影响中国出口贸易的主导因素分析，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,中国论文,主导论文,因素论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
以出口为导向是中国多年来经济增长战略的重要内容，出口在推动中国经济增长中发挥了重要作用。2007年，中国货物与服务净出口对经济增长的贡献率达到19.7％，拉动率达到2.6％。随着美国次贷危机的爆发与蔓延，世界经济整体出现下滑，中国出口亦受到影响。2008年我国出口贡献率下降到9.2％，2009年则为－3.9％。① 我国多年以出口为导向的经济运行方式受到冲击，市场信心受到打击。为此我国采取了大力刺激出口的措施，首先是人民币兑美元汇率在2008年第3季度停止了自2005年汇改以来的升值，接着又重新上调了数千种商品的出口退税率。这种通过汇率和出口退税以降低出口产品价格来刺激出口的做法能取得多大的效果是值得商榷的，因为影响出口需求的不仅有产品价格还有国外收入水平，导致我国出口受阻的主要原因是出口产品价格波动还是国外收入下降呢？后危机时期国际经济格局处于深度变革之中，机遇与挑战并存，我国该怎样调整政策措施来推动经济的持续稳定增长呢？本文拟从贸易需求弹性的角度对上述问题进行探讨。
本文余下部分的结构安排是：第二部分回顾相关文献；第三部分对自回归分布滞后模型的结构和估计方法进行说明；第四部分基于1997－2008年的季度数据计算我国进出口贸易需求弹性，并根据实证结果进行分析；第五部分总结全文。
二、文献回顾
国际收支的弹性理论已被广泛运用于国际收支问题的分析研究之中。不同学者依研究目的不同所关注问题的侧重点亦各有差异，主要有两类：一类是通过对进出口需求的价格弹性分析来研究汇率变化对一国贸易收支的影响，即判断“马歇尔－勒纳条件”（Marshall- Lerner Condition，ML条件）成立与否，但得到的结果迥然有别。如Marquez（1990）、Boyd（2001）等通过对一些发达国家的进出口价格弹性分析发现，大多数国家的进出口在长期内都符合“马歇尔－勒纳条件”；但另外一些学者如Rose和Yellen（1989）、Bahmani- Oskooee和Brooks（1999）等研究发现“马歇尔－勒纳条件”在一些国家间的贸易中并不成立，货币的贬值无益于国际收支的改善。另一类对贸易弹性的研究则主要是分析进出口需求的收入弹性。最有影响力的是Houthakker和Magee（1969）的研究，他们使用1951－1966年的年度数据对15个工业化国家的进口和出口的需求收入弹性进行估算后指出，即便是所有国家都保持同样的经济增长，但由于各国进口和出口商品的需求收入弹性存在的差异会造成各国贸易收支变化情况的不同，有的国家贸易收支会持续改善，有的则会持续恶化。这就是著名的“Houthakker- Magee不对称效应”（Houthakker- Magee Asymmetry）。Houthakker和Magee之后许多学者的研究均验证了“不对称效应”的存在，如Stone（1979）、Krugman和Baldwin（1987）、Sawyer和Sprimkle（1996）、Hooper等（2000）、Chinn（2004）、Cardarelli和Rebucci（2007），等等。
随着中国经济的不断增长很多学者开始关注中国贸易弹性问题的研究。Marquez（1990）在利用1973－1985年的数据分析欠发达国家贸易弹性时估算出的中国的进出口价格弹性分别是－1.44和－0.78。Aziz和Li（2008）利用1995年1季度至2006年4季度的季度数据估算中国出口收入和价格弹性分别为3.77和－1.55，进口收入和价格弹性分别为1.32和0.92②，他们还运用滚动估计方法（rolling estimate）分析了中国贸易弹性的稳定性问题。国内学者对我国贸易弹性也进行了研究。厉以宁（1991）利用我国1970－1983年的数据估算我国进出口价格弹性分别为－0.6871和－0.0506。陈彪如等（1992）利用1980－1990年的数据估算我国进出口需求的价格弹性为－0.3007和－0.7241。戴祖祥（1997）利用1981－1995年和1985－1995年的指数序列得出我国出口需求价格弹性分别为－1.0331和－1.1234，出口需求的收入弹性为0.6379和2.2761。③ 朱真丽和宁妮（2002）根据C－D生产函数建立了我国进出口量的计量模型，利用1980－2000年的数据估算出我国出口价格和收入弹性分别是－2.03和1.72，而进口的价格和收入弹性分别为－0.68和0.21，进而说明了ML条件在我国成立。卢向前和戴国强（2005）对1994－2003年人民币对世界主要货币的加权实际汇率波动与中国进出口之间的长期关系进行了实证检验，得出了结论是长期内中国进口与出口对加权汇率变化的弹性绝对值之和大于3.8，ML条件在中国成立。
大多对中国贸易弹性研究文献的侧重点是分析中国进出口需求的价格弹性以及汇率变化对中国贸易收支造成的影响，而对收入弹性及其政策影响研究不多；另外，一些文章直接使用最小二乘法（OLS）等方法进行回归来计算中国贸易弹性极可能存在伪回归，而传统的协整分析法虽可避免伪回归但对不同阶的时间序列处理能力欠佳。本文利用ARDL模型和边限检验方法来估算我国进口和出口需求的收入、价格及汇率弹性，结合贸易的弹性来分析影响我国出口贸易变化的主导因素，并对我国汇率变化对进出口的可能影响进行分析。
三、模型和估计方法
部分文献在估算贸易弹性时是利用最小二乘法（OLS）、两阶段最小二乘法（2SLS）等方法对时间序列直接回归得到结果，如Marquez（1990）、戴祖祥（1997）、朱真丽（2002）等，其重要假设前提是使用的时间序列变量都满足平稳性的要求。实证研究证明大多数时间序列数据均存在着不稳定性，直接回归可能存在“伪回归”（spurious regression）。伪回归使得计算的结果不再是无偏的和一致的，丧失了统计和经济上的意义。为避免“伪回归”，许多文章都使用了协整分析方法来确定变量间的线性关系，如Bahmani- Oskooee（1998）、殷德生（2004）等。传统的协整分析方法（如Engle- Granger，1987；Johanson，1988）要求所有时间序列是平稳的或同为d阶单整的，因此必须首先要对所有变量进行单位根检验（unit foot test）以确定其单整的阶数，同阶单整的变量间的线性组合才可能是平稳的，如果变量的单整阶数不同，则无法确定其协整关系。Pesaran等（2001）提出了一种确定时间序列变量间协整关系的边限检验（the bound test）方法，这种方法并不要求了解所有变量的稳定性，而是利用自回归分布滞后模型（autoregressive distributed lag，ARDL）构建一个误差修正模型，并对一阶差分变量进行充分滞后回归，就可以确定变量间是否存在协整关系。④ 如果协整关系存在，对模型进行估计就能得到变量间的长期关系。
（一）模型结构
首先要确定进出口需求的函数形式。在已有的进出口需求的实证研究中，大多采用了不完全替代模型（Goldstein and Khan，1985），该模型的重要假定是国家的进出口商品是其国内产品的不完全替代品，许多实证研究的结果都支持这一假定的合理性（Reinhart，1995）。根据不完全替代模型和传统的经济理论，进出口需求都是价格、收入和汇率的函数（Hauthaker and Magee,1969; Warner and Kreinin,1983; Bahmani- Oskooee and Kara,2005；卢向前和戴国强，2005）。即中国进口需求是本国国民收入（RCNGDP）、进口商品相对价格（PIM）和人民币汇率（E）的函数；出口需求是贸易伙伴国收入水平（RFGDP）、本国出口商品相对价格（PEX）和人民币汇率（E）的函数。参照Bahmani- Oskooee和Kara（2005），出口需求函数为：
对（4）式的估计与（2）式类似，首先利用F统计值检验各变量间的长期协整关系，然后通过对（4）式估计获得进口的收入弹性、价格弹性和汇率弹性。
（1）式和（3）式表达的是我国进出口产品的需求函数，由于进出口产品数量和价格是市场供需均衡的结果，出口数量和价格既在需求曲线上，也在供给曲线上，用供需均衡数据拟合的曲线不能认定为是需求曲线，因此单方程估计极有可能产生自变量的内生性问题，即不能认为内生变量与残差项无关，其结果对参数的估计将是有偏和不一致的（姚枝仲等，2009）。因此，利用ARDL模型估计出进出口需求的回归模型后，应当对自变量的内生性进行检验。本文利用拉姆齐（Ramsey，1969）的回归方程设定误差检验（regression equation specification error test，RESET）方法。其主要思想是，对于出口需求（1）式，通过ARDL协整分析可以得到出口REX的估计值
，构建辅助模型（Ramsey模型）：
四、实证结果及分析
首先对（2）式和（4）式中的差分项进行充分滞后回归确定最佳阶数。由于采用数据的样本点有48个，考虑到使用的是季度数据，实际操作时我们选用的滞后阶数是9（即n＝8）。考虑进出口可能具有上升趋势，针对有趋势项和没有趋势项的两种情况分别进行了检测。表1给出了滞后阶数为9时的F统计值的结果。
从表1的结果可以看出，模型中是否含有趋势项对结果有着较大的影响。加入趋势项的进出口方程统计均不显著。排除趋势项后，出口方程和进口方程分别可在5％和10％的显著性水平上拒绝原假设。因此在估计进出口方程时排除趋势项，可以认为两个方程各变量间都存在协整关系。根据AIC准则确定各差分变量的最佳滞后阶数结果是出口为ARDL（5，3，7，9），进口为ARDL（4，6，3，3），见表2和表3。
确定协整关系存在之后，对（2）式和（4）式进行OLS估计便得到进出口需求与解释变量的长期关系，表4列出了估计结果以及拉姆齐RESET检验结果。
由拉姆齐RESET检验统计值可知，可以认为5％显著性水平下出口需求的估计不存在内生性问题，即我国出口主要受到国外收入、出口价格及汇率变化的影响；而进口需求函数无法排除内生性问题，即我国商品进口不仅受到国内收入、进口价格以及汇率影响，还受到其他一些重要因素的影响。产生这种结果的可能原因是我国出口产品多以最终产品为主，而进口以中间产品居多（Aziz and Li，2008）。由于本文主要分析我国出口影响因素，因此仍然可以利用出口需求的估计结果进行分析。
从进口看，我国进口受到国内收入和汇率的变化影响均不显著，而进口相对价格的影响较为显著，但由于估计时可能有重要影响因素未考虑，不能就此得到价格下降1％进口增加2.73％的结论。相反，我国进口变化往往取决于一些非价格因素，因此反价格规律的现象也是可能存在的（余永定，2003）。
从出口来看，我国出口需求与收入呈正比而与价格呈反比，符合前文的分析。出口需求的收入弹性达到3.81，且对出口的影响显著，而价格弹性仅为－0.67，且影响并不太显著。说明我国出口受到国外收入变化的影响较大而受出口产品价格变化的影响相对较小。当国外收入和我国出口产品价格都同时上升1％时，我国出口将会增加2.14％，而如果两者都同时下降1％时，虽然价格下降会促使出口增加0.67％，但远远抵消不了国外收入下降造成的3.81％的出口减少。值得注意的是汇率对出口的影响与前面分析正好相反，人民币升值出口反而增加，但由于其统计不显著，因而不能断然判定汇率对出口的实际影响。当前，后危机时期下的全球经济虽然已结束下滑态势趋向走稳，但言及已触底向上步入增长还为时尚早，部分发达国家经济前景仍不明朗，我国主要出口国家和地区美国、日本、欧元区经济仍在低谷徘徊，我国出口仍面临巨大压力。此时仍采取低价策略获取国际市场的做法可能是低效和得不偿失的。其一，由于我国出口需求的价格弹性较小，汇率变化对出口影响不明确，货币贬值和出口退税很难弥补全球经济颓势对出口造成的影响。况且出口退税本身是中性政策，并不必然会造成价格的下降。其二，目前美国等国经济刚开始复苏，为保护本国生产这些国家倾向于或已经开始采取贸易保护以限制进口。这时如以低价战略来推动产品的销售，势必会触动贸易保护者敏感的神经，设置更高的贸易壁垒阻止进口，进而造成更多的贸易摩擦。况且，现在发达国家“中国操控人民币汇率”的声调愈唱愈高，如果此时采取低价策略来刺激出口，可能不仅得不到预期的效果，反而会使我们陷入不利的国际环境之中。因此，在全球需求紧缩和贸易保护不断增强的形式下，我国依赖于出口拉动的经济增长方式可能难以继续维持下去。当务之急是要转变指导思想，调整政策取向，从过分强调出口导向转向大力促进内需增长的道路上来，通过激活国内需求来拉动经济增长，才是保证经济持续平稳发展的明智之举。
五、结论
本文利用ARDL模型和边限检验方法估算了我国进口需求和出口需求的价格和收入弹性，结果显示我国出口需求的收入弹性较高而价格弹性较低，而汇率弹性不显著，表明我国出口受到国外收入变化的影响较大而受出口品价格和汇率变化的影响相对较小。因此影响我国出口贸易的主要因素是世界经济的波动而非出口产品价格的变化和汇率的波动。在当前各国经济刚开始复苏的背景下，再以低价策略来促进出口的做法不仅难以获得满意的效果，而且极易导致贸易保护和贸易争端。未来我国经济的增长，需要转出口导向为内需拉动，以国内需求的增加来保证经济的平稳发展。
注释：
① 2007年和2008年数据来自国研网，2009年数据来自人民网。
② 他们使用的进口相对价格是用中国国内价格与国外产品价格之比，因而进口的价格弹性结果为正。
③ 1981－1995年的出口需求的收入弹性0.6379统计上不显著。
④ 大部分模型中的时间序列变量都是一阶平稳的（Bahmani- Oskooee，2005）.
⑤ 
增加，表示本币升值；反之，减少代表本币贬值。
⑥ 1997－2008年，我国出口商品近50％是出口到这7个国家。中国内地对香港的出口贸易约占到同期我国出口的2％，但香港作为转口港，国内对其出口与其GDP关系不大，本文计算时排除了香港。
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