“購買力平價偏離”和“巴薩效應”雙作用機制下中國貿易結構失衡問題研究*

浙江工業大學經濟學院 張 祎 繆明余

一、引言

全球性貿易失衡使各國間貿易摩擦與政治沖突頻發，2008年全球金融危機和2010年歐債危機后，特別是2015年下半年以來，全球經濟失速背景下的貿易失衡愈發成為各國關注的敏感問題。2018年7月，美國宣布對價值340億美元的中國商品加征25%的關稅，這標志著中美貿易摩擦正式啟動。中美貿易摩擦對人民幣匯率產生了巨大沖擊，2019年8月，人民幣兌美元匯率破“7”后，美國隨即給中國貼上了“匯率操縱國”的標簽。(1)《美財政部認定中國為匯率操縱國 美國市場震蕩》，財新網，2019年8月6日。伴隨人民幣匯率的大幅波動，我國經常賬戶差額卻在不斷縮小，凈出口持續減少，匯率和我國貿易余額波動情況見圖1。

貿易失衡之爭通常集中在政府是否操縱匯率，爭論大多基于“名義匯率變動影響貿易收支平衡”的理論假說。現代匯率決定理論認為，導致匯率變動的因素不僅來自名義因素(購買力平價偏離)，也源于結構性實際因素(巴薩效應)，這一結論已得到大量經驗研究的支持。許多實證結論甚至發現實際沖擊對匯率變動的影響更為顯著和重要。然而，對實際匯率變動的貿易收支效應的相關研究仍處在停滯階段，聯系中國現實的系統性研究更為少見。在當前全球經濟低迷、西方貿易伙伴持續施壓中國匯率政策的背景下，分析名義因素和實際因素如何通過匯率決定機制影響中國雙邊貿易收支平衡，具有重要的理論與現實意義。

圖1 2000～2018年人民幣名義匯率波動和中國貿易余額變動情況 注：中國貿易余額=出口額-進口額。資料來源：人民幣兌美元雙邊匯率來自國際金融統計(IFS)數據庫；進出口貿易數據來自歷年《中國統計年鑒》。

二、文獻綜述

關于匯率變動的貿易收支效應問題，我們可以從理論研究和經驗分析兩個層面來討論。

從理論層面來看，相關研究主要有兩類：一是從微觀價格機制出發，用彈性分析法通過討論匯率變動對進出口數量和相對價格的影響來分析其對貿易余額的直接影響；二是從宏觀經濟框架出發，運用吸收分析法，通過分析匯率變動對國民收入的影響來研究其對貿易余額的影響。就分析框架而言，彈性分析法采用局部均衡的分析方法，不考慮宏觀經濟的均衡問題；吸收分析法則采用一般均衡分析方法，在吸納彈性分析法的某些合理內容的基礎上，進一步考慮了貿易失衡的宏觀方面原因。

在對上述理論進行實證檢驗時，通常會構建包含進出口額、實際匯率、相對收入等的計量模型來研究基于價格變化的貿易效應和基于收入變化的貿易效應。從已有的研究來看，Engle和Granger(1987)的協整理論為非平穩經濟變量運行的實證研究提供了強有力的計量分析方法。近年來，很多學者嘗試運用協整理論來驗證人民幣匯率變動與中國貿易收支之間的長期趨勢關系。Brada等(1993)研究了中國貿易差額與實際匯率之間的關系，發現變量之間存在穩定的長期關系，貿易平衡對人民幣貶值的短期反應相對較快，并且無論是短期還是長期，貶值都可以改善貿易平衡。Wei(1999)的實證研究顯示，在人民幣貶值的前8個月其對貿易差額的影響都微不足道，8個月后貶值對貿易差額開始產生積極影響，在12個月后影響變得顯著，說明我國確實存在J曲線，人民幣貶值會提高進口產品相對于出口產品的價格，從而可能導致貿易平衡的改善。Boyd和Caporale(2001)利用國內外產出、貿易差額和實際匯率的結構協整向量自回歸分布滯后模型，研究發現實際匯率對貿易平衡有重大影響。

盡管上述經驗研究都支持關于匯率變動導致貿易效應的理論假說，但是也有一些基于協整分析的經驗研究推翻了上述結論。Zhang和Wan(2005)提出了一個結構VAR模型，然后利用該模型研究發現，中國貿易差額的波動很大程度上是實際經濟沖擊的結果，匯率變動對貿易差額影響不大。Bahmani-Oskooee和Wang(2010)通過對中國和13個貿易伙伴相關經濟數據的面板協整分析，發現人民幣貶值只改善了中國對一部分貿易伙伴的雙邊貿易平衡。Yaya和Lu(2010)通過格蘭杰因果檢驗發現，在短期內，貿易差額會導致實際有效匯率的變化，但實際有效匯率并不會導致貿易差額的變化。Wang等(2012)利用面板數據對中國與18個貿易伙伴國2005～2009年實際匯率的短期J曲線假設和長期貿易平衡效應進行了檢驗，得到結論：人民幣實際升值對中國貿易平衡沒有長期影響。范祚軍和陸曉琴(2013)在研究人民幣匯率變動對中國—東盟貿易的影響時，發現對大部分國家來說，人民幣貶值對貿易收支所帶來的利好只能是短期的，對少數國家產生“J曲線效應”。

導致經驗研究結果迥異的原因，可以從理論研究、實證方法兩個方面進行分析。首先，無論是彈性分析法還是吸收分析法，都屬于傳統局部均衡或一般均衡的理論分析框架，其“自由競爭市場”的假設是非?？量痰?，實際經濟運行無法滿足供給函數、需求函數和生產函數的變量趨于均衡的基本假設?，F有的文獻研究均停留在匯率總體水平對貿易失衡影響的研究思路上。但匯率決定是個復雜的問題，不同的匯率決定因素對貿易收支失衡的傳導影響是不同的。此外，研究結果各異還可能取決于計量模型與經濟發展現狀是否相適應：一方面，不同經濟發展階段，包括匯率在內的各種經濟變量的數據生成特點和相互作用機制都發生了改變，對貿易收支行為表現的影響有所差異；另一方面，以往基于面板數據的經驗研究忽視了貿易伙伴國經濟發展的異質性，同時也忽視了中國與各貿易伙伴之間的雙邊貿易收支的同期關聯性。

面對理論分析框架和實證研究方法上的局限性，我們不得不重新審視這幾個老生常談的問題：在經濟全球化和結構突變的大背景下，匯率變動對貿易收支的影響是否存在？如果存在，是長期影響，還是短期影響，抑或兩者兼有？另外，我們有必要進一步探究那些導致實際匯率變動的因素在影響貿易收支平衡中究竟扮演怎樣的角色，即基于雙邊匯率的名義沖擊和基于經濟結構的實際沖擊在影響貿易收支失衡問題上究竟孰重孰輕？

本文的貢獻主要在于三點：第一，對本文理論模型(動態李嘉圖模型)的假設條件進行修正和放松，提出更符合中國經濟現實的“貿易品市場出清和非貿易品市場無法出清”的前提假設；第二，利用實際匯率分解定義式，考慮匯率決定的雙作用機制(購買力平價偏離和巴薩效應)對貿易收支的影響，克服了以往僅從單一角度研究的片面性；第三，基于上述理論假設和匯率分解式，對Feenstra和Taylor的貿易收支三變量函數進行修正，推導出接近經濟現實的實證模型。

三、理論分析與研究假說

許多經濟模型，如凱恩斯主義經濟理論和多恩布什的超調模型等，是從宏觀經濟層面上對匯率現象進行分析，幾乎沒有涉及經常項目或預算赤字，更沒有涉及福利，正是由于缺乏微觀基礎，使其不能準確評估宏觀經濟。此外，導致以往文獻研究結果不一致的最主要的兩大原因在于忽視了一般均衡分析框架與經濟現實相脫離以及實際匯率決定因素的復雜性。因此，本文采用具有微觀基礎的動態李嘉圖模型進行分析，并且在構建實證模型之前，首先基于經濟現實提出兩個待檢驗的前提假說。

(一)動態李嘉圖模型的分析

Obstfeld和Rogoff(1995)將壟斷競爭和名義價格黏性納入一般均衡模型，建立了Redux模型，在此基礎上，Obstfeld和Rogoff(1996)進一步構建了動態李嘉圖模型，從貿易品和非貿易品兩方面來分析各種經濟因素是如何作用于貿易收支的，該模型在傳統分析框架中引進了微觀分析法，彌補了宏觀經濟學微觀基礎薄弱的問題。

根據動態李嘉圖模型，兩國廠商生產的產品具有異質性，個體偏好相同，且本國與外國的個體效用函數類似。以一籃子商品作為計量單位，實際匯率是兩個國家共同參照的商品籃子的相對價格，它將發生在商品籃子內部的相對價格的變化分為貿易品和非貿易品兩類。貿易品不存在運輸成本，也沒有關稅；非貿易品是指那些要消耗高昂的運輸成本而無法出口到其他國家的商品，因此非貿易品不存在國際貿易，無法在國際間進行流動。

動態李嘉圖模型基于“貿易品市場”和“非貿易品市場”均出清的一般均衡假設，但是此假設過于苛刻，產能過剩的經濟現實難以達到“非貿易品市場出清”。由于貿易品和非貿易品之間的界限不是一成不變的，當市場條件或者政府政策發生變化時，貿易品和非貿易品可能相互轉化，勞動力與資本在兩部門之間相互轉移。而對于貿易品部門，可貿易品價格由國際價格決定，當國際市場對國內可貿易品的需求下降時，可貿易品出口減少，造成產能過剩，則只能轉變為非貿易品留在國內消費?；诖私洕F實，有必要放松模型的假設，即當貿易品部門供需不均衡時，可以通過國際市場與非貿易品市場進行調節實現“貿易品市場出清”，而不考慮非貿易品市場是否實現市場出清。

本文采用基于NOEM的動態李嘉圖模型，在“貿易品市場出清”前提假設下，基于實際匯率的決定因素(名義沖擊和實際沖擊)，從長期趨勢和短期效果來分析匯率變動的貿易收支效應。

(二)兩個待檢驗的前提假說

1.“均衡”概念的界定和理論分析框架的選擇。

無論是彈性分析法還是吸收分析法都屬于一般均衡分析框架(屬于瓦爾拉斯均衡)，即通過嚴格的假設來尋求在整體經濟框架內解釋生產、消費和價格的均衡，但一般均衡理論的假設在現實經濟中很難滿足。與一般均衡理論中的“均衡”概念不同，現代非均衡學派提出了“非瓦爾拉斯均衡”概念：均衡結果是一種確定的經濟行為表現(供需價格平衡只是其中一種特定表現)，是建立在既定的信息條件、制度條件和市場條件下的一種最優行為選擇，只要基本的外生條件不改變，這種穩定的行為狀態不會產生根本性的改變(樊綱，1991)。

本文選擇出口額與進口額比值的對數來描述雙邊貿易的行為表現：lnTB=ln(出口額/進口額)。若lnTB>0，則為貿易順差；lnTB<0，則為貿易逆差；lnTB=0，則為貿易平衡。圖2為2000年第一季度至2018年第四季度中國與23個主要OECD貿易伙伴雙邊貿易行為表現指標的差分值(dlnTB)走勢圖。從圖2可以發現：dlnTB圍繞零值劇烈波動，即從長期來看lnTB呈現波動狀的水平趨勢。

圖2 中國與23個主要貿易伙伴的雙邊貿易收支季度波動行為表現 注：dlnTBt=lnTBt-lnTBt-1。 資料來源：根據海關總署的統計數據整理。

由此，本文提出第一個待檢驗的理論假說：從長期來看，中國貿易收支總體狀態穩定，短期的貿易收支偏差會不斷收斂于非瓦爾拉斯均衡狀態。

2.關于實際沖擊與名義沖擊對貿易收支變動的影響。

目前，關于匯率決定理論已形成兩大主流分析框架：購買力平價理論和巴拉薩—薩繆爾森模型。早期經驗研究主要集中于購買力平價理論的驗證，從已有的實證文獻來看，購買力平價理論不能很好地解釋短期匯率行為，即經濟表現不支持一價定律；但從長期來看，研究結果在一定程度上支持購買力平價理論。巴薩效應是對購買力平價理論的修正，不僅對可貿易品和不可貿易品進行了區分，還認為相對價格的調整是由兩部門生產率差異導致的(Balassa，1964)。巴薩效應的核心思想如下：當一個國家的經濟增長率越高，工資實際增長率也越高，非貿易品對貿易品的相對價格上升越快。此后，眾多學者嘗試逐步放松巴薩效應中嚴格的假定條件，包括考慮引入需求方傳導機制、不完全市場競爭框架和一系列宏觀經濟變量等，匯率決定的實證研究轉向對經濟增長對實際匯率的影響和傳導機制的探索。

根據這兩大主流理論的解釋，體現購買力平價偏離的外部實際匯率取決于以外匯市場干預為代表的各種名義沖擊，體現巴薩效應的內部實際匯率取決于反映勞動生產率、市場結構等的各種實際經濟沖擊。從匯率分解角度來看，實際匯率內涵包括兩種競爭力的測度：國內外“可貿易品的相對競爭力”和國內外“不可貿易品和可貿易品的相對競爭力”。Engel(1994)從實際匯率的對數定義[見式(1)]出發，利用美國和10個主要OECD國家的雙邊實際匯率走勢，最早對這兩種競爭力的區分進行了經驗研究，得到對實際匯率的影響絕大部分來源于前者、后者對實際匯率的影響不超過10%的結論。

(1)

其中，RER為實際匯率；NER為名義匯率；P為價格指數；PT為貿易品價格水平；PN為非貿易品價格水平，其中右上角標注“*”表示國外變量，未標注則表示對應國內變量。RERT反映外部實際匯率偏離，即購買力平價偏離。實際上由于多種因素影響，RERT往往不等于0，所以Engel分解實際匯率RER時隱含了以下假設：絕對購買力平價和相對購買力平價均不成立。RERT是正數表明本國可貿易品價格偏低，反之說明外國可貿易品價格偏低。RERN反映內部實際匯率偏差的巴薩效應。RERN是正數表明本國不可貿易品價格偏低，反之說明外國不可貿易品價格偏低。

由于不可貿易品占比和價格的統計數據難以獲得，且可獲得數據的度量標準不統一，Betts和Kehoe(2006)基于Engel(1999)的模型提出更為簡潔的分解方式[見式(2)]，他們的實證結果表明：兩種競爭力對實際匯率波動的作用都非常重要。

(2)

總體來說，對于實際匯率的決定因素，學者們大都認同以下觀點：體現巴薩效應的實際沖擊在長期能夠影響實際匯率，體現購買力平價偏離的名義沖擊則只有短期影響。由此我們提出第二個待檢驗的理論假說：對人民幣實際匯率的實際沖擊和名義沖擊是通過經濟運行機制對貿易收支平衡產生影響的，實際沖擊和名義沖擊分別是影響貿易收支平衡的長期因素和短期因素。

四、模型構建與數據來源

(一)基于三變量函數的實證模型構建

Feenstra和Taylor(2014)提出了貿易余額的三變量函數：

(3)

基于上述三變量函數，有：

IM=EX*,EX=IM*

(4)

IM=EX*=F(Y,RER)

(5)

EX=IM*=F(Y*,RER)

(6)

對各變量取對數形式，得：

lnIM=a0+a1lnY+a2lnRER

(7)

lnEX=b0+b1lnY*+b2lnRER

(8)

令TB=EX/IM，將式(7)和式(8)相減，可得：

lnTB=b0-a0+b1lnY*-a1lnY+(b2-a2)lnRER

(9)

根據實際匯率分解的定義[見式(2)]，可將RER分解，同時考慮結構突變點(虛擬變量)，得到反映長期趨勢的協整回歸模型：

(10)

其中，lnTB為雙邊貿易差額的對數；lnYF和lnYD分別為貿易伙伴國和中國GDP指數的對數；d1、d2、d3和d4為反映結構突變的虛擬變量；i為國家；t為年份；ε為誤差項。在估計長期趨勢之后，我們進一步從短期視角進行分析。通過對式(10)的一階自回歸分布滯后模型的推導，我們得到如下面板誤差修正模型(ECM)：

(11)

本文采用由Pedroni(2000)提出的FMOLS異質面板協整估計法來研究多個經濟變量與貿易收支行為表現的長期趨勢。在使用Eviews10.0計量分析軟件時，本文采用FMOLS組估計法，組間估計法允許在模型中加入影響協整關系的確定回歸因子(如時間趨勢)和不影響協整關系的隨機回歸因子(如變系數的虛擬變量)。

(二)變量選取與數據來源

1.貿易收支。

被解釋變量lnTBit為t時期中國對i國出口額與中國對i國進口額相比的對數值，用來衡量貿易收支的行為表現。lnTBit>0為貿易順差；lnTBit<0為貿易逆差；lnTBit=0為貿易平衡。

2.實際國民收入。

考慮數據可獲得性，解釋變量YFit和YDt分別為剔除通脹因素后t時期i國和中國的實際國民收入(用來替代Feenstra和Taylor提出的三變量函數中的國民可支配收入Y*-T*和Y-T)。假設消費函數為收入水平的增函數，根據匯率變動的支出轉換效應，Feenstra和Taylor得到的預期結果為：外國實際國民收入增長與母國出口增長以及母國貿易余額提高相關聯，母國實際國民收入的增長與母國進口增長及貿易余額下降相關聯。

3.實際匯率。

(12)

(13)

4.虛擬變量。

d1、d2、d3和d4為反映結構突變的虛擬變量，結構突變對各經濟變量的長期聯動趨勢可能產生影響，即制度性因素導致的名義沖擊，這四個虛擬變量分別表示2005年7月人民幣匯率制度的重大改革、2008年下半年起人民幣匯率改為盯住美元(2008年全球金融危機導致)、2010年6月底重啟人民幣一籃子盯住的匯率安排和2015年8月央行調整人民幣對美元中間價報價機制等四個結構突變點(見圖3)。當研究短期偏離時，我們把樣本觀測期按結構突變點分為五個階段：A階段、B階段、C階段、D階段和E階段，以方便分析不同經濟發展階段的短期貿易失衡對長期均衡趨勢的收斂能力或收斂速度的差異。

圖3 結構突變點和樣本觀察期的劃分

5.數據來源。

根據數據可獲得性，本研究的面板數據共有23個截面個體：澳大利亞、加拿大、捷克、日本、波蘭、瑞典、英國、美國、奧地利、比利時、芬蘭、法國、德國、意大利、荷蘭、葡萄牙、西班牙、俄羅斯、南非、墨西哥、丹麥、匈牙利和新西蘭。樣本考察期選定為2000年第一季度至2018年第四季度，共76個時間點，樣本觀察數為1748個。表1為2000年和2018年樣本國與中國進出口貿易總體情況的對比，從中可以看出，樣本國與中國的雙邊貿易總額均超過中國全球貿易總額的四成，本研究應該能夠在較大程度上反映匯率變動貿易效應的一般規律。

表1 2000年和2018年中國對樣本國家進出口貿易概況(年度數)

季節調整后的國外實際GDP指數(YF)來自OECD數據庫。國內和國外CPI指數、國外PPI指數來自國際金融統計數據庫(IFS)；中國PPI指數和中國實際GDP指數(YD)來自中國國家統計局數據庫。中國雙邊進出口額來自中經網(海關總署)，雙邊貿易平衡TB指標測算值基于季節調整后的進出口額(季調出口額/季調進口額)。本文所用到的指數變量均以2010年為基數，季節調整采用與OECD一致的Census X12方法。人民幣對外幣的名義匯率NER根據FRED公布的外幣對美元的名義匯率和人民幣對美元的名義匯率進行折算。

五、實證結果與分析

(一)長期趨勢：面板協整模型估計

為了選擇符合實際經濟行為邏輯的單位根檢驗結果，我們對各面板序列的數據生成過程(data generation process，DGP)進行識別，并在DGP識別結果(2)DGP識別結果中，DGP1為存在截距項、不存在時間趨勢的數據生成過程，DGP2為存在截距項和時間趨勢的數據生成過程。的基礎上選擇單位根檢驗結果(見表2)：LnTB為DGP1，水平值接受原假設，序列平穩；LnYF和LnYD均為DGP2，單位根檢驗結果均為不平穩序列。lnRERT為DGP2，單位根檢驗結果為平穩序列。lnRERN為DGP2，水平值的LLC檢驗拒絕存在單位根的原假設，但IPS和Fisher-ADF均接受原假設，我們認為lnRERT和lnRERN均為不平穩序列。lnYF、lnYD、lnRERN的一階差分值都拒絕原假設，為平穩序列。因此，lnYF、lnYD、lnRERN均為I(1)過程，而lnTB和lnRERT均為I(0)過程，本研究對dlnTB、dlnYF、dlnYD、dlnRERT和dlnRERN進行嚴格條件下的協整檢驗和估計。

表2 面板序列的單位根檢驗

首先，我們分別采用基于回歸殘差的Pedroni檢驗方法和基于回歸系數的Johansen檢驗方法進行嚴格條件下的五變量一階差分面板協整檢驗，兩者檢驗結果都說明dlnTB、dlnYF、dlnYD、dlnRERT和dlnRERN之間存在協整關系。

然后，我們構建五變量一階差分的協整模型，采用FMOLS組估計法，得到估計系數和統計檢驗值(見表3)，并生成協整估計殘差序列，對殘差序列進行單位根檢驗，發現其為平穩序列，該殘差序列雖然存在一階自相關，但并不影響長期協整關系的成立，因此協整估計結果有效。

表3 五變量一階差分FMOLS模型組估計結果

對協整變量進一步做格蘭杰檢驗的結果見表4，根據VAR模型確定最優滯后階數為6階，發現在1%顯著性水平下，lnYF、lnYD和lnRERT是lnTB的格蘭杰原因，lnTB是lnRERN的格蘭杰原因；在5%顯著性水平下，lnTB是lnRERT的格蘭杰原因，即lnYF和lnYD是lnTB的格蘭杰原因，lnTB是lnRERN的格蘭杰原因，lnRERT與lnTB互為格蘭杰原因，存在相互的因果關系。

表4 基于協整關系的格蘭杰因果檢驗

根據以上估計結果，得到貿易雙方實際GDP、外部實際有效匯率和內部實際有效匯率對貿易收支存在長期的聯動影響的結論。根據FMOLS模型組估計結果，我們對此結論進行具體分析。

1．貿易雙方的實際國民收入增長率均對貿易均衡產生顯著影響。

從長期來看，貿易伙伴國實際國民收入增長率dlnYF的估計系數β1和中國實際國民收入增長率dlnYD的估計系數β2的絕對值均大于1，且顯著性水平為1%，說明實際國民收入增長率對雙邊貿易收支的影響非常顯著，并且無論是在線性趨勢還是無線性趨勢下的FMOLS模型中，β1均稍大于β2，表明貿易伙伴國實際國民收入增長率對貿易收支的影響略高于中國。

2．外部實際匯率增長率dlnRERT對貿易均衡可能產生影響。

外部實際匯率增長率dlnRERT僅在10%的顯著性水平下對貿易均衡產生影響，估計系數β3的符號為正，意味著人民幣貶值在一定程度上改善了中國的貿易盈余，符合彈性分析法的理論預期。從長期來看，外部實際匯率增長率變動對貿易收支的行為表現影響較小。

3．內部實際匯率增長率dlnRERN對貿易均衡的長期影響顯著。

內部實際匯率增長率dlnRERN對貿易均衡的影響在1%的顯著性水平上，其估計系數β4的符號為負。說明在以人民幣衡量的國民可支配收入不變的情況下，當內部實際匯率升值時，支出轉換(expenditure switching)效應使得國內減少了對外國進口品的吸收支出，不符合吸收分析法的HLM效應假說。從長期來看，貿易條件的惡化反而會使貿易順差得以改善。

4.結構突變對各經濟變量的長期聯動趨勢影響很小。

將虛擬變量d1、d2、d3、d4分別作為影響協整關系的確定性因子和不影響協整關系的隨機因子，對面板協整模型估計結果進行比較后發現，當虛擬變量作為影響協整關系的確定性回歸因子時，殘差平方和與其作為非協整關系影響因子時非常相近，說明匯率制度結構突變對各經濟變量與貿易收支的沖擊很小，匯率的制度性因素影響非常有限。

(二)短期影響：面板誤差修正模型估計

我們選擇表5(無線性趨勢協整估計)和表6(線性趨勢協整估計)的殘差估計序列作為誤差修正項，并選擇Cross-Section Weight的GLS加權方法，系數協方差估計選擇體現同期相關性的Cross-Section SUR(PCSE)方法，來進一步分析不同經濟發展階段的經濟運行機制對貿易收支短期偏離的累積調節速度的差異。根據式(10)，我們分別對A、B、C、D和E階段的五個樣本觀察期進行固定效應的面板誤差修正模型估計，估計結果如表5所示。

表5 Panel ECM模型估計(無線性趨勢)

表6 Panel ECM模型估計(線性趨勢)

續表

1.各樣本期的誤差修正項收斂調節作用各異。

2005年匯改之前中國經濟運行機制的收斂調節速度較慢，之后一直不斷上升，直到2008年全球金融危機后達到高峰，超過了0.6，說明2008年全球金融危機使經濟調節速度產生了較大的改變，2010年匯改后調節速度又猛跌，趨于平緩，直至2015年匯改后才緩慢回升。不同經濟政策所導致的經濟結構突變對經濟運行機制的調節速度都有不同程度的影響，經濟政策不斷推進的過程也是人民幣匯率制度不斷完善的過程。

2.五個階段的經濟變量對貿易收支偏離的短期影響具有明顯的差異性。

這與我們之前在長期趨勢分析中提出的“結構突變對各經濟變量的長期聯動趨勢產生影響”的結論是一致的。(3)由于本文使用的是季度數據，非月度數據，無法準確地反映匯率滯后期對貿易平衡的影響，因此本文只分析當期的影響，不涉及短期匯率變動的J曲線貿易效應。

A階段只有lnYD的短期波動對貿易收支短期偏差有顯著影響，但影響幅度隨時間呈衰減趨勢；B階段模型中的lnRERT的短期波動對貿易收支短期偏差有顯著影響，說明2005年的匯改使購買力平價偏離對貿易收支的短期影響顯著；C階段模型中lnYF、lnYD和lnRERN的短期波動均對貿易收支短期偏差有顯著影響，說明2008年全球金融危機后國內外GDP波動和巴薩效應對貿易收支的短期影響都比較顯著，且呈現時間趨勢;D階段和E階段模型中各解釋變量的短期波動對貿易收支短期偏差沒有顯著影響。自2005年7月匯改以來，中國不斷推進以市場供求為基礎、參考“一籃子”貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，深化匯率市場化改革。特別是2015年“8·11”匯改后，經濟運行體制的調節速度達到了0.4，人民幣匯率雙向動態波動特征明顯，彈性明顯增強，市場供求在匯率波動中起了決定性作用。

六、結論與啟示

研究長期趨勢的面板協整估計結果和研究短期偏離的誤差修正模型的估計結果都有力地支持我們之前所做的兩個理論假說。在樣本期內，人民幣匯率制度改革對我國貿易收支的影響是短暫的；從長期來看，貿易雙方的經濟面因素對中國貿易收支的影響是巨大的。

首先，對于傳統經濟學的一般均衡理論，結構突變頻現的經濟現實不符合其苛刻的假設條件。本文發現：對貿易收支的調節不是向價格或數量均衡方向收斂，而是向非瓦爾拉斯行為均衡的收斂。因此，在進行匯率變動的貿易效應的經驗研究時，我們突破了傳統的一般均衡理論分析框架。其次，我們可以看到，實際匯率分解本身就是對購買力平價的否定，內部實際匯率對貿易收支均衡行為具有顯著的長期影響這一研究結論進一步說明：從長期來看，實際匯率變動對貿易均衡的影響主要取決于巴薩效應，即經濟結構的影響，購買力平價理論(外部實際匯率)無法很好地解釋長期貿易失衡問題。此外，我們發現，樣本期內來自人民幣匯率制度安排的沖擊雖然會顯著影響雙邊貿易的短期偏離幅度，但基于巴薩效應的經濟變量聯動機制仍能使貿易收支表現收斂于一個確定的非瓦爾拉斯均衡行為，只是各階段的收斂調節速度有所差異。所以，匯率制度對貿易收支的長期趨勢影響有限。

中國正面臨著多變的國內外環境的影響和沖擊。2018年，中美貿易摩擦成為影響中國經濟的最大不確定因素。本文結果發現，人民幣匯率波動在正常范圍內，并未出現異常情況。內部實際匯率增長率dlnRERN對貿易均衡的長期影響，顯著說明非貿易品市場變化對貿易結構的影響較為顯著。中美貿易摩擦升級是一場兩個大國之間的博弈，對于中國來說也是機遇和挑戰。從長期來看，貿易收支變動更多地取決于宏觀需求面因素(貿易雙方的可支配收入)和貿易雙方經濟結構差異導致的巴薩效應(可貿易品和不可貿易品的“相對價格”)。因此，中國對外貿易的長期政策應該更多考慮貿易結構和經濟結構的調整。從短期來看，如貿易摩擦所帶來的市場情緒會對貿易收支產生一定程度的波動，中國應根據國內外經濟發展和形勢變化，采取靈活多變的政策和措施搭配，通過經濟調節機制，保持貿易收支行為均衡的長期效果。