我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性测算

我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性测算 摘要:本文基于1998―2012年我国双边贸易数据和细分行业数据，对我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行了测算，结果发现，我国进口价格弹性为-0.30，出口价格弹性为0.48，说明马歇尔―勒纳条件不成立。无论是国别层面还是行业层面，出口价格弹性大于进口价格弹性，这主要是由于我国进口以原材料等资源类商品为主，而出口则以制成品为主;进出口收入弹性大于价格弹性，说明我国贸易顺差主要是经济增长的结果，汇率只是次要因素。 关键词:马歇尔―勒纳条件;价格弹性;收入弹性 中图分类号:F742文献标识码:A 文章编号:1000-176X(2014)06-0092-07 我国的对外贸易发展迅猛，出口总额和贸易总额在2012年跃居世界第一，贸易顺差稳步增长，人民币升值压力也越来越大。尽管2005年启动的新一轮汇率改革使人民币兑美元已累计升值24%以上，但贸易顺差却并未因此而扭转。那么，人民币升值能否改善我国持续的双顺差情况,进出口不同行业受到人民币升值影响的程度又有何差别,基于此，本文从国别层面和行业层面对我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行了测算。 一、文献回顾 关于进出口弹性方面的研究相当丰富，多数以价格弹性为切入点，探讨马歇尔―勒纳条件(简称M-L条件)是否成立，即贬值能否改善国际收支。Baldwin和Krugman[1]研究发现，在1985―1987年间，美元贬值并未改善美国的赤字状况，反而引起赤字持续增加。Backus[2]将短期分析与长期分析相结合，认为汇率变动只能缓和但不能真正解决日美贸易失衡。Boyd等[3]以8个OECD国家为研究对象，发现其中5个国家满足M-L条件，即本币贬值能够增加出口、减少进口。Olugbenga[4]的研究也得出了相近的结论。Liew等[5]对1986―1999年间的亚洲五国和日本进行了实证检验发现，菲律宾、泰国、马来西亚和新加坡在本币贬值时，对日贸易状况恶化。Irandoust和Parmler[6]以瑞典及其八个贸易伙伴的双边贸易状况为研究对象，采用面板协整方法进行了检验，结果发现瑞典对其中两国的贸易符合M-L条件。Kwack等[7]则利用1994―2003年的数据估计了亚洲一些国家或地区进出口贸易的价格弹性，发现其数值在1.05―3.10之间。 对于我国进出口弹性的研究，国内学者也进行了大量的努力。厉以宁[8]利用1970―1983年的数据，得出我国的进出口弹性分别为0.69和0.05，显然不符合M-L条件;殷德生[9]以1990―2004年的数据测算出我国进口价格弹性为-0.57，而出口价格弹性为0.01，也不符合M-L条件;戴世宏[10]研究发现，利用人民币对日元双边实际汇率得出我国对日本的进出口弹性分别为0.30和0.63;另一方面，戴祖祥[11]的实证结果却支持M-L条件，发现我国进出口弹性之和显著大于1;范金等[12]研究得出我国中长期进出口价格弹性分别为- 1.08和- 0.86;卢向前和戴国强[13]基于1994―2003年的月度数据计算得出我国进出口汇率弹性分别为1.96和-1.88;周杰琦和汪同三[14]的研究也支持M-L条件的成立，即其他条件不变时，本币贬值会促进出口、抑制进口，本币升值会抑制出口、增加进口。 尽管针对进出口弹性的研究相当丰富，但相对于价格弹性而言，收入弹性的研究较少，而且，分行业的研究也较为缺乏。为了弥补现有文献的不足，本文将进行如下改进:首先，将国别层面的双边贸易情况和行业层面的细分贸易情况综合考虑，使研究更为全面。其次，在行业层面的研究中，并未对各行业使用单一的人民币实际有效汇率和世界实际GDP，而是基于各行业的情况构造了该行业的人民币实际汇率及世界实际GDP，这更能准确反映行业差别。 二、基于国别层面的价格弹性和收入弹性测算 1.模型设定及样本选取 本文借鉴Goldstein和Kahn[15]的研究，根据不完全替代理论构建进出口模型。不完全替代理论假设:一国进出口商品与国内产品之间存在不完全替代关系。该理论以比较优势原理为基础，认为贸易国家出口具有比较优势的产品而进口没有比较优势的产品。因此，在局部均衡框架下，出口取决于双边汇率和外国收入的大小，前者反映替代效应，后者反映收入效应;进口取决于双边汇率和本国收入的大小，前者反映替代效应，后者反映收入效应。替代效应用双边实际汇率E来表示，收入效应则分别用外国GDP和本国GDP表示，因此，构建进出口方程如下: 为了 扩大样本容量，增加回归结果的可靠性，本文选取与我国贸易联系紧密的覆盖六大洲的23个国家或地区作为研究对象:分别为我国香港、印度、印度尼西亚、日本、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡、我国台湾、泰国、越南、法国、德国、意大利、荷兰、俄罗斯联邦、英国、美国、加拿大、澳大利亚、新西兰、巴西和南非。2012年，我国与这些国家或地区的出口额占总出口额的77.23%，进口额占总进口额的68.97%，进出口总额则占比73.34%，因此，样本国家和地区的选取无论是在地域分布上还是相关性上都是非常具有代表性的。考虑到在实际贸易中，某些贸易同盟会作为一个整体与我国进行贸易谈判和合作，因此，本文将样本中的欧盟和东盟分别作为单独个体进行考虑，既可以简化模型又符合现实情况，其中，欧盟地区包括法国、德国、意大利、荷兰和英国;东盟则包括印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国和越南。这样，样本数量为14个国家和地区。 考虑到数据的可得性，本文将样本时间定为1998―2012年，之所以没有选择季度数据，主要是因为在数据搜集过程中，各国季度数据的来源不一，可能造成统计口径的不同，从而影响回归结果的精确性。我国与各国或地区的双边进出口数据来自于国家统计局网站和海关总署网站;双边名义汇率数据来自于World Bank和Eurustat，其中，1998年欧元对人民币汇率通过欧盟各国货币与人民币汇率及各货币占欧元比重换算所得，东盟地区汇率根据东盟六国分别与我国双边贸易额占总额的比例作为权重，将各国货币与人民币汇率进行加权平均获得;双边实际汇率根据名义汇率×外国物价指数/本国物价指数求得，物价指数用CPI代替(2005年=100)，除我国台湾地区数据来自于各年《台湾统计年鉴》以外，各国或地区2005年不变价的GDP数据均来自World Bank，CPI数据来自于IMF2013年4月出版的《World Economic Outlook(WEO)》。欧盟和东盟的GDP是其涵盖国家的GDP之和，CPI则根据各国和地区与我国双边贸易额占比作为权重进行加权平均获得。之所以将所有数据都处理成2005年为基期，主要是由于人民币汇率改革从2005年7月开始，以此为基期可以增强数据的可比性。为了消除各数据可能存在的异方差，所有数据均进行了对数处理，实证结果基于Eviews 6.0。 2.实证检验 在进行回归分析前，要对数据进行单位根检验，以判断序列是否平稳，避免产生“伪回归”，本文利用LLC和IPS两种方法来检验面板数据单位根，检验结果说明各序列的水平值都是非平稳的，经一阶差分后均变为平稳序列，可以构建面板数据模型。根据Hausman检验结果拒绝随机效应模型，因此构建固定效应模型进行研究，它可以控制不可观测经济变量所引致的OLS估计的偏差，从而得到较准确的模型参数估计值。考虑到可能存在未观测到的因素对个别国家或地区进出口贸易产生影响，如贸易政策等，因此样本数据存在截面异方差和同期截面相关，所以在估计模型参数时，本文使用截面加权的GLS方法进行估计。 对进口方程(1)的回归结果如表1所示。 3.结果分析 总体上而言，1998―2012年间，我国的进口价格弹性为-0.30，表明人民币实际升值1.00%会引起进口增加0.30%;进口收入弹性为1.25，说明我国实际GDP增加1.00%会拉动进口增加1.25%;出口价格弹性为0.48，表明人民币实际升值1.00%将导致出口减少0.48%;出口收入弹性为1.53，表明世界实际GDP增加1.00%将带动我国出口上升1.53%。出口价格弹性大于进口价格弹性，这主要是由于进口以原材料等资源类商品为主，而出口则以纺织品、机电等制成品为主;进出口价格弹性绝对值之和小于1，说明马歇尔―勒纳条件不成立，这可以解释人民币持续升值以来我国的贸易顺差依然增长这一现实。收入弹性明显大于价格弹性，说明相对于汇率而言，我国进出口额主要取决于国内外收入水平，在2008―2009年国际金融危机时期，我国进出口增长率骤降至-16.00%和-11.20%，充分说明了收入变动对贸易的显著影响，也显示了我国出口贸易对外部经济的依赖性较强。 进口方程的回归结果显示，1998―2012年间，我国台湾的价格弹性绝对值最大，为1.05，巴西的价格弹性绝对值最小，仅为0.23，这主要是由于我国从台湾地区进口的商品中，以机电产品、光学钟表、医疗设备等为主，而从巴西进口的商品则以矿产品和植物产品为主，显然矿产品等资源类产品的价格弹性要小于机电等制成品的价格弹性。所有价 格弹性中，我国香港和俄罗斯联邦的系数符号与预期不符，说明人民币升值引起这两个地区的进口减少，这与理论相悖，其原因可能在于:首先，我国进口以投资品和原材料(如石油、铁矿石)为主，其弹性较低，受汇率变动的影响较小。其次，加工贸易进口与一般贸易进口受汇率的影响方向相反，当实际汇率升值时，国内生产成本特别是劳动力成本相对增加，在激烈的国际分工竞争环境下，劳动密集型产业的加工贸易订单逐渐向其他低成本国家转移，反映在海关统计账下，则是加工贸易进口的下降。收入弹性方面，巴西最大，为2.26，俄罗斯联邦最小，仅为0.64;我国香港的收入弹性不显著，这可能是由于我国和香港地区的大部分贸易都是转口贸易造成的。 出口方程的回归结果显示，在1998―2012年间，我国对印度出口的价格弹性最大，为 1.64，这主要是由于我国对印度出口的第一大类产品是纺织品，而对其他国家或地区的第一大类出口产品则为机电产品，纺织品的技术含量较低，比较容易受到汇率波动的影响，而对俄罗斯联邦出口的价格弹性最小，仅为0.25，说明人民币升值对我国向俄罗斯出口的影响较小。收入弹性方面，美国最大，为2.93，因此，次贷危机期间，我国对美出口急剧缩减，引起国内经济出现滑坡，这进一步反映了我国出口贸易对美国经济状况的高度依赖;新西兰的收入弹性最小，为0.89，说明相对于其他国家和地区而言，新西兰的实际GDP变化引起的我国对新西兰出口的变化最小;我国台湾的收入弹性系数不显著，这可能是由于台湾地区的数据来源与其他样本国家或地区的来源不一致造成的数据偏差所致。 在14个样本国家或地区中，加拿大、印度、东盟、日本、韩国、我国台湾和南非的进出口价格弹性绝对值之和大于1，说明我国与这些国家或地区双边贸易符合M-L条件，而与其他国家或地区的双边贸易中则不符合M-L条件，这解释了汇改以来人民币持续升值但并没有改善中美、中欧贸易顺差这一焦点问题。 进出口方程的回归结果都显示，除我国香港和台湾地区的收入弹性不显著外，其他国家或地区的收入弹性均大于价格弹性，这意味着我国的贸易顺差主要是经济增长的结果，汇率变动只是次要因素，因此，以我国存在贸易顺差而要求人民币升值的论点缺乏充分的依据。 三、基于行业层面的价格弹性和收入弹性的测算 Bahmani-Oskooee和Kara[16]指出，以集合数据分析汇率对贸易的影响时，弹性大的商品会被弹性小的商品所掩盖，从而整体上表现出对汇率变化反应不明显的特征。因此，在国别层面的基础上，本文将从行业层面对我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行进一步的测算，以避免总量数据产生的偏差。 1.模型设定及样本选取 HS分类标准 HS(The Harmonized Commodity Description and Coding System，商品名称及编码协调制度)是指在原《海关合作理事会商品分类目录(CCCN)》和《国际贸易标准分类目录(SITC)》的基础上，协调国际上多种商品分类目录而制定的一部多用途的国际贸易商品分类目录。将贸易品分为22类，本文结合SITC标准，参考相关研究分类思路，选取以下行业进行研究:农业及食品业FOOD(HS1-4类)、采矿业MIN(HS5类)、化工业CHEM(HS6-7类)、木材及造纸业WOOD(HS8-10类)、纺织业TEXT(HS11-12类)、冶金业METAL(HS15类)、电子电气业EMACH(HS16类)和机械运输业MACH(HS17-18类)。 计量模型沿用式(1)和(2)。其中，IMi，t和EXi，t分别表示t时期i行业的进口额和出口额，数据来源于中经网数据库。Ei，t表示t时期i行业的人民币实际有效汇率，为了更为准确地显示行业之间的差别，本文编制了各行业的人民币实际有效汇率，这与Campa和Goldberg[17]以单一有效汇率进行衡量的方法不同。具体而言，先根据海关统计月报中《我国对部分国家(地区)进(出)口商品类章金额统计表》的数据，得出本文所研究的8类行业与23个主要贸易伙伴的进(出)口额(这些主要贸易伙伴即为前文第二部分的23个国家或地区)，将各行业与贸易伙伴的进(出)口额月度数据汇总为年度数据，用其与每个贸易伙伴的进(出)口额占比作为该年的实际汇率权重，再用各贸易伙伴国家或地区货币对人民币的双边实际汇率进行加权平均，最终得到该行业的实际有效汇率。DGDPi，t表示t时期的国内实际GDP，与国别层面数据相同。FGDPi，t表示t时期i行业的世界实际GDP，这里本文也进行了构造，各行业的世界实际GDP以上述23个 国家或地区的实际GDP按照加权平均计算所得，权重亦为各行业我国与贸易伙伴进(出)口额的各年占比。未说明的数据来源与第二部分相同，此处不再赘述。 2.实证检验 本文利用LLC、IPS方法来检验面板数据单位根，检验结果说明各序列的水平值都是非平稳的，经一阶差分后均变为平稳序列，可以构建面板数据模型。 对进口方程的回归结果如表3所示。 3.结果分析 进口方程结果显示，各行业的进口价格弹性较小，说明我国进口的大部分产品在国内市场受可替代品的竞争有限，采矿业和冶金业的价格弹性为正，意味着当汇率升值时，这两个行业的进口反而减少，这主要是由于采矿业和冶金业的进口主要以原油、铁矿石等国际大宗资源类商品为主，属于初级产品，存在“追涨杀跌”的现象。在8个行业中，纺织业的价格弹性最大，为-0.86，而采矿业的价格弹性最小，仅为0.15，这也说明了由于我国纺织品的低价优势对进口纺织品构成激烈的竞争，而进口的原油及成品油等采矿产品则具备明显的不可替代性。收入弹性方面，电子电气业最大，为1.89，而农业及食品业最小，为1.07，说明电子产品属于提升生活质量的非必需品，而农产品则是满足基本生活需要的必需品，因此，当国内收入增加时，电子产品的进口必然增加较多。 出口方程结果显示，除纺织业外，各行业的出口价格弹性均小于1，但多数大于其进口价格弹性，说明相对于进口品在国内市场的竞争缺乏而言，出口品在国际市场的竞争却相对激烈。在8个行业中，纺织业的价格弹性最大，为1.40，这主要是由于我国出口的纺织品技术含量较低，价格优势明显，一旦出现汇率波动，出口商会受到较大影响;而农业及食品业的价格弹性最小，仅为0.20，这主要是由于农产品的必需品特性决定的。收入弹性方面，除农业及食品业外，各行业的出口收入弹性均大于其进口收入弹性，说明我国出口的依赖性较强，容易受到国外经济的影响，这与国别层面的结论一致。在8个行业中，纺织业的收入弹性最大，为3.08，说明国外需求变动对该行业出口的影响较大，这进一步体现了纺织业的低附加值特性;而农业及食品业仅为1.05的收入弹性也是其本身的必需品特性决定的。 进出口方程结果都显示，所有行业的进出口收入弹性均大于价格弹性，说明我国进出口贸易中，收入影响要大于汇率影响。 四、结论 本文基于1998―2012年我国双边贸易数据和细分行业数据测算了我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性，结果显示，我国进口价格弹性为-0.30，出口价格弹性为0.48，进出口价格弹性绝对值之和小于1，说明马歇尔―勒纳条件不成立。出口价格弹性大于进口价格弹性，这主要是由于进口以原材料等资源类商品为主，而出口则以纺织品、机电等制成品为主。进出口收入弹性分别为1.25和1.53，均大于价格弹性，说明贸易顺差主要是经济增长的结果，汇率变动只是次要因素，因此，以我国存在贸易顺差而要求人民币升值的论点缺乏充分的依据。在14个样本国家或地区中，加拿大、印度、东盟、日本、韩国、我国台湾和南非的进出口价格弹性绝对值之和大于1，说明我国与这些国家或地区双边贸易符合M-L条件，而与其他国家或地区的双边贸易中则不符合M-L条件，这解释了汇改以来人民币持续升值但并没有改善中美、中欧贸易顺差这一焦点问题。考虑到我国贸易对象较为集中，容易引起贸易摩擦，今后应在稳定亚洲、欧洲和北美洲等国家或地区的贸易关系时，积极开辟新兴市场，加强与非洲、拉丁美洲等国家或地区的贸易往来，加深不同层次的对话，以减少贸易摩擦发生的可能性。 另一方面，我国进出口贸易价格弹性和收入弹性的行业差别明显:多数行业的出口价格弹性大于其进口价格弹性，说明相对于进口品在国内市场的竞争缺乏而言，出口品在国际市场的竞争却相对激烈;出口收入弹性均大于其进口收入弹性，说明我国出口的依赖性较强，容易受到国外经济的影响，这与国别层面的结论一致;各行业的进出口收入弹性均大于价格弹性，再次印证了收入对我国进出口贸易影响的显著性。纺织业的进口价格弹性最大，而采矿业最小，说明进口纺织品在国内面临激烈的竞争，而进口的原油及成品油等矿产品则具备明显的不可替代性;纺织业的出口价格弹性也最大，这与其技术含量较低有关，一旦出现汇率波动，出口商会受到较大影响;而农业及食品业的价格弹性最小，这主要是由于农产品的必需品特性决定的。可见，优化商品结构，提升出口竞争 力是进口贸易发展的又一重点。在合理发展具有比较优势的劳动密集型产业的同时，提升资 本技术密集型产业的国际竞争力，并加快推进高新技术产业的发展，逐步完成外贸发展方式 的转型升级。 参考文献: [1]Baldwin， R.，Krugman，P.Persistent Trade Effects of Large Exchange Rate Shocks [J].Quarterly Journal of Economics，1989，104(4). [2]Backus，D.The Japanese Trade Balance: Recent History and Future Prospects [J].Japan and the World Economy，1998， 10(4). [3]Boyd，D.，Caporale，G.M.， Smith，R.Real Exchange Rate Effects on the Balance of Trade: Cointegration and the Marshall-Lerner Condition [J].International Journal of Finance & Economics，2001， 6(3). [4]Olugbenga，O.Exchange Rate and Trade Balance in East Asia: Is There a J-Curve [J].Economics Bulletin，2003， (5). [5]Liew，K.，Lim，K.，Hussain， H.Exchange Rate and Trade Balance Relationship: The Experience of ASEAN Countries[J].International Trade，2003， (7). [6]Irandoust，M.，Parmler， J.Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity: Evidence from Likelihood-Based Panel Cointegration [J].Economic Systems，2006，(7). [7]Kwack， S.Y.，Ahn，C.Y.，Lee，Y.S.，Yang，D.Y.Consistent Estimates of World Trade Elasticities and an Application to the Effects of Chinese Yuan (RMB) Appreciation [J].Journal of Asian Economics，2007，(4). [8]厉以宁.中国对外经济与国际收支研究 [M].北京: 国际文化出版公司，1991. [9]殷德生.中国贸易收支的汇率弹性与收入弹性 [J].世界经 济研究，2004，(11). [10]戴世宏.人民币汇率与中日贸易收支实证研究 [J].金融研究， 2006，(6). [11]戴祖祥.我国贸易收支的弹性分析 [J].经济研究，1997，(7). [12] 范金，王艳，梁俊伟.中国进出口价格弹性研究 [J].当代经济科学，2004，(7). [13] 卢向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响: 1994―2003 [J].经济研究，2005， (5). [14]周杰琦，汪同三.人民币实际汇率波动对我国贸易收支的影响――基于非对 称协整的实证分析[J].经济问题，2010 ，(1). [15]Goldstein，M. ，Kahn，M. Income and Price Effects in Foreign Trade[J]. Handbook of International Economics，1985， (6). [16]白仲林. 同期相关面板数据结构突变单位根检验的统计性质――中国CPI 指数平稳性的经验证据[J].统计研究，2008，(10). [16]Bahmani-Oskooee，M. ，Kara， O. Relative Responsiveness of Trade Flows to a Change in Prices and Exchange Rate[J].International Review of Applied Economics，2003，17(3). [17]Campa， J. M. ，Goldberg，L. S. Exchange Rate Pass-Through into Import Prices[J]. Review of Economics and Statistics，2005，87(4). (责任编辑:于振荣)