中國(guó)國(guó)際收支經(jīng)常賬戶可持續(xù)性研究

孫長(zhǎng)華

(上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際工商管理學(xué)院,上海 200433)

一、引 言

20世紀(jì)90年代以來(lái),中國(guó)的進(jìn)口與出口逐年遞增。1990年1季度,進(jìn)口額為99.74億美元,出口額為107.87億美元。20年后的2010年第1季度,進(jìn)口額增至3015.65億美元,出口額則升至3161.10億美元,上漲了30倍左右(如圖1)。對(duì)外貿(mào)易余額除有限的幾個(gè)時(shí)間點(diǎn)外,絕大多數(shù)時(shí)間均為盈余。進(jìn)入2005年以來(lái),盈余額度陡然增加,2008年第4季度攀升至1143.09億美元的歷史高度。剔除物價(jià)因素,中國(guó)的實(shí)際貿(mào)易余額占實(shí)際GDP的比值呈波浪式上升趨勢(shì),比值最高達(dá)到14.49%(2007年第3季度)。

中國(guó)貿(mào)易失衡狀態(tài)日益嚴(yán)重,貿(mào)易失衡的調(diào)節(jié)問(wèn)題也成為國(guó)際經(jīng)濟(jì)乃至政治的重要問(wèn)題。人民幣升值壓力周而復(fù)始的出現(xiàn),中國(guó)出口遭遇的反傾銷(xiāo)事件日益增加,這些貿(mào)易調(diào)整國(guó)際壓力的出現(xiàn),無(wú)不與中國(guó)經(jīng)常賬戶可持續(xù)性相關(guān)。即使不考慮經(jīng)常賬戶調(diào)節(jié)的外部壓力,這一問(wèn)題對(duì)中國(guó)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也很重要。

如果中國(guó)國(guó)際收支經(jīng)常賬戶不能持續(xù),那么一旦遇到重大的外部沖擊,如全球性或區(qū)域性的經(jīng)濟(jì)、金融危機(jī),很容易發(fā)生逆轉(zhuǎn)。那時(shí)我國(guó)經(jīng)濟(jì)就會(huì)面臨重大危機(jī),人民生活水平就會(huì)受到很大影響,從而影響社會(huì)的穩(wěn)定。

本文將在Hakkio&Rush(1991)和Husted(1992)模型的基礎(chǔ)上,對(duì)中國(guó)進(jìn)出口的可持續(xù)性進(jìn)行研究。中國(guó)大額的貿(mào)易順差在長(zhǎng)期是否可持續(xù),本文通過(guò)分析1990年第1季度至2010年第1季度中國(guó)進(jìn)出口的季度數(shù)據(jù)予以解答。

圖1 中國(guó)的進(jìn)口與出口(1990 Q1-2010 Q1)

圖2 中國(guó)對(duì)外貿(mào)易余額(1990 Q1-2010 Q1)

二、文獻(xiàn)回顧

Hakkio&Rush和Husted提出用以研究一國(guó)的經(jīng)常賬戶是否可維持的跨期模型,通過(guò)檢驗(yàn)進(jìn)出口時(shí)間序列是否存在協(xié)整關(guān)系來(lái)判斷該國(guó)經(jīng)常賬戶是否滿足跨期預(yù)算約束。如果進(jìn)出口兩者存在協(xié)整關(guān)系,無(wú)論經(jīng)常賬戶在目前是赤字還是盈余,在長(zhǎng)期中,該國(guó)的經(jīng)常賬戶是可持續(xù)的①。反之,則意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)受到持久的生產(chǎn)率沖擊或者該國(guó)存在長(zhǎng)期的政策扭曲,從而國(guó)際收支不平衡,因而經(jīng)常賬戶在長(zhǎng)期是不可持續(xù)的。

在Hakkio&Rush和Husted開(kāi)創(chuàng)性的研究之后,研究進(jìn)出口之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系日益受到學(xué)界的重視。Bahmani-Oskooee(1993)利用協(xié)整技術(shù)檢驗(yàn)了澳大利亞進(jìn)出口的長(zhǎng)期關(guān)系。他發(fā)現(xiàn),澳大利亞的進(jìn)出口之間存在協(xié)整關(guān)系,且協(xié)整系數(shù)接近于1,這表明,在長(zhǎng)期,澳大利亞的進(jìn)出口是趨于均衡、其經(jīng)常賬戶是可持續(xù)的。Bahmani-Oskooee(1997)又利用韓國(guó)的進(jìn)出口季度數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了韓國(guó)進(jìn)出口的協(xié)整關(guān)系,結(jié)果表明,韓國(guó)的經(jīng)濟(jì)是滿足跨期預(yù)算約束的。

Irandoust和Sj??(2000)檢驗(yàn)了小型開(kāi)放經(jīng)濟(jì)代表國(guó)家瑞典1980-1995年的數(shù)據(jù)。他們發(fā)現(xiàn),在瑞典1982-1990年的經(jīng)濟(jì)景氣時(shí)段,其進(jìn)出口時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系,而在1991-1995年的經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)段不存在協(xié)整關(guān)系。Arize(2002)的研究涵蓋了多個(gè)樣本國(guó)家。他研究了1973-1998年近50多個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的進(jìn)出口狀況。結(jié)果發(fā)現(xiàn),其中35個(gè)國(guó)家的進(jìn)出口存在明顯的協(xié)整關(guān)系,協(xié)整系數(shù)接近于1。

Ayla Ogus Binath和Niloufer Sohrabji(2008)研究了1992-2007年土耳其的經(jīng)常賬戶的可持續(xù)性,發(fā)現(xiàn)土耳其1992-2007年的進(jìn)出口時(shí)間序列不存在協(xié)整關(guān)系,即此時(shí)間段的土耳其經(jīng)常賬戶不滿足跨期預(yù)算約束條件。同時(shí)發(fā)現(xiàn),自2001年起,土耳其進(jìn)出口時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系。

任永菊(2003)利用我國(guó)1980-2001年的有關(guān)數(shù)據(jù),通過(guò)建立 VAR模型檢驗(yàn)了我國(guó)進(jìn)口與出口之間的協(xié)整關(guān)系。同時(shí)利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)了二者間的因果關(guān)系,結(jié)果表明,二者之間不僅存在著協(xié)整關(guān)系,而且在滯后期數(shù)為 1-2時(shí)進(jìn)口是出口的格蘭杰原因,反之卻不成立。

焦武、許少?gòu)?qiáng)(2008)以中國(guó)1995年1月-2007年 10月月度進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)為樣本,采用Engle和Granger法,對(duì)全樣本和以2001年12月為界的兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn),并對(duì)兩個(gè)子樣本在協(xié)整回歸的基礎(chǔ)上建立了誤差修正模型(ECM),結(jié)論是:無(wú)論對(duì)于全樣本還是兩個(gè)子樣本,中國(guó)月度出口和進(jìn)口之間的協(xié)整關(guān)系都是存在的。中國(guó)的貿(mào)易盈余并沒(méi)有失控,經(jīng)常賬戶的跨期預(yù)算約束并沒(méi)有被違反。

與任永菊、焦武、許少?gòu)?qiáng)僅利用名義進(jìn)出口值來(lái)研究中國(guó)國(guó)際貿(mào)易狀況不同,本文使用的是實(shí)際進(jìn)出口值,這樣就剔除了價(jià)格擾動(dòng)的影響,從而能夠更加準(zhǔn)確的反映進(jìn)出口的長(zhǎng)期關(guān)系。由于長(zhǎng)期跨度時(shí)間序列數(shù)據(jù)在受到重大經(jīng)濟(jì)事件的影響下,均衡關(guān)系可能會(huì)發(fā)生變化而產(chǎn)生結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)(structure break),Johansen協(xié)整方法無(wú)法檢測(cè)出來(lái),本文在Johansen協(xié)整方法檢驗(yàn)全樣本期間協(xié)整關(guān)系之后,使用Gregory和Hansen(1996)發(fā)展出的內(nèi)生結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)檢驗(yàn)法來(lái)進(jìn)行結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的檢驗(yàn)②。

三、理論模型

Hakkio&Rush(1991)與Husted(1992)提出了研究一國(guó)進(jìn)出口是否處于長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的一個(gè)易于檢驗(yàn)的跨期模型③。

Xt=α+bMMt+εt

這里的MMt表示的是商品與服務(wù)的進(jìn)口、利息和凈轉(zhuǎn)移支付的總和。方程提供了一個(gè)很好的比較簡(jiǎn)單的檢驗(yàn)一國(guó)經(jīng)常賬戶赤字(盈余)是否可持續(xù)的框架:如果非平穩(wěn)時(shí)間序列Xt與MMt均為一階單整,且兩者存在協(xié)整關(guān)系,那么該國(guó)的經(jīng)常賬戶就滿足跨期預(yù)算約束,就是說(shuō),即使在短期中該國(guó)的進(jìn)出口有一定的偏離,但在長(zhǎng)期中兩者一定收斂,從而經(jīng)常賬戶在長(zhǎng)期中是可持續(xù)的。由于我國(guó)的經(jīng)常賬戶中商品的進(jìn)出口占較大比重,因此,本文僅檢驗(yàn)中國(guó)商品的進(jìn)出口。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

1.數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文通過(guò)檢驗(yàn)中國(guó)實(shí)際進(jìn)出口之間是否存在協(xié)整關(guān)系來(lái)看經(jīng)常賬戶是否可持續(xù)(由于我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中的服務(wù)與凈轉(zhuǎn)移支付占整個(gè)進(jìn)出口貿(mào)易的比重很小,所以檢驗(yàn)貨物的進(jìn)出口可視為對(duì)經(jīng)常賬戶近似檢驗(yàn))。

與任永菊、焦武、許少?gòu)?qiáng)僅利用名義進(jìn)出口值來(lái)研究中國(guó)國(guó)際貿(mào)易狀況不同,本文使用的是實(shí)際進(jìn)出口值,這樣就剔除了價(jià)格擾動(dòng)的影響,從而能夠更加準(zhǔn)確的反映進(jìn)出口的長(zhǎng)期關(guān)系。

本文所檢驗(yàn)的實(shí)際進(jìn)出口有兩種序列:一種是對(duì)名義進(jìn)出口值經(jīng)過(guò)CPI調(diào)整得出,本文中,用RM代表實(shí)際進(jìn)口,用RX代表實(shí)際出口;另一種是實(shí)際進(jìn)出口與實(shí)際GDP的比值,本文中,用RXY代表實(shí)際出口占實(shí)際GDP的比值,用RMY代表實(shí)際出口占實(shí)際GDP的比值,其變動(dòng)情況如圖3所示。圖4為實(shí)際貿(mào)易余額占實(shí)際GDP的比值。

本文使用1990年第1季度至2010年第1季度的名義進(jìn)出口季度數(shù)據(jù),為當(dāng)期美元值;GDP為當(dāng)期人民幣值;實(shí)際進(jìn)出口(RM和RX)由實(shí)際匯率(RER)乘以名義進(jìn)出口美元值得出;實(shí)際匯率(RER)由名義匯率乘以美國(guó)與中國(guó)當(dāng)期CPI④的比值得出(以1990年第1季度為基準(zhǔn));實(shí)際GDP是由名義GDP經(jīng)過(guò)CPI調(diào)整得出(以1990年第1季度為基準(zhǔn))。數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、銳思數(shù)據(jù)庫(kù)、美國(guó)勞工統(tǒng)計(jì)局。

為消除季節(jié)波動(dòng)的影響,本文在計(jì)量分析時(shí),對(duì)實(shí)際進(jìn)出口(RM和RX)與實(shí)際進(jìn)出口占實(shí)際GDP比值(RMY和RXY)利用X-12法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)節(jié),季節(jié)調(diào)整后的實(shí)際進(jìn)出口用RX-sa&RM-sa與 RXY-sa&RMY-sa表示。

圖3 中國(guó)實(shí)際進(jìn)、出口占實(shí)際 GDP比值(1990 Q1-2010 Q1)

圖4 中國(guó)實(shí)際貿(mào)易余額占實(shí)際GDP比值(1990 Q1-2010 Q1)

2.單位根檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)進(jìn)出口時(shí)間序列是否存在協(xié)整關(guān)系之前,先要檢驗(yàn)實(shí)際進(jìn)出口的單整階數(shù)。本文對(duì)兩組實(shí)際進(jìn)出口值RX-sa&RM-sa與 RXY-sa&RMY-sa分別作ADF與PP單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果表明,RX-sa&RM-sa與RXY-sa&RMY-sa的水平序列不平穩(wěn)(有單位根),一階差分序列平穩(wěn)。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。一階差分平穩(wěn)后,本文進(jìn)入?yún)f(xié)整檢驗(yàn)。

表1 ADF/PP單位根檢驗(yàn)表

3.協(xié)整檢驗(yàn)

(1)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

兩組序列的最佳滯后期由AIC確定為3,本文對(duì)RX-sa和RM-sa與RXY-sa和RMY-sa這兩組序列做Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。如檢驗(yàn)結(jié)果所示,RX-sa和RM-sa與RXY-sa和RMY-sa這兩組序列都不存在協(xié)整關(guān)系(具體參見(jiàn)表2)。這意味著,從長(zhǎng)期來(lái)看,中國(guó)的實(shí)際出口與實(shí)際進(jìn)口之間不會(huì)趨同,即進(jìn)出口之間差額不會(huì)減少,貿(mào)易不均衡會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

(2)Gregory和Hansen結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)檢驗(yàn)

長(zhǎng)期跨度時(shí)間序列數(shù)據(jù)在受到重大經(jīng)濟(jì)事件的影響下,均衡關(guān)系可能會(huì)發(fā)生變化。考慮到Johansen方法無(wú)法對(duì)此進(jìn)行識(shí)別,本文利用Gregory&Hansen提出的結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)中國(guó)實(shí)際進(jìn)口與出口間是否存在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)。所檢驗(yàn)的斷點(diǎn)是由經(jīng)濟(jì)內(nèi)生決定的,其原理是通過(guò)比較全部觀測(cè)數(shù)據(jù)中間70%的數(shù)據(jù)(若N為全部觀測(cè)值,則指的是0.15N—0.85N范圍內(nèi))的ADF值的大小來(lái)確定結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)所在,ADF值最小(或絕對(duì)值最大)時(shí)對(duì)應(yīng)的時(shí)間點(diǎn)即為結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)。

Gregory&Hansen(1996)的方法考慮如下三種帶有結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的協(xié)整關(guān)系:

模型C表示的是長(zhǎng)期跨度時(shí)間序列數(shù)據(jù)的均衡關(guān)系受某種沖擊后發(fā)生了水平漂移;模型C/T表示的是均衡關(guān)系不僅發(fā)生了水平漂移而且加入了時(shí)間趨勢(shì),模型C/S表示的是均衡關(guān)系受某種沖擊后不僅發(fā)生水平漂移而且斜率也發(fā)生變化,這使得均衡關(guān)系受到更大的影響,即發(fā)生了“制度漂移”(regime shift)。

我們分別用兩組序列(實(shí)際進(jìn)出口與進(jìn)口,RX-sa和RM-sa;實(shí)際進(jìn)口與出口占實(shí)際GDP的比值,RXY-sa和RMY-sa)對(duì)三種模型進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn):模型C、C/T、C/S中實(shí)際進(jìn)口與進(jìn)口(RX-sa和RM-sa)均在2005年第2季度發(fā)生了結(jié)構(gòu)斷點(diǎn),這表明,雖然中國(guó)的實(shí)際進(jìn)口與出口在全樣本期內(nèi)不存在協(xié)整關(guān)系,但是這種情況卻在2005年第2季度起發(fā)生改變,即從2005年第2季度起,中國(guó)的實(shí)際進(jìn)口與出口出現(xiàn)協(xié)整關(guān)系,從而兩者存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3、表4。

表3 結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)檢驗(yàn)表:RX-sa與RM-sa

表4 結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)檢驗(yàn)表:RXY-sa與RMY-sa

五、結(jié) 論

首先,通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),在整個(gè)樣本考察期(1990年第1季度至2010年第1季度),中國(guó)的實(shí)際進(jìn)出口之間(RX-sa與RM-sa)不存在協(xié)整關(guān)系,表現(xiàn)在此時(shí)間段的經(jīng)常賬戶不滿足跨期預(yù)算約束條件,故中國(guó)的進(jìn)口與出口在長(zhǎng)期中不收斂。

其次,實(shí)際出口與進(jìn)口占實(shí)際GDP的比值(RXY-sa與RMY-sa)之間在整個(gè)樣本考察期(1990年1季度至2010年第1季度)中不存在協(xié)整關(guān)系,即在長(zhǎng)期中,中國(guó)的實(shí)際進(jìn)出口占實(shí)際GDP比重的序列也不收斂。由于中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易依存度達(dá)到60%,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嚴(yán)重依賴于國(guó)際貿(mào)易,實(shí)際進(jìn)出口占實(shí)際GDP比重序列不收斂的這個(gè)結(jié)果給我們長(zhǎng)期以來(lái)過(guò)分倚重對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的思維敲響了警鐘。我們必須盡快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式,改以對(duì)外貿(mào)易為主為刺激內(nèi)需為主。只有這樣,我們才能在下一輪全球經(jīng)濟(jì)調(diào)整到來(lái)的時(shí)候依然能夠站穩(wěn)腳跟。

最后,本文發(fā)現(xiàn),當(dāng)考慮到一個(gè)結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)(structure break)的時(shí)候,通過(guò)Gregory和Hansen結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)檢驗(yàn)方法,中國(guó)的實(shí)際進(jìn)出口時(shí)間序列自2005年第2季度起存在協(xié)整關(guān)系。上文提到,結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的出現(xiàn)常常是重大經(jīng)濟(jì)事件沖擊的結(jié)果。針對(duì)本文進(jìn)出口時(shí)間序列協(xié)整在2005年第2季度出現(xiàn),本文認(rèn)為這很可能是2005年2月26日中國(guó)人民銀行再次重申中國(guó)將完善人民幣匯率形成機(jī)制的結(jié)果⑤。基于此聲明,市場(chǎng)形成人民幣升值預(yù)期。由于進(jìn)出口實(shí)際交付發(fā)生在合同簽訂后三個(gè)月,所以在第2季度發(fā)生結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)。2005年7月21日,經(jīng)國(guó)務(wù)院批準(zhǔn),中國(guó)人民銀行印發(fā)《關(guān)于完善人民幣匯率形成機(jī)制改革的公告》,宣布自2005年7月21日起,中國(guó)開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度,這進(jìn)一步鞏固了進(jìn)出口的收斂態(tài)勢(shì)。這充分表明中國(guó)的匯率形成機(jī)制改革是有效的,并應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)⑥。

注釋:

①經(jīng)常賬戶可持續(xù)性的標(biāo)準(zhǔn)是,在國(guó)內(nèi)政策和外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境不變的情況下,如果一國(guó)沒(méi)有突破其跨期償債能力約束,該國(guó)經(jīng)常賬戶狀況就被認(rèn)為是可持續(xù)的。

②焦武、許少?gòu)?qiáng)(2008)使用的外生間斷點(diǎn)研究,即直接將中國(guó)加入WTO時(shí)間作為間斷點(diǎn)。

③具體推導(dǎo)過(guò)程因篇幅限制而省略。有興趣的讀者可直接與作者聯(lián)系。

④本文以1990年第1季度為100的定基季度CPI采用高鐵梅(2010)的方法:CPI(上年同季)由月度CPI(上年同月=100)按季度平均值計(jì)算得到?；贑PI(1990Q1=100)是先由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2001年CPI月度環(huán)比數(shù)據(jù)推算出2001年1月為100的2001年基期數(shù)據(jù),然后利用隔年CPI(上年同月=100)的增長(zhǎng)率向前和向后推算出2001年1月為100的月度CPI基期數(shù)據(jù),再轉(zhuǎn)換為1990年1月為100(1990M 1=100)的CPI基期月度數(shù)據(jù),最后計(jì)算每季度平均值,再轉(zhuǎn)換為1990年第1季度為 100(1990Q1=100)的 CPI基期季度數(shù)據(jù)。

⑤2005年2月26日,中國(guó)人民銀行副行長(zhǎng)李若谷在出席在菲律賓召開(kāi)的東新澳央行組織(SEANZA)行長(zhǎng)會(huì)上,就匯率體制問(wèn)題重申中國(guó)將逐步放寬資本賬戶管制和完善人民幣匯率體制。

⑥本文完成之后的2010年6月19日,中國(guó)人民銀行宣布,根據(jù)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)金融形勢(shì)和我國(guó)國(guó)際收支狀況,進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革,增強(qiáng)人民幣匯率彈性。從這一點(diǎn)來(lái)看,本文的邏輯判斷是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

[1]Craig S Hakkio&Mark Rush.Is the budget deficit too large?[J].Economic Inquiry,1991:425-429.

[2]Husted S.The emerging US current account deficit in the 1980s:A co-integration analysis[J].The Review of Economic and Statistics,1992,74:159-166.

[3]Bahmani-Oskooee.Macro-economic determinants of Australia’s current account,1977-86:A reexamination[M].Review of World Economics.1993,Springer.411-417.

[4]Bahmani-Oskooee.Structural change in import demand behavior,the Korean experience:a reexamination[J].Journal of Policy Modeling,1997.vol.19,(2):187-193.

[5]Irandoust&Sj??,The Behavior of the Current Account in Response to Unobservable and Observable Shocks[J].International Economic Journal,2000,14:41-57

[6]Arize.Imports and exports in 50 countries:Tests of cointegration and structural breaks.[J]InternationalReview of Economics and Finance,2002,(11):101-15.

[7]Ayla Ogus Binath,Niloufer Sohrabji.Intertemporal solvency of Turkey’s current account[Z].2008.

[8]任永菊.我國(guó)進(jìn)口與出口間的關(guān)系檢驗(yàn)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2003,(7):23-28.

[9]焦武,許少?gòu)?qiáng).中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易盈余失控了嗎[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2008,(6):43-48.

[10]Allan W.Gregory,Bruce E.Hansen,Residual-based tests for cointegration in models with regime shifts[J].Journal of Econometrics,1996,70:99-126.

[11]高鐵梅,計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法和建模[M].北京:清華大學(xué)出版社,2010.

[12]左香鄉(xiāng),李連友.人民幣對(duì)美元匯率波動(dòng)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].湖南師范大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào),2008,(5):108-112.

[13]胡宗義,劉亦文.人民幣激進(jìn)升值對(duì)中國(guó)激進(jìn)沖擊的動(dòng)態(tài)CGE分析[J].湖南師范大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào),2010,(4):91-94.