國(guó)際貨幣政策對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差影響研究

1、<p>　　國(guó)際貨幣政策對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差影響研究</p><p>　　摘　要:在最優(yōu)跨時(shí)消費(fèi)的基礎(chǔ)上,建立國(guó)際貨幣政策影響貿(mào)易收支的短期和長(zhǎng)期理論模型,使用該模型對(duì)中國(guó)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(guò)度發(fā)行是造成中國(guó)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(duì)平衡中國(guó)貿(mào)易收支的作用較小;消費(fèi)不足不能解釋中國(guó)長(zhǎng)期的貿(mào)易收支問(wèn)題,長(zhǎng)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

2、國(guó)與其它國(guó)家貿(mào)易的互補(bǔ)性、互利性。 </p><p>　　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 </p><p><b>　　一、引言</b></p><p>　　自20世紀(jì)90年代中期以來(lái),中國(guó)貿(mào)易收支一直保持順差。中國(guó)貿(mào)易順差問(wèn)題成為國(guó)內(nèi)乃至全球關(guān)注的焦點(diǎn)。巨額的貿(mào)易順差不僅對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響,而且會(huì)引起越來(lái)越多的貿(mào)易

3、糾紛,成為我國(guó)對(duì)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(guó)和歐盟涉嫌中國(guó)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(jiàn)。</p><p>　　國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差問(wèn)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(guó)貿(mào)易持續(xù)順差的根本原因,認(rèn)為中國(guó)應(yīng)該放棄“出口導(dǎo)向”的發(fā)展戰(zhàn)略,通過(guò)刺激內(nèi)需改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)國(guó)外需求

4、的過(guò)分依賴;二是遵循國(guó)際收支調(diào)節(jié)的彈性理論,提出人民幣低估是中國(guó)長(zhǎng)期保持順差的主要原因,建議通過(guò)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(duì)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(guó)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(guó)自2005年7月匯改以來(lái),人民幣適度升值后,對(duì)外貿(mào)易仍然是順差?本文認(rèn)為,中國(guó)貿(mào)易順差短期內(nèi)是國(guó)際貨幣政策造成的輸入性順差,長(zhǎng)期是最優(yōu)跨時(shí)貿(mào)易的結(jié)果。<

5、/p><p>　　近年來(lái),作為世界貨幣符號(hào)的美元供給量超常增長(zhǎng),可能是短期中國(guó)貿(mào)易順差的重要原因。長(zhǎng)期,中國(guó)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(guó)與國(guó)之間跨時(shí)貿(mào)易的互利性和互補(bǔ)性。</p><p>　　基于此,本文從消費(fèi)者最優(yōu)跨時(shí)條件出發(fā),建立國(guó)際貨幣政策對(duì)貿(mào)易收支影響的短期和長(zhǎng)期模型,在理論上說(shuō)明國(guó)際貨幣政策對(duì)一國(guó)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(guó)相對(duì)

6、于中國(guó)的貨幣供給量變化對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差產(chǎn)生的影響。</p><p><b>　　二、文獻(xiàn)綜述</b></p><p>　　貨幣政策對(duì)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(wèn)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

7、給影響貿(mào)易收支。</p><p>　　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(guò)匯率變化對(duì)貿(mào)易收支的影響;Faust等(2002)研究了貨幣政策變動(dòng)對(duì)匯率的影響問(wèn)題。對(duì)于我國(guó)貨幣政策對(duì)貿(mào)易收支的研究,盛朝暉(2006)認(rèn)為我國(guó)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(guó)貨幣

8、供給量對(duì)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(guó)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(guó)貿(mào)易失衡問(wèn)題。Groenewold等(2007)、Zheng等(2006)都表明人民幣幣值調(diào)整對(duì)中美貿(mào)易失衡的作用不大。</p><p>　　從非貨幣因素考察中國(guó)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

9、原因來(lái)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(kāi)放進(jìn)程的互動(dòng)關(guān)系。余永定等(2006)強(qiáng)調(diào)中國(guó)的貿(mào)易順差是中國(guó)長(zhǎng)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(wèn)題,無(wú)法通過(guò)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(guó)貿(mào)易順差的重要背景,我國(guó)快速融入國(guó)際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)是貿(mào)易順差快速增長(zhǎng)的內(nèi)在原因。(2)中國(guó)廉價(jià)資源和貿(mào)易政策共同

10、作用的結(jié)果。王晉斌等(2007)指出中國(guó)貿(mào)易順差是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的資源稟賦和對(duì)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(lái)相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)的基本態(tài)勢(shì),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(duì)較低的資源價(jià)格是形成我國(guó)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(chǎng)是解決順差的重要途徑。(3)產(chǎn)能過(guò)剩和有效需求不足。張家勝等(2007)認(rèn)為國(guó)內(nèi)有效需求不足和國(guó)內(nèi)投資過(guò)度擴(kuò)張、貿(mào)易生產(chǎn)相對(duì)過(guò)剩</p&

11、gt;<p><b>　　三、理論模型</b></p><p>　　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(guó)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(guò)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(guó)貿(mào)易收支為研究對(duì)象,我們著重分析了兩國(guó)貨幣政策、匯率、世界實(shí)際利率、

12、產(chǎn)品價(jià)格等因素對(duì)貿(mào)易收支的短期影響過(guò)程。</p><p>　　假設(shè)世界上只存在兩個(gè)國(guó)家:本國(guó)和外國(guó),每個(gè)國(guó)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(guó)的所有商品,作為生產(chǎn)者均為壟斷廠商。兩國(guó)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(guó)壟斷廠商只生產(chǎn)[0, n](0</p><p>　　1.基于消費(fèi)的購(gòu)買力平價(jià)</p&

13、gt;<p>　　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(guó)和外國(guó)貨幣價(jià)格指數(shù)也滿足一價(jià)定律,即P=εP*, P*=Pε。</p><p><b>　　2.生產(chǎn)者的行為</b></p>&l

14、t;p>　　由于商品z只能由壟斷廠商提供,所以生產(chǎn)者對(duì)于商品z面臨的需求就是所有消費(fèi)者對(duì)于商品z的需求之和。假定本國(guó)代表性消費(fèi)者對(duì)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:　　max　C=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1　　s. .t　∫10p(z)c(z)dz=Z求解這一最優(yōu)化過(guò)程可知,本國(guó)和外國(guó)(外國(guó)同理,下同)代表性消費(fèi)者對(duì)于商品z的需求分別為:c(z)=p(z)P-

15、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(guó)生產(chǎn)者生產(chǎn)商品z的產(chǎn)出量,本國(guó)和外國(guó)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(guó)唯一可以交易的資產(chǎn)是用復(fù)合消費(fèi)品表示的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的Arrow-Debr

16、eu債券,那么本國(guó)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-</p><p>　　∫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&lt;0)。</p><p&g

17、t;　　4.消費(fèi)者跨時(shí)最優(yōu)決策</p><p>　　假定本國(guó)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(guó)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。</p><p>　　那么,消費(fèi)者跨時(shí)最優(yōu)決策為:</p><p>　　maxy(z),M,

18、BUt= ∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2∫n0ys(z)dz2　　s. .t　Bt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中:C=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1(θ&gt;1),　P=∫10p(z)1-θdz11-θ,χ、k為常數(shù)。</p><p>　　Bt+1,Mt, yt(z)的一階條件分別為:Ct+1=β(1+rt+1

19、)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,t t+TBt+T+1+Mt+TPt+T=0。同樣,對(duì)于外國(guó)消費(fèi)者能得到類似的條件。</p><p>　　5.約束條件的動(dòng)態(tài)化</p><p>　　令^Xt=dXtXt,使用Aoki

20、(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&gt;a4時(shí), c1=-γ1(1-θγ1-γ2a2+a3(1-1δ

21、15;γ1θ1-γ1)+a4(1+1δ) &lt;0　　c2=1δ×γ1(1-θ)γ1-γ2(a3γ1θ1-γ1-a4)&gt;0, c3=- a2(1-b1)+a3γ1θ1-γ1-a4&gt;0　　c4=a2b1&gt;0, c5=[a2+a3+(a3+a4)(1+1δ)]&gt;0, c6=-(a3γ1θ1-γ1+a4)1δ&lt;0　　c7=a1δ1+δ&gt;0,

22、 c8=-(a3γ1θ1-γ1+a4)11+δ&lt;0, c9=(1-a1-a2-a3-a4)&gt;0, c10=a1&gt;0其中:γ1、γ2表示本國(guó)和外國(guó)產(chǎn)品在總</p><p><b>　　6.貿(mào)易收支動(dòng)態(tài)化</b></p><p>　　(1)短期貿(mào)易收支動(dòng)態(tài)化模型令Bt+1表示本國(guó)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

23、CAt=Bt+1-Bt。貿(mào)易收支的逐期變化率為CAt^=d ^Bt+1-(d-1) ^Bt。</p><p>　　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

24、}+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&gt;0,2=

25、dc1+(d-1)c2&gt;0,3=-(d-1)c1&lt;0,4=dc3&lt;0,5=dc4+(d-1)c3&gt;0,6=-(d-1)c4&lt;0,7=dc6&lt;0,8=dc5+(d-1)c6不能確定,9=-(d-1)c5&lt;0,1</p><p>　　性質(zhì)Ⅱ:短期內(nèi),如果僅考慮本國(guó)貨幣供給量的絕對(duì)擴(kuò)張,那么本國(guó)貨幣供給量的

26、增加將會(huì)減少貿(mào)易順差,這與貨幣主義分析方法相同。</p><p>　　性質(zhì)Ⅲ:短期內(nèi),匯率對(duì)本國(guó)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(duì)貿(mào)易收支影響的結(jié)果取決于它們之間作用的大小。</p><p>　　性質(zhì)Ⅳ:一國(guó)的貨幣政策在長(zhǎng)期內(nèi)只會(huì)影響該國(guó)的消費(fèi)價(jià)格指數(shù),對(duì)貿(mào)易收支不會(huì)產(chǎn)生直接的影響,貨幣政策長(zhǎng)期內(nèi)無(wú)效。</p>

27、;<p>　　四、對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差的實(shí)證研究</p><p>　　1.模型的選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源</p><p>　　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?cè)O(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{ ^p

28、t+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&gt;0,φ2&gt;0,φ3&lt;0,φ4&gt;0,φ5&gt;0,φ6&lt;0,φ7&lt;0,φ8&gt;0,φ9&lt;0,φ10&lt;0,φ13&gt;

29、0,φ14&gt;0,φ11,φ12的符號(hào)不確定。</p><p>　　根據(jù)長(zhǎng)期貿(mào)易收支動(dòng)態(tài)方程(2),考慮到我國(guó)從1994年開(kāi)始的持續(xù)貿(mào)易順差,我們?cè)O(shè)定的長(zhǎng)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&

30、gt; ^Yt時(shí),國(guó)內(nèi)實(shí)際消費(fèi)大于國(guó)內(nèi)實(shí)際產(chǎn)出,貿(mào)易收支應(yīng)該為逆差。針對(duì)中國(guó)貿(mào)易收支的實(shí)際情況,模型(4)的回歸系數(shù)滿足1&gt;0,2&lt;0。</p><p>　　由于貿(mào)易收支余額定義為CAt=Bt+1-Bt,而B(niǎo)t+1表示本國(guó)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(guó)家外匯儲(chǔ)備代替我國(guó)持有的外匯資產(chǎn)凈值。中國(guó)貨幣供給量使用歷年的M2,外國(guó)表1　序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量名檢驗(yàn)類型

31、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) -

32、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(guò)檢驗(yàn)。</p><p>　　貨幣供給量使用美國(guó)的同期貨幣供給量(M2)。本國(guó)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)使用我國(guó)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)。中國(guó)貨幣價(jià)格指數(shù)使用消費(fèi)者價(jià)格

33、指數(shù)CPI。由于模型假定τt為政府的鑄幣稅收入,使用中國(guó)政府的財(cái)政赤字近似代替。數(shù)據(jù)分別來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、美聯(lián)儲(chǔ)網(wǎng)站和EIU數(shù)據(jù)庫(kù)。</p><p>　　2.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)</p><p>　　用非平穩(wěn)的時(shí)間序列建立回歸模型會(huì)帶來(lái)偽回歸問(wèn)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(wú)意義,在進(jìn)行時(shí)間序列回歸分析前須對(duì)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)

34、。</p><p>　　3.短期模型的回歸分析</p><p>　　對(duì)于模型(3)的回歸,本文采用逐步回歸方法?？紤]到我國(guó)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)。</p><p>　　表2　影響中國(guó)貿(mào)易收支順差短期

35、模型的回歸結(jié)果(1994—2008)^CAt模型Ⅰ僅考慮中美兩國(guó)相對(duì)貨幣供給量對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差的影響。當(dāng)期美國(guó)貨幣供給量相對(duì)增加1%時(shí),中國(guó)貿(mào)易順差增加0. 17個(gè)百分點(diǎn);預(yù)期未來(lái)中國(guó)貨幣供給量相對(duì)增加1%,促進(jìn)中國(guó)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(guó)貨幣供給量相對(duì)增加1%,本期中國(guó)貿(mào)易順差將減少0. 44個(gè)百分點(diǎn),起到平衡中國(guó)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。</p><p>

36、;　　模型Ⅱ僅考慮匯率因素對(duì)中國(guó)貿(mào)易收支的影響。當(dāng)期匯率下降1%,中國(guó)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(guó)的貿(mào)易順差。</p><p>　　模型Ⅲ僅考慮中國(guó)貨幣供給量的絕對(duì)變化對(duì)貿(mào)易收支的影響。當(dāng)期中國(guó)貨幣供給量的絕對(duì)變化,對(duì)貿(mào)易收支的影響不顯著;前期和前兩期中國(guó)貨幣供給量絕對(duì)增加1%,中國(guó)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(guó)貿(mào)易收支增加0

37、. 32個(gè)百分點(diǎn)。</p><p>　　如果單獨(dú)選用中國(guó)產(chǎn)品的價(jià)格因素、世界實(shí)際利率、中國(guó)財(cái)政赤字以及中國(guó)持有的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)外匯債券進(jìn)行回歸,結(jié)果均不顯著,說(shuō)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(guó)貿(mào)易順差的問(wèn)題。</p><p>　　因此,本文把它們加入到貨幣供給的相對(duì)變化上,形成模型Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ和Ⅶ。</p><p>　　模型Ⅳ考慮中美兩國(guó)貨幣供給的相對(duì)變化和預(yù)

38、期本國(guó)產(chǎn)品價(jià)格變化對(duì)中國(guó)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(guó)財(cái)政政策結(jié)合起來(lái)分析中國(guó)的貿(mào)易順差,模型Ⅶ分析加入了中國(guó)持有的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)債券對(duì)貿(mào)易順差的影響。通過(guò)表2可以觀測(cè)到,加入這些因素后并沒(méi)有改變貨幣供給量相對(duì)變化對(duì)貿(mào)易順差影響的符號(hào),國(guó)際貨幣政策是中國(guó)貿(mào)易順差形成的一個(gè)重要原因。</p><p>　　此外,我們還嘗試了將其余變量加入到回歸中來(lái),結(jié)果均不顯著。

39、綜合看來(lái),中國(guó)貿(mào)易順差受美國(guó)貨幣相對(duì)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。</p><p>　　4.長(zhǎng)期模型的回歸分析</p><p>　　模型(4)的變量通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)(具體見(jiàn)表1),對(duì)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:　　^C

40、t=-0. 02-2. 79×( ^Ct+ ^Pt- ^Yt)(14. 49)　　　　　(1. 93)　　R2=0. 96　F=327. 24　DW=1. 95通過(guò)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(shuō)明,但這種消費(fèi)不足卻無(wú)法說(shuō)明我國(guó)1979—1993年的大多數(shù)年份的貿(mào)易逆差問(wèn)題。兩個(gè)階段符號(hào)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(guó)為平滑消費(fèi)進(jìn)行的最優(yōu)跨時(shí)貿(mào)易特點(diǎn)

41、,說(shuō)明了我國(guó)與他國(guó)跨時(shí)貿(mào)易的互補(bǔ)性、互利性。</p><p><b>　　五、結(jié)論</b></p><p>　　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(guó)貨幣政策影響貿(mào)易收支的短期和長(zhǎng)期一般模型。使用該模型對(duì)中國(guó)貿(mào)易收支進(jìn)行實(shí)證分析,得出以下結(jié)論:</p><p>　　(1)理論上,國(guó)際貨幣政策傳導(dǎo)貿(mào)易收支只在短期內(nèi)有效,

42、長(zhǎng)期內(nèi)無(wú)效。短期內(nèi),國(guó)際貨幣政策對(duì)本國(guó)貿(mào)易收支影響受兩國(guó)貨幣的相對(duì)供給量(2),相對(duì)供給量的預(yù)期(1)以及前期的相對(duì)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&gt;0時(shí),本國(guó)的貿(mào)易順差是輸入性的,它是外國(guó)貨幣供給量相對(duì)擴(kuò)張和本國(guó)消費(fèi)者最優(yōu)跨時(shí)消費(fèi)的結(jié)果。當(dāng)外國(guó)貨幣供給量不變時(shí),本國(guó)貨幣供給量的絕對(duì)擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致本國(guó)產(chǎn)品價(jià)格上漲,出現(xiàn)貿(mào)易逆差。匯率對(duì)本國(guó)貿(mào)易順差的影響不很明確

43、,取決于當(dāng)期匯率和預(yù)期的匯率之間作用的大小。</p><p>　　(2)長(zhǎng)期內(nèi),一國(guó)貿(mào)易收支的變化取決于該國(guó)實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際產(chǎn)出的相對(duì)變化,一國(guó)的貨幣政策只會(huì)影響該國(guó)的消費(fèi)價(jià)格指數(shù),對(duì)貿(mào)易收支不會(huì)產(chǎn)生直接的影響。貨幣政策長(zhǎng)期內(nèi)無(wú)效。</p><p>　　(3)通過(guò)對(duì)中國(guó)貿(mào)易收支的實(shí)證研究,短期內(nèi)中國(guó)貿(mào)易順差表現(xiàn)出輸入性的特征,它與美國(guó)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

44、,那些起顯著相反作用的變量也難以消除美國(guó)擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)中國(guó)貿(mào)易順差的影響。</p><p>　　(4)本文的實(shí)證結(jié)論顯示,使用人民幣升值的辦法來(lái)降低中國(guó)貿(mào)易順差的作用較小。同時(shí),實(shí)證分析也說(shuō)明消費(fèi)不足只能解釋我國(guó)20世紀(jì)90年代中期以來(lái)的貿(mào)易順差,卻不能解釋在這之前的貿(mào)易逆差。使用長(zhǎng)期模型對(duì)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(guó)和其它國(guó)家跨時(shí)貿(mào)易往來(lái)的互利性、互補(bǔ)性。至于為

45、什么會(huì)選擇20世紀(jì)90年代中期作為我國(guó)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。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn):</b></p><p>　　盧鋒. 2006.中國(guó)國(guó)際收支雙順差現(xiàn)象研究:對(duì)中國(guó)外匯儲(chǔ)備突破萬(wàn)億美元的理論思考[J].世界經(jīng)濟(jì)(11): 3-10.</p><p>　　盛朝暉. 2006.中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)渠道效應(yīng)分析

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