國民收入和匯率變動對中日貿(mào)易的影響

王浩宇

摘 要：日本施行超量化寬松貨幣政策、中國出口貿(mào)易需要更多研究。本文選取2008—2019年中日實際GDP月度數(shù)據(jù)和實際匯率作為解釋變量，實證得到中國對日本進口彈性系數(shù)為0.6769，出口彈性系數(shù)為0.3125，中國進出口彈性之和近似于1，結論為日本的超量化寬松貨幣政策并不能達到改善日本貿(mào)易收支的預期效果。最后本文建議優(yōu)化進出口貿(mào)易結構，加強國際資本的流入監(jiān)管，拓展多元化的貿(mào)易維度，以抵御不確定因素對我國貿(mào)易所產(chǎn)生的不利影響。

關鍵詞：貿(mào)易收支? 實際匯率? 國民收入? 彈性分析

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2020）08（b）--02

中國對日貿(mào)易長期處于逆差狀態(tài)，且在2012年之后中日逆差額不斷擴大。2019年中國GDP總量達99.09萬億元、日本GDP總量達35.09萬億元，分列世界第二、第三位（來自國際貨幣基金組織官網(wǎng)https：//www.imf.org/external/datamapper/datasets/），兩國經(jīng)濟體量大，地理位置毗鄰，優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)互補，貿(mào)易往來頻繁——中國是日本的第一大貿(mào)易伙伴，日本是中國第三大貿(mào)易伙伴（來自國家統(tǒng)計局http：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm？cn=C01），所以從定性和定量的角度，研究中日貿(mào)易收支變動的影響因素具有一定意義，而國民收入和匯率變動是影響貿(mào)易額的重要因素，本文對影響貿(mào)易額的國民收入和匯率變動因素進行了理論與實證分析。

1 文獻綜述

國外方面，一些學者通過驗證馬歇爾—勒納條件，得到本幣貶值對改善貿(mào)易收支有正向效應的結論，例如Olugbenga（2003）對東南亞國家與日本和美國的貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)本幣貶值有利于擴大本國出口，從而改善貿(mào)易收支[1];然而部分學者卻持相反態(tài)度，如W.L.Chou（2000）認為本幣貶值導致的匯率波動不僅不會拉動出口，還會對出口額產(chǎn)生重大負影響。

國內(nèi)方面，姜波克（1999）研究1981—1995年中國進出口貿(mào)易與匯率的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人民幣貶值可以通過刺激出口，進而改變貿(mào)易收支[2]，支持類似觀點的還有戴國強 （2005） [3]等;然而另一些學者則認為人民幣匯率變動并不能對我國貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響，李珺（2011）做了更為全面的研究，其對東南亞經(jīng)濟體進行匯率與進出口貿(mào)易的實證研究發(fā)現(xiàn)，匯率水平的變化對一國貿(mào)易獲利的影響取決于該國的經(jīng)濟發(fā)展水平，由于財富效應和貿(mào)易效應，中等收入水平國家的貿(mào)易收支狀況對匯率變動沒有顯著性的響應，中國在處于中等收入國家行列，匯率變動并不能顯著改善國家貿(mào)易收支情況[4]。

綜上所述，由于學者們選取的研究對象往往處于不同時段、不同國家、采用的研究方法也各不相近，所以有關匯率變動是否符合馬歇爾—勒納條件的結論也不盡然相同。

2 匯率變動和國民收入對貿(mào)易影響的理論途徑

在18—19世紀的金銀復本位制下，已有匯率與貿(mào)易之間內(nèi)生性穩(wěn)定的相關理論，即“價格—鑄幣流動機制”。在開放經(jīng)濟的浮動匯率制度下，貨幣—價格機制的調(diào)整過程可以描述如圖1所示。

金本位制后，各國紛紛采取有管理的浮動匯率制度，匯率波動的不穩(wěn)定性相較于之前大幅增加，學界對匯率變動與影響更加關注，因此相關理論也逐漸完善和豐富，其中最有影響力的莫過于馬歇爾、羅賓遜和勒納等人提出的彈性理論，其核心內(nèi)容是滿足一系列假設的馬歇爾—勒納條件（the Marshall—Lerner condition）。因此本文主要驗證中日貿(mào)易的馬歇爾—勒納條件是否成立。

3 數(shù)據(jù)處理與實證研究

3.1 模型建立

本文建立的貿(mào)易影響模型如下：

其中，M，X分別表示中國對日本的實際進口額度和中國對日本的實際出口額度;CHY和JPY分別表示中國的實際GDP和日本的實際GDP，rr表示人民幣兌日元的實際匯率，采取直接標價法，ε屬于隨機擾動項。

3.2 實證研究

3.2.1 單位根檢驗

使用軟件Eviews8.0，對各變量進行ADF單位根檢驗，檢驗結果表明，原時間序列除了lnJPY_SA零階單整，為I（0）過程，其他時間序列全部非平穩(wěn)，經(jīng)過一階差分處理后，所有變量為平穩(wěn)的I（1）過程，滿足的同階單整條件，可以進行后續(xù)的協(xié)整檢驗分析。

3.2.2 協(xié)整分析

EG-ADF兩步法

（1）對于中國對日本進口函數(shù)（1），直接用OLS估計

方程的各個系數(shù)均在1%的顯著水平上不為零，得到回歸方程如下

使用EG-ADF對回歸方程的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表1。

（2）對于中國對日本出口函數(shù)（2），直接用OLS估計

方程的各個系數(shù)均在1%的顯著水平上不為零，得到回歸方程如下

使用EG-ADF對回歸方程的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表2。

4 實證結果分析與建議

4.1 模型的數(shù)據(jù)解釋與結論

國民收入方面對貿(mào)易收支的影響：就中國對日進口貿(mào)易額而言，長期看中國實際GDP對中國對日本進口額的彈性為0.35%，即中國實際GDP上升1%，會刺激中國對日本的進口額平均上升0.35%;就中國對日出口貿(mào)易額而言，日本實際GDP對中國對日本進口額的彈性為0.14%，即日本實際GDP上升1%，會刺激中國對日本的進口額平均上升0.14%。

通過實證檢驗，我們可以得到以下結論：（1）本國國民收入是影響本國進口貿(mào)易額的重要因素， 而外國的國民收入是影響本國出口貿(mào)易額的重要原因;（2）中國實際GDP對兩國貿(mào)易額的影響程度大于日本實際GDP對兩國貿(mào)易額的影響。

匯率波動方面對貿(mào)易收支的影響：中國對日本進口商品的價格（匯率）需求彈性為0.68，中國對日本出口商品的價格（匯率）需求彈性為0.31，兩者絕對值之和為0.99近似于1，并沒有顯著超過1。由于人民幣貶值和國民收入增加引起的貿(mào)易余額變動?T為，因為約等于零，所以人民幣貶值引起的中國對日本進口量增量變動與中國對日本出口量出口增量變動基本相互抵消。

通過實證檢驗，我們也可以得到以下結論：中國對日進出口彈性并不符合馬歇爾—勒納條件，人民幣貶值效應并不能很好的改善中國對日本的貿(mào)易收支。

4.2 對策建議

4.2.1 優(yōu)化對外貿(mào)易結構，提升產(chǎn)品競爭力

我國出口一直以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，其抵御貿(mào)易沖擊和市場波動的能力較低，對外貿(mào)易結構仍需完善。中國應調(diào)整對外貿(mào)易發(fā)展戰(zhàn)略，轉(zhuǎn)變貿(mào)易發(fā)展方式，增強出口產(chǎn)品的綜合競爭力，調(diào)整出口產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)品結構，努力向價值鏈附加值高的行業(yè)轉(zhuǎn)型，提升我國出口產(chǎn)品的國際競爭力。

4.2.2 加強國際資本流入監(jiān)管

當局要加強對流動資本的管理，密切關注CA和KFA賬戶，防止國外投機性資本涌入我國進行套利套匯，堅決防范系統(tǒng)性金融風險。

4.2.3 提高央行貨幣政策的調(diào)控水平

針對他國貨幣政策對我國的溢出效應，央行應持續(xù)跟蹤他國貨幣政策的方向調(diào)整、傳導機制的變化、操作工具的創(chuàng)新，并適時調(diào)整國內(nèi)相應的貨幣政策，及時采取應對措施，以降低他國貨幣政策對我國的負向沖擊。對于我國貨幣政策要加強貨幣政策傳導機制建設，充分發(fā)揮貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的導向作用。

參考文獻

Olugbenga.Exchange Rate and Trade Balance in East Asia：Is There a J-curve？ [J].Economics Bullet，In：AccessEcon，2003（05）.

姜波克.人民幣自由兌換和資本管制[M].上海：復旦大學出版社，1999.

盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響：1994—2003[J].經(jīng)濟研究，2005（05）.

李珺.匯率變動對進出口貿(mào)易的影響[D].長春：吉林大學，2011.