持續(xù)順差時(shí)期我國(guó)出口貿(mào)易價(jià)格和收入彈性的估計(jì)
——基于聯(lián)立方程模型的分析

鞠 姍

（山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014）

持續(xù)順差時(shí)期我國(guó)出口貿(mào)易價(jià)格和收入彈性的估計(jì)
——基于聯(lián)立方程模型的分析

鞠 姍

（山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014）

我國(guó)商品貿(mào)易已連續(xù)20年保持順差，而出口商品價(jià)格及主要順差伙伴國(guó)收入的變化對(duì)我國(guó)出口需求變動(dòng)的影響是判斷商品貿(mào)易順差可持續(xù)性的重要方面。文章利用1999年第2季度到2012年第4季度的數(shù)據(jù)作為樣本，通過(guò)構(gòu)建聯(lián)立方程模型，同時(shí)考慮供給和需求兩方面因素，估計(jì)了聯(lián)立方程模型下中國(guó)持續(xù)順差時(shí)期出口貿(mào)易的價(jià)格和收入彈性。結(jié)果顯示：短期內(nèi)，中國(guó)出口商品的需求價(jià)格彈性為－1．156，需求收入彈性為1．044；長(zhǎng)期看，中國(guó)出口商品的長(zhǎng)期需求價(jià)格彈性為－3．803，長(zhǎng)期需求收入彈性為3．434。估計(jì)結(jié)果表明，出口商品價(jià)格的提高、我國(guó)長(zhǎng)期對(duì)其維持順差的六個(gè)國(guó)家收入的降低會(huì)減少我國(guó)出口商品的收益，這對(duì)影響我國(guó)商品貿(mào)易的人民幣匯率、出口退稅等政策調(diào)整具有重要的參考價(jià)值。

出口價(jià)格彈性；出口收入彈性；聯(lián)立方程模型；順差

我國(guó)商品貿(mào)易自1994年至今已連續(xù)20年保持順差，2005年突破一千億美元之后直至2008年，商品貿(mào)易順差實(shí)現(xiàn)了前所未有的規(guī)模遞增。2008年全球金融危機(jī)之后的幾年來(lái)，商品貿(mào)易順差仍然維持在2500億美元左右，2012年更是恢復(fù)到危機(jī)前水平，達(dá)3216億美元。近幾年，隨著國(guó)內(nèi)特別是沿海地區(qū)加工制造業(yè)生產(chǎn)成本上升、美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家“再工業(yè)化”戰(zhàn)略的啟動(dòng)，國(guó)內(nèi)關(guān)于我國(guó)商品貿(mào)易順差可持續(xù)與否的討論再次成為熱點(diǎn)之一。我國(guó)商品貿(mào)易順差可持續(xù)的判斷是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)問(wèn)題，受?chē)?guó)內(nèi)供給、國(guó)外需求、國(guó)際分工模式以及國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移［1］等多方面因素的影響，而我國(guó)出口商品價(jià)格的變化及主要順差伙伴國(guó)收入對(duì)我國(guó)出口需求變動(dòng)的影響，也是其中不可忽視的一個(gè)重要方面。本文基于聯(lián)立方程模型，估計(jì)了我國(guó)持續(xù)順差時(shí)期出口貿(mào)易的價(jià)格和收入彈性。

一、文獻(xiàn)綜述

從既有的研究來(lái)看，對(duì)測(cè)度貿(mào)易彈性的定量研究方法可以歸納為三類。第一類忽略供給因素，僅從需求角度進(jìn)行研究。許多學(xué)者為了所構(gòu)建模型的簡(jiǎn)化性，通常忽略供給方面的因素，假定供給充分，僅僅從需求的角度衡量一國(guó)貿(mào)易彈性。Aziz等［2］考察中國(guó)的貿(mào)易彈性時(shí)，僅考慮需求因素，運(yùn)用單方程回歸，將外國(guó)（中國(guó)）實(shí)際需求和出口（進(jìn)口）相對(duì)價(jià)格作為解釋變量，分別得到了1995－2006年中國(guó)出口產(chǎn)品和進(jìn)口產(chǎn)品的需求價(jià)格彈性和需求收入彈性。國(guó)內(nèi)的學(xué)者對(duì)于中國(guó)貿(mào)易彈性的實(shí)證研究通常也是建立在該模型基礎(chǔ)上（厲以寧，陳彪如，張明，朱真麗等）［3－6］；或在需求模型上做出細(xì)微改動(dòng)，如曹永福［7］采用社科院世界經(jīng)濟(jì)與政治研究所研制的China_QEM模型，將把進(jìn)口和出口互相作為對(duì)方的解釋變量加入到回歸方程中，考察進(jìn)出口間的相互影響，以此來(lái)模擬中國(guó)的加工貿(mào)易的特殊情況。這些研究通常假定中國(guó)出口商品的結(jié)構(gòu)和質(zhì)量不變，以Cobb－Douglas函數(shù)為基礎(chǔ)構(gòu)建模型。后來(lái)姚枝仲等［8］考慮到了新產(chǎn)品的加入以及出口商品質(zhì)量的變化，認(rèn)為傳統(tǒng)方法計(jì)算彈性可能會(huì)被低估，采用了更一般化的CES效用函數(shù)形式，使得模型能夠反映出口商品結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的變化。上述研究所構(gòu)建和采用的計(jì)量模型均假定了一國(guó)的需求函數(shù)的具體形式，這一點(diǎn)受到了Panagariya et al的批判。作為改進(jìn)，Panagariya et al［9］的模型中并未設(shè)定特定的函數(shù)形式，而是通過(guò)消費(fèi)者效用最大化，用顯示性偏好得出一套估計(jì)方程，用其估計(jì)變量算出一國(guó)貿(mào)易的需求價(jià)格彈性、交叉價(jià)格彈性和收入價(jià)格彈性的表達(dá)式，進(jìn)而用計(jì)量的方法得到估計(jì)值。應(yīng)該說(shuō)這一研究方法的好處是沒(méi)有設(shè)定具體的函數(shù)形式，具有一般化特點(diǎn)。但其模型依然沒(méi)有考慮供給因素，具有馬歇爾—勒納條件推導(dǎo)過(guò)程中供給無(wú)限彈性的性質(zhì)。

僅從需求角度出發(fā)，忽略供給因素的研究方法簡(jiǎn)單易行。研究者之所以犧牲供給方面的信息，是因?yàn)榭剂抗┙o因素在技術(shù)上有一定的困難。如考察進(jìn)口需求彈性時(shí)，需要將世界其他國(guó)家總體作為供給方，而由于國(guó)家間生產(chǎn)技術(shù)不同，很難得到一個(gè)統(tǒng)一的供給模型；即使考察出口需求彈性時(shí)，只需要將本國(guó)作為供給方，但是出口商品價(jià)格不僅由外國(guó)需求和本國(guó)供給共同決定，還會(huì)受到國(guó)內(nèi)對(duì)于出口商品需求的影響；同時(shí)國(guó)內(nèi)的出口政策和產(chǎn)業(yè)政策的復(fù)雜性也使得衡量供給變得困難［10］。當(dāng)然，在生產(chǎn)能力過(guò)剩、且需求相對(duì)不足的時(shí)期，這樣的假定基本上是合理的。但這種方法忽略了供給方面的約束，假定供給曲線是一條平行于X軸的直線，這就傾向于高估了一國(guó)的貿(mào)易彈性。

第二類方法主要是從供給層面研究貿(mào)易彈性。Tokarick［11］從生產(chǎn)理論出發(fā)，構(gòu)建了三個(gè)部門(mén)（出口、進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)和非貿(mào)易品部門(mén)）、三種生產(chǎn)要素（勞動(dòng)、資本、中間品）的模型，運(yùn)用Hotelling引理，從GDP方程中得到出口供給方程，結(jié)合廠商利潤(rùn)最大化，進(jìn)行一系列推導(dǎo)后，得到一國(guó)出口供給彈性和進(jìn)口需求彈性的代數(shù)表達(dá)式。該方法沒(méi)有用到計(jì)量，而是直接逐年帶入數(shù)據(jù)得到結(jié)果。該方法的優(yōu)點(diǎn)是假定很少，直接從廠商理論推導(dǎo)，因而比較接近現(xiàn)實(shí)，并且還成功規(guī)避了構(gòu)建供給函數(shù)的復(fù)雜性；但缺點(diǎn)也十分明顯，由于作者采取將數(shù)據(jù)逐年代入而非計(jì)量的方法，因而得到的結(jié)果只能是離散的點(diǎn)，或者說(shuō)，只是一個(gè)事后的結(jié)果，難以對(duì)一國(guó)貿(mào)易彈性的大致區(qū)間，或者對(duì)一國(guó)的貿(mào)易彈性做前瞻性的預(yù)測(cè)。

由于價(jià)格是由供求兩方面決定，所以研究彈性的最理想的方法還是將供給與需求兩方面綜合考慮。這就是第三類方法。Goldstein等［12］開(kāi)創(chuàng)性的提出了同時(shí)考慮供給需求的方法，將價(jià)格和數(shù)量作為內(nèi)生變量，構(gòu)建一國(guó)出口商品的供給和需求方程，借助聯(lián)立方程模型（simultaneous equation model，SEM）來(lái)衡量一國(guó)的需求價(jià)格彈性和需求收入彈性，并估計(jì)了八國(guó)集團(tuán)各國(guó)的貿(mào)易彈性。后來(lái)Lundborg［13］、Riedel［10］沿用了該種方法，分別估計(jì)瑞典和香港的出口商品價(jià)格彈性。

既有對(duì)于中國(guó)貿(mào)易彈性的實(shí)證研究，基本是從需求角度考慮的單方程回歸模型。本文認(rèn)為，僅從需求角度出發(fā)，供給無(wú)限彈性的假定已不能較好符合中國(guó)的實(shí)際。自加入WTO后，國(guó)際大宗商品價(jià)格、生產(chǎn)資料價(jià)格的大幅上漲以及勞工工資的不斷上漲引發(fā)的劉易斯拐點(diǎn)效應(yīng)將愈發(fā)強(qiáng)烈。再加上中國(guó)出口企業(yè)的決策很大程度上受到出口退稅政策的影響，企業(yè)的供給決策已成為不可被忽視的因素。因此，本文將采取Goldstein等［12］提出的供給需求同時(shí)考慮的聯(lián)立方程模型，并考慮中國(guó)出口退稅的特有因素，力圖使構(gòu)建的模型更加貼近中國(guó)實(shí)際，進(jìn)而測(cè)度出持續(xù)順差時(shí)期我國(guó)的出口貿(mào)易價(jià)格和收入彈性。

二、理論模型的構(gòu)建

收入和價(jià)格是影響外國(guó)對(duì)中國(guó)出口商品需求的兩個(gè)重要方面，而國(guó)外收入和出口商品價(jià)格的一定變化會(huì)引起出口量變化多少，是衡量國(guó)家間貿(mào)易收益分配的重要工具，也是國(guó)家調(diào)整外貿(mào)產(chǎn)業(yè)、企業(yè)作出出口決策的重要依據(jù)。例如，1997年、2008年兩次全球性的金融危機(jī)對(duì)中國(guó)的外需到底造成多大的沖擊，很大程度上直接依賴于出口收入彈性和間接依賴于出口價(jià)格彈性的估計(jì)。目前關(guān)于出口商品彈性的研究主要有三類，分別是：只考慮需求面、只考慮供給面和同時(shí)考慮需求和供給。Goldstein等［12］提出了同時(shí)考慮需求和供給的方法，將價(jià)格和數(shù)量作為內(nèi)生變量，構(gòu)建一國(guó)出口商品需求和供給兩個(gè)方程，并借助聯(lián)立方程模型分別估計(jì)一國(guó)出口需求的價(jià)格和收入彈性。本文借鑒他們的方法估計(jì)我國(guó)持續(xù)順差時(shí)期的出口需求彈性。

Goldstein等［12］的方法中，假定市場(chǎng)存在調(diào)節(jié)機(jī)制，出口向著t期出口需求和上一期實(shí)際出口量之間的差調(diào)整。

當(dāng)存在過(guò)度需求時(shí)，價(jià)格由供給方?jīng)Q定，因此有：

當(dāng)存在過(guò)度供給時(shí)，價(jià)格由需求方?jīng)Q定，于是有：

ttXt－1和Pt－1分別表示t－1期實(shí)際出口量及出口價(jià)格，λ和γ表示調(diào)整系數(shù)。為方便模型推導(dǎo)，上式中所有變量均為對(duì)數(shù)形式。

1．均衡時(shí)需求

微觀經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，需求函數(shù)一般與商品價(jià)格、競(jìng)爭(zhēng)品價(jià)格及消費(fèi)者收入相關(guān)。根據(jù)前述分析，去除轉(zhuǎn)口貿(mào)易為主的香港和新加坡，中國(guó)順差比重較大的幾個(gè)貿(mào)易伙伴分別為美國(guó)、荷蘭、英國(guó)、意大利、加拿大和法國(guó)，這幾個(gè)國(guó)家的人均GDP差異不大，根據(jù)林德的需求偏好相似論，人均收入相似的國(guó)家消費(fèi)偏好相近，因此我們合理假定幾個(gè)國(guó)家需求函數(shù)相同，采用柯布－道格拉斯函數(shù)的形式：

將（5）式改寫(xiě)為對(duì)數(shù)形式并加入時(shí)間因素T，有：

其中，Xd為中國(guó)出口產(chǎn)品的需求量，P為經(jīng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后、以人民幣表示的中國(guó)出口產(chǎn)品實(shí)際價(jià)格，E為人民幣對(duì)美元匯率，Pf是經(jīng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后、以美元表示的外國(guó)進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)品實(shí)際價(jià)格，Yf為經(jīng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后外國(guó)實(shí)際人均收入，T表示時(shí)間因素。各變量除T為水平值外，其余均為對(duì)數(shù)形式。

式（6）可以看作效用最大化條件下推導(dǎo)的需求函數(shù)，因此它可以表示均衡時(shí)的市場(chǎng)需求，即式（1）和式（4）中的。

其中，Xs為中國(guó)出口產(chǎn)品的供給量，P為經(jīng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后、以人民幣表示的中國(guó)出口產(chǎn)品實(shí)際價(jià)格，PPI為中間投入品的價(jià)格，W是經(jīng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后的工人實(shí)際工資，τ代表出口退稅的平均稅率，Yd

2．均衡時(shí)供給

由完全競(jìng)爭(zhēng)廠商利潤(rùn)最大化推導(dǎo)的供給函數(shù)可以寫(xiě)作：表示中國(guó)實(shí)際人均GDP（假定出口廠商的擴(kuò)張速度與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度相同，因而用其作為反映中國(guó)生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張的代理變量）。各變量除τ為水平值外，其余均為對(duì)數(shù)形式。

式（7）可以看作利潤(rùn)最大化條件下的供給函數(shù)，因此它可以表示均衡時(shí)的市場(chǎng)供給，即式（2）和式（3）中的。

由于更符合現(xiàn)實(shí)，因此這里同時(shí)考慮過(guò)度需求和過(guò)度供給狀況。

3．過(guò)度需求

將式（6）的Xdt作為市場(chǎng)出清時(shí)的需求量帶入式（1），得到：

其中，αi＝λai；i＝0，1，2，3，4；α5＝1－λ。

為區(qū)別短期和長(zhǎng)期的貿(mào)易彈性，此處需施加一個(gè)條件。根據(jù)微觀消費(fèi)理論，借鑒Riedel［9］的方法，假定需求函數(shù)是關(guān)于價(jià)格的零次齊次函數(shù)，本國(guó)商品和外國(guó)商品價(jià)格同比例變化時(shí)出口需求不變，滿足α1＋α2＝0，在這一約束下，（8）式變?yōu)椋?/p>

（9）式中，α1和α3分別表示短期的出口需求價(jià)格及收入彈性分別表示長(zhǎng)期的出口需求價(jià)格及收入彈性。

同樣的方法考察供給，將式（7）的Xst作為市場(chǎng)出清時(shí)的供給量帶入式（2），得到：

4．過(guò)度供給

首先，供給方面，將式（7）的Xst作為市場(chǎng)出清時(shí)的供給量帶入式（3），得到：

其中，φi＝λbi；i＝0，1，2，3，4，5；φ6＝1－λ。

其次，需求方面，將式（6）的Xdt作為市場(chǎng)出清時(shí)的需求量帶入式（4），得到：

由前述需求函數(shù)是關(guān)于價(jià)格的零次齊次函數(shù)假定，即a1＋a2＝0可知，長(zhǎng)期需求的價(jià)格彈性為a1＝－a2

在本文，以上構(gòu)建了非均衡條件下中國(guó)出口商品的需求和供給方程（9）至（12）。出口商品的均衡價(jià)格和數(shù)量將由供給、需求兩方程共同決定，因此分別將（9）和（10）、（11）和（12）聯(lián)立，得到過(guò)度需求和過(guò)度供給情形下的聯(lián)立方程模型。其中，內(nèi)生變量為P和Q。在以下的實(shí)證檢驗(yàn)中，本文將使用過(guò)度需求和過(guò)度供給聯(lián)立方程模型分別估計(jì)，找到更為適合中國(guó)現(xiàn)狀的模型。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)1994年以來(lái)，我國(guó)對(duì)17個(gè)分方向（中國(guó)香港、中國(guó)臺(tái)灣、日本、韓國(guó)、新加坡、亞洲其他、英國(guó)、法國(guó)、德國(guó)、荷蘭、意大利、歐洲其他、美國(guó)、加拿大、拉丁美洲、非洲、大洋洲）貿(mào)易差額占總貿(mào)易差額的比重信息，我們確定美國(guó)、荷蘭、英國(guó)、意大利、加拿大、法國(guó)六個(gè)國(guó)家為我們研究期間的主要貿(mào)易順差伙伴國(guó)（其中順差比重較高的中國(guó)香港和新加坡主要是轉(zhuǎn)口貿(mào)易，因而在本文的分析中不予考慮）。

1．?dāng)?shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

高頻數(shù)據(jù)能提高實(shí)證檢驗(yàn)的精確度，但限于觀察期各指標(biāo)月度數(shù)據(jù)的可獲得性，這里我們使用1999年第2季度到2012年第4季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)來(lái)源如下：

P：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的出口價(jià)格指數(shù)，經(jīng)CPI指數(shù)平減（1999年2季度水平值＝100）；

X：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的季度出口額，經(jīng)CPI指數(shù)平減，利用Eviews 6．0軟件進(jìn)行季節(jié)調(diào)整（X12）；

E：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的月度名義匯率求平均；

Pf：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的六國(guó)季度CPI轉(zhuǎn)換為1999年2季度水平值＝100；

Yf：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的六國(guó)季度支出法GDP／人口數(shù)（年度），再經(jīng)CPI指數(shù)平減（1999年2季度水平值＝100）；

PPI：《統(tǒng)計(jì)年鑒》生產(chǎn)資料出廠價(jià)格指數(shù)（1999第2季度水平值＝100）；

Wage：平均季度工資，經(jīng)CPI指數(shù)平減；

τ：出口退稅額為中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的年度數(shù)據(jù)，利用Eviews6．0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)頻度轉(zhuǎn)換，變?yōu)榧径葦?shù)據(jù)；出口額由中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的月度數(shù)據(jù)，利用Eviews6．0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)頻度轉(zhuǎn)換，變?yōu)榧径葦?shù)據(jù)；

Yd：國(guó)泰安經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)的GDP季度數(shù)據(jù)，經(jīng)CPI指數(shù)平減，利用Eviews 6．0軟件進(jìn)行季節(jié)調(diào)整（X12）；

2011年和2012年，中國(guó)向美國(guó)、荷蘭、英國(guó)、意大利、法國(guó)、加拿大的出口額分別占同期向六國(guó)出口總額的約64．09%、11．23%、8．57%、5．64%、5．4%、5．06%，其他年份變化不大。因此按64%、11%、9%、6%、5%和5%的權(quán)數(shù)對(duì)六國(guó)的價(jià)格和收入指標(biāo)加權(quán)。

2．實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

考慮聯(lián)立方程誤差項(xiàng)可能存在跨方程相關(guān)，且兩個(gè)方程右端均含有內(nèi)生變量，因而選擇三階段最小二乘法（3SLS）進(jìn)行估計(jì)，Eviews 6．0的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

過(guò)度需求模型中，P值表明α1＋α2＝0條件通過(guò)檢驗(yàn)。短期內(nèi)，中國(guó)出口商品的需求價(jià)格彈性為－1．156，即中國(guó)出口商品相對(duì)價(jià)格上升1%，出口數(shù)量平均下降1．156%；中國(guó)出口商品的需求收入彈性為1．044，即中國(guó)對(duì)其主要保持順差的六國(guó)收入增加1%，中國(guó)出口數(shù)量平均上升1．044%。短期內(nèi)，價(jià)格彈性絕對(duì)值大于收入彈性。長(zhǎng)期看，調(diào)整系數(shù)λ＝1－α5＝1－0．696＝0．304，則中國(guó)出口商品的長(zhǎng)期需求價(jià)格彈性為即長(zhǎng)期中國(guó)出口商品相對(duì)價(jià)格上升1%，出口數(shù)量平均下降3．803%；中國(guó)出口商品的長(zhǎng)期需求收入彈性為即六國(guó)收入平均增加1%，中國(guó)出口數(shù)量平均上升3．434%。

卡方檢驗(yàn)δ2＋δ5＝1，卡方統(tǒng)計(jì)量的值為0．357，P為0．55＞0．1，沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，可見(jiàn)過(guò)度供給模型對(duì)所研究的期間、出口對(duì)象并不十分適用。但是，過(guò)度供給情況下中國(guó)的長(zhǎng)期出口彈性仍有參考價(jià)值，所以在此一并計(jì)算。中國(guó)出口商品對(duì)六國(guó)的需求價(jià)格彈性為＝－5．414，長(zhǎng)期需求收入彈性為－

表1 聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果

四、簡(jiǎn)要結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建聯(lián)立方程模型，同時(shí)考慮供給和需求兩方面因素，用1999年第2季度到2012年第4季度的數(shù)據(jù)作為樣本，估計(jì)了聯(lián)立方程模型下中國(guó)持續(xù)順差時(shí)期出口貿(mào)易的價(jià)格和收入彈性。聯(lián)立方程的結(jié)果顯示，短期內(nèi)，中國(guó)出口商品的需求價(jià)格彈性為－1．156，需求收入彈性為1．044。長(zhǎng)期看，中國(guó)出口商品的長(zhǎng)期需求價(jià)格彈性為－3．803，長(zhǎng)期需求收入彈性為3．434。

首先，出口需求價(jià)格彈性的絕對(duì)值大于1，說(shuō)明出口商品價(jià)格的提高會(huì)減少我國(guó)出口商品的收益，這可能是由出口商品的技術(shù)含量不高導(dǎo)致。進(jìn)一步引申到貿(mào)易政策上，當(dāng)人民幣升值1%，出口商品在國(guó)際市場(chǎng)上價(jià)格增加1%，但由此引起的數(shù)量減少大于1%，這表明人民幣的升值將會(huì)對(duì)中國(guó)出口帶來(lái)沖擊；而出口退稅政策會(huì)降低中國(guó)出口商品價(jià)格，因此出口退稅政策雖然減少了中國(guó)的財(cái)政收入，卻可以增加中國(guó)的出口收益。

其次，出口需求收入彈性的絕對(duì)值大于1，說(shuō)明我國(guó)長(zhǎng)期對(duì)其維持順差的六個(gè)國(guó)家收入的降低會(huì)減少我國(guó)出口商品的收益。但同時(shí)短期收入彈性的值大于1的程度并不高，因而在經(jīng)歷了2008年全球金融危機(jī)后，隨著美國(guó)、荷蘭、英國(guó)、意大利、法國(guó)、加拿大等國(guó)經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇，我國(guó)出口貿(mào)易和順差規(guī)模迅速恢復(fù)。

再次，長(zhǎng)期彈性的絕對(duì)值均大于短期彈性的絕對(duì)值也符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本邏輯：當(dāng)中國(guó)出口品價(jià)格上升時(shí)，外國(guó)消費(fèi)者會(huì)或通過(guò)改變習(xí)慣、或?qū)で髞?lái)自其他國(guó)家的替代品，導(dǎo)致中國(guó)出口品的長(zhǎng)期需求價(jià)格彈性比短期需求價(jià)格彈性大。而對(duì)于長(zhǎng)期收入彈性大于短期收入彈性的解釋是由于性價(jià)比的原因，中國(guó)出口品在國(guó)際市場(chǎng)上依然具有長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)力。

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An Estimation of China Export Price and Income Elasticity during Its Persistent Surplus Period——Based on a Simultaneous Equations M odel Analysis

JU Shan
（School of International Trade，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250014，China）

China’smerchandise trade surplus has been lasting for 20 years，and the effect of exportmerchandise price and the income change of themain trade partner countries on the changes of China export demand is an important aspect for judging the sustainability of Chinamerchandise trade surplus．This paper，by taking as sample the data between the second quarter of1999 to the fourth quarter of2012 and by constructing the simultaneous equationsmodelwhile taking supply and demand into consideration，estimates via Simultaneous Equations Model China export price and income elasticity during its persistent surplus period．The results show that in the short term the demand price elasticity and the demand income elasticity are－1．156 and 1．044 respectively while in the long term they are－3．803 and 3．434 respectively．The estimation results indicate that the price increase in China exportmerchandise and the income decrease in the six trade partner countrieswill reduce the returns of China exportmerchandise，which possesses a significant reference value for China to adjust the policies concerning RMB exchange rate and export tax rebate．

export price elasticity；export income elasticity；simultaneous equationsmodel；surplus

F752

A

1008－2670（2014） 06－0045－07

（責(zé)任編輯 時(shí)明芝）

2014－07－02

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“新型貿(mào)易保護(hù)措施對(duì)中國(guó)企業(yè)出口行為的影響與對(duì)策體系研究”（71303134）；遼寧省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目“遼寧企業(yè)向拉美、非洲新興地區(qū)投資問(wèn)題研究”（L12BJY019）。

鞠姍，女，山東文登人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院副教授，研究方向：國(guó)際貿(mào)易、開(kāi)放宏觀經(jīng)濟(jì)。