貨幣政策對我國貿易影響研討

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摘要:在最優跨時消費的基礎上,建立國際貨幣政策影響貿易收支的短期和長期理論模型,使用該模型對中國1979—2008年的貿易收支進行實證分析,結果表明:美元的過度發行是造成中國貿易順差的重要因素;短期內,使用人民幣升值的辦法對平衡中國貿易收支的作用較小;消費不足不能解釋中國長期的貿易收支問題,長期的貿易收支是最優跨時貿易的結果,體現出中國與其它國家貿易的互補性、互利性。

關鍵詞:貨幣政策;貿易收支;貿易順差;最優跨時貿易

一、引言

自20世紀90年代中期以來,中國貿易收支一直保持順差。中國貿易順差問題成為國內乃至全球關注的焦點。巨額的貿易順差不僅對我國經濟發展產生負面影響,而且會引起越來越多的貿易糾紛,成為我國對外貿易發展的絆腳石。在世界經濟陷入困境的2009年度,貿易保護更是集中爆發,僅美國和歐盟涉嫌中國制造的“雙反”案件就高達101起,這在世界貿易史上實屬罕見。

國內外學者對中國貿易順差問題進行了大量研究,主要體現在以下兩個方面:一是從Keynes的宏觀經濟模型出發,提出內需不足是中國貿易持續順差的根本原因,認為中國應該放棄“出口導向”的發展戰略,通過刺激內需改變經濟發展對國外需求的過分依賴;二是遵循國際收支調節的彈性理論,提出人民幣低估是中國長期保持順差的主要原因,建議通過人民幣升值調節貿易順差。這兩種觀點都有合理性,但與現實似乎不太吻合。如果內需不足相對于外需充足,那么在全球經濟危機背景下,為何外需不足我國貿易仍保持順差?如果人民幣升值可以調節,為何我國自2005年7月匯改以來,人民幣適度升值后,對外貿易仍然是順差?本文認為,中國貿易順差短期內是國際貨幣政策造成的輸入性順差,長期是最優跨時貿易的結果。

近年來,作為世界貨幣符號的美元供給量超常增長,可能是短期中國貿易順差的重要原因。長期,中國貿易順差是平衡前期貿易逆差的跨時貿易結果,體現了國與國之間跨時貿易的互利性和互補性。

基于此,本文從消費者最優跨時條件出發,建立國際貨幣政策對貿易收支影響的短期和長期模型,在理論上說明國際貨幣政策對一國貿易收支可能產生的影響。然后使用該理論模型,從實證角度分析美國相對于中國的貨幣供給量變化對中國貿易順差產生的影響。

二、文獻綜述

貨幣政策對貿易收支影響的傳導機制一直是貨幣經濟學研究的重要問題。西方經濟學經典理論一般是將貨幣政策傳導機制分為三類:利率渠道、信貸渠道和匯率渠道。由于匯率渠道從理論上直接解釋了貨幣供給影響貿易收支的途徑,因此,大多研究文獻是從匯率渠道出發,研究貨幣供給影響貿易收支。

Obstfeld等(1995)將匯率因素納入貨幣政策傳導機制研究中,分析貨幣政策通過匯率變化對貿易收支的影響;Faust等(2002)研究了貨幣政策變動對匯率的影響問題。對于我國貨幣政策對貿易收支的研究,盛朝暉(2006)認為我國的貨幣政策匯率傳導機制具有一定的被動性,貿易收支變化是匯率變動的格蘭杰原因,而匯率變動不是貿易收支變動的格蘭杰原因;趙進文等(2004)認為我國貨幣供給量對進出口影響顯著,貨幣供應量直接作用于貿易收支平衡。Zhang等(2007)認為中國貿易失衡是實體沖擊的結果,貨幣手段難以有效解決中國貿易失衡問題。Groenewold等(2007)、Zheng等(2006)都表明人民幣幣值調整對中美貿易失衡的作用不大。

從非貨幣因素考察中國貿易順差成因的研究主要體現在以下四個方面:(1)加工貿易和外商直接投資的影響。盧鋒(2006)認為貿易順差的直接原因來自于加工貿易和外商直接投資的“結盟效應”,深刻根源則是產品內分工時代背景與改革開放進程的互動關系。余永定等(2006)強調中國的貿易順差是中國長期推行吸引FDI的優惠政策,特別是加工貿易型FDI優惠政策的結果,并認為貿易順差已經成為結構性問題,無法通過宏觀政策在短期內加以糾正。張二震等(2009)認為產品內分工的快速發展是我國貿易順差的重要背景,我國快速融入國際生產網絡是貿易順差快速增長的內在原因。(2)中國廉價資源和貿易政策共同作用的結果。王晉斌等(2007)指出中國貿易順差是中國經濟的資源稟賦和對外投資、貿易政策共同作用的結果,認為貿易順差擴大是未來相當長時期內的基本態勢,不存在任何低成本快速降低貿易順差的短期措施。余蕓春(2007)認為相對較低的資源價格是形成我國貿易順差的主要原因,積極推動金融體制改革、完善要素市場是解決順差的重要途徑。(3)產能過剩和有效需求不足。張家勝等(2007)認為國內有效需求不足和國內投資過度擴張、貿易生產相對過剩與公共品供給不足以及國民儲蓄超過國內投資是中國貿易收支順差的直接原因,而人口紅利、大規模的工業化與城市化、地方政府行為扭曲、金融抑制等因素決定了中國貿易順差將在較長時期內存在。(4)從跨時貿易分析我國貿易順差的成因。趙文軍等(2008)認為中國實際資本存量高速增長和居民實際財富緩慢爬升是貿易順差快速增加的主要原因。張碧瓊(2009)認為中國與美國存在互利的跨期交易,美國逆差和中國順差,表明中美之間存在順逆差轉換關系,體現了兩國的跨期消費模式的互補性。

三、理論模型

本文的理論分析是基于Obstfeld等(1995)的理論模型。他們的分析是建立了一個價格事先確定的完全預期的兩國一般均衡的貨幣模型,指出在價格完全彈性條件下,永久性的貨幣沖擊不存在動態變化過程,世界經濟立即調整到現存財富分配下的穩定狀態。以中國貿易收支為研究對象,我們著重分析了兩國貨幣政策、匯率、世界實際利率、產品價格等因素對貿易收支的短期影響過程。

假設世界上只存在兩個國家:本國和外國,每個國家的人口假定為1。這個代表性的人口既是生產者也是消費者。作為消費者消費兩國的所有商品,作為生產者均為壟斷廠商。兩國都只生產貿易品,不存在非貿易品,每種產品被指數化為z(z∈[0,1])。假定本國壟斷廠商只生產[0,n](0

1.基于消費的購買力平價

假定不存在貿易障礙,每種商品的一價定律都是成立的。若使用ε表示名義匯率(以本幣表示外幣的價格),商品z的本幣價格為p(z),外幣價格為p*(z),則由一價定律知,p(z)=εp*(z),p*(z)=p(z)ε。本國和外國貨幣價格指數也滿足一價定律,即P=εP*,P*=Pε。

2.生產者的行為

由于商品z只能由壟斷廠商提供,所以生產者對于商品z面臨的需求就是所有消費者對于商品z的需求之和。假定本國代表性消費者對于任意商品z的需求為c(z),總消費指數為C,收入約束為Z,代表性消費者的最優化行為滿足下列條件:maxC=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1s..t∫10p(z)c(z)dz=Z求解這一最優化過程可知,本國和外國(外國同理,下同)代表性消費者對于商品z的需求分別為:c(z)=p(z)P-θC,c*(z)=p*(z)P*-θC*。商品z的需求曲線yd(z)為:yd(z)=p(z)P-θ×[C+C*]=p(z)P-θ×Cw(∵Cw=C+C*,ε=p(z)p*(z)=PP*)用y(z)和y*(z)表示本國生產者生產商品z的產出量,本國和外國總產出為:Y=∫n0y(z)dz,Y*=∫1ny*(z)dz3.消費者的預算約束假定兩國唯一可以交易的資產是用復合消費品表示的無風險的Arrow-Debreu債券,那么本國代表性消費者在時期t的預算約束用實際項表示為:Bt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中,rt為t-1期到t期的債券實際利率;Bt為國內代表性消費者從t-1期到t期持有的債券,Bt+1為t期到t+1期持有的債券;Mt-1、Mt為t期初和t期末持有的貨幣余額;Pt為t期的貨幣價格指數;pt(z)為代表性生產者生產商品z在時期t的國內價格;yt(z)為商品z在時期t的產出量；∫n0pt(z)yt(z)dz表示生產者在時期t的生產性收入;Ct為代表性消費者在t期的綜合消費額;τt表示政府在時期t的累進稅(負的累進稅表示轉移性收入,本文的分析均假定τt<0)。

4.消費者跨時最優決策

假定本國代表性消費者在時期s的消費指數為Cs,實際貨幣余額為MsPs,生產中付出的勞動的偏好為k2Y2s,主觀貼現率為β。國內消費者的跨期消費函數貼現到t期為Ut=∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2Y2s。

那么,消費者跨時最優決策為:maxy(z),M,BUt=∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2∫n0ys(z)dz2s..tBt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中:C=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1(θ>1),P=∫10p(z)1-θdz11-θ,χ、k為常數。

Bt+1,Mt,yt(z)的一階條件分別為:Ct+1=β(1+rt+1)Ct,MtPt=χCt1+it+1it+1,y1θt=1k(Cwt)1θ1Ct。定義為1+it+1=Pt+1Pt(1+rt+1),it+1為t期到t+1期本幣的名義利率。均衡的橫截性條件為limT→∞R,tt+TBt+T+1+Mt+TPt+T=0。同樣,對于外國消費者能得到類似的條件。

5.約束條件的動態化

令^Xt=dXtXt,使用Aoki(1981)的方法可以求出約束條件的動態化方程為:^Bt+1=c1^Mt-^M*t-^et+1δ[^et+1-^et]+c2^Mt+1-^M*t+1-^et+1+1δ[^et+2-^et+1]+c3^Mt+c4^Mt-1+c5^pt(h)+c6^pt+1(h)+c7^rt+c8^rt+1+c9(-^τt)+c10^Bt假定a3γ1θ1-γ1>a4時,c1=-γ1(1-θγ1-γ2a2+a3(1-1δ×γ1θ1-γ1)+a4(1+1δ)<0c2=1δ×γ1(1-θ)γ1-γ2(a3γ1θ1-γ1-a4)>0,c3=-a2(1-b1)+a3γ1θ1-γ1-a4>0c4=a2b1>0,c5=[a2+a3+(a3+a4)(1+1δ)]>0,c6=-(a3γ1θ1-γ1+a4)1δ<0c7=a1δ1+δ>0,c8=-(a3γ1θ1-γ1+a4)11+δ<0,c9=(1-a1-a2-a3-a4)>0,c10=a1>0其中:γ1、γ2表示本國和外國產品在總產出中的比重(假定γ1<γ2);δ=r為長期不變的均衡世界實際利率;ai(i=1,2,3,4)、bi(i=1,2)分別表示各分量在總量中所占比重。

6.貿易收支動態化

(1)短期貿易收支動態化模型令Bt+1表示本國在第t期末的外匯資產凈值,第t期的貿易收支余額定義為CAt=Bt+1-Bt。貿易收支的逐期變化率為CAt^=d^Bt+1-(d-1)^Bt。

令Et{^mt+1}=^Mt+1-^M*t+1-^et+1,^mt=^Mt-^M*t-^et,Et{^et+2}=^et+2,Et{^et+1}=^et+1,Et{^pt+1(h)}=^pt+1(h),Et{^rt+1}=^rt+1,則:CAt^=1Et{^mt+1}+2^mt+3^mt-1+1δEt{^et+2}+2δ-1δEt{^et+1}+3δ-2δ^et-3δ^et-1+4^Mt+5^Mt-1+6^Mt-2+7Et{^pt+1(h)}+8^pt(h)+9^pt-1(h)+10Et{^rt+1}+11^rt+12^rt-1+13c9(-^τt)+14(-^τt-1)+15^Bt+16^Bt-1(1)其中:1=dc2>0,2=dc1+(d-1)c2>0,3=-(d-1)c1<0,4=dc3<0,5=dc4+(d-1)c3>0,6=-(d-1)c4<0,7=dc6<0,8=dc5+(d-1)c6不能確定,9=-(d-1)c5<0,10=dc8<0,11=dc7+(d-1)c8不能確定,12=-(d-1)c7<0,13=dc9>0,14=-(d-1)c9<0,15=dc10>0,16=-(d-1)c10<0(2)長期貿易收支動態化模型在兩個國家中,長期一國的消費應該等于其長期的實際收入;在不存在政府支出的條件下,一國的鑄幣稅收入完全以轉移支付的形式返還給公眾,Ricardian等價定理恒成立。本國代表性的消費者的約束條件變為:B=(1+r)B+YP-C長期貿易收支動態化模型:^CAt=φ1^Ct+(1-φ1)(^Yt-^Pt)(2)綜合上述影響貿易收支的短期和長期模型,可以得出如下主要性質性質Ⅰ:短期內,國際貨幣政策對本國貿易收支的影響取決于兩國貨幣的相對供給量、相對供給量的預期以及前期的相對供給量,本國貿易順差隨著外國貨幣供給量相對增加而增加,隨著預期本國貨幣供給量相對增加而增加,隨著前期外國貨幣供給量的相對增加而減小。其最終作用的大小取決于這三種作用的總和,即1-2-3。當滿足1-2-3>0時,,本國的貿易順差是輸入性的,它完全是外國貨幣供給量的相對擴張和本國消費者最優跨時消費的結果。

性質Ⅱ:短期內,如果僅考慮本國貨幣供給量的絕對擴張,那么本國貨幣供給量的增加將會減少貿易順差,這與貨幣主義分析方法相同。

性質Ⅲ:短期內,匯率對本國貿易順差的影響不很明確。雖然當期匯率下降(本幣升值)會出現逆差,但預期的匯率下降卻能導致貿易順差。匯率對貿易收支影響的結果取決于它們之間作用的大小。

性質Ⅳ:一國的貨幣政策在長期內只會影響該國的消費價格指數,對貿易收支不會產生直接的影響,貨幣政策長期內無效。

四、對中國貿易順差的實證研究

1.模型的選擇和數據來源

根據短期貿易收支動態化模型(1),考慮計量分析的可行性,我們設定的短期模型為:^CAt=φ1Et{^mt+1}+φ2^mt+φ3^mt-1+φ4Et{^et+2}+φ5Et{^et+1}+φ6^et+φ7^Mt+φ8^Mt-1+φ9^Mt-2+φ10Et{^pt+1(h)}+φ11^pt(h)+φ12^rt+φ13(-^τt)+φ14^Bt+μt(μt~ⅡD(0,σ2))(3)由上述短期模型的分析,模型(3)的參數應該滿足下列條件:φ1>0,φ2>0,φ3<0,φ4>0,φ5>0,φ6<0,φ7<0,φ8>0,φ9<0,φ10<0,φ13>0,φ14>0,φ11,φ12的符號不確定。

根據長期貿易收支動態方程(2),考慮到我國從1994年開始的持續貿易順差,我們設定的長期模型為:^CAt=0+1(^Ct+^Pt-^Yt)+2D*(^Ct+^Pt-^Yt)+vt(vt~ⅡD(0,σ2))(4)其中:D為虛擬變量且D=0,1979—19931,1994—2008。當^Ct+^Pt>^Yt時,國內實際消費大于國內實際產出,貿易收支應該為逆差。針對中國貿易收支的實際情況,模型(4)的回歸系數滿足1>0,2<0。

由于貿易收支余額定義為CAt=Bt+1-Bt,而Bt+1表示本國在第t期末的外匯資產凈值,所以我們選擇進出口差額和國家外匯儲備代替我國持有的外匯資產凈值。中國貨幣供給量使用歷年的M2,外國表1序列ADF檢驗結果變量名檢驗類型t-統計值5%臨界值結論^Mt-^M*t-^et(c,0,4)-5.52957***-2.99806平穩^et(c,0,4)-3.99318***-2.97626平穩^Mt(c,0,5)-3.19786**-2.99806平穩^pt(h)(c,0,6)-4.73328***-2.99806平穩^rt(c,0,4)-4.45179***-2.99806平穩^τt(c,0,4)-4.74934***-2.99806平穩^Bt(c,0,4)-4.39488***-2.99806平穩^Ct+^Pt-^Yt(c,0,7)-5.12943***-2.97185平穩注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上通過檢驗。

貨幣供給量使用美國的同期貨幣供給量(M2)。本國產品價格指數使用我國工業品出廠價格指數。中國貨幣價格指數使用消費者價格指數CPI。由于模型假定τt為政府的鑄幣稅收入,使用中國政府的財政赤字近似代替。數據分別來源于歷年《中國統計年鑒》、美聯儲網站和EIU數據庫。

2.變量的平穩性檢驗

用非平穩的時間序列建立回歸模型會帶來偽回歸問題,導致用非平穩的時間序列建立的估計結果毫無意義,在進行時間序列回歸分析前須對數據做平穩性檢驗。檢驗結果顯示,這些變量都是平穩的(如表1所示)。

3.短期模型的回歸分析

對于模型(3)的回歸,本文采用逐步回歸方法?？紤]到我國自1994年以后貿易收支持續順差的事實和模型(3)本身具有滯后項的特點,回歸分析中使用的數據是1994—2008年的年度樣本數據。短期模型的實證結果、顯著性檢驗和變量的樣本期均在表2中得以體現。

表2影響中國貿易收支順差短期模型的回歸結果(1994—2008)^CAt模型Ⅰ僅考慮中美兩國相對貨幣供給量對中國貿易順差的影響。當期美國貨幣供給量相對增加1%時,中國貿易順差增加0.17個百分點;預期未來中國貨幣供給量相對增加1%,促進中國貿易順差進一步擴大到0.58個百分點;前期美國貨幣供給量相對增加1%,本期中國貿易順差將減少0.44個百分點,起到平衡中國貿易收支的作用。但這種縮小貿易順差的作用小于擴大順差的作用。

模型Ⅱ僅考慮匯率因素對中國貿易收支的影響。當期匯率下降1%,中國貿易順差減少0.40個百分點,人民幣升值在一定程度上縮減我國的貿易順差。

模型Ⅲ僅考慮中國貨幣供給量的絕對變化對貿易收支的影響。當期中國貨幣供給量的絕對變化,對貿易收支的影響不顯著;前期和前兩期中國貨幣供給量絕對增加1%,中國貿易收支分別增加0.93個百分點和降低0.61個百分點。兩者的共同作用是使得中國貿易收支增加0.32個百分點。

如果單獨選用中國產品的價格因素、世界實際利率、中國財政赤字以及中國持有的無風險外匯債券進行回歸,結果均不顯著,說明當其它因素保持不變時,這些變量不能單獨解釋中國貿易順差的問題。

因此,本文把它們加入到貨幣供給的相對變化上,形成模型Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ和Ⅶ。

模型Ⅳ考慮中美兩國貨幣供給的相對變化和預期本國產品價格變化對中國貿易順差的影響,模型Ⅴ是在模型Ⅳ的基礎上再加上世界實際利率的影響,模型Ⅵ將中美貨幣政策與中國財政政策結合起來分析中國的貿易順差,模型Ⅶ分析加入了中國持有的無風險債券對貿易順差的影響。通過表2可以觀測到,加入這些因素后并沒有改變貨幣供給量相對變化對貿易順差影響的符號,國際貨幣政策是中國貿易順差形成的一個重要原因。

此外,我們還嘗試了將其余變量加入到回歸中來,結果均不顯著。綜合看來,中國貿易順差受美國貨幣相對供給量的影響顯著,在短期內難以實現貿易收支平衡。

4.長期模型的回歸分析

模型(4)的變量通過了平穩性檢驗(具體見表1),對模型(4)進行回歸,可以得到1979—1993年的方程:^CAt=-0.05+1.84×(^Ct+^Pt-^Yt)(1.93)和1994—2008年方程:^Ct=-0.02-2.79×(^Ct+^Pt-^Yt)(14.49)(1.93)R2=0.96F=327.24DW=1.95通過上述兩個方程可以發現,1994—2008年的貿易順差恰巧可以由消費不足說明,但這種消費不足卻無法說明我國1979—1993年的大多數年份的貿易逆差問題。兩個階段符號相反的回歸系數表現出跨時消費的特點,前期的逆差和現在的順差體現了我國為平滑消費進行的最優跨時貿易特點,說明了我國與他國跨時貿易的互補性、互利性。

五、結論

本文從消費者效用最大化條件出發,構建了一個基于最優跨時貿易的兩國貨幣政策影響貿易收支的短期和長期一般模型。使用該模型對中國貿易收支進行實證分析,得出以下結論:

(1)理論上,國際貨幣政策傳導貿易收支只在短期內有效,長期內無效。短期內,國際貨幣政策對本國貿易收支影響受兩國貨幣的相對供給量(2),相對供給量的預期(1)以及前期的相對供給量(3)影響。其最終作用取決于這三種因素的總和,即1-2-3。當滿足1-2-3>0時,本國的貿易順差是輸入性的,它是外國貨幣供給量相對擴張和本國消費者最優跨時消費的結果。當外國貨幣供給量不變時,本國貨幣供給量的絕對擴張會導致本國產品價格上漲,出現貿易逆差。匯率對本國貿易順差的影響不很明確,取決于當期匯率和預期的匯率之間作用的大小。

(2)長期內,一國貿易收支的變化取決于該國實際消費和實際產出的相對變化,一國的貨幣政策只會影響該國的消費價格指數,對貿易收支不會產生直接的影響。貨幣政策長期內無效。

(3)通過對中國貿易收支的實證研究,短期內中國貿易順差表現出輸入性的特征,它與美國擴張性貨幣政策密切相關。將所有可能因素都考慮到短期模型中去,那些起顯著相反作用的變量也難以消除美國擴張性貨幣政策對中國貿易順差的影響。

(4)本文的實證結論顯示,使用人民幣升值的辦法來降低中國貿易順差的作用較小。同時,實證分析也說明消費不足只能解釋我國20世紀90年代中期以來的貿易順差,卻不能解釋在這之前的貿易逆差。使用長期模型對此進行的實證分析表明,前期的逆差和現在的順差是最優跨時貿易的結果,體現出我國和其它國家跨時貿易往來的互利性、互補性。至于為什么會選擇20世紀90年代中期作為我國跨時貿易順逆差的分水嶺,是需要進一步研究的內容。

參考文獻:

盧鋒.2006.中國國際收支雙順差現象研究:對中國外匯儲備突破萬億美元的理論思考[J].世界經濟(11):3-10.

盛朝暉.2006.中國貨幣政策傳導渠道效應分析:1994—2004[J].金融研究(7):22-29.

王晉斌,李南.2007.中國進出口貿易順差的原因、現狀及未來展望[J].經濟理論與經濟管理(11)19-25.

余永定,覃東海.2006.中國的雙順差:性質、根源和解決辦法[J].世界經濟(3):31-41.

余蕓春.2007.從資源稟賦角度看我國貿易順差[J].經濟管理(5):19-22.

張碧瓊.2009.國際資本流動與跨期消費模式:基于中美兩國跨期貿易模型的啟示[J].國際金融研究(4):64-71.

張二震,安禮偉.2009.關于貿易順差原因的理論思考[J].當代經濟管理(4):1-6.

張家勝,祁春節.2007.我國貿易順差存在的根源與發展趨勢研究[J].財經研究(8):28-40.

趙進文,高輝.2004.中國貨幣政策行為傳導的動態模型檢驗:1993—2002年的實證分析[J].南開經濟研究(3):95-102.

趙文軍,于津平.2008.中國貿易順差成因研究:基于跨時最優消費理論的實證分析[J].經濟研究(12):29-38.