD国家贸易收支与实际汇率关系的估算得出实际汇率对国家的贸易收支有显著影响。中国有关人民币汇率与贸易收支关系的研究则得出了不同的结论。谢建国, 陈漓高 (2002) 对中国1978-2000年的数据进行协整研究和冲击分解得出:人民币汇率贬值对中国贸易收支并不具有显著影响。在短期, 国内需求是决定贸易收支的最主要因素;而在长期, 国内供给冲击是影响贸易收支的最主要的原因。黄飞雪, 寇玲 (2009) 认为我国大多数出口产品缺乏弹性, 人民币升值不能有效减小贸易顺差。李海菠 (2003) 则利用动态分布滞后模型分析人民币实际汇率与中国对外贸易的关系, 得到在长期二者存在均衡关系, 汇率对贸易收支产生影响。
这些研究主要采用计量的方法对中国总的贸易收支于人民币汇率的关系进行了研究。由于中美贸易顺差持续扩大及人民币汇率升值问题成为中国外贸中的主要问题, 甚至影响了两国的外交, 因此, 弄清楚二者之间的关系及对中国的影响有着及其重要的意义。本文正是就中美双边贸易及汇率的关系进行研究, 同时还对中美贸易收支的主要影响因素进行分析。此外, 不同于一些研究使用名义汇率和以当期价格表示的贸易收支、国内外收入数据, 本文使用实际双边汇率和消除了通胀因素的宏观经济变量进行研究。
2 理论模型
本文的模型建立在凯恩斯主义的局部均衡理论之上, 贸易余额等于商品和服务的进出口额之差, 凯恩斯主义的局部均衡模型认为需求是经济中的决定因素, 因此影响贸易余额的因素就由影响进口需求和出口需求的因素共同组成, 即国内、国外的实际收入, 实际汇率等。
假定有两个国家:本国和外国。本国和外国的进口需求主要由各国实际收入和相对价格决定Dm=Dm (Yd, P) ;Dundefined=Dundefined (Yw, Pw) 其中Dm, Dundefined分别代表本国和外国的进口需求, Yd, Yw分别表示本国和外国的实际收入, P表示以本国货币表示的进口品与本国产品的相对价格。表示以外国货币表示的外国进口品与外国产品的相对价格。出口品取决于出口品的相对价格Sx=Sx (P) ;Sundefined=Sundefined (Pw) 其中Sx, Sundefined分别代表本国和外国的出口供给, P表示以本国货币表示的出口品与本国产品的相对价格。Pw表示以外国货币表示的外国出口品与外国产品的相对价格。当市场均衡时有Dm=Sundefined;Dundefined=Sx;国内的实际贸易收支为NX=PDundefined-RwDm其中, NX表示国内的实际贸易收支, R表示实际汇率 (R= (EPw/P) 为一单位国内产品用外国产品表示的价格) , E为名义汇率。联立上述方程, 可以得出以实际汇率R、本国实际收入Yd和外国实际收入Yw表示的贸易收支NX=NX (R, Yd, Yw) 。本文正是利用上面这一模型来估算人民币汇率与贸易收支的长期均衡关系。
3 人民币汇率与中美贸易收支的实证检验
3.1 数据说明
本文采用1979年—2008年的年度数据为样本, 共30个样本值。其中贸易收支NX为以2000年价格衡量的中美贸易收支的对数值。由于1992年以前的中美贸易收支净值为负, 直接取对数将失去13年的样本数据, 因此贸易收支NX用中国对美国的出口额对数值减去中国对美国的进口额对数值得到。国内实际收入Yd为以2000年价格水平 (GDP平减指数) 衡量的国内GDP对数值。美国实际收入Yw为以2000年价格水平 (GDP平减指数) 衡量的美国GDP对数值。实际双边汇率R=log (EPw/P) , E为名义汇率, P、Pw分别为国内外的价格水平, 使用中国与美国的CPI指数 (2000年指数=100) 来代替。贸易收支NX的数据来源于《改革开放三十年中国对外贸易监测报告》。国内GDP、美国GDP、美国的CPI指数均来自《IFS国际金融统计年鉴2002-2009》和《IFS国际金融统计年鉴1979-2006》。名义汇率E来自中国人民银行统计数据, 中国的CPI指数来源于国家统计局网站数据。
3.2 平稳性检验
由于本文使用的是时间序列数据, 时间序列数据大都是非平稳的, 而只有具有相同单整阶数的变量才可能存在协整关系, 因而我们首先采用增项的迪基-富勒方法 (ADF) 对时间序列进行平稳性检验。估算方程
undefined
当统计检验不显著时, 把截距项β1与趋势项t剔除重新进行回归。滞后项的选择要使得残差非自相关。运用Stata软件进行ADF检验, 检验结果表明各项时间序列数据均为一阶单整过程, 变量之间可能存在协整关系。
3.3 协积检验与误差纠正机制
将一个非平稳的时间序列对另一个非平稳的时间序列进行回归可能导致谬误回归。格兰杰指出:对协积的检验可看成为避免谬误回归而进行的预检验。将中美贸易收支NX对国内实际收入、美国实际收入Yd以及实际双边汇率R做如下回归:
NXt=β1+β2Ydt+β3Ywt+β4Rt+ut
对ut进行单位根分析, 我们发现尽管各项时间序列数据均为一阶单整过程I (1) , 但它们的线性组合却是I (0) , 即残差是平稳的。因此变量之间可能具有长期或均衡关系。协积检验得到回归结果:
NXt=-2.212+1.154Ydt-0.902Ywt+0.274Rt
虽然协积检验表明, 变量之间在长期存在均衡的关系, 但在短期中可能会偏离均衡。我们可以利用均衡误差项将NX的短期行为与长期联系起来。格兰杰表述定理表明, 若变量之间是协积的, 则他们之间的关系可由误差纠正机制 (VEC) 表述。考虑如下模型:
ΔNXt=α0+α1ΔYdt+α2ΔYwt+α3ΔRt+α4ut-1+εt
ut为协积检验中的残差, 它反映均衡误差。运用Stata的OLS方法估计的结果为
ΔNX=0.015+0.117ΔYd+1.60ΔYw+0.369ΔR-0.514ut-1
均衡误差项的参数非零, 说明模型在短期偏离了均衡, 其他各项的参数均为正, 说明三者在短期对贸易收支有正的影响。
3.4 向量自回归 (VAR) 模型估计
根据格兰杰表述定理, 若变量之间是协积的, 而且每个变量都是一阶单积序列I (1) , 则变量之间存在因果关系。这种情况适于用VAR模型进行估计。本文用多变量Johnsen (1991) 提出的协整检验方法对中美贸易收支、国内实际收入、美国实际收入 以及实际双边汇率R进行协整检验, 建立如下VAR模型:undefined来估计模型的长期关系。检验结果表明, 中美贸易收支NX、国内实际收入Yd、美国实际收入Yw、实际双边汇率R之间存在标准化的协整关系:
NX=18.369+0.0835R-1.559Yd+10.805Yw
t值 (-0.16) (0.62) (-3.20)
统计检验显示, 实际双边汇率R与国内实际收入Yd的系数并不显著异于零, 中美贸易收支的汇率弹性仅为0.0835, 说明人民币汇率对中美贸易收支影响不大。国内外实际收入对中美贸易收支影响较大, 国内实际收入每增加1%, 中美贸易收支减少1.559%;美国实际收入每增加1%, 中美贸易收支增加10.805%。
4 结论与政策含义
通过前面的实证分析, 我们可以得到以下几个结论:
(1) 人民币实际汇率对中美贸易收支在短期有一定正的影响, 汇率上升1%, 中美贸易收支增加0.369%;在长期, 人民币汇率对中美贸易收支没有显著影响, 中美贸易收支的汇率弹性仅为0.0835, 且汇率的参数为负, 说明实际汇率上升, 贸易收支下降。贸易收支对实际汇率的反映存在J曲线轨迹。这是本币升值导致的金融资产价格变动即期完成, 而贸易收支和国民收入变动相对较慢, 贸易升值导致贸易收支先改善然后恶化, 但在长期影响程度甚微。
(2) 中美贸易收支对美国经济状况的依赖性强, 短期美国实际收入增加1%, 中美贸易收支增加1.6%;长期美国实际收入增加1%, 中美贸易收支增加10.805%。因而美国的经济波动对中美贸易收支影响大。
贸易收支 篇7
本轮美元弱势调整是在全球贸易失衡及美国次贷危机背景下发生的，美国巨额的贸易逆差、高筑的财政赤字、高企不下的失业率以及经济增长低迷等一系列原因导致美元自2002年以来持续走弱。美国从2008年开始抛售国债，刻意压低利率，量化宽松的货币政策不断推低美元。另一方面，随着中国近年来对美贸易顺差的不断累积，处于内外失衡压力下的人民币自2005年开始已经步入渐进式升值通道。美元持续走弱、人民币不断升值，必然将对中国经贸发展产生严重影响。本文通过统计分析和实证研究，从贸易收支和贸易结构两个角度全面分析美元弱势调整对中美经贸关系的影响。
有关汇率波动贸易效应的文献主要有：Bahmani-Oskooee和Ratha(2008)证实美元贬值可以促进美国对大部分贸易国的出口，并显著抑制进口。Chiu、Lee(2010)证实美国双边贸易收支与美元实际汇率之间存在长期负相关关系。特别地，美元对人民币贬值将显著减小美国对华贸易逆差。Baak(2008)的协整分析表明，人民币每贬值1%可以增加中国对美出口1.7%，美元每贬值1%可以增加美国对华出口0.4%。Breuer和Clements(2003)研究表明美日双边贸易结构与双边实际汇率之间存在一定关联，且各类商品的贸易额对汇率波动的弹性存在显著差别;Koo和Zhuang(2007)证实中美各类贸易商品对实际汇率波动的反应各不相同。总结目前现有文献，对中美贸易问题的研究大都集中于贸易收支层面，有关贸易结构的研究较少;同时，现有文献对中美贸易收支的实证研究往往因为忽视了重要的政策变量而无法得到很好的解释效果。本文的创新之处在于：首先，从贸易收支和贸易结构角度，全面揭示美元走弱的贸易效应;其次，在研究汇率波动对贸易收支的影响时充分考虑中国现实状况，改善了实证模型的解释效果;再次，本文的研究发现美元走弱在恶化中国出口收支的同时，对改善中国的贸易结构有积极影响，这对引导中国出口产业趋利避害，实现结构升级有重要意义。
二、美元两轮弱势调整对中美双边贸易收支的影响
1、变量选取
首先，根据凯恩斯理论的比较静态国际收支模型和现有文献的结论，贸易双方的进口需求取决于该国总收入水平和相对价格，本文以进口国GDP和双边实际汇率来表示。其次，Baak(2008)等人的研究证实汇率波动率对贸易收支有负面影响。本文计算双边实际汇率波动率Vt的方法为：，即t季度三个月份与t-1季度即上一季度共六个月度汇率的标准差。第三，考虑到中国对美国的出口产品多为竞争激烈的低附加值工业产品，因此引入出口竞争国实际汇率这一变量提高模型的解释效果。出口竞争国选择韩国为代表。最后，中国的对外贸易受到政策变量的影响较大，特别是加入WTO以及人民币汇率改革，因此在模型中加入时间虚拟变量WTO和Reform来控制入市和汇改对中美贸易的影响，赋值方法为：WTO在1995年一季度至2001年四季度赋值0，之后赋值1;Reform在1995年一季度至2005年二季度赋值0，之后赋值1。
考虑到名义变量忽视了价格效应，本文使用的所有变量均为实际变量。由于1994年的汇率改革对人民币汇率产生了较大冲击，为减小计量结果偏差，采用数据区间为1995年一季度至2010年四季度。贸易额用进出口价格指数进行修正并采用移动平均方法进行季节调整。数据来源为国际金融统计(IMF)、美国普查局(Census.gov)、美国农业部经济研究服务部(ers.usda.gov)。
2、协整检验
为检验中美双边贸易收支与双边实际汇率之间是否存在协整关系，首先对各变量进行单位根检验以确定是否为同阶单整。IMt、EXt、Rt、Vt分别表示1995-2010年美国从华进口额、美国对华出口额、中美双边实际汇率及汇率波动率季度数据。RtK为韩元对美元实际汇率，YtA为美国实际GDP。对各变量序列取自然对数，根据各变量曲线形态确定变量的截距项与趋势项特征，并依据AIC准则选取令AIC值最小的滞后阶数，最终各变量的检验结果显示：在5%显著性水平下，除EXt序列外，其余各序列均为一阶单整序列，说明美国从华进口额与中美双边实际汇率之间可能存在协整关系。从而构建实证检验模型如下：
对上述模型进行Johansen协整检验，根据AIC准则，经测试选择VAR模型的最佳滞后阶数为2。得到检验结果部分如下：
可见在1%显著性水平下轨迹统计量和最大特征值统计量均拒绝没有协整关系的假设,说明美国从华进口、人民币对美元实际汇率及汇率波动率、美国实际GDP、韩元对美元实际汇率之间存在协整关系。并且,轨迹统计量和最大特征值统计量均显示存在两个协整关系。最终,根据协整方程对经济现象的解释合理度,选择第一个协整方程来描述变量之间的协整关系。协整方程系数估计如表2。
从协整检验的结果看，各变量系数均通过了显著性检验：β2(0.33)符号为正，表示美元对人民币实际汇率与美国从华进口之间存在长期正相关关系，即美元对人民币贬值(人民币对美元升值)将导致美国从华进口(中国对美出口)下降;β1(4.77)符号为正，表示美国实际GDP的增加使美国从华进口随之增多;β3(0.40)符号为正，表示韩元对美元贬值导致美国从华进口上升，产生这一现象可能是由于韩元兑美元贬值同时，也相对人民币实际汇率贬值，从而中国从韩进口中间产品的成本下降，进而向美出口的最终制造业产品价格下降，导致美国从华进口增加。β4(-0.03)符号为负，表示中美汇率波动率与美国从华进口之间存在长期负相关关系，但二者关系不显著。此外，虚拟变量的符号均为正，表示中国加入WTO以及人民币汇率改革长期中都有利于美国从华进口的增加。
3、误差修正模型
Johansen协整检验初步证实了美国从华进口与人民币对美元实际汇率之间存在稳定的长期协整关系，下面将通过建立和估计误差修正模型来考察二者之间的短期关系。根据Engle和Granger(1987)所提出的定理，具有协整关系的变量可建立误差修正模型，误差修正模型的优点在于把长期与短期的解释作用分离开来，并显示出长期作用的动态均衡机制。根据协整方程建立误差修正模型如下：
其中,ECMt-1表示滞后一期的误差修正项,反应长期均衡机制,nim、nr、ny、nrk、nv分别表示每个变量差分序列的最佳滞后阶数。对误差修正模型进行估计,检验结果部分如下:
从上述误差修正模型估计的结果来看，误差修正项系数显著为负，符合反向修正机制，且系数在1%水平上拒绝为0的假设，证实了协整方程各变量之间存在长期均衡关系。并且，根据其他变量系数的显著性可以看出，人民币对美元实际汇率与美国从中国进口之间存在着较为显著的短期关系，即人民币对美元升值短期内也将对中国对美贸易产生不利影响;美国实际GDP差分序列系数不显著，说明美国国内实际收入与美国从中国进口之间的短期关系并不明显，这部分是由于美国从中国进口产品多为低附加值工业产品，因而短期内美国居民的消费惯性所导致的“棘轮效应”的体现。综上，美元对人民币走弱在短期和长期中均会抑制中国对美出口，从而对中国出口产业造成不利影响。
三、美元两轮弱势调整对中美双边贸易结构的影响
贸易结构指一定时期内货物贸易中各种商品的构成情况。本文根据联合国商品贸易统计数据库提供的数据,采用SITC两位代码对中美双边贸易商品进行分类统计,计算了1997-2010年间各类商品所占每年进出口总额的比重进行计算。从各类贸易商品所占该年度贸易总额的份额来看,中美双边贸易结构呈现出以下特点:(1)美国对华出口商品结构较为多样化,但主要集中于资源密集型(如22、28)与资本技术密集型产品(如第7、87类等),且没有因中美双边实际汇率波动而发生显著改变,这说明美国对华出口结构主要取决于双方要素禀赋差异所产生的比较优势,中国目前的产业结构和资源禀赋决定了从美进口资源、技术密集型产品的必然性,这与中美双边汇率波动并无太大关联;(2)美国从华进口商品类型集中于第7类和第8类,且对比美元对人民贬值前后美国从华进口的贸易产品类别,可以发现美国从华进口重心逐渐由以84、85为代表的劳动密集型产品转移至以75、76、77为代表的资本密集型产品,这说明人民币对美元升值可以一定程度上促进中国对美出口资本密集型产品的增长。表3统计了2002年以来第7类和第8类贸易产品占当年中国对美出口总额的比重,可以看出美元弱势调整以来中国对美出口重心由劳动密集型产品向资本技术密集型产品的转移。(3)第7类产品是中美双方产业内贸易份额最大的贸易商品类别,这意味着中美双边产业内贸易的发展。
为进一步考察本轮美元弱势调整对中美贸易结构的影响，本文依据SITC两位代码将中美双边贸易商品划分为三大类：农产品、中级制造业产品、高技术产品。然后，利用美国贸易国际委员会提供的双边贸易季度数据分别测算了1997-2010年三类产业的贸易特化系数(TSC)。贸易特化指数〖TSC〗_i表示i产品的纯出口比率，计算公式为〖TSC〗_i=(X_i-M_i)/(X_i+M_i)，其中X_i、M_i分别表示i产品的出口额和进口额。贸易特化系数介于-1到1之间，越接近于1，表示该产品出口额远大于进口额，国际市场竞争力越强;越接近于-1，则表示该产品进口额远大于出口额，国际市场竞争力越弱。图1为农产品、中级制造业产品、高技术产品三类中美贸易产品贸易特化系数的走势图。
分析该图可以发现，首先，农产品贸易特化系数除个别年份受自然灾害(1998年洪涝灾害导致粮食减产)、政策调控(2004年政府采取刺激粮食进口的贸易措施)的影响出现大幅下降之外，总体走势较平稳，没有受到中美双边汇率波动的明显影响;其次，中级制造业产品的贸易特化系数在人民币对美元升值后呈现明显的下降趋势，这表明中级制造业(主要为劳动密集型产业)受汇率波动影响较大，人民币对美元升值会显著抑制我国中级制造业产品的出口;再次，高技术产品贸易特化系数走势也较为平稳，但在2005年人民币对美元升值后呈现小幅上升的态势，这部分是由于在人民币升值的环境下，低附加值的中级制造业产品出口利润空间大幅缩小，高附加值的资本技术密集型产品因具有较强的国际竞争力而受到损害较小，这激励了国内制造企业提高产品质量工艺与技术含量以增强出口竞争力，导致高技术产品的贸易特化系数上升。
美元对人民币走弱的影响是多面性的。目前国内研究大多只关注于贸易收支层面,而本文认为长期来看,美元走弱对中国贸易结构的影响更为关键。首先,美元对人民币走弱一定程度上抑制中国的低附加值中级制造业产品出口,促进高新技术产品出口;同时,人民币相对美元升值意味着中国从东亚等其他地区进口制造业中间产品的成本降低,进一步促进资本、技术密集型产业的发展。其次,中国对美出口的资本技术密集型产品多为产业内贸易,美元走弱将推动产业内贸易的进一步发展,这为中国提供了扩大与发达国家经贸合作,尽快缩短技术差距的有利契机。因此,美元弱势调整产生的贸易结构影响对中国出口产业结构升级,以及中国制造业整体的技术创新能力提升有重要意义,也是决定中国经济未来能否实现可持续发展的关键。
四、结束语
本文通过统计分析与实证检验的方法考察分析美元本轮弱势调整对中美双边贸易收支和贸易结构的影响。研究表明：美元对人民币走弱会抑制中国对美出口，在短期和长期中对中国出口产业造成不利影响;但另一方面又推动中美产业内贸易的发展及中国出口贸易结构的调整。本文没有对贸易结构效应进行深入的实证分析，作为今后的研究方向，将进一步对贸易结构进行细化研究。
基于以上研究结论，本文政策建议是：首先，美元本轮弱势调整将不可避免的给我国的出口企业，特别是中级制造业带来严重打击，而出口仍是目前以及将来一段时期拉动我国经济增长的引擎，因此应努力稳定人民币汇率，控制人民币升值的速度及幅度，如果在短期内做大幅调整，超过出口企业所能承受的范围，则必将成为我国经济发展的严重障碍，人民币汇率调整是一个长期的循序渐进的过程。其次，在人民币对美元升值的环境下，我国的出口贸易结构有较大的改善和调整空间，借此机会应加快出口企业技术升级，促进国内产业向具有规避汇率风险优势的高新技术出口产业转型，以尽量降低人民币升值所产生的负面影响;同时，应有必要尽快完善人民币汇率形成机制与调节机制，使汇率水平能真实反应我国经济的基本面。
参考文献
Bahmani-Oskooee M.and Ratha A.(2008),“Exchange Rate Sensitivity of US Bilateral Trade Flows”,Economic Systems,Vol.32,pp.129-141.
Baak S.(2008),“The Bilateral Real Exchange Rates and Trade between China and the U.S”,China Economic Review,Vol.19,pp.117-127.
Breuer J.and Clements L.(2003),“The Commodity Composition of US-Japanese Trade and the Yen/dollar Real Exchange Rate”,Japan and the World Economy,No.15,pp.307-330.
Chiu Y.B.,Lee C.C.and Sun C.H.(2010),“The U.S.Trade Imbalance and Real Exchange Rate:An Application of the Heterogeneous Panel Cointegration Method”,Economic Modelling,Vol.27,pp.705-716.
贸易收支 篇8
关键词：FDI,贸易差额,协整分析
近些年来, 我国贸易顺差持续、快速增长, 从2000年的344.74亿美元增至2007年的3153.81亿美元, 按2000年价格计算, 7年间增长了8倍多, 这一现象引起了国内外学者及政府部门越来越多的关注。与此同时, 流入我国的外商直接投资 (Foreign Direct Investment, FDI) 也在不断增长, 从2000年的383.99亿美元增至2007年的1384.13亿美元。那么, FDI的流入对我国国际收支的贸易效应是什么呢?
1 文献综述
关于FDI与东道国的贸易关系问题, 国内外许多学者进行了研究, 主要观点分为互补效应、替代效应以及关系不确定三大类。
1.1 倾向于互补效应的研究主要包括
卡夫斯 (Caves, 1996) 认为, FDI对东道国贸易的效应有两个方面:一是直接效应, 即FDI企业自身的出口带动东道国的出口;二是间接效应, 即FDI通过对当地企业的影响促进其出口的作用。Makki (2004) 等分析了 66 个发展中国家过去 30 年的数据, 验证了国际直接投资对贸易和经济增长的正相关关系。Lipsey (2002) 研究认为, FDI 具有促进出口的作用, 更倾向于面向出口的生产, 而不是面向东道国市场的生产。顾啸凌 (2007) 认为我国的FDI与出口、进口和贸易差额均呈正相关关系。喻春娇等 (2007) 认为FDI与我国出口贸易、进口贸易和总贸易之间存在长期均衡关系。宣烨等 (2007) 以贸易引力模型为分析框架, 研究后认为:我国FDI和进出口贸易存在正相关关系。
1.2 倾向于替代效应的研究主要包括
Brainard (1997) 认为, 随着不发达国家市场的扩大, 要素禀赋的变化以及生产效率的提高, 它们之间的要素禀赋越来越接近, 这时跨国公司的国内和国外生产会趋同, 也就是说会出现FDI对贸易的替代。Markusen (2002) 等人认为, 跨国公司为了降低运输成本, 往往倾向于在东道国设立子公司, 而不是进行国际贸易。此时, FDI与国际贸易之间存在替代关系, FDI会降低东道国与投资国之间的贸易。傅连康 (2006) 对马来西亚1997年货币危机前1990—1996年的进出口贸易进行分析后发现, FDI企业的进出口多数年份都存在贸易赤字。黄芳 (2006) 认为, 随着入世后我国对外资产品内销管制的放松, 可能会导致外资企业再次出现1997年以前贸易赤字的情形。
1.3 也有学者认为FDI的贸易关系不是确定的, 主要的研究有
Brainard (1993) 论证了水平型FDI和贸易之间的选择取决于接近市场效应收益与国内集中化生产效应收益之间的权衡。Dunning (1998) 指出, 在不同的FDI及贸易的动机下, FDI与贸易之间的关系也是不同的。Swedenborg (2000) , Belderbos 等 (1998) 深入到公司水平上, 分析了FDI和贸易之间的关系, 发现中间产品具有正相关关系, 但在最终产品上却没有发现显著的相关关系。陈策 (2007) 对我国各行业外国直接投资和贸易的数据进行了分析, 结果发现外国直接投资对我国各行业贸易的影响都很显著, 但是具体的替代和互补关系却因时期不同而不同。
现有文献主要分析的是FDI对东道国贸易总量的影响, 而总量数据为出口收入和进口支出两个数据的绝对值之和, 在贸易总量增加的条件下, 可能出口大于进口, 即为顺差;也可能进口大于出口, 即为逆差;恰恰国际收支平衡表编制的目的、分析的手段以及相关经济政策制定的依据都是差额。虽然参考文献[4]对该问题进行了探讨, 但其对数数据还原后与贸易差额的定义不符。因此, 从国际收支平衡角度来讲, 研究FDI对东道国贸易差额的影响才能真实体现其贸易效应。本文将对中国的情况进行实证研究。
2 实证研究
2.1 模型的确立
贸易差额与FDI均为随机时间变量, 因此, 本文使用协整分析方法对其相关性进行研究。
2.1.1 变量的定义及数据的选取
TRADE——我国每年对外贸易进出口差额 (亿美元) ;FDI——我国每年的FDI流入量 (亿美元) 。本文研究使用年度数据 (1983—2007年) , 1985—2007年间数据取自国家外汇管理局网站, 1983年、1984年的数据取自国家商务部网站。
2.1.2 建立回归方程
建立贸易差额与FDI之间的线性回归方程:
TRADE=c+βFDI+ε (1)
2.2 计算结果及分析
由于有的年份贸易差额为负, 无法取对数, 因此直接使用水平数据建立回归方程, 但可能存在异方差, 因此, 在进行协整分析过程中需要另外做两步工作, 即:各变量水平数据的正态性检验;回归方程的异方差检验。
2.2.1 水平数据的正态性检验
TRADE的Jerque-Berna统计量为60.07776, 相伴概率近似为0;FDI的Jerque-Berna统计量为13.40527, 相伴概率为0.001228, 1%显著性水平下均通过检验, 表明TRADE和FDI的水平值均呈正态分布。
2.2.2 ADF检验 (Augmented Dickey-Fuller Test)
判定随机时间变量之间是否存在协整关系, 可以使用Johansen极大似然法和E-G两步法, 本文研究两变量之间的协整关系;因此, 选用E-G两步法。先看两个变量是否同阶单整。若是, 使用OLS进行回归分析, 再检验残差是否是白噪声, 若是, 则认为存在协整关系;最后建立误差修正模型。
在进行协整分析之前, 首先需要对TRADE和FDI两个变量的平稳性进行检验, 这里使用ADF单位根检验方法, 结果显示, TRADE差分两次后平稳, 即二阶单整I (2) ;FDI差分两次后平稳, 即二阶单整I (2) 。因此, TRADE与FDI可能存在长期均衡关系。
2.2.3 回归方程的参数估计
使用OLS对式 (1) 进行参数估计, 估计结果显示, R2=0.829798, 方程拟合优度良好;参数t检验全部通过;F检验通过, 因此得到以下回归方程:
TRADE= -288.4787+2.121744FDI (2)
(-3.127583) (10.58931)
即, FDI与TRADE之间存在正相关性, FDI每增加一个百分点, TRADE增加2.121744个百分点。
2.2.4 回归方程的异方差检验
检验结果显示, F统计量为3.411476, 伴随概率为0.05123, 10%显著性水平下拒绝原假设, 从而表明回归方程不存在异方差。
2.2.5 残差的白噪声检验
结果显示, 检验统计量为-4.440718, 临界值在1%、5%、10%显著性水平下分别为-2.679735、-1.958088、-1.607830, 伴随概率为0.0001, 残差白噪声检验在各显著性水平下均通过, 因此, TRADE与FDI存在长期均衡关系。
2.2.6 建立误差修正模型
ecmt=TRADEt-0.919526FDIt+114.6343
DTRADE=0.550772 (TRADE ( - 1) -0.919526FDI ( - 1) +114.6343) +0.123689 (D (TRADE ( - 1) ) -0.060284 D (TRADE ( - 2) ) ) +1.736328 D (FDI ( - 1) ) -0.032183 D (FDI ( -2 ) )
R2=0.703841
在误差修正模型中, 被解释变量的波动可以分为两部分:一部分为短期波动, 另一部分为长期均衡。根据模型的参数估计量, 短期FDI的变化将引起贸易差额同方向的变化, 如果FDI变化1%, 将引起贸易差额同向变化1.736328;而上期贸易差额的变化, 也引起贸易差额相同方向的变化, 弹性为0.123689。并且, 上一期的均衡误差ecmt-1对贸易差额的短期波动也有较为显著的影响。ecmt-1系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度, 从系数的估计值0.550772看, 调整力度较大。
3 结 论
从实证研究结果可以看出, 文献综述中第一种理论观点在我国的经济发展过程中受到支持, 即:FDI的流入能够促进我国的对外贸易并创造贸易顺差, 因此, 长期坚持合理、有效利用外资的政策十分必要。
贸易收支 篇9
关键词：汇率操纵,汇率波动,贸易收支,自回归分布滞后模型
一、引言
近年来, 伴随中国经济快速发展, 中国对美国的贸易收支顺差不断扩大, 指责中国依靠操纵人民币汇率以谋取贸易竞争优势的声音越来越大。尤其前段时间美国大选期间, 人民币汇率操纵问题, 再度成为中美关系中经济和政治的热门话题。客观理性的认识贸易收支和汇率之间的关系, 可以有效地防止贸易摩擦和贸易保护等行为的发生, 对于中美两国经济和贸易的顺利发展发挥积极作用和重要的研究意义。
关于中国是否在操纵人民币汇率的问题, 国内外学者主要从两个方面进行了讨论。
一方面集中在人民币均衡汇率水平测算, 衡量汇率是否失调及失调程度的研究上, 来判断人民币汇率是否被操纵。人民币均衡汇率及失调程度的测算方法是多样的, 施建淮和余海丰 (2005) [1]采用行为均衡汇率方法, 以季度数据进行估计, 显示2002年第二季度到2004年间人民币实际汇率低估程度在10%左右。贺刚 (2012) [2]分别运用截面、面板和协整三类模型对1996年第一季度至2007年第四季度人民币实际有效汇率失调程度进行测算, 实证结果表明人民币汇率在部分年度出现低估的现象, 但偏离幅度温和, 人民币币值围绕着均衡汇率在一个可控幅度内上下波动, 不存在严重错位的现象。除此之外, 王维国和黄万阳 (2005) [3]、吴丽华和王锋 (2006) [4]和杨长江和钟宁桦 (2012) [5]等均从汇率失调的角度研究了人民币汇率操纵问题。同一学者运用不同的方法测算结论也有很大差异, 而不同的学者在采用同样的方法进行测算时, 由于选择的变量的不同, 测算结果仍然差异巨大 (唐亚晖和陈守东, 2010) [6]。
另一方面是从汇率与贸易收支的角度进行的研究。美国判断一国是否在操纵汇率的依据1988年制订的《贸易和竞争力综合法案》规定, 必须考虑各国是否为阻止有效调整国际收支平衡, 或为在国际贸易中谋取不公平竞争优势而操纵本国货币兑美元的汇率。鉴于此, 一些学者集中从汇率对贸易收支的影响这一角度探讨了人民币汇率操纵问题。孙华妤和潘红宇 (2010) [7]采用2005年7月至2008年人民币兑美元汇率的月度数据, 运用协整分析与误差修正模型, 探讨了汇率与中美贸易收支差额的关系, 协整方程估计结果显示中国对美国贸易顺差与人民币美元名义汇率成反向关系, 而误差修正模型结果显示, 名义汇率不是中美贸易差额的格兰杰原因。这一结果说明在短期和长期中, 中国政府无法依靠人民币低估以扩大净出口, 即不可能操纵人民币汇率。此外, 叶永刚等 (2006) [8]、刘伟和凌江怀 (2006) [9]也研究了人民币汇率与中美贸易收支差额之间的关系。这些研究结果均未能发现汇率与贸易收支差额之间的因果关系, 由此他们认为单纯依靠人民币升值难以缓解中美贸易失衡的问题。
本文在孙华妤和潘红宇 (2010) [7]研究的基础上, 运用自回归分布滞后 (Autoregressive Distributed Lag, 简称ARDL) 模型从长短期汇率传递的角度拟分析人民币汇率与中美贸易收支的关系, 并重点讨论是否存在通过操纵人民币汇率而获取贸易竞争优势的可能性。本研究与已往的研究相比, 有以下几个方面的特点:上述文献主要从汇率水平角度讨论了人民币汇率与中美贸易收支的关系。而诸多理论与实证研究发现, 汇率对国际贸易的影响途径除了汇率水平途径还有汇率波动途径[10,11]。鉴于此, 本研究进一步分析人民币汇率波动对中美贸易收支的影响。另外, 大多数现存文献只使用贸易总数据, 鲜有文献分析不同贸易部门的情况。而本文进一步讨论人民币汇率与不同贸易部门之间的关系。
二、模型设定及数据选取
(一) 模型设定
本文沿用Rose和Yellen (1989) [12]构建的两国贸易模型, 假设国内 (外) 进口商品数量取决于国内 (外) 实际收入水平和进口商品的相对价格, 即:
其中, Dm (Dm*) 表示国内 (外) 进口商品的数量, Ym (Ym*) 表示国内 (外) 实际收入水平, pm (pm*) 表示相对于国内 (外) 价格水平, 以本 (外) 币衡量的本 (外) 国进口商品相对价格。
假设出口商品的数量取决于出口商品的相对价格。
其中, Sx (Sx*) 是国内 (外) 出口商品的数量, px表示相对于国内价格水平P以本币衡量的本国出口商品的相对价格, px*表示相对于国外价格水平p*以外币表示衡量的外国出口商品的相对价格。
本国进口商品的相对价格为:
其中, En表示采用直接标价法衡量的名义汇率, E表示实际汇率, 定义为E≡En·P*/P。
同样, 外国进口商品的价格为:
均衡条件时, 进出口商品的数量和相对价格水平取决于:
所以, 以本币表示的本国贸易收支差额可以表示为:
由式 (1) ~ (5) 可知, px和px*是E, Y, Y*的函数。因此, TB可以表示为:
上式两边同时取自然对数形式后, 可以表示为:
此处小写字母代表取自然对数形式。
由以上理论模型可以看出, 贸易收支差额可以表示为实际汇率et、国内收入水平yt和国外收入水平yt*的函数。在此理论研究的基础上, 本文进一步考虑到汇率波动和人民币汇率制度改革因素的影响建立如下实证模型:
其中, tbt表示贸易收支水平, et表示实际汇率水平, ytc表示国内收入水平, ytu表示国外收入水平, σt表示汇率波动率, ε为误差项。αc, αe, αyc, αyu, ασ, αD均为估计参数。需要说明的是, Dt表示人民币汇率制度改革虚拟变量, 即在实行汇改时期Dt取值为1, 否则为0。但在2008年7月至2010年6月期间人民币汇率一直保持在1美元兑6.83元人民币左右。鉴于此, 汇改时期设定为2005年7月至2008年6月与2010年6月至2011年12月。
我们最关注的是模型 (9) 中的汇率传递参数αe和ασ波动传递参数。如果我们检验结果证实这些系数显著非零, 说明中国有可能操纵汇率来获取贸易优势。反之亦然。
(二) 变量定义与数据概述
中国于2001年12月正式加入世界贸易组织, 这标志着中国国际贸易走向新阶段的第一步, 此后中国的国际贸易总量发生了显著性的增长。因此, 本文研究入世后的情况, 选取2002年1月至2011年12月的月度数据, 共120个样本数据。各变量定义为如下:
tbt表示贸易收支, 这里选用样本期内每月中国对美实际出口额 (rex) 与实际进口额 (rim) 的比值 (1) , 即:
其中, next表示名义对美出口额, xpit表示中国总体出口价格指数 (2) , imt表示名义对美进口额, mpit表示中国总体进口价格指数。
et表示人民币兑美元实际汇率, 即:
其中, etn为以间接标价法表示的人民币兑美元名义汇率的每月平均值, cpitUsa表示美国的消费者物价指数, cpitChn表示中国的消费者物价指数, 数值上升代表人民币贬值。
国内外实际收入通常使用实际GDP。但由于本文所使用的变量为月度数据, 而GDP只有季度数据。为此本文以中国与美国的工业生产指数作为国内外实际收入的代理变量。由于不存在中国的工业生产指数, 本文使用上年全年=100与上年同月=100的当月数据推算而得到2005年=100的名义工业生产指数, 然后除以生产者物价指数计算实际工业生产指数。
汇率波动率的估计方法有多种, 其中最常见的是移动平均标准差 (3) (moving average standard deviation) , 计算方法如下:
其中, et为人民币兑美元的实际汇率, m为移动平均窗口长度。由于本文使用月度数据, 本文采用使用最近12个月的数据来计算, 即m=12。
需要说明的是, 上述数据均来源于Wind数据库, 另外本文特将所有指数数据的基期统一为2005年=100。除了汇率与汇率波动率之外, 其他数据均采用X12-ARIMA方法进行季节调整, 并相应的全部取自然对数值。
三、研究方法
本文应用Pesaran和Shin (1995) [13]、Pesaran和Pesaran (1997) [14]、Pesaran等 (2001) [15]提出的ARDL模型来研究汇率变动对贸易收支的影响。ARDL模型相比于其它模型, 具有最突出的优点表现在:一方面, 可以同时得到长期和短期汇率传递系数;另一方面无论模型中各变量序列是I (0) 还是I (1) , 都可以使用该模型进行估计, 并且得到回归系数的结果是一致、有效的。
ARDL检验法分两步完成, 即ARDL协整检验与ARDL长短期模型的估计。
(一) ARDL模型的协整检验
根据方程 (9) , 建立如下ARDL协整检验模型:
其中, △表示差分算子, 即△xt=xt-xt-1。F检验可用于检验水平变量之间是否存在长期均衡关系。原假设为不存在长期均衡关系, 即方程 (13) :H0∶λtb=λe=λyc=λyu=λσ=0。在原假设成立时, F统计量服从非标准分布。在95%与99%的临界范围分别为2.62~3.79与3.41~4.68 (4) 。当F统计量大于临界上限时, 拒绝原假设, 即变量间存在长期均衡关系。当F统计量落在临界范围内时, 还要进一步检验各变量的单整阶数。
(二) ARDL模型的估计
通过ARDL协整检验发现变量间存在长期均衡关系后, 我们可以分析变量间的长短期关系。关于长期模型, 应用如下长期ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 模型:
估计式 (14) 后可以转换成如下长期均衡关系式:
从现实情况来看, 式 (15) 长期均衡关系并非永远成立。在短期内, 受到各种原因而脱离其均衡关系。基于ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 模型的误差修正模型 (error correction model, ECM) 如下:
其中, ECt-1为误差修正项。当长期均衡关系出现失衡时, 误差修正项起到回调作用。ECt-1<意味着t-1期的出口低于长期均衡值, 在t期△et>0才能回到均衡值。因此参数ξ为负。
四、实证结果及分析
除了总体贸易收支水平之外, 本文使用国际贸易标准分类 (SITC) 数据考察不同贸易部门的情况。需要说明的是, 由于食品及活动物 (第0类) 、饮料及烟类 (第1类) 、非食用原料 (第2类) , 矿物燃料、润滑油及有关原料 (第3类) , 动植物油、脂及动植物蜡 (第4类) 占总进出口额的比率极小, 我们将这些分类加总称为初级产品。于是下面所要分析的对象为初级产品、化学成品及有关产品 (第5类) 、按原料分类的制成品 (第6类) 、机械及运输设备 (第7类) 、杂项制品 (第8类) , 共有5大贸易部门。
(一) ARDL协整检验
首先进行ARDL协整检验。首先要确定式 (13) 的ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 协整检验模型的滞后阶数。本文进行m1=1~3、m2=0~3、m3=0~3、m4=0~3、m5=0~3的768种模型组合的检验, 根据施瓦茨信息准则 (SIC) 选择最优滞后模型。
总体贸易收支、初级产品、化学成品及有关产品、按原料分类的制成品、机械及运输设备、杂项制品的ARDL协整检验结果, 如表1所示。除了机械及运输设备与杂项制品之外均大于95%的临界上限3.79, 表明在5%显著水平拒绝没有协整关系的原假设, 水平变量间存在长期均衡关系。
机械及运输设备与杂项制品未能发现协整关系, 表明本文选取的变量均不能说明这些部门的贸易收支。换言之, 汇率与汇率波动均不影响这些部门的贸易收支, 中国不能通过汇率操纵来获取贸易优势。因此在下面的ARDL长短期模型分析当中, 该行业分类将不予考虑。
注:***和**分别表示在1%和5%水平显著;F检验的1%和5%临界上线分别为4.68和3.79 (Pesaran等 (2001) [14]Table CI, pp.300-301) 。
(二) ARDL长短期模型估计结果
在上述研究证明水平变量之间存在长期均衡关系的基础上, 我们进一步分析长短期模型的具体参数。这里也根据SIC准则选择了式 (14) 的ARDL (m1, m2, m3, m4, m5) 模型的最佳滞后阶数。模型估计结果见表2。
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平显著;括号中的数字为估计系数的标准误差。
1. 总体分析。
从长期来看, 汇率水平传递参数αe与汇率波动传递参数ασ均不显著异于零, 说明长期内无论人民币兑美元实际汇率还是其波动率均不影响中美贸易收支。另外, 代表美国实际收入水平的参数αyu为2.639 9, 在1%的水平上显著为正。这表明长期中美两国贸易收支主要受到美国收入水平的正向影响, 即美国实际收入水平越高, 中美贸易收支顺差越大。换言之, 美国收入的减少将会带来负面影响, 在当前全球经济萎靡而外需持续低迷背景下, 中国贸易收支不断恶化, 贸易部门尤其是出口部门不得不面临严峻挑战, 扩大内需成为中国的当务之急。
从短期来看, 同样人民币兑美元实际汇率和实际汇率波动率的参数都是不显著的, 表明人民币汇率的政策性调整不能在短期内起到立即改善贸易收支的作用。而且中美两国实际收入参数β0yc与β0yu也同样是不显著的, 表明这些变量在短期内均不是影响中美贸易收支的主要因素。另外, 参数ξ为-0.5211并在1%水平显著, 这表明在短期内一旦偏离长期均衡水平, 实际出口在一个月内向均衡水平回调52.11%, 即大约2个月回到均衡水平。
综上实证结果表明, 无论长期还是短期, 中美贸易收支没有受到人民币兑美元实际汇率水平与波动的显著影响, 意味着中国不能通过操纵人民币汇率来影响对美进出口贸易进而改善贸易收支。
2. 行业分析。
表3显示, 初级产品、化学成品与有关产品、按原料分类的制成品贸易部门的ARDL长短期模型的参数估计结果。
在初级产品贸易部门方面, 无论是长期模型还是短期模型, 人民币兑美元实际汇率和汇率波动率前的参数都是不显著的, 这说明无论汇率水平还是汇率波动率的变动, 对于中美初级产品贸易收支都不存在显著影响。
化学用品与有关产品的参数估计结果显示, 在人民币兑美元实际汇率前的参数不显著, 说明长期内汇率水平变动, 对于中美化学用品与有关产品贸易收支不存在显著影响。但汇率波动率前的参数为0.4241, 在5%的水平上显著为正, 这意味着长期内, 汇率波动率对中美化学用品与有关产品的贸易收支产生正向影响。尽管如此, 化学用品与有关产品贸易部门在整个中美进出口贸易所占的比例极小, 根据2011年全年数据计算只有3.84%, 因此该部门对整体的影响是微乎其微的。短期内汇率水平传递参数βe与汇率波动传递参数βσ均不显著异于零, 表明短期汇率水平和汇率波动率的变动对于中美化学用品与有关产品的贸易收支均不存在显著影响。
按原料分类的制成品的参数估计结果与初级产品相似, 即无论是长期还是短期, 人民币兑美元实际汇率与其波动率均不是影响中美贸易收支的主要变量。
另外, 这三种模型的误差修正项参数均在1%水平显著为负, 表明当长期均衡关系出现失衡时误差修正项能够起到回调作用, 即我们设定的ARDL误差修正模型是准确的。
总体而言, 虽然各贸易部门的模型估计结果在参数大小与其显著程度方面有所差异, 然而基本上支持无论汇率水平还是汇率波动均不影响中美贸易收支的结论。也就是说, 中国不能通过汇率水平途径或汇率波动途径来改善中美贸易收支。
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平显著;括号中的数字为估计系数的标准误差。
3. 模型设定检验。
最后, 我们进行模型设定检验, 以确认我们设定的模型合理与否。表4中, Q12表示检验估计模型残差的12阶Ljung-Box统计量。检验结果显示, 所有模型在10%显著水平也不能拒绝残差序列不存在自相关的原假设。LM1Hetero表示检验估计模型残差项1阶异方差的LM统计量。结果发现, 所有模型在10%显著水平也不能拒绝残差序列不存在异方差的原假设。由此可以推断, 我们设定的ARDL模型是合理的。
注:表示修正拟合优度;德宾-沃森统计量;R軍表示检验估计模型残差的12阶Ljung-Box统计量;Q12表示检验估计模型残差项1阶异方差的LM统计量。
五、结论