中国的汇率和贸易收支平衡外文翻译资料

英语原文共 14 页，剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料

中国的汇率和贸易收支平衡

JOSEF C. BRADA

亚利桑那州立大学经济系商学院

美国 亚利桑那州85287-3806

ALI M. KUTAN
南伊利诺伊大学 - 爱德华兹维尔

苏周
德克萨斯大学 - 圣安东尼奥

摘要：本文考察了中国的实际汇率对贸易收支的影响。我们发现，从短期和长期来看，贬值有助于改善贸易平衡。本文使用1980年到1989年的季度数据，发现大部分贬值反应发生在一年以上期间，没有J曲线效应。这些结果表明，两层价格体系等中国经济开放措施使汇率能对贸易进行有效的间接管制。

1、简介

东欧国家和包括前苏维埃共和国在内的社会主义经济体系所有改革的一个关键问题是政策制定者在改革进程中什么时候开始取消使用定量的微观控制和诉诸间接宏观经济政策工具如利率，金钱供应和汇率。对这些特别重要的经济体从统治切换到西方宏观管理，因为改革的关键是在快速回归时期量化控制回归创造市场的过程和自主的，以利润为导向的企业。此外，在危机时期采用直接控制，破坏了宏观经济政策工具的信誉，并重新形成了限制对企业具有明确的微观约束力的企业的预算约束条件。在本文中，我们借鉴了中国通过间接政策措施管理贸易平衡的经验，最重要的是汇率变化。我们发现，即使中国的改革既不是货币的可兑换性，也不是国有企业的广泛私有化和废除规划，它似乎创造了一种制度，即经济主体的自主权和价格的运作足以使汇率和国内经济活动水平的变化，有系统地影响贸易平衡。虽然中国的经验在某种程度上是独一无二的，但它确实表明，东欧关于国有企业和新兴私营部门对出口价格变动的供应反应的悲观情绪可能是无理的，即使没有很多在发达市场经济体中实行货币、财政和汇率政策的机构，这样的政策可以在相对不发达的地区产生预期的效果制度设置。中国改革的关键因素是使贸易平衡适应汇率政策，是决定许多贸易单位的权力下放和市场运作，以确定边际的价格。对大量贸易商的决策权力下放对于创造竞争力至关重要价格敏感的交易者，也使中央难以利用数量限制或道德上诉来影响进出口决定。在中国，这种权力下放始于20世纪70年代，一些出口的控制权在1978年12月被授予省政府，最初事实上是正式的（雷诺兹，1987年，第483页）。1980年代以来，对出口的控制下放继续下去，几乎没有中断，到1989年，已有6000多家外贸公司（世贸组织，1990年，第79页）。在经济特区成立的企业贸易商人数进一步增加。一些进口的地方控制在1981年正式化，在八十年代期间，中央计划出口的数量有所减少。1981年，向外贸部门引入责任制进一步增加了区域和市政机构和FTC进行国际贸易的自由，以应对感觉到的激励。

改革的第二个关键因素是通过汇率联系国内外价格，建立国内价格制度，至少反映出供给力量和需求。价格自由化，像贸易体制改革一样，始于1979年，引入了“浮动”和“范围”价格体系，并在1982年继续得到更广泛的应用。此外，价格可能“浮动”或“范围”的锚点被更改以更好地反映市场力量。198年，农产品和轻工制品的价格开放，两层价格体系开始更全面地实施。在这个制度下，上述计划产出的价格可以自由应对市场力量，而计划产出的价格仍然受到行政管理。因此，货物价格在边际上的释放使得企业在边际上的决策对这些以市场定价的价格为准。因此，根据Byrd（1987，第295页），中国的经济制度正在顺利成为一种主要由市场决定而不是由指令性计划决定货物分配的经济行政管理。

同样，在对外贸易中，边际进出口以国内免费国内价格买卖，外贸交易的利润率反映了国内市场情况和汇率。因此，例如，世界银行（1990年，第90页）报道说，1989年官方汇率的真正升值导致了生产者出口利益的大幅度下降，以及FTC对出口生产者提供竞争性采购价格的竞争力。与此同时，在调查期间，外国价格兑换成国内价格和对这些差异采取行动的自由也是扭曲的。例如，虽然官方汇率是与贸易加权一篮子货币挂钩的管理浮动利率，但并不是所有交易都按照这种汇率进行。一些交易交易通过成立于1986年的外汇调整清算中心，使企业能够进行贸易外汇和外汇保留配额。同样，中央进口计划由一个制度实施许可证在确定进口量，特别是中间投入品的数量和组成方面继续发挥重要作用。虽然中国对外贸易制度的这些限制因素无疑有助于降低贸易自由化的福利增长潜力，但也不一定完全颠覆交易所的命运联系国内外价格的能力，也不可能不符合行政限制制度的货物的生产者和消费者，不能通过其行为在汇率和贸易平衡之间建立有效的联系。例如，尽管多种汇率制度可能扭曲决策，只要外汇调整中心的官方汇率和汇率在同一个方向上移动，那么即使交易者面临不同的外国价格，这些价格将会 正在朝着同一个方向前进。同样，即使一些商品的交易没有反应由于行政管理而导致的进出口价格变动，这些货物在我们的样本期间占进口的50％以下，而且在过去几年中出口的份额甚至更小。因此，自由货物的反应能力实际上可以使贸易对汇率平衡的问题似乎是值得的，尽管国家对贸易的控制仍然存在。

从图1可以看出，实际汇率与贸易流量之间确实存在着这种关系，这表明了实际汇率和出口对中国进口的比例。 由于中国在本报告所述期间贸易增长较快，我们重点关注关于出口与进口的比例（对数），看看可出口和进口的相对价格变化如何影响其相对数量。这就避免了中国实际汇率变化对外国市场迅速渗透的影响。

世界银行（1990年，第87页）得出结论，如果在改革后的中国经济中，“汇率（...）在出口和进口的水平和组成上起着重要作用”， 那么中国的贸易平衡模式就应该证实这样一个存在汇率与贸易平衡之间的系统关系。

2、贸易平衡的模式

我们在这里使用的贸易差额模型可以从相对广泛的假设下的进出口货物的国内外供需情况得出（Mann，1986; Rose and Yellen，1989）。由于中国贸易的长期增长得益于20世纪80年代的贸易自由化，我们将贸易实际的平衡B定义为实际出口与实际进口的比例，而不是它们的差异。这样我们就可以避免这个世俗的归因问题增加中国贸易量，从而导致出口和进口之间的潜在差异，仅仅是方程式的解释变量。

B = B(RER, yt, yw) (1)

其中实际汇率为RER

RER= (2)

yd =实际国内收入; yw =其余的实际收入世界; E =名义官方汇率（国内货币价格外汇）;pd =国内价格水平，pW =世界其他地区的价格水平。

正如我们已经讨论了实际汇率与贸易流动之间以及附注二的关系的合理性，我们在这里只讨论了收入变量的作用。现实世界收入YW被视为世界对中国出口需求的衡量指标，因此其系数预计为正。国内实际收入的作用yd在等式1的模型中更为模糊。一方面，它代表收入和经济活动水平，表明进口需求。也可以将其视为供应变量，衡量可出货物的供应量，从而难以先验地确定系数。 我们认为，在我们的估计程序中，我们将yd视为一个外生变量，因为从文献中可以看出，中国当局试图或者实际上掌握了手段来影响到货币和财政政策的水平。如果yd确实影响B，如果货币和财政政策之间存在联系，则存在利用货币和财政政策影响B的可能性。

估计模型的研究人员，如方程式1及其变体（Dornbusch和Krugman，1976; Miles，1979; Krugman和Baldwin，1987; Rose and Yellen，1989）通常采用明确允许汇率滞后值来影响贸易的规范平衡。这是因为汇率的贬值首先可能会因为国外发票而恶化贸易差额货币因为交易者对新亲戚的回应而滞后价格。但随着时间的流逝，反映新汇率的合约生效，出口和进口流量开始反映新的货币基础，导致贸易平衡有所改善。这种反应贬值的贸易差额越来越恶化的模式就是所谓的J-曲线效应。

3、实证结果

3.A.概观

对于中华人民共和国，使用1980年代的季度数据，对贸易差额和解释变量之间的关系进行了测试：1-1989：IV。数据源和定义的完整描述包含在数据附录中。我们的策略是首先检验依赖和解释变量之间是否存在稳定的长期关系通过协整检验。一旦出现长期关系存在的是，我们通过纠错模型来研究贸易余额对贬值的反应的短期动态，这种模型允许J-曲线对贸易差额进行贬值的反应。

3.B 协整和长期均衡

Johansen（1988）和Johansen和Juselius（1990）都针对一组变量存在的数量协整向量和关于协整向量元素的假设进行了测试。他们考虑一个p维向量自回归

(3)

可以重写为

(4)

(5)

并且

(6)

其中p等于正在考虑的变量的数量k2.矩阵H传达了传达的长期信息数据。

当0 lt;rank（//）= r lt;p时，则H可以分解成两个ptimes;r矩阵Q和R使得// = QR。矩阵R由r（p，1）协整向量组成，其捕获p个变量之间的长期关系，而Q可以被解释为向量矩阵纠错参数。

Johansen和Juselius（1990）提供了Q和R的最大似然估计量，以及最多有r个协整向量的假说的检验统计量。这是我们适用的这个程序方程1为了测试存在长期关系在B，RER，yd和yw的日志之间。然而，在这样做之前，首先需要建立单个时间序列的统计特性，因为许多用于协整测试的统计设备要求将所有变量整合为一阶变量，下面称为I（1）。

3.C 单位根测试

我们使用Dickey-Fuller（1979年，1981年）以及最近开发的Phillips-Perron测试来了解中国对数贸易平衡和实际汇率和国内和世界收入对数的数据。增强的Dickey-Fuller（ADF）测试要求，对于所考虑的每个变量，用Yt表示，形式的方程式的估计：

Y, = a PgYt-1 E clDY,_i ut (7)

没有时间的趋势和

Y~ = a bt P, Yt-, ~~ ciDVt-i Ur (8)

与时间趋势，其中DY，_ i = Y，-i-Y，-i 1，t = 1,2，...，S和u ,, u; 是错误项。 S是观测次数，L是滞后数，等于4。

我们采用了Said和Dickey（1984）的ADF测试程序，该过程涉及纯自回归（AR）过程的残差中的相关性问题，其中包括第一个差异的附加滞后作为回归。 这种AR校正是以牺牲为代价实现的必须估计其他参数，在我们的情况下，我们使用四个附加参数，因为我们使用季度数据，从而将滞后延长一年。

最近开发的Phillips-Perron测试（Phillips，1987）通过非参数校正来处理相关问题。 AR（1）模型通过OLS估计，并且检验统计量被校正或变换由由残差的OLS回归。 这种方法不需要估计额外的系数，因此在观察次数有限的情况下特别有用。

单位根测试的结果报告在表1中

报告公式7的结果，即没有时间趋势，而PanelB等式8，其中包含时间趋势。对于每个面板，我们报告了p，= 1或者0的零假设的四个测试的临界值p，= 1。前两个关键值是Dickey-Fuller t统计量（T i）和归一化偏差测试统计量（S（p - 1））。获得Phillips程序的Z（ta）和Z（ts）的临界值通过使用四个滞后自变量分别修改T和T〜。遵循类似的程序从中获得Za和ZsS（p，-1）和S（p，-1）。 Schwert（1987）提供了模拟ARIMA（0,1,1）结构中这些单位根检验的5％临界值。我们报告移动平均值的三个不同值的临界值参数，每个测试产生三个临界值。

在表1的面板A中，B的日志和解释变量的日志的估计统计量RER，yd，y〜不超过其对应的临界值。 因此，我们不能拒绝零假设，感兴趣变量的对数具有单位根
观察样本期。 在面板A中，我们还提供了系列日志的第一个差异的统计数据。 我们拒绝T〜，S（p，-1）和Z（ta）检验对于所有可能的临界值的零假设，
面板A，但是我们不能在Zs测试的基础上拒绝零假设。

Schwert（1987）认为，用于生成数据的不同过程影响最小的测试是增强的Dickey-Fuller测试，在我们的例子中，它不拒绝该假设。 因此，我们在A小组中发现，有力的证据表明，变量是固定的。

表1的面板B报告了在替代假设下数据在线性时间趋势下固定的情况下的单位根测试。 对于任何提出的测试，我们不能拒绝任何可能的临界值的单位根的零假设。

因此，我们的测试提供了强有力的证据，数据的对数是非平稳的，第一个差异是平稳的，这与宏观经济学文献（Nelson and Plosser（1982））。

3.D. 长期来看汇率和贸易平衡

由于方程式1中的所有变量都与第一项相结合，所以贸易差额与RER，ya和yw的协整是这些变量之间长期关系存在的必要条件。 表2报告了约翰森最大似然检验的协整结果。 表2中的结果表明，由于r = 0的检验统计量，存在10％显着性水平的一个协整向量大于临界值。

表2.存在r w协整向量的Johansen最大似然检验log B，log RER，log ya，log yW。

注意：关键值取自Osterwald-Lenum（1990）的表D.2。

之后的协整向量的最大似然估计归一化日志B作为因变量，产生

log B t = 3.343 log RER t -

剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料

资料编号：[26495]，资料为PDF文档或Word文档，PDF文档可免费转换为Word