發布時間：2022-09-09 04:44:32
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關鍵詞:貿易條件匯率證實分析
貿易條件反映一國貿易狀況,其改善或惡化將直接導致一國實際資源的流入與流出,反映一國實際福利的變動情況。反映貨幣比價的匯率變動會對貿易條件產生直接而重要的影響,人民幣匯率的變動在一定程度上可以減少貿易摩擦,改善貿易條件。
匯率變動對貿易條件的影響
國際貿易中的貿易條件不僅包括商品或純易貨貿易條件(N),還有貿易收入條件(I)、單邊要素貿易條件(S)及雙邊要素貿易條件(D)。對發展中國家來說最重要的是貿易收入條件和單邊要素貿易條件。但由于貿易條件(N)最易計算,所以大多數經濟學文獻中使用貿易條件這一概念。在一個兩國世界中,貿易條件(N)可以表示為一國出口商品價格和該國進口商品價格的比值。而在一個具有多種貿易商品的世界中,貿易條件定義為一國出口商品價格指數與該國進口商品價格指數的比值。用Px代表出口價格指數,Pm代表進口價格指數,其計算公式為N=(Px/Pm)100。顯然用本幣或外幣衡量的進出口商品比價的貿易條件(N)與反映一國貨幣同國外貨幣比價的匯率存在著聯系。事實上,匯率的變動將不僅通過價格的變化在短期內對貿易條件產生影響,而且將會長期通過對進出口商品的數量、結構等方面的影響而對貿易條件發生作用。
匯率變動對貿易條件影響的短期靜態分析
關于匯率變動對貿易條件的影響最常被引證運用的是馬歇爾-勒納條件的彈性分析法,該方法考察的是在匯率貶值情況下貿易條件是改善還是惡化。之所以用到彈性的概念,是由于貨幣貶值同時改變了以本幣或外幣表示的進出口商品的價格,而決定貿易條件改善與否取決于出口商品本幣(外幣)上升(下降)的幅度是大于還是小于進口商品價格上升(下降)的幅度。一國貨幣貶值,該國出口商品可以保持本幣價格不變,當然也可以上升。而進口商品由于貨幣貶值導致本幣價格上升、需求下降,國外出口商為了維持一定市場份額,使得本國進口商品的外幣價格有可能下降。用ηDX、ηDM分別表示進出口需求的價格彈性,ηSX、ηSM分別表示進出口供給價格彈性,則在匯率貶值情況下有如下結論:
當ηSXηSM>ηDXηDM時,匯率貶值惡化了一國的貿易條件;
當ηSXηSM=ηDXηDM時,匯率貶值對貿易條件不起作用;
當ηSXηSM<ηDXηDM時,匯率貶值改善了一國的貿易條件。
這種彈性分析法建立在外匯市場穩定及其它條件不變前提下,是一種比較靜態的分析方法。所謂貿易條件的改善除了從分析中的彈性變化理解外,通常指的是該國出口商品價格相對于其進口商品價格有所提高,反之則為惡化。其經濟學的含義在于單位出口商品能否比原來換得更多的進口商品,若能則表明貿易條件改善,否則貿易條件惡化。匯率貶值無疑成為許多國家在一定條件下促進出口、改善貿易條件的手段。但是貿易條件提高了,也不能因此判定一國貿易狀況得以好轉。同理匯率升值在一定條件下會降低一國貿易條件,但也不能因此得出一國貿易狀況惡化的結論。其原因在于貿易條件的變化是許多對該國和世界其余國家有影響的力量共同作用的結果,僅憑單一的貿易條件的變化不能確定這些力量對該國凈福利影響的結果,這也成為匯率變動對貿易條件影響的短期靜態分析的缺陷所在。所以我們將在匯率變動的價格效應的基礎上分析其數量、結構等方面的效應,從而全面理解匯率變動對貿易收入條件、單邊要素貿易條件的影響,如此深入揭示匯率變動背后的對貿易條件的一系列作用機制。
匯率變動對貿易條件影響的長期動態分析
如前所述,匯率變動的價格效應在短期內將產生直接快速的效果。然而作為開放經濟條件下一個重要的經濟變量,匯率已成為一國調控經濟的重要目標變量,在貿易方面則不僅反映在謀求進出口量的變化上,還需考慮貿易結構、成本、福利及整體狀況等許多方面。
短期內,由于信息傳遞、反應的時滯效應,匯率變動通過價格的變化所產生的數量效應并不會立即顯現。經過一定時間的調整,這種效應才得以全面展現。考察貿易收入條件(I),其計算公式為I=(Px/PM)Qx,Px與Pm同商品貿易條件,Qx代表出口量指數,該指標意指以出口為基礎的進口量。但是單純從商品貿易條件(N)的變化上難以反映出貿易收入條件的變化,因為指標I的取值決定于N與Qx的乘積。此外,如果一國出口產業規模效益比較明顯,出口量的擴大則會引致生產成本的大幅下降,進而使出口產品價格更具競爭力,通過貿易換取了更多的國外資源,從而提高了本國的福利。但是對于大國或某種商品的主要供應國而言,其出口的增長有可能引起出口價格的大幅下降,一旦出口價格下降的幅度超過出口量增加的幅度,則貿易收入條件惡化,進而引起貧困化增長。
除匯率變動的數量效應外,由于進出口商品需求價格彈性的不同,因而匯率的變動對貿易商品的進出口量將產生不同程度的影響,加之勞動力工資及其他要素成本也因匯率的變動而發生變化,使得進出口商品的比較優勢同樣發生變化,綜合作用的結果將對進出口商品的結構產生影響。顯然這種影響因素較之不同的經濟發展階段、差異化的國內產業與對外貿易政策等決定因素而言,在一定程度上可以強化貿易商品結構調整的效果,從長期看,可能有利于本國貿易商品結構及產業結構的調整與優化,有利于提升貿易及產業競爭力。考察單邊要素貿易條件(S),其計算公式為S=(Px/Pm)Zx,Px與Pm同商品貿易條件,Zx代表出口部門的生產率指數。由于企業力圖在匯率變動的環境中降低成本、提高生產率,從而增強競爭力,由此Zx的值可以得到較大提高,即使商品貿易條件下降,但是單邊要素貿易條件依然可以上升。
以上分析表明,匯率變動對貿易條件的影響存在多方面的作用機制。在假設匯率變動而外部世界一定的條件下,這種變動的影響在短期首先通過價格效應作用于商品貿易條件,其前提必須滿足一定的彈性條件。而從較長時間來看,匯率變動的數量效應將發生作用,貿易收入條件將依賴于商品貿易條件及出口量指數而發生變化。此外,匯率變動還將因進出口商品需求價格彈性的不同、生產投入及要素成本的變化而對進出口量及商品結構產生影響,國內企業生產率同樣發生變化,進而單邊要素貿易條件可能發生變化。即使貿易條件下降,貿易收入條件和單邊要素貿易條件也可能上升。因此整體貿易狀況與福利的變化需要綜合考慮貿易條件的變化。
匯率變動對我國貿易條件影響分析
對外貿易在我國經濟增長中具有舉足輕重的地位。而人民幣匯率在較長時期內的貶值促進了我國對外貿易、尤其是出口貿易的發展。但是出口量的持續增長不僅加劇了貿易摩擦,且自身的貿易條件也面臨著惡化的危險,福利遭受損失,經濟增長也受到影響。當前人民幣匯率升值、我國貿易條件的變化等已成為經濟中的熱點問題。
依據分析,選取貿易條件為被解釋變量,其影響因素包括匯率以及匯率變動產生的數量效應以及結構成本方面的效應。此處,為簡單起見,貿易條件依據通常做法用商品貿易條件(N)代表,選取人民幣實際有效匯率說明匯率變動對貿易條件的直接作用,我國貿易出口額占世界出口額份額(XW)說明匯率變動的數量效應,國內零售價格指數(RI)說明匯率變動的成本效應,因此模型為:ψ(TOT)=(REER,XW,RI)。實證選用對數模型,依據下表所列數據,進行回歸分析檢驗,結果如下:
lnTOT=3.4939+0.1474lnREER-0.1030
lnXW+0.0959lnRI
(11.7109)(5.7788)(-2.9078)(2.1815)
R2=0.8470DW=0.6316F=36.9013
查表并對比模型參數可知,該模型通過統計及計量經濟學檢驗。從經濟學意義來看,人民幣實際有效匯率每變動1%,貿易條件同向變動0.1474%;出口額占世界出口總額份額每變動1%,貿易條件反向變動0.1030%;國內商品零售價格指數每變動1%,貿易條件同向變動0.0959%。由此可見,人民幣實際有效匯率的變動較變量XW與RI變動對貿易條件的影響更大,說明匯率變動對貿易條件的直接作用是顯著的,而匯率變動的數量效應與成本效應則由于機制傳遞、調整及其他因素的制約與影響效果則較弱。其中XW與貿易條件的反向變動說明當出口量增大時,我國的貿易條件是惡化的。而人民幣實際有效匯率指數增加即人民幣升值時,貿易條件得以改善,反之則惡化。
通過以上分析,得出如下結論:
對貿易條件的理解不能僅局限于一般商品貿易條件。對于發展中國家而言,貿易收入條件與單邊要素貿易條件非常重要,只有綜合考慮多重貿易條件的綜合效果,才能較為全面的判定一國貿易條件及貿易整體狀況的變化情況。
匯率變動對于貿易條件的影響并非僅是直接單一的作用機制,而是多方面的,包括在價格上的直接反映與作用以及由于價格信號而導致的數量、成本、結構等方面的變化,這些變化從表面上看是價格連鎖作用,但是從長期考察卻對經濟發展產生了質的影響,從而在功能上改變或提升了經濟實力,因而將進一步推動一國貿易條件的改善與好轉。其有益的啟示在于,由于存在諸多的前提與限制條件,因此探討匯率變動對貿易條件的影響不能僅停留在短期靜態上,需要從長期動態的角度進行全面的考察,同時需要注意分析的范圍和條件,由此即使匯率調整在短期內可能造成貿易條件的惡化,但從經濟發展長期看有可能是有利的。
論文摘要:我國對外貿易規模不斷擴大,但貿易條件卻出現了惡化趨勢,本文系統闡釋了影響我國貿易條件的因素。
貿易條件是指一國或一個地區出口價格與進口價格之比,是反映其在國際 市場 中競爭實力或競爭地位的指標, 經濟 學 含義是每單位出口商品能夠換回的進口商品數量。貿易條件也是衡量一個地區一定時期內出口盈利能力的重要指標。在當前全球 金融 危機 的背景下,我國的貿易條件也將發生一系列變化,分析其關鍵影響因素,進而提出應對策略顯得尤為必要。
經濟增長對貿易條件的影響
我國是貿易大國,經濟增長對貿易條件的影響是顯著的。雖然我國目前還不完全是國際市場價格的影響者和制定者,但也絕對不是市場價格的接受者,因而我國的經濟增長應該會對貿易條件產生影響。我國進口產品的需求收入彈性都比較高,主要側重于關鍵設備、短缺能源以及原 材料 等。隨著我國國民收入的增加和自主創新能力的增強,尤其是在當前擴大內需的政策推動下,對進口商品的總需求將會不斷減少,未來的貿易條件會得到改善。
產業結構對貿易條件的影響
從根本上說,一國的進出口商品結構是建立在本國產業結構的基礎之上的,產業結構的狀況決定了進出口商品結構層次的高低。在一國的經濟發展進程中,產業結構具有隨著各種影響因素的變化逐漸升級的趨勢,這必然會使一國的進出口商品結構發生同樣的變化趨勢。我國已經完成了出口商品結構從初級產品為主向以制成品為主的轉變,但貿易條件卻沒有得到改善,這與我國出口商品加工程度低、粗加工比重大、附加值低、質量不高、在國際市場上處于較低價位水平是分不開的。這說明,加快產業結構調整,提高我國出口商品的技術含量是改善我國貿易條件的重要因素。
匯率對貿易條件的影響
匯率是一國貨幣同外國貨幣交換的比價,而貿易條件是用本幣或外幣衡量的進出口商品的比價,因此本外幣比價之間的變動必然直接導致以本幣或外幣衡量的進出口商品比價的變動。理論認為,本幣升值有助于貿易條件的改善,但從我國數據來看,人民幣升值以來貿易條件仍然延續了惡化態勢。究其原因,主要是美元貶值和國際商品價格上漲部分抵消了人民幣升值效應,美元貶值推高了國際價格基準,加之供需緊張和 期貨 市場投機等因素,國際大宗商品價格快速上漲,導致我國進口價格大幅上漲,部分抵消了人民幣升值對進口價格的降低效應。
從總體上說,剔除生產 成本 上升后的出口價格仍顯著上升,說明人民幣升值確實提高了我國出口價格并有助于改善貿易條件。而且,人民幣升值以來,剔除國際價格上漲因素后的進口價格漲幅則有所下降,同時優化了我國出口結構,高附加值和定價能力較強的行業出口占比明顯增加,從而也改善貿易條件。人民幣匯率的適度升值將改善不斷惡化的貿易條件,從長遠觀點來看,我國為保障自身的 經濟 安全及利益,特別是為提高外貿效益,必須在長期內逐步改革目前的匯率政策,應該讓 市場 力量發揮主導作用,將 行政 力量作為一定的輔助手段。
fdi對貿易條件的影響
外商直接 投資 (fdi)多采用加工貿易的方式,目前,我國的加工貿易還處在相對較低的水平,主要屬于勞動密集型產品的出口,從而使得出口商品的價格難以提高。外商直接投資企業的內部采購行為使得加工貿易原料的進口價格居高不下。從總體上來看,由于fdi對我國的熟練勞動及技術人才的需求旺盛,而對非技術人才數量增加的作用偏小,因而它加大了我國收入的不平等,拉大了技工與非技工的工資差異,城鄉就業人員之間的收入差距擴大,使得我國的價格貿易條件惡化。若要從根本上改善我國的價格貿易條件,應該適當引導fdi進入我國的第一產業,使之發揮提高 農業 生產率的作用,并且要引入到資本、技術密集型部門,促進我國的出口貿易結構升級,使我國逐步完成從低檔次、低附加值的初級產品向高檔次、高附加值的產品轉變,最終提高我國的價格貿易條件。
關鍵詞:標準化;對外貿易;貿易效應;局部均衡
中圖分類號:F752.62 文獻標識碼:A 文章編號:1003-3890(2010)07-0013-06
隨著技術進步所導致的產品科技含量的增加以及貿易自由化導致的傳統貿易政策工具作用的減弱,標準化在國際貿易中的作用日益凸現出來。一方面,隨著各國的標準不斷與國際標準協調一致,標準和與之相關的技術法規等成為便利國際貿易的手段。另一方面,技術標準因為其隱蔽性強、變化快、影響面廣等特點,正逐漸成為繼配額、關稅之后的新貿易政策工具,對國際貿易的發展形成阻礙。由于中國出口貿易產品的技術標準普遍低于美、日、歐等發達國家,因此,短期內標準化對中國出口貿易的負面影響日益顯著,標準化已經成為中國產品出口的一大障礙。但從長遠角度考慮,如果企業能夠積極改進,不斷創新,那么標準化對中國的出口貿易會產生積極的促進效應。
一、標準化對中國的貿易限制效應
標準化對中國的貿易限制效應是指進口國通過提高技術標準或設置新的技術標準,從而在短期內產生減少中國貿易流量的效果,極端的情況是使這種貿易流量減少到0。標準化之所以能夠對中國出口貿易產生限制效應主要是出于兩方面的原因:一是由于進口國提高技術標準或實施新的技術標準導致中國出口成本的增加。也就是說,在進口國提高技術標準或實施新的技術標準以后,中國的產品為了達到進口國新的標準要求,不得不加大產品投入,從而直接提高了中國產品的生產成本,或者進口國海關檢驗機構在進口檢驗的過程中,人為提高檢驗標準,故意延長檢驗時間,從而限制了中國產品的出口,即使能出口也間接地提高了中國出口產品的銷售成本。中國出口的減少以及出口成本的增加都會使得中國的供給曲線上升,導致貿易限制效應的產生,如果中國的供給曲線上升足夠多,就會使中國出口量降為0。二是由于進口國實施新的標準以后,對相應的進口產品的要求是必須實施標準認證,那么,對于沒有進行標準認證的產品,進口國消費者的需求相應會下降,尤其是涉及人身安全和環保的標準認證;另外,進口國還可能利用傳媒手段對消費者偏好進行消極引導,從而使進口國消費者對中國產品的需求偏好降低、需求曲線下降,導致貿易限制效應的產生,如果需求曲線下降足夠多,就會使中國對該國的出口降為0。
(一)中國出口成本增加產生的貿易限制效應
1. 小國模型。如果中國是某一產品的出口小國,即中國是該產品的國際市場價格接受者,那么中國對國際市場價格的影響微乎其微可以忽略不計。此時分析比較簡單,只要考慮國際市場價格下中國國內市場的供求變化情況,即可知道中國出口情況的變化。
如圖1所示,S1為中國的供給曲線,De為中國的需求曲線。在進口國提高技術標準或實施新的技術標準之前,國際市場價格為P1,在此價格下,中國的國內需求量為Q2,生產量為Q1,出口量為(Q1-Q2);在進口國提高技術標準或實施新的技術標準之后,中國出口成本的增加或出口額的減少,導致中國的供給曲線會上升,從S1移動到S2的位置,由于中國是出口小國,國際市場價格仍為P1,此時中國的生產量為Q3,出口量為(Q3-Q2),小于新的標準實施以前的出口量,即(Q3-Q2)
2. 大國模型。如果中國是某一產品在國際市場的唯一出口大國。那么,中國的生產和出口對該產品的國際市場價格就具有相當大的影響力。在分析的時候我們把目光轉向進口國市場。
如圖2所示,XS為中國的出口供給曲線,MD為進口國的進口需求曲線,由于國際市場中只有一個出口大國(為了簡化起見,其他出口小國在分析時不予考慮,因為不影響分析結果),因此,中國的出口供給曲線和進口國的進口需求曲線共同決定了國際市場價格。在進口國提高技術標準或實施新的技術標準之前,中國的出口供給曲線XS和進口國的進口需求曲線MD共同決定了國際市場價格P*,此時,中國的出口量為Q*;在進口國提高技術標準或實施新的技術標準以后,中國的出口供給曲線由XS移動到XS1的位置,從而使國際市場價格從P*上升到P1,在P1的價格水平上,中國的出口量為Q1,顯然,Q1
(二)進口需求下降產生的貿易限制效應
如圖3所示,XS為中國某一產品的出口供給曲線,MD為進口國對該產品的進口需求曲線。在進口國提高技術標準或實施新的標準以前,中國的出口供給曲線XS與進口國的進口需求曲線MD相交點決定了均衡價格P*,此時中國的出口量為Q*;在進口國提高技術標準或實施新的標準并采取標準認證制度以后,如果中國該出口產品或由于主觀認識不足、或由于認證費用過高等原因而未主動申請技術標準認證,或由于進口國利用傳媒手段對消費者偏好進行消極引導,都將導致進口國對中國該進口產品的需求下降,即圖中需求曲線從MD下降到MD1,MDl與XS相交點決定了新的均衡價格為P1,此時,中國出口量下降為Q1,從而產生了貿易限制效應。如果進口國的進口需求曲線下降足夠多,如下降到圖中MD2的位置,則中國的出口量下降為0。
二、標準化對中國的貿易轉移效應
標準化對中國的貿易轉移效應是指進口國提高技術標準或實施新的標準以后,短期內會導致貿易流向發生轉移,即從中國轉移到其他出口國的效果。發生貿易轉移的原因仍然是上面所說的兩個,一是由進口國技術標準的提高或新的標準的實施,導致中國供給成本的增加,供給曲線的上升,出口量下降,下降的部分轉移到其他出口國。二是由于進口國技術標準的提高或實施新的標準并對相應進口產品采取標準認證以后,進口國消費者對中國的出口產品需求偏好降低,需求曲線下移,導致中國出口量下降,下降的部分轉移到其他出口國。下面對此進行局部均衡分析。
(一)中國出口成本增加產生的貿易轉移效應
如圖4所示,從左至右依次表示進口國對某一產品的國內市場供給需求曲線圖,進口國對中國該產品的需求曲線和中國該產品的出口供給曲線圖,進口國對第三國該產品的需求曲線和第三國該產品的出口供給曲線圖。假設進口國某產品在技術標準提高或新的標準實施以前都是從中國和第三國兩個出口國進口的,且第三國產品在標準變化前后都能滿足要求。
1. 小國模型。與上述小國模型類似,假設中國是某一產品的出口小國,其對國際市場價格的影響微乎其微,可以忽略不計。
在進口國提高技術標準或實施新的標準以前,在國際市場價格為P1時,進口國的進口量為(Q4-Q1),中國的出口量為q3,第三國的出口量為q′1,其中(Q4-Q1)=q3+q′1。在進口國提高技術標準或實施新的技術標準以后,中國若想繼續保持對進口國的出口將不得不加大產品投入,直接提高了生產成本,或者是進口國的檢驗機構在進口檢驗的過程中,提高檢驗標準,延長檢驗時間,間接地提高了中國出口產品的銷售成本,從而最終使中國的供給曲線從S1移動到S′2,此時雖然進口國對中國的需求不變,但在P1價格下中國滿足不了,中國的出口量下降為q1,與之前相比出口量減少了(q3-q1),由于中國是小國,其出口量的下降不會影響該產品的國際市場價格,由此第三國的出口量仍為q′1,中國出口量下降的部分將由其他出口國彌補,即該產品的貿易從中國轉向了其他出口國。
2. 大國模型。假設中國在國際市場中是某一產品的唯一出口大國。在進口國提高技術標準或實施新的標準以后,中國的供給曲線從S1移動到S2,出口供給量下降為q2,由于中國是該產品的出口大國,中國出口供給的下降會使該產品的國際市場價格變化從P1增加到P2,此時,進口國的進口量減少為(Q3-Q2);由于價格的上升,第三國的出口供給增加為q′2,即該產品的貿易部分從中國轉向了第三國。
(二)對中國產品需求下降產生的貿易轉移效應
如圖5所示,從左至右依次為進口國對某一產品的國內市場供給需求曲線圖,進口國對中國該產品的需求曲線和中國該產品的出口供給曲線圖,進口國對第三國該產品的需求曲線和第三國該產品的出口供給曲線圖。假設在標準變化以前進口國的進口全部由中國和第三國供給。
在進口國提高技術標準或實施新的標準之前,在價格為P1時,進口國進口量為(Q2-Q1),中國的出口量為Q3,第三國的出口量為Q′3,由于假設在標準變化以前進口國的進口全部由中國和第三國供給,因此,在P1價格水平上,Q3+Q′3=Q2-Q1。當進口國提高技術標準或實施新的標準并對相應進口產品實施標準認證,導致進口國消費者對中國未獲得相應標準認證的產品需求下降,或由于進口國利用傳媒等手段對消費者的消極引導,使得進口國消費者對中國產品需求下降,表現為圖5中進口國對中國產品的需求曲線D1下降為D2,相應地中國的出口量從Q3下降為Q4;而與此同時,第三國產品由于通過標準認證,進口國消費者對其需求上升,表現為圖5中進口國對第三國產品的需求曲線從D′1上升到D′2,相應地出口量從Q′3上升為Q′4。即貿易流量在中國和第三國間重新進行了分配,部分貿易額從中國轉向了第三國。
三、標準化對中國的貿易條件效應
標準化對中國的貿易條件效應是指進口國的標準變化導致中國貿易條件產生惡化或改善的效果。在短期內,由于進口國提高技術標準或實施新的標準,會導致中國出口貿易流量在短期內迅速減少,產生貿易條件惡化的效果。下面我們對此進行具體分析。
(一)根據貿易條件的定義的分析
在國際經濟學中,貿易條件被定義為:一定時期內一國出口1單位商品可以交換多少單位外國商品的比例,或交換比價,通常用該時期內出口價格指數與進口價格指數之比來表示,①即:Tg=PX/PM,其中Tg代表貿易條件,P代表價格,X和M代表出口和進口。根據前文的分析我們知道,當進口國提高技術標準或實施新的標準以后,會產生貿易限制效應,中國商品出口貿易流量在短期內迅速減少,被迫將原先供出口國際市場的產品更多地留在國內消費,導致國內市場供大于求,出口產品價格下跌,也就是PX會下降,結果也就導致Tg下降,即貿易條件惡化。
(二)根據提供曲線的分析
如圖6所示,OE代表進口國的提供曲線,OF1代表在進口國提高標準或實施新的標準前中國的提供曲線。OE、OF1相交于H點,此時貿易條件由OA來表示,進口國用M1的出口量來換取中國Q1的出口量。在進口國提高技術標準或實施新的標準以后,對中國出口產品產生了貿易限制效應,提供曲線向不利于中國的方向移動,如圖6中OF1移到OF2的位置,此時,貿易條件從OA變化為OB,進口國只需用M2的出口量就可以換回中國Q1的出口量,因此,產生了貿易條件惡化的效果。
四、標準化對中國的長期的貿易促進效應
(一)在長期內,中國出口企業可以進行的改革
一是從成本角度,可以適當擴大生產規模,使生產成本降到標準提高或新的標準實施以前的程度,甚至比以前更低,從而消除成本增加產生的貿易限制,促進貿易的發展。下面以小國為例作一簡單說明。
如圖7所示,中國企業的原成本曲線為AC,產量為Q1,在國際市場價格P1下獲利w,但由于進口國提供技術標準或實施新的標準導致中國短期內成本曲線上升到AC1的位置,由于規模不變,中國企業只有在P2價格以上才能獲利,而在國際市場P1價格下,中國出口企業短期會虧損,但在長期內中國企業可以通過實現規模經濟,將生產規模擴大到Q2以上,則可以實現成本的降低,重新在國際市場獲得較強的競爭力,消除成本增加產生的貿易限制,促進貿易增長。
二是從技術改進角度,企業可以加強研發,實現技術創新,達到進口國的標準要求,從而重新順利地進入進口國市場。關于這一點我們可以從修改了的波斯納(Posner)的模仿差距模型分析這一問題。波斯納(Posner)的模仿差距模型認為,技術的變動有利于出口的增加,但這種增加是隨著時間的推移而逐漸變弱的,最后隨著他國的模仿而失去出口地位,甚至走向進口,在圖8中,從A到D顯示了這種趨勢。②李春頂(2006)對波斯納的模型進行了修改,用來分析技術創新對突破TBT的作用。李春頂認為,一般來說,TBT的實施是在該商品的標準化階段,新產品不易受到TBT的影響,也就是說,TBT一般發生在圖中的CD段,短期他會使CD向左下方偏移。③而筆者認為,CD段表明即使進口國不采取限制措施,中國對其出口也會減少,采取TBT只是加速了這種趨勢,這顯然不符合現實,中國產品出口受限一般都出現在中國產品出口高峰階段。因此,筆者對此模型再次進行修改并賦予了新的思想。
在圖8中,中國產品出口量開始的時候逐漸增加(圖中AB段),并在一段時間穩定在一個高峰出口量(圖中BC段),這對進口國相關產業影響可能很大,因此,為了限制中國該產品的出口,進口國提高技術標準或實施新的標準,這在短期內會減少中國出口(圖中CD段),這時如果出口國不采取任何措施,則出口會沿著CD下降,但如果中國這時積極主動地加強研發,提高技術水平,實現技術創新,達到進口國的標準要求,則會在出口量下降到一定時間時如在E點以后出口量開始重新增加,如圖中EF所示。如此周而復始,進口國技術標準的提高反而加快了中國技術創新的速度,也增加了貿易量,也就是存在著貿易促進效應。當然,這一促進效應的發揮也是有條件的,那就是出口國要及時加快技術創新,達到進口國新的標準要求;同時,新的標準也不能過于苛刻,使中國的出口量一下變成0,那么再想創新突破也就比較困難了。
三是從滿足進口國消費者需求角度,可以考慮對于達到國外標準的相關產品實施標準認證,重新樹立進口國消費者對中國出口產品的信心,從而增加對中國產品的需求,促進中國出口的增長。
(二)標準化對中國的長期貿易促進效應的分析
如果出口國企業不能從以上幾個方面加以改進,則國外標準化水平的提高對中國企業的負面影響會長期存在,甚至會導致企業破產,但如果中國出口企業能從以上幾個方面加以考慮并努力實踐,進口國標準的提高或新的標準的實施必將在長期內產生貿易促進效應,從而促進中國出口貿易的發展,下面筆者對此進行分析。
1. 從出口供給和進口需求角度的分析。由于中國作為小國的分析比較簡單,在此以中國作為出口大國為例。
如圖9所示,在進口國標準提高或新的標準實施以前,中國的出口量為Q*,當進口國提高標準或實施新的標準,短期內中國出口供給曲線由XS上升到XS1,進口需求曲線由MQ下降到MQ1,導致中國出口減少到Q1(當然這兩條曲線不一定同時變化,但任何一個變化都會導致同樣的結果,這里為了分析的簡化需要),但長期內中國出口企業可以進行調整,使出口供給曲線回落,進口需求曲線上升,中國出口有可能恢復到標準提高以前,也有可能比以前更多,如圖9中MD2和XS2的交點決定的中國出口量Q2,此時由于出口國成本下降的幅度和進口國消費者需求上升的幅度比較大,均衡價格比標準實施以前還要高些。因此,貿易促進效應明顯。
2. 從貿易條件角度的分析。如圖10所示,該圖是在短期內貿易條件的分析圖6的基礎上的進一步分析,在長期內,由于中國技術水平的上升,一方面,中國出口的產品達到進口國的要求,使中國出口上升,中國提供曲線向有利于中國的方向發展,在圖10中表現為從OF2到OF3方向的移動;另一方面,進口國對中國產品的需求回升,并有可能超過以前的水平,這可能會導致進口價格的上升,從而使進口國的提供曲線向不利于進口國的方向發展,在圖中表現為從OE到OE1方向的移動,此時,貿易條件從OB向OC方向變化,進口國用M2的出口量只能換回中國Q2的出口量,因此,產生了貿易條件改善的效果。
注釋:
①朱鐘棣:《國際貿易教程新編》,上海財經大學出版社,1999年版,第21頁。
②尹翔碩,《國際貿易教程》,復旦大學出版社,2001年版,第105頁。
③李春頂,《技術性貿易壁壘兩重性的理論與實證研究――兼論對于我國的歧視及應對措施》,安徽大學碩士學位論文,2006年版,第15頁。
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Effect on the Standardization of Trade on China's Exports Trade
Xu Jiexiang, Zhang Rui
(International Economics and Trade School, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233041, China)
關鍵詞：巴拉薩-薩繆爾森效應 內部實際匯率 工資機制 中間變量
BS效應的一般檢驗方法
（一）國際上常用的檢驗方法
國際上通常從橫截面數據、時間序列數據或者面板數據來驗證BS效應。最早人們從橫截面數據開始，例如Balassa（1946）利用12個工業國家1955年GNP per capita 和PPP/E數據，進行二元回歸，以及用制造業人均產出指數和GNP平減指數/制造業批發價格指數所做的二元回歸。這類方法一般采用的計量模型為：PPP/E=f（Ypc）。在變量的選擇上，人們在Balassa（1964）基礎上不斷改進，如因變量有采用PPP美元表示的相對價格，自變量用名義美元表示的人均產出（David，1972，1973；Balassa，1973）。Officer（1976）采用了人均產出、勞均產出和貿易部門相對非貿易部門生產率三種變量估計生產率水平，其中第三個變量的運用尚屬首次。還有把部門相對價格當作因變量，或者用工資作為對轉型國家物價水平的變量的做法。直到現在，橫截面實證模型變化不大，基本式為PPPi/PPPmumeraire=f（Ypci/Ypcmumeraire），即把相關變量進化為對計價貨幣國的相對值。
時間序列適合于分析特定國家的情況。Hsieh（1982）在檢驗BS效應時首次使用了時間序列，相對部門生產率為自變量，設相對實際匯率（EP*/P）為因變量。Marston（1990）在Hsieh基礎上增加了一個因變量，即部門相對價格率，因為人們無法保證相對實際匯率是平穩的，引入一個部門相對價格能夠隔離冪次方問題（the power problem）。目前，標準的時間序列檢驗方法可分為二到三個步驟：第一步估計生產率和相對價格的關系，即（pNt-pTt）-（pN*t-pT*t）=f[（aTt-aNt）-（aT*t-aN*t）]；第二步再估計相對價格和實際匯率的關系，即rt=f[（pNt-pTt）-（pN*t-pT*t）]；有些情況下，不考慮外國的因素，估計內部因素是否存在BS效應，即（pNt-pTt）=f（aTt-aNt）。
隨著面板數據技術的發展，許多研究者開始使用面板數據檢驗BS，這樣能克服上述前兩種數據樣本量不足的問題，但其隱含的假設是國家間不存在異質性，否則會影響估計的科學性（Egert et al.，2005）。另外，它所得到的估計結果屬于平均水平的概念，無法用于特定國家的分析。許多對轉型經濟體BS效應的文獻采用了這種面板數據方法。王澤填和姚洋（2008）在實證部分也使用了1980-2004年148個經濟體的固定效應面板數據模型用于檢驗BS效應受農村人口比率的影響。
在估計方法上，無論對橫截面或者時間序列數據，大部分使用了OLS，在20世紀90年代早期，SUR技術比較盛行，之后Johansen協整技術成為最常用的估計手段，E/G協整出現較早而且也在使用。21世紀初以來，自回歸分布滯后技術ARDL也多有文獻使用。另外，在文獻中還有采用完全修正普通最小二乘法（FMOLS）、廣義最小二乘法（GLS）、動態最小二乘法（DOLS）、固定效應面板回歸、VAR以及非線性回歸技術等等（王相寧等，2010：Baharumshah et al.，2010）。在最近幾年的文獻中，為了克服數據的局限性，越來越多的文獻使用數值模擬技術（numerical simulation）近似地用于檢驗BS效應（如Benigno and Thoenissen，2003；Tyers etal.，2006）。
就生產率的變量選擇問題上，雖然仍存在關于平均勞動生產率還是全要素生產率之間的爭議，但從數據的可得性現實出發，把平均勞動生產率作為變量更加普遍（Tica and Druzic，2006；盧鋒，2006）。為了解決標準的BS計量模型可能出現的偏離問題，附加的解釋變量也越來越多出現在實證模型當中。Edison and Klovland（1987）放松了貿易品一價定律成立的假設，引入了貿易條件因素。Clague（1988）引入了開放度。Rogoff（1992）引入油價和政府消費。上述四個附加解釋變量代表了最重要且出現頻率最高的變量。
（二）國內常用的檢驗方法
近十多年來，關于中國的BS效應存在性討論出現了豐富的實證文獻。就方法上來看，基本上借鑒了國際通用方法但也呈現了國內特點。這些實證研究分為兩種不同思路，一種是沿著BS效應的理論邏輯對生產率和實際匯率關系做實證；另一種思路是建立多因素的實際匯率決定模型，采用某個變量表示BS效應，觀察對應估計參數是否顯著、符號與理論是否吻合。后一種思路最具代表性的文獻就是對人民幣均衡實際匯率的研究，實際均衡匯率從事實中挖掘長期影響實際匯率的因素并估計均衡實際匯率模型，如果模型中有BS效應的變量，則它將兼具檢驗BS效應的功能。并非所有的實際均衡匯率模型都含有與生產率相關的變量。另外，采用購買力平價方法、M-F方法等所做的均衡匯率方程也無生產率變量。
總體上，兩種思路的研究各有優缺點。第一種思路比較直接貼近BS理論作檢驗，可以對BS效應的各傳導環節做檢驗，但由于多采用雙變量估計，省卻了一些可能很重要的變量，所以計量所得系數可能被高估甚至缺乏有效性，也無法判定BS效應在多大程度上影響人民幣實際匯率趨勢。第二種思路的優缺點恰好與前種思路互補。
特別值得一提的是，Duo Qin and Xinhua He（2010）的一項實證研究嘗試采用綜合化的方法以試圖克服兩種思路的缺點。他們以相對生產率和相對人均凈國外資產兩種變量估計人民幣REER，相對生產率又分別用相對GDP per capita和相對CPI/PPI替代，采用時間序列的OLS和ML方法估計出雙邊RER，又采用面板DOLS方法估計出一般化的REER。這種嘗試具有開拓性，他們首次在人民幣的實際均衡匯率分析中使用了面板數據，而目前國內仍然使用時間序列數據。但是他們的方法既不能檢驗BS效應的傳導機制，也不能像REER那樣采用足夠多的因素建模。總之，無論采用哪種檢驗方法，細致而嚴謹的傳導過程檢驗和慎重的變量選擇都是非常重要的，否則都會降低實證結果的說服力。
BS效應檢驗與內部實際匯率的關系
BS效應表達了深刻的經濟思想，即貿易部門呈現更快的勞動生產率增長會帶動本國工資水平呈上升趨勢，導致非貿易品價格水平上漲，從而將出現：從國別靜態比較角度看，富國較窮國有更高的物價水平；從經濟趕超動態角度看，該國實際匯率將呈現升值趨勢。受方法所限，BS效應的理論模型表達式只能以非貿易品相對貿易品價格的形式出現，也就是所謂的內部實際匯率，無法反映其全部思想。這種情況可以理解，但是，如果將理論模型照搬作實證模型就可能出現嚴重的問題。
（一）實際匯率分解式的常規表達
實際匯率通常可表示為：
（1）
其中，QPPP指采用直接標價法表示的外部實際匯率或者稱為購買力平價實際匯率，其實就是人們通常理解的實際匯率；E為雙邊名義匯率，P、P*分別為本國和外國的物價水平（帶*號指外幣表示的外國價格），總物價又等于非貿易品和貿易品價格的幾何平均，γ、γ*分別為本國和外國非貿易品權重。
對式（1）兩邊求對數值，相應對數用小寫字母表示，則有：
qPPP=（e+p*T-pT）+γ*（pN*-pT*）-γ（pN-pT） （2）
這就是文獻中通常使用的實際匯率表達式。其中，文獻中習慣把“e+p*T-pT”稱為開放部門或者貿易部門實際匯率的對數式，也有一些人把此項近似地稱作貿易條件變動；把“-（pN-pT）”稱為內部實際匯率或非貿易品相對價格。新古典主義經濟學家們認為，如果貿易條件是穩定的，或者貿易品的一價定律是成立的，則外部實際匯率就主要由內部項決定。當本國非貿易品相對價格上升時，內部實際匯率升值，從而引起了外部實際匯率的升值。
上述觀點的成立性需要比較嚴格的假設條件。本文主要澄清兩個問題：一是貿易條件在什么情況下與貿易部門實際匯率等同；二是什么情況下外部實際匯率完全由內部項決定。
1.貿易條件與貿易部門實際匯率的關系。貿易條件有多種表達含義，為了不引起混淆，需要事先定義一下貿易條件。如不特別說明，本文所稱的貿易條件（Terms-of-Trade）指價格貿易條件，即用同種貨幣表示的出口相對進口的價格。
貿易條件定義表達式：，兩邊取對數并用相應小寫字母表示為：tot=pexport-p*import-e=pexport-pimport。如果一國出口價格與國產貿易品價格相等，那么可以重新表示貿易條件的對數式tot=pH-pF*-e=pH-pF，其中pH、pF*和pF分別指國產貿易品的本幣價格、外國產貿易品的外幣價格和外國產貿易品的本幣價格。
因為一國貿易品包含國產和進口兩部分，可以再把兩國貿易品價格表示成指數對數形式：pT=vpH+（1-v）pF，p*T=v*p*H+（1-v*）p*F，其中設pH=e+p*H，pF=e+p*F。代入貿易部門的實際匯率可得：
e+p*T-pT=（v*-v）（pH-pF） （3）
由式（3）可以發現：當v*=1+v時，貿易部門的實際匯率就等于（pH-pF），即tot改善多少貿易部門實際匯率就貶值多少；當v=1+v*時，則貿易部門實際匯率恰好是tot的相反數，那么貿易條件改善對應于貿易部門實際匯率升值（這正是普通意義上的理解）。
回到現實世界中來理解上述兩種情形。因為v，v*∈[0，1]，所以情況一要成立唯有滿足v=0且v*=1；情況二成立必須要求v=1且v*=0。上述條件意味著沒有國際貿易，而這在現實中幾乎不可能存在，貿易條件與貿易部門實際匯率等同或反向等同只是兩種極端情況而已。真正有意義的討論應是判斷v、v*之間的大小關系：若v*>v，則接近于情況一，貿易條件改善將導致貿易部門實際匯率部分貶值；若v*
2.內部實際匯率與外部實際匯率的關系再討論。外部實際匯率變動等于貿易部門實際匯率和內部實際匯率變動之和。如果貿易部門實際匯率不變，這時內部實際匯率就決定了外部實際匯率的趨勢。當內部實際匯率升值時，外部實際匯率也將跟隨升值。從式（3）可以看出，只有滿足v*=v，貿易部門實際匯率才會不變。其現實含義就是：兩國貿易品物價籃的商品構成完全相同，即兩國消費者行為是完全同質的、無差異的。
事實上這種情況也很難成立。比如，本國消費偏好的存在，將導致消費更多的本國貿易品，這樣，貿易部門實際匯率必然將會發生影響。本文已經討論過有關內部和外部實際匯率的變動關系，兩者未必方向一致地變化，在此有必要對兩者間“一升一貶”的情況做進一步討論。
要注意的是，本文討論的反向變動起因于外國內部實際匯率的貶值，筆者還要討論包含貿易部門實際匯率變動的因素。式（2）說明，內部實際匯率變動對外部實際匯率的影響程度一定小于貿易部門實際匯率（因為γ
（二）實際匯率分解式的另一種表達
既然貿易部門實際匯率的不穩定可能更符合現實情況，內部實際匯率未必就主導實際匯率變動，關于這一點已經有相關的實證文獻能提供豐富的證據（Engel，1993，1999；Parsley，2006；Betts and Kehoe，2006，2008；徐建煒、楊盼盼，2011）。為了更清楚地理解這一點，改變一下實際匯率的分解式，保留內部項，但不使用貿易部門實際匯率項，再來觀察內部項對外部實際匯率的影響。
不妨假設ψ=1-γ，ψ*=1-γ*，代入式（2）得到：
qPPP=e+（p*N-pN）+ψ（pN-pT）-ψ*（p*N-p*T） （4）
通過這種變換能清楚地看到：名義匯率的變動具有了相對獨立的含義，因為與“e+p*T”相比，這里的“e+p*N”沒有太大的經濟意義；內部實際匯率不僅包含了BS效應而且還唯一地反映了貿易條件效應，而在第一種表達式中BS效應完全由內部實際匯率來反映，實際上也應包含貿易條件效應；本國內部實際匯率“-（pN-pT）”升值（非貿易品相對價格提高），外部實際匯率反而是貶值的（式4右側數值變大）。這個結果顛覆了傳統分解式（2）所揭示的含義。
為什么會出現上述沖突性結果呢？假如貿易品價格是穩定的，只有非貿易品價格變動影響實際匯率，那么式（2）和（4）的經濟涵義是完全相同的，這時與其說是內部實際匯率決定著外部實際匯率變化，不如說是非貿易品價格變動決定了外部實際匯率更準確。再假如貿易品價格具有變動屬性（不妨聯想非貿易品價格穩定這一極端情形），內部實際匯率升值可能導致外部實際匯率貶值（如式4所示的關系），而式（2）示的同向關系就不一定成立了。可見，是否承認貿易品價格的可變性是導致兩種表達法下內外部實際匯率沖突性結果的關鍵原因。
回歸現實情況，即兩部門商品價格都是可變的，那么內部實際匯率指標顯得不一定重要。很難從兩種分解表達式所示的沖突性結果中一般性地判斷出哪一個更合理，但可以歸納得出：內部實際匯率未必與外部實際匯率同向變化；內部實際匯率未必總是外部實際匯率變動的決定因素（與其內部實際匯率，不如貿易品或非貿易品的國內外相對價格更能主導外部實際匯率變動）。
新古典經濟學家們在忽略貿易品價格變動的情況下有可能將內部實際匯率的作用夸大了。在介紹BS標準模型中，本文曾經分析了采用內部實際匯率表達式的原因。理論上不可能直接求解出貿易品和非貿易品價格，而只能得到兩部門相對價格變動率（即內部實際匯率的變化）。
BS效應假說的模型化表述依賴嚴格的假設前提，如果在實證研究中照搬理論模型就很可能導致錯誤，比如：在檢驗BS效應假說時，直接檢驗一國貿易部門相對生產率與其內部實際匯率的關系，如果貿易部門生產率提升引起貿易品價格下降，內部實際匯率雖然也會升值，但是并非BS效應而是貿易條件效應（徐建煒、楊盼盼，2011）。再比如：通過檢驗內部實際匯率是否主導了外部實際匯率的變化來檢驗BS效應，一樣不能排除貿易品價格變化的因素（MacDonald and Ricci，2007）。 由此可見，不論采用從相對生產率到內部實際匯率，還是從內部實際匯率到外部實際匯率，兩種檢驗方法都不能證明BS效應成立，它們之間的實證關系即便與理論相符，也只是BS效應成立的必要條件而非充分條件。
前兩部分的分析充分說明，內部實際匯率與外部實際匯率的關系會因為分解式不同而呈現自相矛盾的結果，其原因在于人們對貿易品價格可變與否的不同認識。“e+p*T-pT”不等于貿易條件，兩者關系可能很弱，尤其當本國貿易品中進口比重很大或進口價格對pT影響大時更弱。分析第二種表達式可以發現，貿易條件也不再是傳統觀念中認為的那樣，只通過影響貿易部門實際匯率作用到外部實際匯率，它也會同BS效應一樣，通過內部實際匯率機制發揮影響效力。第二種表達式中，“p*N-pN”在一些情況下可能會相對穩定，比如存在剩余勞動力，內部實際匯率會主導外部實際匯率的變化并且兩者呈反向關系。另一方面，當非貿易品比重較大時，內部實際匯率的作用會下降，非貿易品相對國外價格將主導外部實際匯率趨勢性變化。
中國經濟成長所呈現出的特點說明，人民幣實際匯率的分解有可能采用第二種表達更具合理性。首先，改革開放30多年來，經濟高增長伴隨大量農村剩余勞動力向城市轉移，工業部門勞動生產率相對快速提高，但工資增長受到了抑制，從而非貿易品價格上漲緩慢。其次，中國經濟屬于大國開放類型，有別于傳統理論上的小國開放經濟，巨大的供給和需求規模將影響國際市場的價格，導致貿易品相對價格的不穩定，在粗放型增長階段通過降價擴大出口和大規模剛性進口買高價格，使貿易條件出現了持續惡化。再次，中國加工貿易比重很大，在國內貿易品消費籃中可能不包括這些加工貿易商品，加工貿易比重高會帶來國內貿易品生產大于國內對本國所產貿易品的消費，這是我國貿易順差的成因的另一種角度的理解。出口降價對本國貿易品價格影響可能不大而進口價格上漲則可能影響了國內整體物價水平，從而不排除會有貿易條件惡化與實際匯率升值并存的異常現象發生。最后，不能忽略生產率增長的類型，Corsetti et al.（2007）將之分為貿易強化型增長和貿易廣化型增長兩種，它們對出口貿易品價格的影響有別，前者導致價格降低而后者不改變價格，中國的情況可能更接近于貿易強化型增長。
總之，貿易品價格的可變性尤其是當一國出口價格呈現了相對下降特征，內部實際匯率就有可能逆向主導了外部實際匯率的變化。從嚴謹角度出發，應該澄清非貿易品相對價格與實際匯率變動方向的問題，而不能想當然地把兩者關系確定為同向變動。
對BS效應檢驗方法的改進
目前國際上通行的BS效應實證檢驗方法主要采用分步法，即兩個步驟：第一步檢驗相對生產率和非貿易品相對價格的關系；第二步檢驗非貿易品相對價格和實際匯率的關系。只有當兩者同時都與理論相符時，BS效應才成立。根據Baron and Kenny（1986）的計量學理論，如果要證明相對生產率經過非貿易品相對價格（即內部實際匯率）這一中介變量（mediator）作用于外部實際匯率，還需再增加第三個檢驗步驟，即相對生產率與外部實際匯率的回歸系數以及加入內部實際匯率控制變量以后的系數顯著性比較。目前國內關于人民幣BS效應的實證文獻所使用的方法只包含了其中的某一步或兩步，而三步并用的檢驗還是空白。
對照BS效應假說的含義，即使進行三步檢驗法也不能充分證明BS效應的存在：因為非貿易品相對價格（內部實際匯率）始終不能排除貿易品價格變化帶來的影響，而BS效應要求生產率提高必須通過工資上漲進而非貿易品價格絕對提高這一相對狹窄的通道最后使外部實際匯率升值。這樣看來，內部實際匯率的概念更主要的意義是理論上的，在實證上的應用前提必須首先排除掉貿易品價格下降的可能性。如果存在貿易品價格下降的情況，這時，檢驗BS效應時使用非貿易品價格要比繼續使用非貿易品相對價格可能更準確。如果貿易品價格不變或也上升，則非貿易品相對價格將繼續適用于BS檢驗。
根據BS效應假說的定義，相對生產率提高要通過工資增長帶來非貿易品價格提高，最后是外部實際匯率升值。因為BS效應引起的非貿易品價格上升一定要由工資傳導，所以，工資變量就是其他兩個變量之間的中間變量。如果脫離了工資機制，即使非貿易品價格與貿易部門相對生產率之間存在統計上的關系，也未必就能斷定這就是BS效應。非貿易品價格和貿易品價格未必完全受生產率的影響，它們也可能受到進口價格或消費需求結構等因素影響。BS檢驗應分為以下步驟：第一，檢驗國內貿易部門相對生產率到相對工資水平；第二，檢驗相對工資水平到非貿易品價格；第三，檢驗相對生產率到非貿易品價格；第四，加入相對工資水平作為控制變量，重新檢驗第一步的關系表現。如果要站在國際比較的高度檢驗BS效應，還需要加入第五步，即檢驗非貿易品相對價格變動率到外部實際匯率的關系。
由于現實條件下即不能保證非貿易部門生產率和貿易品價格都不變，所以任何BS效應檢驗都要首先確定不存在貿易品價格下降，這樣使非貿易品相對價格才不會出現問題；其次要考察非貿易部門生產率增長，因為任何部門生產率提高都會引起工資水平上升，所以現實世界中的BS效應一定要剔除非貿易部門生產率提升以及它對工資的影響部分。所以，科學的BS效應檢驗程序應該要首先觀察非貿易部門生產率變化與否，貿易品價格是否絕對下降，然后再去做檢驗。如果滿足了貿易品價格沒有下降，再來考察BS效應傳導機制中的三個關鍵變量關系：“貿易部門相對非貿易部門生產率”、“貿易部門相對非貿易部門工資”和“非貿易品相對貿易品價格”。
基于實際匯率分解表達式的分析，也可以通過考察兩國間非貿易品價格變動率是否有能力主導外部實際匯率的變化，以便近似地觀測BS效應的存在性。這種方法較之與前人使用內部實際匯率是否主導來判斷BS效應更具合理性或者說更逼近于真實。內部實際匯率不僅反映BS效應同時也包含著貿易條件效應，這樣做出的判斷實際上已經過高估計了BS效應。采用兩國間非貿易品價格變動率“p*N-pN”能基本剔除貿易條件的影響，之所以使用“基本剔除”是因為：雖然生產率提升導致的內生貿易條件效應被完全剔除掉了，但外生沖擊導致的進口價格上漲引發的通脹因素仍會波及非貿易品價格，如進口原油價格導致國內運輸服務價格上漲等。
雖然還有一部分BS效應仍會保留在內部項當中，但關鍵部分已在“p*N-pN”得以體現。假設存在BS效應，那么在第二種表達方式下，BS效應的核心傳導變量“pN”的上漲，導致內部實際匯率項升值但這項升值卻導致α倍的外部實際貶值，另一方面，“p*N-pN”將變小導致外部實際升值；“pN”的綜合效應仍是外部實際匯率有（1－α）的升值。因此，采用“p*N-pN”指標將總能近似檢測出BS效應。當然，這算不上是一種嚴謹的檢驗方法，也只屬于BS效應存在的必要條件，但它能糾正使用內部實際匯率方法的缺陷。
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論文摘要:2005年7月21日，我國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，隨著中國經濟的發展和經濟實力的增強，人民幣在國際市場上面對嚴峻的升值壓力。人民幣匯率形成機制的全面改革對未來我國的進出口貿易定會產生深遠影響。所以，本文通過考察此次匯率微調在短期內對我國進出口的影響，分析匯率改革給我國外貿行業和企業帶來的負面影響和有利作用，進而研究出應對匯率改革的策略。
一、匯率變動影響貿易收支的幾個路徑
從以上的理論發展我們可以看出，匯率變動可以通過以下幾種渠道影響貿易收支。
1、匯率變動引起的貿易商品價格變化對貿易收支影響
匯率變動可通過引起國內和國際市場商品相對價格的變化來影響進出口和貿易收支。在馬歇爾一勒納條件成立時，本幣貶值可降低本國產品相對價格，提高國外產品相對價格，這樣出口商品價格競爭力增強，進口商品價格上漲，有利于擴大出口量，限制進口，促進貿易收支的改善。但是貿易收支對匯率變動的這種價格傳遞和競爭效果，受到兩方面因素的影響。一方面受匯率變動到進出口商品價格的調整是否存在時滯以及時滯長短影響。在國際市場中，匯率變動引導的金融資產價格的變動可在瞬間完成，但其引導的進出口價格的變動相對遲緩，因此本幣貶值可能導致本國貿易收支先惡化后再逐步改善，存在J曲線效應。另一方面受匯率變動引起的進出口商品價格變動程度的影響。現今大部分國際市場并不是完全競爭市場，大部分商品也不是同質產品。在這種情況下，進出口價格變動幅度可能并不等于匯率變動的幅度。由于進口和出口是相對的，將匯率傳遞定義成匯率變動引起價格變動幅度。但是由于出口商有一定的決定價格和產量的權利，而商品價格的變動必然引起需求彈性的變動，使得本國貨幣貶值并不一定引起進口商品價格同比例上升，一般進口商品價格上漲幅度要小于匯率貶值的幅度，這就是不完全匯率傳遞。
2、匯率變動引起的收入變化對貿易收支影響
匯率變動可以通過影響國民收入來對貿易收支產生影響。主要有兩個方面:一方面，如若貶值國存在尚未得到充分利用的資源，則貶值可以刺激國內外居民對本國該種產品的需求。貶值的這種支出轉換效應會改善自主性貿易余額，自主性貿易余額的改善會通過凱恩斯乘數的作用，提高一國國民收入。國民收入的增加會相應提高國內支出。如果貶值引起的自主貿易余額改善超過因國民收入增加而帶來的進口增幅，即滿足羅賓遜一梅茨勒條件，則貨幣貶值的主要影響仍然是改善貿易收支。另一方面，貶值通常會造成進口商品價格上升，出口商品價格下降，從而導致貿易條件惡化。若國民收入中支出于進口的比重很高，則貿易條件對支出有相當重要的影響。在國內貨幣貶值后，在同樣名義收入水平下，消費者只能購買較少的商品(包括國內商品和國外商品)，也就是導致實際收入的下降。這必然導致貶值國支出的下降，從而改善貿易收支。
3、匯率變動引起的價格水平變化對貿易收支影響
匯率變動除了影響貿易品相對價格外，還會影響本國一般價格水平，進而影響貿易收支。在貨幣貶值后，主要可以通過三條渠道影響國內物價水平。首先，貶值使得以本幣表示的進口品價格上漲。進口品本幣價格上升，一方面直接影響進口原料與半成品的價格，進而使得本國商品成本提高，就比如當前的能源價格；另一方面由于進口消費品價格上漲，必然會推動本國工資水平上升，間接影響本國商品成本。這兩方面共同導致本國國內價格水平上升。其次，若貶值在短期內促進了貿易收支的改善，則引起貶值國的出口需求增加，從而總需求增加。在充分就業條件下，在出口大于進口時，意味著該國總收入水平大于供給國內需求的產品和勞務。在此條件下，國內會由于過度出口造成國內產品供應不足導致通貨膨脹。在短缺經濟條件下，這種狀況會尤其加劇。相反，在國內需求不足時，出口會緩解通貨緊縮壓力，促進經濟發展。如果一國尚未實現充分就業，經濟增長只會使資源利用程度提高，更接近充分就業程度。再次，貶值后出現貿易收支順差，則外匯儲備會增加。外匯儲備的增加，將使央行通過購買外匯而投放的基礎貨幣增多。實際上，當國際儲備增加時，很可能會導致國內物價上揚。國內價格上升，從兩方面對貿易收支產生影響。第一，在名義貨幣供應不變的情況下，價格上漲使得公眾所持有真實現金余額下降。為讓真實現金余額恢復到意愿持有水平，公眾一方面會出賣有價證券，從而使市場利率上升，投資下降；一方面會減少消費支出，兩方面作用結果是國內總支出下降。這樣必然影響貿易收支的變動。第二，國內價格上漲幅度超過本幣名義匯率貶值幅度，同時假定國外價格水平不變，則名義貶值不但不會引起貨幣實際貶值，反而會導致實際匯率上升，最終會惡化貿易收支。
4、匯率變動引起的支出變化對貿易收支影響
匯率變動能夠通過影響支出變化進而影響貿易收支。支出變化有兩種形式，一種是代表結構變動的支出轉移，另一種是代表數量變動的支出改變。匯率變動對貿易收支的影響是通過支出轉移和支出改變共同完成的。匯率的變動會引起兩國商品的相對價格的變化，本幣貶值則本國出口商品的外幣價格下降，而本國進口商品的本幣價格上升，所以本國商品相對于外國商品而言更便宜了。這樣貶值就會使得國內外支出從外國商品轉移到本國商品。支出轉移能否實現以及其效果是否顯著則取決于國內外商品的供求彈性一。供求彈性大時，則匯率變動后通過影響支出轉移就可以改變貿易收支狀況。匯率的變動對貿易收支的影響不只是通過影響支出轉移來達到，還會通過改變支出規模達到。本幣貶值則本國出口增加進口減少，貿易收支改善。但是隨著本國出口商品的增加，本國的國民收入將增加，從而本國的支出規模就會擴大，從而就會導致進口增長，這樣貿易收支的改善程度將減小。這就是匯率變動通過支出數量的改變進而影響貿易收支的原理。如果考慮回傳效應，那么本幣貶值后本國的國民收入提高，則本國的支出規模擴大，從而提高了外國的國民收入，反過來又增加了對本國產品的需求，從而擴大了本國產品的出口。這樣匯率變動對貿易收支的影響就更為復雜。
二、人民幣升值對我國進出口貿易的正面影響
1、人民幣升值有助于減輕貿易摩擦長期以來，我國主要依靠勞動密集型產品的數量擴張來實現出口導向戰略，憑著價格優勢占領國際勞動密集型產業的中低端市場。面對如此高的市場占有率，必然會加大中國與其他國家的貿易沖突。
2、人民幣升值可帶來貿易條件的改善人民幣升值將會降低進口產品價格，特別是原材料和高科技設備的價格。企業將會加速技術引進，提高生產效率，實現產品動態比較升級。同時由于進口產品絕大部分用于復出口，故隨著企業生產率提高，出口產品質量得到提高，有助于我國企業從產品產業鏈低端向中高端延伸，使貿易條件得到改善。
3、人民幣升值將促進貿易結構優化升級。通過人民幣升值的手段，可以有效率地把制造業中那些技術含量與附加值低的、管理不善的擠出去，這符合中國產業結構轉變的發展方向。同時，人民幣升值會引起行業內更加激烈的競爭，激勵企業通過技術管理創新增強競爭力，讓那些富于創新、有競爭力的制造業強者變得更強，并能減少無效率的企業在海外的相互惡性競爭，另外還能加快企業“走出去”的步伐。
三、人民幣升值通過進出口可能表現出來的負面效應
1.由人民幣升值產生的商品結構變化將影響部分地區和居民的利益
資源性商品、一部分大宗農產品和低附加值制成品出口增長的放慢甚至下降,短期內對中西部資源依賴程度較高、農業比重較大地方的經濟發展,對一部分以農業為主的農民的收入、一部分低技能勞動者的就業可能會產生一定的不利影響。
2.人民幣升值可能給大型成套設備出口造成一定困難
有一些大型成套設備出口從簽約到交付使用需要5-10年,付款時間可能更長。如果人民幣長期保持升勢,企業難以預測遠期匯率水平,而金融機構一般只提供一年左右的外匯對沖工具,所以企業承擔的匯率風險以及規避風險的成本將較大。
3.人民幣如果升值過快過猛,將造成出口下滑,影響國民經濟平穩增長
如果人民幣升值過快和幅度過大,那么它對進出口增長的影響可能就不那么溫和了。一是可能造成出口增長速度大幅回落,那樣不僅對資源性、低價位和低附加值商品,也會對整個出口加工產業發展以及就業造成較大打擊；二是可能刺激一部分商品大量進口,沖擊國內市場,甚至引起一定通貨緊縮。
4.對美、歐的貿易不平衡仍會繼續,但順差增長可能減緩
由于存在著需求剛性和結構互補性,即使人民幣對美、歐、日三大貿易伙伴貨幣的匯率出現5%以上的升值,我國與美、歐貿易的較大順差和對日、韓等貿易的較大逆差仍然將存在,但是順(逆差)的增長速度將會放慢。這有利于緩解我國與主要貿易伙伴的爭端和摩擦。
四、對策與建議
1、轉變我國發展戰略,由外向型向內需型轉變。作為世界上人口最多的發展中國家,單純的依靠出口導向的發展戰略是非常危險的,過度的依賴國際市場,很容易受到國外市場的沖擊,進而影響經濟的持續發展。擴大內需的政策可以沖銷人民幣升值后可能下降的外需。
2、理順匯率與貿易條件之間的互動關聯,改善貿易狀況,促進經濟的發展。其著眼點在于短期內,人民幣實際有效匯率的適度升值將改善不斷惡化的貿易條件,不僅可以限制由于出口量的增大而導致的貧困化增長,同時對國內要素成本與進出口商品結構將產生影響。參與經濟全球化的國家或地區,尤其像我國這樣的發展中大國,必須協調增長與發展的關系,既要發揮本國比較優勢,更要注重動態比較優勢的形成,在數量增長的同時更加注重提升質量與水平。
3、調整我國進出口商品的貿易結構、促進產業升級。從我國的貿易商品結構可以看出,我國出口的勞動密集型產品的外國需求彈性較小,而且面臨發展中國家的激烈競爭,而進口的高科技產品和機器設備的國內需求彈性相對較高,這一貿易結構特點不利于我國對外貿易的改善。我們要努力提高出口商品中工業制成品的比重,提高出口產品的供給彈性,同時也要注意技術引進和產品研發,注重質量,創品牌效應,提高出口商品的技術含量,減少高科技產品如光學、醫療、精密儀器和設備等對國外的依賴,通過在進出口兩方面的努力來減輕人民幣升值對我國貿易的不利影響。
4、大力發展各種形式的對外貿易。
我們要加快實施走出去戰略，建立境外投資保險制度和風險預警機制，鼓勵有能力的企業去國外投資，增加能源、資源導向型對外投資。這樣既可以增強我國企業的經營能力，又可以繞開貿易壁壘，減少貿易摩擦，擴大出口，同時還可以滿足我國能源和原材料依賴型企業對能源以及原材料的需求。
參考文獻：
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金融危機中,由于一些國家金融機構倒閉或被收購、接管,信用惡化和萎縮,貿易中的履約風險和結算風險增大,使國際貿易萎縮,加劇國際市場激烈競爭,全球范圍內各國貿易政策開始趨于保守,貿易保護主義威脅增大。在趨緊的貿易大環境中,我國出口面臨前所未有的困境,以致于國內現在關于人民幣應該保持升值趨勢還是通過貶值來刺激出口的爭論再起。
2人民幣升值對國際收支變動的影響
2.1人民幣升值對經常項目帳戶收支變動的影響
至于貿易互補度方面,新疆國際商貿大通道的貿易定位,就是緣于我國與中亞國家間極強的貿易互補性存在,這是新疆邊貿發展的基礎。人民幣升值會否使貿易互補度下降從而降低貿易流量呢?應該不會,理由是:第一,中亞國家由于歷史原因,產業結構失衡造成國內對新疆出口的日用消費品和機電產品需求強烈。雖然新疆也面臨著其他國家如土耳其、韓國、日本、美國、俄羅斯以及一些西亞國家越來越激烈的競爭,但新疆出口商品物美價廉的競爭優勢短期內還不可動搖;第二,我國經濟快速發展,而國內能源供應增長較慢,使能源進口依存度不斷提高,2007年開始已經上升到50%以上。中亞作為世界上能源儲量排名第三位的地區,能夠通過陸路通道向我國供應油氣資源,對實現我國能源進口市場多元化和運輸方式多樣化,減少我國面臨的能源安全威脅具有重要戰略意義。顯然,即使人民幣繼續升值,也不會因為其帶來貿易互補度降低,從而縮減貿易流量。總體來看,人民幣升值對擴大貿易規模是有利的,對新疆經常項目帳戶會產生收入增加效應。至于支出方面,升值使人民幣購買力增加,帶來的通常是進口成本下降,進口貿易流量顯著擴大。
2.2人民幣升值對資本和金融項目帳戶收支變動的影響
(1)人民幣升值對短期投機資本流動的影響。
如果人民幣長期升值趨勢確定,就會產生不斷繼續升值的心理預期,從而使人民幣升值投機將加重,短期資本流入增加。而且,短期資本還可能通過外貿套匯、假合資項目等渠道入境。入境的國際熱錢將選擇諸如房地產等受益于升值而產生明顯增值的市場進行投資,因為人民幣升值預期會增加國外機構的投資信心,也可能使他們獲得投資收益和升值收益的雙重利潤。
(2)人民幣升值對直接投資流動的影響。
人民幣升值看似會增加直接投資成本,降低直接投資熱情,其實未必。因為:第一,如果直接投資目的是為了發展兩頭在外的加工貿易,則存在人民幣升值使其出口制成品美元價格提高,削弱了價格國際競爭力,如不提高美元價格,則出口利潤減少的情況。但人民幣升值同樣會帶來進口原材料的美元價格下降的現象,兩者相抵后的結果是匯率升值對出口利潤影響沒有想象那么大。2008年我國沿海地區出現的大面積的加工貿易型企業倒閉和轉移風潮,關鍵因素并非人民幣升值,而是勞動密集型加工制造業在我國到了轉型升級的轉折點;第二,如果是大型跨國公司的戰略投資,其并不在乎人民幣升值所增加的一點投資成本,而是看中了我國擁有巨大消費潛力的國內市場。而且其投資基本是長期投資,升值后其在我國存量資產反而能夠得到增值收益。
3人民幣升值對新疆進出口貿易的影響
3.1促進外貿增長方式轉變,優化進出口商品結構
不能否認,人民幣升值會使新疆出口商品美元價格提高,降低其在國際市場價格競爭力。但這從另外一個方面看,也為原先一味依靠廉價優勢,在國際市場打價格戰的出口企業敲響了警鐘,使其在關注比較優勢的同時,還必須提高對競爭優勢的關注程度,在國際市場的競爭手段也將逐漸從單一的價格競爭手段向各種非價格競爭手段轉變。從長遠來看,人民幣升值將有助于新疆外貿增長方式從粗放型轉向質量和效益型,促使新疆企業降低消耗和成本,加快出口商品結構的調整,大力發展知識密集和技術密集型產業,用高新技術改造傳統產業,提高出口產品的附加值,做到“人無我有,人有我優”,提高非價格競爭的能力,提高出口可持續發展的能力。
3.2改善貿易條件,避免“貧困化增長”
“貧困化增長”往往是由貿易條件惡化導致的。其出現須具備的前提條件之一,就是出口商品是在國際市場占有較高市場份額,而且需求價格彈性較低。從新疆2008年出口商品結構來看,主要屬于消費剛性較強的服裝、鞋帽、箱包、紡織品、農產品等日用消費品,其也是我國傳統大宗出口商品,在中亞市場占據較高市場份額。顯然,新疆一定程度上具備出現“貧困化增長”的可能性。解決辦法只有提升出口價格水平,降低進口價格水平,改善貿易條件,而人民幣升值正好帶來了這種價格效應。
3.3降低資源進口成本,增加進口規模
新疆進出口貿易嚴重不平衡,比如2007年新疆出口額115億美元,而進口只有22億美元,貿易順差程度遠高于全國水平。這本身就意味著新疆外貿發展并不合理和健康。出口只是換匯手段和過程,進口才應該是最終目的。因為只有進口,才能引進國外先進的技術、設備乃至經驗、文化等等,以及國內短缺的商品和物資。后者可以保障國內各部門發展的平衡和國民經濟體系的健康,前者可以幫助實現經濟結構的調整、產業結構的升級等,最終使經濟實現高效率、高質量的發展。人民幣升值使進口成本下降,一方面使中亞能源和資源等主要進口品在不考慮國際市場價格變化的前提下變的比以前廉價,從而為新疆大量增加能源、資源進口帶來良好機遇。目前進口規模有限,主要是因為能源、資源運輸通道的制約。隨著中哈輸油管道一期的竣工輸油,二期的開工建設,隨著中國—中亞輸氣管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源進口將面臨快速增長態勢。人民幣升值顯然可使進口節約更多成本;另一方面,人民幣升值使中亞國家資產價格變的更便宜,在我國積極鼓勵國內企業“走出去”的背景下,新疆企業完全可以抓住升值的機遇,積極購買中亞國家的能源、礦產資源資產,為將來擴大能源、資源進口奠定堅實基礎。
4結論
(1)人民幣繼續升值對新疆國際收支的影響表現在:經常項目項下會帶來貿易規模的增加進而使國際收支額上升;在資本和金融帳戶下會產生短期投機資本的增加,但直接投資不會受明顯影響,所以該帳戶國際收支額也會相應上升。(2)人民幣升值對新疆出口貿易的影響,短期來看是不利的,長期來看,通過外貿增長方式的轉變和進出口商品結構的優化、貿易條件改善等等,有利于新疆外貿實現可持續發展。(3)對新疆進口貿易來說,升值意味著巨大的機遇,在新疆能源、資源運輸瓶頸解決后,如果升值,必將帶來新疆進口空前增長的井噴局面。
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關鍵字：廉價勞動力國際貿易優勢劣勢發展對策
引言
20世紀90年代我國制造業人均實際工資的年遞增率為7.1%，而勞動生產率年均增長率為6.75%，二者幾乎相當。但是包括非工資費用在內的勞動力成本的年均實際增長率已達10.4%，是勞動生產率年均增長速度的1.5倍。盡管如此，在90年代末，我國勞動力成本的相對水平仍然低于國際勞動生產率的相對水平。1999年，我國的勞動生產率分別是美國、韓國和墨西哥的9.08%，21.98%和51.50%；同期我國的勞動力成本分別是這些國家的3.94%，11.27%和35.66%。我國勞動力成本的相對水平只相當于美國等發達國家和一些地區勞動生產率相對水平的40%-70%，我國的勞動力成本優勢十分明顯。但同時，我們也應該清醒的看到，我國目前低廉的勞動力，在國際貿易競爭中，仍存諸多劣勢。因此，我們必須正視其優劣勢，采取措施，妥善解決這些問題，切實提高廉價勞動力的國際競爭力論文。
一、我國廉價勞動力在國際貿易中的比較優勢分析
我國經濟賴以成功的廉價勞動力絕大部分為低級勞動力，所謂低級勞動力系指未受國高等教育的，主要從事體力勞動的勞動者。在我國，低級勞動力的主要來源是農民、下崗工人和因為各種原因中斷教育的青年。由于這類人口的巨大基數，使得我國的低級勞動力資源遠遠供過于求。在供求關系作用下，勞動力作為一種商品的價格極其低廉，相比國外，在我國進行生產的企業其產品制造成本中的工人工資可以壓縮到很小的比例。廉價勞動力資源不僅為國內的制造企業所利用。同時也吸引了外國企業來華投資，在國際市場的大門打開后，遍布全國各地大大小小的加工制造企業便如雨后春筍般林立，這些企業中決大部分是引進資金和一條生產線便可以開工的低級制造企業，如玩具、紡織、制鞋業等。即使是高段如需要較大規模的機電制造業，倚靠的依然是廉價勞動力，因為技術工藝可以引進，最終需要的仍然是裝配流水線的熟練工人。利用低廉的勞動力成本所形成的競爭優勢，我國的加工制造企業在國際上以驚人的低價迅速搶占市場。同時還有更多的企業在國內市場上進行激烈爭奪。
從國際背景來看，任何一個國家在邁向工業化的進程中，都面臨著如何充分利用和有效配置稀缺性資源的問題，能否保證自然資源、資本、勞動力、技術等要素的投入與產出之間的最優置換關系，直接影響到一個國家經濟增長的效率。在過去的20年經濟增長中，我國制造業充分發揮了廉價勞動力的比較優勢。我們的出口產品大部分集中在勞動密集型產品，因為我們國家的勞動力價格水平是美國的五十分之一，歐洲的四十分之一，日韓的三十五分之一。據稱，我國的二元經濟結構和地區差異使這種低成本的優勢有望保持10年到20年。
應當承認，在一定程度上，這種廉價勞動力的比較優勢是存在的。瑞典經濟學家赫克歇爾和俄林的要素稟賦理論（以下簡稱H—0理論）對此作出了解釋。該理論認為，在不同國家同種商品之生產函數相同的條件下，比較優勢產生的根源在于各國或區域生產要素相對稟賦的不同，以及不同商品生產在要素使用密集形式上的差別。因此，各國應當生產出口那些密集使用本國相對充裕要素的產品，而進口那些密集使用本國相對稀缺要素的產品。這一邏輯得以成立的前提是假定各國之間單位生產要素的生產效率都是相同的，即各國的生產函數都是相同的。H-O理論被稱為“新古典貿易理論”。無論是亞當·斯密或是大衛·李嘉圖的“古典”，還是上述“新古典”貿易理論，所強調的比較利益結構都是建立在一國產業之比較優勢的基礎之上的。通常的情況是，發展我國家缺乏資本與技術，而有自然資源和勞動力資源豐富便宜的優勢。發達國家則具有資本和技術方面的優勢。因此，比較優勢的貿易格局一般表現為：發達國家進口勞動密集型或自然資源密集型產品，出口資本或技術密集型產品。發展我國家則進口后者，出口前者。應該說，上述理論在解釋現實中的某些貿易格局上是相當成功的，因而在相當長時期內構成了國際分工與貿易理論的主流。
二、我國廉價勞動力在國際貿易中的劣勢分析
我國勞動力的低成本很大程度上可能源于低效率，因此所謂的低成本優勢也就要小得多甚或不存在。其原因在于：
首先，雖然發展我國家勞動密集型產品因其工資低而勞動力成本較低，但發達國家面臨國內充分就業的壓力，會以各種壁壘阻礙廉價的勞動密集型產品進入。如配額，反傾銷稅和各種各樣的技術標準都部分抵銷了廉價勞動力的比較優勢。1996年至今，我國已經連續8年成為世界反傾銷頭號目標國。世界貿易組織公布的2003年年度報告指出，去年全球貿易有所恢復，但貿易保護主義有所抬頭，我國成為反傾銷的重災區。
其次，加入世貿組織后，隨著跨國公司在我國的部署，中外企業同時享受著廉價勞動力的優勢，如果勞動力素質不能獲得一個全面的提升，勞動力的市場供給必然會出現結構性的短缺，也就是說，勞動力市場可能會充斥大量沒有就業機會的勞動力，但是企業迫切需要的崗位卻沒有合適的人選。勞動力市場的供求關系必然會因為這種結構性矛盾而趨于緊張，勞動力的價格水平也會隨之上漲。到那時，豐富的勞動力供給的優勢也就蕩然無存了。20世紀80年代，我國經濟增長對就業的拉動作用較大，但90年代以來逐步減小，已經降低了2/3。平均工資上升過快、勞動力成本的提高，會導致投資者將通過增加資本和技術投入，而不是勞動力投入來獲取利潤的增長。我國改革開放以來，城市職工的平均工資上升較快，導致就業不充分。比如2002年城鎮職工工資上升約14%，大大高于經濟增長率的水平。這實際上是降低了我國勞動力的競爭優勢。
學者胡鞍鋼曾表示，工資增長過快會導致資本的有機構成提高，人均資本，特別是人均凈資本向資本密集的方向延仲，它不是吸納勞動力，而是排斥勞動力；而目_正規部門工資增長過快，不利于整個部門的就業。美國經濟高速增長的10年累計下來，工資也不過增長了12個百分點，而我國2002年一年就增加了14%。的確如此，我國的正規部門特別是公共機構如政府工資增長過快，導致一些部門，如文教衛生等的工資跟著增長，它只利于正規部門的少數人就業，不利于非正規部門以外的人就業。這也是很多發展我國家勞動力眾多，卻無法成為資源優勢的原因之一。而且如果沒有形成一個一體化的勞動力市場，沒有勞動力的流動，勞動力的供求關系就有可能在局部地區失衡，從而出現工資水平上升的情形，勞動力資源的優勢就會大打折扣。
再次，如果單純依靠增加勞動密集型產品來出口擴張，極易陷入“貧困化增長”的陷阱。
一般而言，在封閉的經濟條件下，經濟增長與福利增加是正相關的，即經濟增長越快，國家凈福利增加就越大，然而在開放的經濟條件下卻可能出現相反情況，即如果偏重于出口的經濟增長造成該出口世界價格下降、貿易條件惡化，使消費者福利的增加不足以抵消生產者福利的減少，導致國家凈福利惡化，出現‘貧困化增長”。所謂貿易條件就是國際貿易中的交換比率，反映了專業化國際分工所導致的世界范圍內產出的增加在貿易伙伴問的分配關系。一般而言，一個國家的福利隨著貿易條件的改善而上升，隨著貿易條件的惡化而下降。通常貿易條件用一國的出口價格指數除以進口價格指數來表示，因此，又稱價格貿易條件。最早把貿易條件與國家經濟福利變化、貿易戰略選擇聯系起來的是著名的發展經濟學家普雷維什和辛格，他們從發展我國家出口初級產品、發達國家出口制成品這一貿易格局出發，提出了初級產品貿易條件長期惡化的觀點，原因在于初級產品需求疲軟和技術進步的利益不能在發達國家與發展我國家間平均分配。
三、提高我國廉價勞動力國際競爭力的對策選擇
進入二十一世紀，也進入了全球化的市場，在生產要素全球配置的大趨勢下，生產要素的生產效率得到極大的提高，技術擴散和知識的傳播以空前的速度在進行，這為世界提供了豐富的物質資源，也能夠在更大程度上滿足了人們的需要。隨著物質需求的不斷滿足，人們的需求也開始逐漸轉向一些新的領域和新的層次，這些需求滿足對于勞動力的素質要求更高，也更需要高水平的勞動力。知識經濟的到來為我們指出了發展的方向，在新時代中對知識人才，對勞動力的素質要求或者知識技能水平的要求會越來越高，要滿足產業發展的需求，在經濟競爭中取得優勢，使產業在全球環境中保持快速的增長，需要大力推進勞動力的發展。也只有大力發展勞動力水平，才有可能實現跨越式發展，縮短與發達國家之間的差距。
1、利用廉價勞動力的比較優勢，促進產業升級，提高產業競爭力
產業的競爭力集中表現為企業能否辨析內外部資源，并充分應用優勢資源搶占市場，獲取盈利的能力。在我國，發展勞動密集型產業，充分利用勞動力的充裕條件形成的低成本優勢，無疑具有巨大的現實意義。
（1）勞動密集型產業具有成本低、利潤高、風險小的特點，有利于企業
積累資金，涵養人才，增長經營經驗，在推動經濟增長的過程中逐步為高科技工業的生長準備條件。勞動密集型產業的發展與轉向新經濟的準備是并行不悖的。廣東省南海市昭信企業集團在發展密集型產業的基礎上，與第二軍醫大學合作研究生物科技項目，利用生物醫藥技術開發人發膠蛋白人工腱，就顯示了勞動密集優勢產業與發展培植未來高科技產業的關系。
（2）勞動力充裕的條件，還有利于形成巨大的生產、制造基地。據預測，21世紀，我國將成為世界最大的制造業基地。目前，我國已成為吸引外資最多的國家。充分利用這一機遇，有選擇地引進外資，培養產業群落，形成范圍經濟和規模經濟，推進企業并購、重組與戰略聯盟，重視資本運作，形成優勢互補、分工協作的有機整體，有利于降低企業的經營風險。并且還可以利用跨國公司的全球化戰略，發展加工貿易，減少進入國外市場的學習成本，并發揮技術外溢效應，提高企業競爭力。
（3）發達國家和地區的發展經驗也說明勞動密集型產業曾是它們的支柱產業。參照韓國和我國臺灣地區的發展歷程，在直到上世紀80年代中期，勞動密集型產業都是其經濟總量的重要來源。到80年代后期，當它們的國民素質、受教育的水平提高后，它們才開始向高科技工業轉型。此時它們已具備了相當雄厚的人力資源基礎。如1998年我國的臺灣每一萬人口中有大、中專畢業生1010人，韓國1998年每一萬人口中大、中專畢業生就有1273人。在尚無人力資本條件時，大力發展高科技工業去取代勞動密集型產業，會造成經濟倒退，前后失據。新加坡1985年就因采取這樣的行政手段，趕走勞動密集產業，曾使經濟一度受挫。
2、克服廉價勞動力的比較劣勢，促進國民經濟持續穩定發展
國民經濟持續穩定地發展取決于總供給與總需求的平衡，取決于經濟運行的質量，取決于國民福利和勞動者素質的提高。
（1）控制人口增長，提高人口素質。要把強大的人口負擔轉化為人力資本，不僅要在數量上進行控制，堅持“計劃生育”國策不動搖，更重要的是要在質量上改善，推行“科教興國”戰略，提高國民素質，才能提高勞動力的邊際產出，改善勞動力的收入狀況。目前，我國的國民素質和受教育程度依然較低，受過大學教育的人數占總人口的比例低于發展我國家平均水平，與受教育程度相關的誠信意識、合作意識、創新意識和法制意識仍較淡薄，道德風險、違約風險極大地影響了企業的發展。因此要加大對教育的投入，重視教育的基礎作用，才能使經濟的增長方式轉變到依靠提高勞動者素質的軌道上來。
（2）繼續完善社會保障體系，確保下崗職工和弱勢群體的基本生活和失業保險，做好就業和再就業工作，減輕農民負擔，增加農民的實際收入，通過優化農業產業結構，更新農業生產技術，走集約化經營道路，確保農民增收，維護社會穩定和改革發展大局，最終提高國民福利，擴大內需，實現第三步戰略目標。
3、推進人力資源優勢由數量型向質量型的轉化
當我們把勞動力的數量和質量區別開來，把勞動力資源視為非技術性簡單勞動和技術性復雜勞動的總和加以考察時就不難發現，我國其實是一個高技能勞動力資源相當貧乏的國家。20世紀90年代以來，盡管我國教育投入增長幅度較快，但總體投入水平低的狀況并未得到根本改變。教育發展的滯后性對經濟的影響是顯而易見的。大量吸收外資金彌補了國內建設資金的缺口，帶動了先進技術設備的引進，但我國反映技術進步的全要素生產率對經濟增長的貢獻率卻未能相應提高，僅為28.7%，低于韓國的38.4%，日本的55.2%，美國的47.8%，德國的55%。它不僅低于發達國家和新興工業國家的水平，也低于發展我國家35%左右的平均水平。隨著現代生產對知識和技術的要求越來越高，對使用復雜生產資料的勞動力的專業技能的要求也越來越高，教育作為最重要的“無形資本”，對未來經濟增長的功效和約束將愈加突出。
事實證明，在以產業結構高度化為特征的知識經濟的競爭中，任何國家都不擁有知識方面的“自然的”優勢或劣勢，物質資本存量也不是經濟增長的唯一制肘，“人為的”教育水平和人力資源質量最終決定其在國際分工中的地位。因此，我們必須確立科教興國的發展戰略，大力發展教育，加大人力資本投資，重點普及義務教育，積極發展職業教育和成人教育，努力提高人力資源的整體教育水平。只有堅定不移地推進人力資源優勢由數量型向質量型的轉化，我國才有可能在未來的知識經濟競爭中爭得有利的國際分工地位，獲得更大的比較經濟利益。
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【關鍵詞】對外貿易；進出口；經濟增長
1.引言
目前有關我國對外貿易的經濟增長效應的實證研究不僅未能得出一致結論，而且仍然存在以下問題：首先，大部分研究只對進出口額與GDP進行簡單回歸分析，沒有對時間序列平穩性進行檢驗，非平穩時間序列可能導致偽回歸；其次，在數據處理上沒有考慮到物價水平對統計量的影響，使用未處理過含有物價影響的統計量，對外貿易對經濟增長的作用可能會被放大或縮小；最后，許多研究僅考慮出口對經濟增長的影響，而忽略了進口。實際上進口與出口是兩個相互影響的變量，它們對一國經濟增長都能產生影響。進口更多受到國內因素的影響，同時進口反過來又可以影響國內消費、投資、出口需求等，而出口更多受到國外因素的影響，它反過來也可以影響國內消費、投資、進口等，因此，僅僅用凈出口衡量貿易對經濟增長的作用是不合適的，它基本上是按照凱恩斯國民收入恒等式把進口當作國民收入漏出來處理。
本文將在平穩性檢驗、數據處理和變量選取上進行一定改進，分析我國貿易、進出口是否促進我國經濟增長并進行格蘭杰因果檢驗。
2.模型的建立與實證分析
2.1 數據的選擇與處理
本文研究對外貿易與經濟增長相關關系時采用出口總額（EX）、進口總額（IM）、進出口總額（TOTAL）三個指標來反映對外經濟貿易的狀況，同時通過宏觀經濟總量指標國內生產總值（GDP）來衡量經濟增長。樣本數據選取了1980年-2010年年度數據31個，這些數據均來自《中國統計年鑒》。然后，我們以1980年為基期的消費物價指數對國內生產總值、出口總額、進口總額、進出口總額進行平減，以消除物價因素影響，
本文采用一般分析方法：根據樣本數據資料建立合適的模型進行回歸分析。傳統簡單回歸分析一般假設時間序列是平穩的，但現實中經濟時間序列往往是非平穩的，就像前面趨勢圖所揭示那樣，數據存在變化趨勢，這就意味著用傳統回歸分析會產生偽回歸現象。為了使研究更有價值，更符合現實，需要對時間序列進行平穩性檢驗。
為了數據趨勢線性化，對實際國內生產總值（RGDP）、實際出口總額（REX）、實際進口總額（RIM）以及實際進出口總額（RTOTAL）取自然對數，這種變換不會改變原來數據的協整關系，分別用LNRGDP、LNREX、LNRIM、LNRTOTAL來表示自然自然對數的實際國內生產總值、實際出口總額、實際進口總額以及實際進出口總額。
2.2 時間序列平穩性檢驗
（1）采用最為常用單位根檢驗—ADF檢驗。實際國內生產總值（LNRGDP）與實際進出口總額（LNRTOTAL）的ADF檢驗.
注：①檢驗類型中c，t，k分別表示截距項、趨勢項和滯后期數，0表示不含有；②表中的臨界值是由Eviews自動生成的，表示10%顯著水平下的臨界值；③DLNRGDP、DLNRTOTAL分別表示LNRGDP與LNRTOTAL的一階差分值。
（2）實際國內生產總值（LNRGDP）、實際出口總額（LNREX）與實際進口總額（LNRIM）的ADF檢驗。
（1）（2）兩步的ADF單位根檢驗結果表明在選擇截距項、趨勢項以及10%的顯著水平下原始序列的ADF值均大于臨界值，說明原始時間序列都是不平穩的；在選擇截距項以及10%或者1%的顯著水平下一階差分序列的ADF值均小于臨界值，可以認為原始時間序列在一階差分后達到平穩，即原始時間序列具有一階單整性，因此，實際國內生產總值與實際出口額、實際進口額、實際進出口總額之間可能存在長期均衡的穩定關系，下面利用協整理論就對外貿易與經濟發展關系進行定量分析。
注：①檢驗類型中c，t，k分別表示截距項、趨勢項和滯后期數，0表示不含有。②表中的臨界值是由Eviews自動生成的，其中*表示1%顯著水平下的臨界值，其它的表示10%顯著水平下的臨界值。③DLNRGDP、DLNREX、DLNRIM分別表示LNRGDP與LNREX和LNRIM的一階差分值。
2.3 協整分析
由時間序列平穩性檢驗可知，實際國內生產總值、實際進出口總額、實際出口總額與實際進口總額為一階單整性，于是對上述四個變量的一階差分（見下表）進行協整分析。
協整這一概念是由恩格爾-格蘭杰（Engle-Granger）在20世紀80年代提出的，而協整關系的研究在80年代末90年代初也成為計量經濟學理論的一個重大突破，它是對非平穩經濟變量長期均衡關系的一種統計描述。如果一組非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協整的，這個線性組合被稱為協整方程，表示一種長期均衡關系。如果經濟變量間存在一種長期均衡狀態或者說經濟系統具有內在均衡機制，那么在不斷出現非均衡誤差的過程中，內在均衡機制就會不斷地去消除偏差，以維持經濟系統原先的均衡狀態。目前關于協整關系的檢驗與估計有許多模型，主要可以分為兩種方法：一種是恩格爾-格蘭杰（Engle-Granger）兩步檢驗法，首先用最小二乘法對變量進行協整回歸，然后再把線性回歸所得到的殘差進行單位根檢驗，若殘差序列是平穩的，則說明存在協整關系，否則就不存在。另一種是約翰森（Johansen）的極大似然檢驗法，通過計算似然比統計量來確定協整方程的個數。由于文中數據選取的只有31個樣本，屬于小樣本，所以本文采用第二種Johansen的極大似然檢驗法。
檢驗結果顯示：在1%的顯著水平下，DLNRGDP與DLNRTOTAL之間存在協整關系。同理，從后面三組協整邊量的跡統計量與臨界值的對比中可以看出DLNRGDP不僅分別與DLNREX、DLNRIM具有協整關系，DLNRGDP還同時與DLNREX和DLNRIM三者之間具有協整關系。總之，由上述協整分析我們可以得出經濟增長與出口、進口、進出口之間都存在著長期穩定的均衡關系。
（1）估計有關DLNRGDP 與DLNRTOTAL 的協整方程：
DLNRGDP=0.150346*DLNRTOTAL+0.073411 ①
t 值： （2.842700） （7.007071）
協整方程①表明，從長期看，實際國內生產總值與實際貿易總額之間存在穩定均衡關系，實際貿易總額每增長一個百分點，實際國內生產總值就增長0.15個百分點。
（2）估計有關DLNRGDP 與DLNREX、DLNRIM 的協整方程：
DLNRGDP=-0.035691*DLNREX+0.166932*DLNRIM+0.077537 ②
t 值： （-0.585669） （3.193279） （7.579308）
由回歸分析得到的②式，常數值和DLNRIM系數的顯著性都很高，但是DLNREX系數的t值不高，并且為負值，效果不好。同時，方程的擬合優度指數為0.33，也不是很高，于是，對DLNRGDP與DLNRIM進行一元回歸分析。
（3）估計有關DLNRGDP和DLNREX的協整方程：
DLNRGDP = 0.079238*DLNREX + 0.083776
T值 （1.384858） （7.170295）
由一元回歸方程的T值可知，DLNREX的回歸系數不顯著，同時方程的R指數只有0.068696，因此說明，實際的出口值與實際的GDP沒有太大的關系，因此，實際出口值對于GDP的影響可以直接剔除多元回歸模型之中。
2.4 格蘭杰（Granger）因果檢驗
協整檢驗結果說明我國對外貿易與經濟增長之間存在長期均衡關系，但與二者相關關系不能確定因果關系一樣，這種均衡關系也并不能確定對外貿易與經濟增長之間的因果關系，即是對外貿易推動經濟增長還是經濟增長帶動對外貿易的發展。為了驗證二者之間的因果關系，我們利用格蘭杰（Granger）因果檢驗進行分析。格蘭杰因果檢驗是確定一個變量是否能預測另外一個變量。如果變量x能預測變量y，即根據y的過去值對y進行自回歸時，如果再加上x的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱x是y的格蘭杰原因；否則成為非格蘭杰原因。其數學模型為：
有約束條件回歸：yt=c + Σαi yt-I + Σβj xt - i + ut
無約束條件回歸：yt=c + Σβj xt - i + ut
通過格蘭杰檢驗就可以知道兩個經濟變量之間是單向因果關系，互為因果關系，還是相互之間沒有任何關系。
檢驗結果：
（1）實際進出口總額（LNRTOTAL）不是實際國內生產總值（LNRGDP）的格蘭杰原因。實際國內生產總值（LNRGDP）是實際進出口總額（LNRTOTAL）的格蘭杰原因。
（2）實際國內生產總值（LNRGDP）是實際進口（LNRIM）、實際出口（LNREX）的格蘭杰原因，實際進口（LNRIM）、實際出口（LNREX）不是實際國內生產總值（LNRGDP）的格蘭杰原因，實際出口與實際進口難以判斷。
3.結論
我們對進出口與GDP值進行時間序列平穩性檢驗，用實際GDP，實際進出口額代替名義GDP和名義進出口額，剔除了物價影響；在此基礎上，分析我國貿易、進出口是否促進我國經濟增長，并進行格蘭杰因果檢驗，得出主要結論：進出口總額、進口額、出口額與經濟增長之間存在較強的相關關系，盡管各自增長是非平穩的，但通過協整檢驗分析可以得出經濟增長分別與進口、出口及進出口之間存在長期穩定均衡關系；從協整方程可以看出進口與出口長期對經濟增長都有促進作用；格蘭杰因果檢驗表明從總體上看，對外貿易與經濟增長只存在單方向因果關系，即出口，進口的擴大不是經濟增長的原因但經濟增長是出口、進口擴大的原因，這可能與我國經濟增長方式和技術進步類型有關。
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