導(dǎo)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(diǎn)，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(shí)消費(fèi)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(jìn)行實(shí)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(fèi)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(shí)貿(mào)易的結(jié)果,體現(xiàn)出中國與其它國家貿(mào)易的互補(bǔ)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(shí)貿(mào)易

一、引言

自20世紀(jì)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(diǎn)。巨額的貿(mào)易順差不僅對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響,而且會(huì)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(jì)陷入困境的2009年度,貿(mào)易保護(hù)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(dá)101起,這在世界貿(mào)易史上實(shí)屬罕見。

國內(nèi)外學(xué)者對中國貿(mào)易順差問題進(jìn)行了大量研究,主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面:一是從Keynes的宏觀經(jīng)濟(jì)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(rèn)為中國應(yīng)該放棄“出口導(dǎo)向”的發(fā)展戰(zhàn)略,通過刺激內(nèi)需改變經(jīng)濟(jì)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(diǎn)都有合理性,但與現(xiàn)實(shí)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(jì)危機(jī)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(rèn)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(shí)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(shí)貿(mào)易結(jié)果,體現(xiàn)了國與國之間跨時(shí)貿(mào)易的互利性和互補(bǔ)性。

基于此,本文從消費(fèi)者最優(yōu)跨時(shí)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(shí)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(xiàn)綜述

貨幣政策對貿(mào)易收支影響的傳導(dǎo)機(jī)制一直是貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要問題。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典理論一般是將貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)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(xiàn)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(dǎo)機(jī)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(dòng)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(rèn)為我國的貨幣政策匯率傳導(dǎo)機(jī)制具有一定的被動(dòng)性,貿(mào)易收支變化是匯率變動(dòng)的格蘭杰原因,而匯率變動(dòng)不是貿(mào)易收支變動(dòng)的格蘭杰原因;趙進(jìn)文等(2004)認(rèn)為我國貨幣供給量對進(jìn)出口影響顯著,貨幣供應(yīng)量直接作用于貿(mào)易收支平衡。Zhang等(2007)認(rèn)為中國貿(mào)易失衡是實(shí)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(gè)方面:(1)加工貿(mào)易和外商直接投資的影響。盧鋒(2006)認(rèn)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(yīng)”,深刻根源則是產(chǎn)品內(nèi)分工時(shí)代背景與改革開放進(jìn)程的互動(dòng)關(guān)系。余永定等(2006)強(qiáng)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(rèn)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(rèn)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(jià)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(jì)的資源稟賦和對外投資、貿(mào)易政策共同作用的結(jié)果,認(rèn)為貿(mào)易順差擴(kuò)大是未來相當(dāng)長時(shí)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(rèn)為相對較低的資源價(jià)格是形成我國貿(mào)易順差的主要原因,積極推動(dòng)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(rèn)為國內(nèi)有效需求不足和國內(nèi)投資過度擴(kuò)張、貿(mào)易生產(chǎn)相對過剩與公共品供給不足以及國民儲(chǔ)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(shí)期內(nèi)存在。(4)從跨時(shí)貿(mào)易分析我國貿(mào)易順差的成因。趙文軍等(2008)認(rèn)為中國實(shí)際資本存量高速增長和居民實(shí)際財(cái)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(rèn)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(fèi)模式的互補(bǔ)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(gè)價(jià)格事先確定的完全預(yù)期的兩國一般均衡的貨幣模型,指出在價(jià)格完全彈性條件下,永久性的貨幣沖擊不存在動(dòng)態(tài)變化過程,世界經(jīng)濟(jì)立即調(diào)整到現(xiàn)存財(cái)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(shí)際利率、產(chǎn)品價(jià)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(gè)國家:本國和外國,每個(gè)國家的人口假定為1。這個(gè)代表性的人口既是生產(chǎn)者也是消費(fèi)者。作為消費(fèi)者消費(fèi)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(fèi)的購買力平價(jià)

假定不存在貿(mào)易障礙,每種商品的一價(jià)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(jià)格),商品z的本幣價(jià)格為p(z),外幣價(jià)格為p*(z),則由一價(jià)定律知,p(z)=εp*(z),p*(z)=p(z)ε。本國和外國貨幣價(jià)格指數(shù)也滿足一價(jià)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(fèi)者對于商品z的需求之和。假定本國代表性消費(fèi)者對于任意商品z的需求為c(z),總消費(fèi)指數(shù)為C,收入約束為Z,代表性消費(fèi)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(fèi)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(fèi)者的預(yù)算約束假定兩國唯一可以交易的資產(chǎn)是用復(fù)合消費(fèi)品表示的無風(fēng)險(xiǎn)的Arrow-Debreu債券,那么本國代表性消費(fèi)者在時(shí)期t的預(yù)算約束用實(shí)際項(xiàng)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(shí)際利率;Bt為國內(nèi)代表性消費(fèi)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(jià)格指數(shù);pt(z)為代表性生產(chǎn)者生產(chǎn)商品z在時(shí)期t的國內(nèi)價(jià)格;yt(z)為商品z在時(shí)期t的產(chǎn)出量；∫n0pt(z)yt(z)dz表示生產(chǎn)者在時(shí)期t的生產(chǎn)性收入;Ct為代表性消費(fèi)者在t期的綜合消費(fèi)額;τt表示政府在時(shí)期t的累進(jìn)稅(負(fù)的累進(jìn)稅表示轉(zhuǎn)移性收入,本文的分析均假定τt<0)。

4.消費(fèi)者跨時(shí)最優(yōu)決策

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

那么,消費(fèi)者跨時(shí)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(fèi)者能得到類似的條件。

5.約束條件的動(dòng)態(tài)化

令^Xt=dXtXt,使用Aoki(1981)的方法可以求出約束條件的動(dòng)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(shí),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(shí)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(dòng)態(tài)化

(1)短期貿(mào)易收支動(dòng)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(dòng)態(tài)化模型在兩個(gè)國家中,長期一國的消費(fèi)應(yīng)該等于其長期的實(shí)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(jià)定理恒成立。本國代表性的消費(fèi)者的約束條件變?yōu)?B=(1+r)B+YP-C長期貿(mào)易收支動(dòng)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(yù)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(yù)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(dāng)滿足1-2-3>0時(shí),,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(kuò)張和本國消費(fèi)者最優(yōu)跨時(shí)消費(fèi)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(kuò)張,那么本國貨幣供給量的增加將會(huì)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(dāng)期匯率下降(本幣升值)會(huì)出現(xiàn)逆差,但預(yù)期的匯率下降卻能導(dǎo)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(huì)影響該國的消費(fèi)價(jià)格指數(shù),對貿(mào)易收支不會(huì)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(shí)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(dòng)態(tài)化模型(1),考慮計(jì)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(yīng)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(dòng)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(dāng)^Ct+^Pt>^Yt時(shí),國內(nèi)實(shí)際消費(fèi)大于國內(nèi)實(shí)際產(chǎn)出,貿(mào)易收支應(yīng)該為逆差。針對中國貿(mào)易收支的實(shí)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(jìn)出口差額和國家外匯儲(chǔ)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(yàn)結(jié)果變量名檢驗(yàn)類型t-統(tǒng)計(jì)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(yàn)。

貨幣供給量使用美國的同期貨幣供給量(M2)。本國產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)使用我國工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)。中國貨幣價(jià)格指數(shù)使用消費(fèi)者價(jià)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(cái)政赤字近似代替。數(shù)據(jù)分別來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站和EIU數(shù)據(jù)庫。

2.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

用非平穩(wěn)的時(shí)間序列建立回歸模型會(huì)帶來偽回歸問題,導(dǎo)致用非平穩(wěn)的時(shí)間序列建立的估計(jì)結(jié)果毫無意義,在進(jìn)行時(shí)間序列回歸分析前須對數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)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(shí)和模型(3)本身具有滯后項(xiàng)的特點(diǎn),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(shí)證結(jié)果、顯著性檢驗(yàn)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(dāng)期美國貨幣供給量相對增加1%時(shí),中國貿(mào)易順差增加0.17個(gè)百分點(diǎn);預(yù)期未來中國貨幣供給量相對增加1%,促進(jìn)中國貿(mào)易順差進(jìn)一步擴(kuò)大到0.58個(gè)百分點(diǎn);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(gè)百分點(diǎn),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(kuò)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(dāng)期匯率下降1%,中國貿(mào)易順差減少0.40個(gè)百分點(diǎn),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(dāng)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(gè)百分點(diǎn)和降低0.61個(gè)百分點(diǎn)。兩者的共同作用是使得中國貿(mào)易收支增加0.32個(gè)百分點(diǎn)。

如果單獨(dú)選用中國產(chǎn)品的價(jià)格因素、世界實(shí)際利率、中國財(cái)政赤字以及中國持有的無風(fēng)險(xiǎn)外匯債券進(jìn)行回歸,結(jié)果均不顯著,說明當(dāng)其它因素保持不變時(shí),這些變量不能單獨(dú)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(yù)期本國產(chǎn)品價(jià)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(shí)際利率的影響,模型Ⅵ將中美貨幣政策與中國財(cái)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(fēng)險(xiǎn)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(gè)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(shí)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(yàn)(具體見表1),對模型(4)進(jìn)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(gè)方程可以發(fā)現(xiàn),1994—2008年的貿(mào)易順差恰巧可以由消費(fèi)不足說明,但這種消費(fèi)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(gè)階段符號相反的回歸系數(shù)表現(xiàn)出跨時(shí)消費(fèi)的特點(diǎn),前期的逆差和現(xiàn)在的順差體現(xiàn)了我國為平滑消費(fèi)進(jìn)行的最優(yōu)跨時(shí)貿(mào)易特點(diǎn),說明了我國與他國跨時(shí)貿(mào)易的互補(bǔ)性、互利性。

五、結(jié)論

本文從消費(fèi)者效用最大化條件出發(fā),構(gòu)建了一個(gè)基于最優(yōu)跨時(shí)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(jìn)行實(shí)證分析,得出以下結(jié)論:

(1)理論上,國際貨幣政策傳導(dǎo)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(yù)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(dāng)滿足1-2-3>0時(shí),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(kuò)張和本國消費(fèi)者最優(yōu)跨時(shí)消費(fèi)的結(jié)果。當(dāng)外國貨幣供給量不變時(shí),本國貨幣供給量的絕對擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致本國產(chǎn)品價(jià)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(dāng)期匯率和預(yù)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(shí)際消費(fèi)和實(shí)際產(chǎn)出的相對變化,一國的貨幣政策只會(huì)影響該國的消費(fèi)價(jià)格指數(shù),對貿(mào)易收支不會(huì)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(shí)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(kuò)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(kuò)張性貨幣政策對中國貿(mào)易順差的影響。

(4)本文的實(shí)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(shí),實(shí)證分析也說明消費(fèi)不足只能解釋我國20世紀(jì)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(jìn)行的實(shí)證分析表明,前期的逆差和現(xiàn)在的順差是最優(yōu)跨時(shí)貿(mào)易的結(jié)果,體現(xiàn)出我國和其它國家跨時(shí)貿(mào)易往來的互利性、互補(bǔ)性。至于為什么會(huì)選擇20世紀(jì)90年代中期作為我國跨時(shí)貿(mào)易順逆差的分水嶺,是需要進(jìn)一步研究的內(nèi)容。

參考文獻(xiàn):

盧鋒.2006.中國國際收支雙順差現(xiàn)象研究:對中國外匯儲(chǔ)備突破萬億美元的理論思考[J].世界經(jīng)濟(jì)(11):3-10.

盛朝暉.2006.中國貨幣政策傳導(dǎo)渠道效應(yīng)分析:1994—2004[J].金融研究(7):22-29.

王晉斌,李南.2007.中國進(jìn)出口貿(mào)易順差的原因、現(xiàn)狀及未來展望[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理(11)19-25.

余永定,覃東海.2006.中國的雙順差:性質(zhì)、根源和解決辦法[J].世界經(jīng)濟(jì)(3):31-41.

余蕓春.2007.從資源稟賦角度看我國貿(mào)易順差[J].經(jīng)濟(jì)管理(5):19-22.

張碧瓊.2009.國際資本流動(dòng)與跨期消費(fèi)模式:基于中美兩國跨期貿(mào)易模型的啟示[J].國際金融研究(4):64-71.

張二震,安禮偉.2009.關(guān)于貿(mào)易順差原因的理論思考[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理(4):1-6.

張家勝,祁春節(jié).2007.我國貿(mào)易順差存在的根源與發(fā)展趨勢研究[J].財(cái)經(jīng)研究(8):28-40.

趙進(jìn)文,高輝.2004.中國貨幣政策行為傳導(dǎo)的動(dòng)態(tài)模型檢驗(yàn):1993—2002年的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究(3):95-102.

趙文軍,于津平.2008.中國貿(mào)易順差成因研究:基于跨時(shí)最優(yōu)消費(fèi)理論的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究(12):29-38.