汇率波动对国际收支调节的有效性分析

1、汇率波动对国际收支调节的有效性分析以我国为例的实证检验摘要：针对人民币汇率的波动能否有效调节我国国际收支的巨额顺差这一问题，笔者基于传统的MF模型，提出了符合我国实际情况的国际收支与汇率扩展的MF模型。并选取1985-2005年度数据进行Johanson协整检验，证明了模型所推导的结论，结果显示：在长期时间序列中，除了通过人民币升值外，还可以通过减少政府支出和控制外商直接投资流入量来调节我国国际收支的巨额顺差，而且调节效果将强于人民币汇率波动的调节作用。关键词：国际收支；实际有效汇率；扩展的MF模型；Johanson协整检验一、问题的提出开放经济中，国际收支均衡成为一个关注的问题。1994年以

2、来，我国的国际收支持续顺差，不仅经常项目大量贸易盈余，而且资本与金融账户也有大量盈余，造成了我国国际收支的“双顺差”现象。在国际收支“双顺差”的共同作用下，我国的外汇储备迅速增加，截止2005年年底，外汇储备已达8188.72亿美元，居世界第一位。这与我国所处的经济发展阶段极不相称。按照国际收支成长理论，一国的国际收支平衡表应该经历四个阶段：新的债务国；成熟的债务国；新的债权国；成熟的债权国。发展中国家由于资金短缺，需要引入外资发展经济，国际收支一般是逆差，因此应该处于第一至第二阶段，而我国目前的国际收支并不符合这一情况，许少强(2003)认为我国正处于第三阶段的过渡时期，1 杨柳勇(2005

3、)将之称为中国国际收支超前形式。2 我国国际收支的“双顺差”现象还成为了西方国家批评人民币汇率低估的主要依据，这对人民币汇率产生了巨大的升值压力。汇率政策作为国际收支均衡的主政策，其取向需要以汇率对国际收支影响的效果为依据，因为一国经济发展所处的阶段不同，汇率对国际收支调节的作用是有差别的。因此，人民币汇率的调整能否对我国国际收支的巨额顺差进行有效调节，成为国内外专家学者讨论与研究的热点问题。二、相关文献及评述笔者收集整理了近年来对人民币汇率和国际收支关系的研究，具有代表性的有：厉以宁(1991)利用19701983年数据研究得出，中国进出口商品的价格弹性之和小于1，马歇尔勒纳条件不能满足。3

4、 谢建国，陈漓高(2000)利用协整分析和冲击分解，发现人民币汇率贬值对中国的贸易收支并不具有显著影响，因而在中国现阶段，汇率政策并不是调节国际收支的有效手段。4 张明(2001)利用19851998年数据分析得出除了1986年和1990年我国进出口需求价格弹性之和的绝对值大于1外，其余年份的弹性均严重不足，汇率变动不能有效地调节国际收支。5 胡智，邱念坤(2006)研究发现仅依靠汇率水平的调整不能够有效地对我国目前的国际收支顺差做出调节，可以尝试通过对国内信贷数额的调整来对我国国际收支进行调节。6 以上研究的结论均是人民币汇率变动不能有效调节国际收支，但也有一些研究作出了与上述研究完全相反的

5、结论。陈华(1998)运用简单的OLS回归分析了人民币汇率变动对国际收支的影响，分别得出了人民币汇率变动对进出口贸易、资本流动都存在较大的影响。7 Chou(2000)认为，汇率变动对中国总出口、制造品出口以及燃料出口都具有长期负向影响。8 朱真丽，宁妮(2002)对19812000年数据OLS回归得出中国进出口商品的价格弹性之和为-2.71，绝对值大于1，汇率变动能够调节贸易收支。9 卢向前，戴国强(2005)对19942003年数据运用不完整替代模型的协整向量回归研究发现人民币实际汇率对进出口影响十分显著。10 马丹，许少强(2005)运用Johanson协整检验发现马歇尔勒纳条件能够满足

6、，人民币实际有效汇率的贬值能够改善中国的贸易收支。11从以上文献来看，许多专家学者研究人民币汇率和国际收支问题时，大量运用了国际收支弹性分析法进行了研究与探讨，但是弹性分析法的缺陷在于它只倾向于经常项目的个别平衡，而不是对国际收支进行整体评价。胡智，邱念坤(2006)认为虽然目前我国实行资本项目管制，但变相的资本流动日趋频繁，资本项目的不平衡对国际收支不平衡的影响程度在增强，因此如果人民币汇率水平的调整仅以调节经常项目为主要目的，可能就不能对国际收支总体的不平衡做出有效调节。6 因此他们运用货币分析法对人民币汇率与国际收支问题进行了研究。虽然货币分析法将经常项目与资本项目合并起来考察，但是货币

7、分析法仅仅考虑货币市场的均衡，忽视了极为重要的非货币资产因素的作用，也有一定的片面性。综上可知，由于研究方法的不同和选取样本区间的差别，对人民币汇率与国际收支问题的研究并没有得到一致的结论。本文试图将商品市场、货币市场与外汇市场合并考虑，经常项目与资本项目合并考虑，基于传统的蒙代尔弗莱明模型(MundellFleming模型，以下简称MF模型)，运用中国的实际情况对之进行修正，提出了利率管制条件下国际收支与汇率扩展的MF模型，并利用经济计量分析方法对该模型进行检验，定量研究汇率与国际收支之间的内在联系，得出简单的结论。三、利率管制条件下国际收支与汇率扩展的MF模型(一) 传统的MF模型MF模型

8、是由美国经济学家罗伯特·蒙代尔(Robert A. Mundell)和英国经济学家J. 马库斯·弗莱明(J. Marcus Fleming)于上世纪60年代提出的，它以ISLM模型为基础，纳入了国际收支均衡问题，研究了开放经济条件下内外均衡的现实问题。该模型可以用下面的方程简单的表示出来： (1) (2) (3) (4) (5)其中，Y为本国的总产出或总收入，D为需求函数，C，I，G，NX分别表示消费、投资、政府支出和净出口额，M/P为实际货币供给量，L为货币需求函数，i为市场利率，BT为贸易账户(其中X，N分别代表出口和进口)，Y表示主要贸易伙伴国的总产出或总收入，E为汇

9、率，K表示资本内流，BoP为国际收支。公式(1)表示商品市场均衡，公式(2)表示货币市场均衡，公式(5)是国际收支的方程。该模型不仅将一国经济的内外均衡综合考虑，而且还包括经常账户和资本账户，对国际收支的整体状况进行考虑，克服了弹性分析法和货币分析法的不足。所以，MF模型已经成为宏观经济分析的重要工具。(二) 对传统MF模型的修正张薇(1999)认为，MF模型的四个假设，即价格固定无弹性、购买力平价(PPP)不存在、静态的汇率预期和资本的不完全流动，都比较符合我国经济的现实状况。12 但是目前在我国仍然存在很多不满足MF模型的假设条件：首先，我国的利率市场化程度很低，存在着严格的利率管制，包括

10、存贷款利率在内的大多数利率仍然由货币当局直接制定，因此我国的利率是由央行完全控制的管制利率，货币市场的均衡是被动实现的。其次，我国的人民币在资本项目下仍不可自由兑换，资本的跨国流动仍受到严格的管制，但是这一管制仍然存在漏洞，国际收支平衡表中错误与遗漏项便是有力的证明，因此，我们将对资本账户的管制定义为部分管制。再次，由于发展中国家资金短缺，在经济发展中的普遍做法是引进外资，我国也不例外，所以外国直接投资必然对我国的投资水平和资本项目都有较大的影响，这在传统MF模型中也未加以考虑。鉴于以上分析，为了研究我国特定条件下的国际收支，就要对传统的MF模型进行修正，因此我们提出了利率管制条件下国际收支与

11、汇率扩展的MF模型。利率管制条件下国际收支与汇率扩展的MF模型的前提假设有：(1)开放经济条件下经常账户开放、资本账户部分管制；(2)国内利率受到管制，国内货币、证券资产无法充分替代；(3)外国直接投资对国内投资水平和资本账户有较大影响。基于这些前提假设，利率管制条件下国际收支与汇率扩展的MF模型可以表示为： (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)其中，F为外国直接投资，为管制利率(用以区别传统MF模型中的市场利率i)，取决于政府决定，由于政府管制利率往往低于国内市场出清利率，因此有，即利率管制下货币的供给量小于货币需求量，为资本账户部分管制下的资本内流，其余变量均与传统MF模

12、型相同。对方程(1)、(2)进行微分，得到： (8)我们令，并且假定，本国进口与本国总产出或总产出成正相关关系，本国出口与贸易伙伴国的总产出或总收入成正相关关系，则有：，其中，为税率。对公式(8)化简得到： (9)其中，由于，所以。对方程(5)、 (6)和 (7)进行微分，得到： (10)我们令，则有，。对公式(10)进行化简得到： (11)将公式(9)和公式 (11)联合考虑，解得内部、外部共同均衡的条件为 (12)再将公式(12)代入到公式(11)，我们可以得到利率管制条件下国际收支与汇率扩展的MF模型： (13)从公式(13)可知，在扩展的MF模型中，国际收支主要取决于我国的总产出或总收

13、入、贸易伙伴国的总产出或总收入、人民币汇率、政府支出和外国直接投资。并且我们可以得到国际收支与各变量之间的关系：，所以国际收支与我国的总产出或总收入为负相关关系，与贸易伙伴国的总产出或总收入为正相关关系，与人民币汇率为正相关关系，与政府支出为正相关关系，与外国直接投资为正相关关系。四、实证检验(一)模型建立与数据选择为了检验利率管制条件下国际收支与汇率扩展的MF模型所推导的结论，由公式(13)我们可以建立计量经济模型：，其中BoP为我国国际收支的差额，GDP为我国的国内生产总值，GDP为贸易伙伴国的国内生产总值，REER为人民币实际有效汇率，GE为我国政府支出，FDI为实际利用的外商直接投资额

14、。由于我国最大的贸易伙伴国是美国和日本，为简化起见，假定其他贸易伙伴国对我国的影响包含在误差项内，这样可以将GDP进一步分解为GDPA和GDPJ，模型相应变为：。选取19852005年的数据作为样本区间，其中我国国际收支差额的数据来自于国家外汇管理局网站，我国GDP和FDI数据来自于中国统计年鉴各期，我国政府支出数据来自于财政部网站，人民币实际有效汇率数据来自于网站：160&show=all，美国和日本GDP数据分别来自于网站：w_a1.htm； an/index.htm。在计量分析过程中我们发现变量之间数本文实际有效汇率采用指数倒数的形式，指数数值上升表示本国货币贬值，并统一取199

15、4年为基期。选取以1985年开始是因为在这之前我国还没有国际收支方面的数据统计。值相差巨大，所以对所有变量取其自然对数，以便消除异方差，因此模型进一步改写为：。(二)实证检验由于大多数时间序列数据都是不平稳的，对非平稳数据进行回归可能导致谬误的结果，Granger和Newbold(1974)将这一现象称为伪回归13。因此，本文采用了协整检验的方法对上述时间序列进行分析，协整检验的思想在于：如果两个或多个时间序列变量是非平稳的，但是如果它们的同阶差分变量是平稳的，那么这些非平稳的时间序列变量之间可能存在长期的关系。一种用于检验多个协整关系的方法由Soren Johanson于1991年和1995

16、年提出和完善的，被称为Johanson协整检验。由于只有相同单整阶数的变量之间才有可能存在协整关系，所以，在协整检验之前我们必须对各变量进行平稳性检验，本文采用的是ADF(Augmentde DickerFuller)检验，检验结果见表1。表1 变量平稳性检验结果序列 ADF检验值 1%的临界值 5%的临界值LnBoP 1.016(0,0,0) -2.686 -1.959LnBoP -3.162(0,0,0) -2.692 -1.960LnGDP -0.148(C,0,2) -3.857 -3.040LnGDP -4.857(C,0,6) -4.058 -3.120LnGDPA -1.011(

17、C,0,3) -3.877 -3.052LnGDPA -4.180(C,0,2) -3.877 -3.052LnGDPJ 0.483(0,0,1) -2.692 -1.960LnGDPJ -3.738(C,0,4) -3.959 -3.081LnREER -0.106(0,0,2) -2.700 -1.961LnREER -3.197(0,0,1) -2.700 -1.961LnGE -2.098(C,T,2) -4.572 -3.691LnGE -3.214(C,0,1) -3.857 -3.040LnFDI 0.374(0,0,3) -2.708 -1.963LnFDI -6.816(C,

18、T,5) -4.800 -3.791注：1. ()表示在1%(5%)的显著性水平上拒绝序列非平稳的原假设。 2.第二列括号中三个字符分别表示单位根检验中是否包含截距项、时间趋势项，以及包含的滞后阶数，0表示不包含截距项或时间趋势项，滞后阶数基于SC信息准则给出。表1的检验结果显示，LnBoP、LnGDP、LnGDPA、LnGDPJ、LnREER、LnGE和LnFDI的ADF统计值均大于对应的5%的临界值，表明各变量都是非平稳序列，存在单位根。经过一阶差分后，LnBoP、LnGDP、LnGDPA、LnREER、和LnFDI的ADF统计值均小于各自1%的临界值，LnGDPJ和LnGE的ADF统计值

19、均小于各自5%的临界值，拒绝原假设，不存在单位根，各变量的一阶差分变量都是平稳序列。所以各变量都为1阶非平稳单整序列，即I(1)过程，我们可以利用Johanson协整检验来考察这些变量的协整关系，检验结果见表2。Johanson协整检验结果显示，在5%的显著性水平上，国际收支差额与我国GDP、美国GDP、日本GDP、人民币实际有效汇率、政府支出和FDI之间存在长期的协整关系， 其中，国际收支差额有些年份为负数，为了避免负数取对数无意义，我们统一加上3000，再取其自然对数。协整方程由表3给出。表2 Johanson协整检验结果（以迹检验统计量为例）特征值 迹检验统计量 5%的临界值 零假设 P

20、值0.981 260.237 125.615 不存在协整关系 0.0000.951 180.829 95.754 至多存在一个协整关系 0.0000.900 120.491 69.819 至多存在两个协整关系 0.0000.852 74.369 47.856 至多存在三个协整关系 0.0000.674 36.151 29.797 至多存在四个协整关系 0.0080.446 13.717 15.495 至多存在五个协整关系 0.0910.091 1.897 3.841 至多存在六个协整关系 0.168注：1.表示在5%的显著性水平上拒绝变量间不存在协整关系的原假设。2.在上述协整分析中有截距项，

21、没有时间趋势项。表3 协整方程的系数 LnBoP LnGDP LnGDPA LnGDPJ LnREER LnGE LnFDI1.000 -3.347 2.511 0.298 0.528 1.044 0.319 (0.526) (1.919) (1.136) (0.375) (0.633) (0.169) 系数 -4.021 0.876 0.137 0.376 9.146 0.456似然率(Likelihood)：220.174注：系数下面括号中的数字为标准误。1.044，与国际收支差额成正相关关系，表明政府支出每增加1%将导致我国国际收支顺差扩大1.044%；FDI的系数为0.319，与国际收

22、支差额成正相关关系，表明FDI每增加1%将导致我国国际收支顺差扩大0.319%。根据以上分析，我国19852005年的样本检验结果，符合利率管制条件下国际收支与汇率扩展的MF模型所推导的结论。(三)进一步的探讨与分析在解释了检验结果中各系数的经济涵义之后，我们进一步对各系数的重要性作一比较。但是在一个标准的估计方程中，不可能只看不同系数的大小来断定解释变量的重要性，也不可能断定具有最大系数的解释变量就最重要。所以表3中系数的大小并不能确切的表示各解释变量对国际收支影响程度的大小，一种有效的调整方法是对各解释变量的系数检验结果显示，各变量之间存在六个协整方程，这里以第一个标准的协整方程为例。进行

23、标准化，新的系数是：，j=1,k其中为自变量的样本标准差，为解释变量的样本标准差，为原方程的系数，被称为系数(beta coefficients)。通过将原系数标准化后，我们不是在以自变量或解释变量的原有单位来度量其影响，而是以标准差为单位，比较由此得到的系数就更加有说服力。 系数计算结果在表3中已经给出，可以看出我国政府支出的系数在所有变量中最大，对我国国际收支的影响程度最强，说明我们可以通过减少政府支出来有效地调节国际收支的巨额顺差，而且效果最好。除各国GDP以外，外商直接投资的系数仅次于政府支出，说明我们还可以通过控制外商直接投资的流入量来调节国际收支；人民币实际有效汇率的系数最小，说明

24、人民币汇率的波动也能够调节我国国际收支，但效果最差。这里需要特别强调的是，从短期来看，政府支出与国际收支可能是负相关关系，因为减少政府支出通过乘数效应减少国民收入，社会总需求下降，国内物价降低，从而刺激出口，使得国际收支中的经常项目出现顺差。但是，本文所使用的Johanson 协整检验是一种检验变量之间是否存在长期均衡关系的方法，所以本文考察的是政府支出与国际收支的长期关系，而并非短期关系。从扩展的MF模型所推导的结论和实证检验的结果来看，政府支出与国际收支成正相关关系，陈雨露(2000)认为在长期中持续增加政府支出，会使得国内投资环境改善，从而使得更多的外商直接投资涌进国内，抵消短期内政府支

25、出增加出现的经常项目的逆差，使得国际收支表现为顺差14。我国国际收支平衡表中资本和金融账户的大量盈余进一步证实了本文的推论。五、简单的结论与政策建议本文针对人民币汇率的波动能否有效调节我国国际收支的巨额顺差这一问题，从传统MF模型的角度，综合考虑国内外市场的均衡，综合考虑经常账户和资本账户，提出了利率管制条件下的国际收支与汇率扩展的MF模型，从模型中我们得出国际收支差额主要取决于我国国内生产总值、主要贸易伙伴国的国内生产总值、人民币实际有效汇率、政府支出和外商直接投资。笔者选取了19852005年数据对模型所推导的结论进行实证检验，通过Johanson 协整检验，发现国际收支差额与各变量之间存

26、在长期稳定的协整关系，而且结果均符合模型所推导的结论。计量分析结果表明：在长期时间序列中，我国国际收支顺差与人民币实际有效汇率成正相关关系，说明我们可以通过人民币升值来调节我国国际收支的巨额顺差，但效果较差；政府支出和外商直接投资与我国国际收支顺差也都成正相关关系，说明我们还可以通过减少政府支出或控制外商直接投资流入量来调节我国国际收支的巨额顺差，而且调节效果将强于人民币汇率波动的调节作用。参考文献:1许少强.从国际收支成长理论析人民币汇率调控J.复旦学报(社会科学版),2003(6):83-882杨柳勇.国际收支结构研究：理论模式、国际比较及对中国现实的分析M.中国金融出版社,北京,2003

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