复旦大学
硕士学位论文
中国经常项目与实际汇率冲击反应模式的研究
姓名：范士勇
申请学位级别：硕士
专业：金融学
指导教师：徐筱凤
20030501
ABSTRACT
ABSTRACT
Exchange rate policy is widely used by many governments to control the balance
of payments．But many current international trade theories，such as the elasticity
approach，have some limitation．As we can see，macroeconomic parameters are
interactional and interrelated．The depreciation and appreciation of the exchange rate
must have a certain effect on income and the income modified must also have a
certain effect on trade balance．So it is not comprehensive if we just use the
depreciation or appreciation of currency to control trade balance．In this thesis，I have
tried to use the system approach ofmacroeconomics．wit}1 the study ofresponse mode
of real exchange rate and the current account under economic shocks，to disclose the
10ng and short time effect and the inner relation between them．
Firstly,under the scheme of the adjusted two·country Mundell—Fleming model，I
have analyzed the effect of the real shocks and nominal shocks to real exchange rate
and the current account．Then with a VAR(vector auto—regressive)model which could
be identified，these two shocks could be separated from the vibration of China’s real
exchange rate and the current account．The response of real exchange rate and the
current account is discussed thereafter．
In this thesis，I have found two differences between the result in practice and
what we could get from the abstract theoretical model．The more important one is that
the real exchange rate of RMB does not have a tendency of depreciation in the long
run under the real shocks．Here，I have offered a reasonable explain to this paradox：in
actual，the real shocks is订adable good biased and this may lead to the fact that home
country’s price level rises instead of decreasing in the long run．On恤other hand．
different from what people always take for granted，there is no macroscopic causality
between the real interest rate and the current account definitely．The relation of real
interest rate and the current account under nominal shocks is different from that under
real shocks．
KEY WORDS：nominal shocks，real shocks，real exchange rate，the current account，
volatility
第一章绪论
第一章绪论
第一节导言
经济全球化是我们这个时代中最重要的经济趋势之一，而推动这一趋势的主
要力量来自于两个方面，即国际贸易的巨大增长和各国之问金融联系的加深。在
贸易方面，我们看到的是主要国家双边贸易量的持续增长和各种全球性或地区性
贸易组织的大量涌现：在金融方面，金融市场的一体化和跨国资本流动在经济生
活中发挥着日益巨大的影响，各国货币当局在不断加深合作。
各国之间经济联系的加深使得有关的政策和经济分析必须考虑国际因素的
影响。在开放经济条件下，一国内部的诸经济变量必然会受到其他国家经济事件
的影响，其中价格、汇率等名义变量对于国外冲击的反应更明显和直接一些，而
产出等真实变量的反应往往有一个滞后期。一般而言，贸易和金融联系越紧密，
不同国家的经济变量之间的互动也越明显。中国自改革开放以来，与其他国家的
贸易关系有了很大发展，90年代以来中国进出口总额占GDP的比重平均达到了
35％左右，出口占GDP的比重平均为18．7％，进口占GDP的比重平均为16．8％，
按一般标准来衡量，中国的对外开放度已经相当高。与此同时我们的一个直观感
受是：中国经济受国外因素的影响也越来越明显。随着国际贸易相对于世界总产
出的比重的不断上升，贸易在传播国际经济波动中的作用也越来越引起人们的重
视。由于贸易项本身就构成了总产出的一部分，因此对贸易本身波动特征的研究
对于理解整个宏观经济的波动、进行经济预测和政策调整有重要意义。
图1：进出口占GDP比例的变化
0·5
0·4
0·3
0-2
0·1
O
鸢
4
笙二里笙堡
第二节问题的提出
1997年爆发的亚洲金融危机对中国的对外贸易有显著的影响，虽然中国的外
贸情况正在逐步恢复和发展，但是我们事先并不清楚这种恢复所需要多长时间。
从数据上看，1999年以来，中国的出口的增长率有所回升，但是这种改善究竟
是暂时性的昵，还是预示着中国外贸的全面恢复昵?亚洲金融危机的影响究竟何
时结束呢?对这个问题一直存在着很大的争议。引起争议的一个重要原因是，尽
管大家都大致知道哪些因素(例如价格效应和收入效应)对中国的外贸发生了影
响，但由于缺乏对中国贸易的定量研究，这些因素孰先孰后，孰重孰轻，对主要
贸易变量各有什么影响，这些并不是很清楚。我查过国内相关的文献，发现不仅
是对这次东南亚金融危机对中国的影响没有很好的定量研究，对改革开放20年
以来中国主要贸易变量的波动模式也没有好的定量研究。这促使我产生了做这样
一项研究的想法。
我们知道，引起一国贸易波动的因素大致可分为：汇率变动(名义或或者实
际汇率)、需求变动(本国需求或者国外需求，财政政策或者货币政策)、供给变
动(本国供给或国外供给，资源因素)和技术变动等等。但是汇率变动本身也并
非是原生性的。如果进一步细分并为简便起见，我们可将上面的变动因素分为两
大类：真实冲击(real shock)和名义冲击(nominal shock)。中国外贸的任何变
化都应当是这两类冲击综合作用的结果。本文的主要研究问题是：
夺我们实际能够观测到的只有贸易变量的变动，如何对这些数据进行处理，
从中分解出真实冲击和名义冲击?
夺中国的贸易变量对这两类冲击的反应模式分别是怎么样?
夺这两类冲击对中国贸易变量影响的相对重要性如何，是否存在着时间上
短期和长期的区别?
第二章相关概念及理论综述
第二章相关概念及既有理论综述
第一节经常项目的概念和我国经常项目的基本特征
所谓经常项目，它是由有形贸易和无形贸易两部分组成。有形贸易包括商品
进口与出口。由商品进出口而引起的收支，叫做有形贸易收支，简称贸易收支。
通常在国际收支平衡表中，贸易收支所占比重最大，对国际收支状况起着决定性
的作用。由商品进出口收支所引起的差额称为贸易收支差额。如果商品进口支出
大于商品的出口收入，则称为贸易逆差或入超，反之称为贸易顺差或出超。
无形贸易主要包括劳务收支(如运输、保险、银行、邮电、通讯、旅游和对
外服务等收支)，投资收支(国际间贷款与投资的利息，股息和利润等收支)和转移
支付，包括私人转移支付和政府转移支付(主要为经济援助赠予和战争赔款等)。
有形贸易差额和无形贸易差额合在一起就构成了经常项目收支差额，即：经
常项目收支差额=贸易收支差额+无形贸易收支差额。
如果我们视劳务收支和投资收支为一些特殊商品的进出口收支，那么一国或
一地区为外国提供劳务和在国外投资所获得的收入的概念就等同于因商品出口
所引起的收入的概念。而本国或本地区利用外国提供的劳务所支付的外汇以及用
外汇支付给外国在本国投资与贷款的利息，股息和利润可以认为是进口商品的支
出额。另外，我们知道，随着一国或一地区收入水平的提高，对外转移支付亦将
相应地增加，因此，可以将它并入进口类。将经常项目中的无形贸易视为一些商
品的进出口收支，对于经常项目中无形贸易的分析就可以统一到已有的国际贸易
理论与方法(进出1：3理论和方法)下，与贸易收支进行类似的研究，能认识到这
一点非常重要。
改革开放以来，我国的经常项目随着我国对外经济交往的不断扩大和国内
经济、金融体制，特另4是外汇管理体制的改革而不断的发生着变化；从其变化的
态势上，可以大体上分成三个阶段：
(一)第一阶段1979年至1993年
这一阶段，我国开始改革开放，对外经济交往在总量上增加，在形式上也
呈现多样化。1979年，我国外汇体制进行了改革，开始实行外汇留成制度。1980
年我国相继恢复了在国际货币基金组织和世界银行的合法地位，为满足国际货币
基金组织的要求，开始编制国际收支平衡表，1985年9月正式对外公布了我国
1982年至1984年的国际收支平衡表。
这一阶段国际收支中经常项目有如下的特点：收支总量以较快的速度增长，
结构也呈现出多样化；从差额分析角度来看，波动十分明显。经常项目对于国际
收支的影响是决定性的：从1982年到1993年的12年中经常项目有8年顺差、4
6
第二章相关概念及理论综述
年逆差，相应的8年国际收支总体顺差、4年逆差。
(二)第二：阶段： 1994年至1998年
为了促进市场经济体制的建立和进⋯步扩大对外开放，1994年国家在财
税、金融、投资、计划、外贸等领域出台了一系列改革措施，外汇体制改革也使
这些改革措施的内容之一。在外汇领域，人民币汇率并轨，实行银行结售汇制度
并且建立了全国统一的银行间外汇市场，实现了人民币经常项目下的有条件可兑
换。随着这些改革措施的逐步落实，我国国际收支和经常项目状况也有了显著的
变化。
经常项目的持续顺差，伴随着金融项目的持续顺差，从而使得国际收支总
体保持了顺差。服务和收益逆差逐年扩大，服务和收益项下从1993年起出现逆
差，自1997年起每年逆差均超过200亿美元，其中1／4的逆差来自服务贸易，
3／4的逆差来自收益项下。这是我国服务业对外开放和引入外资规模持续增长的
结果。特别要注意的是1998年由于亚洲金融危机的爆发，全球经济增速放缓对
我国造成了一定的负面影响。由于我国政府采取了积极有效的调控政策，国内经
济持续平稳发展，当年我国经常账户仍旧保持小幅顺差。
(三)第三阶段：1999年至今
从1998年末开始，我国经常项目就出现了一些带有趋势性的特点：经常项
目顺差规模下降，以对外货物贸易顺差下降为主。其中1999年，我国经常项目
实现顺差156．67亿美元，与98年相比下降了47％。按照国际收支口径，货物贸
易总额3532．26亿美元，比1998年增长10％，其中出口1947．16亿美元，增长6％，
进口1585．1亿美元，增长18．2％，货物贸易顺差比1998年下降了104亿美元，降幅
达22％，占经常项目顺差下降额的76％。服务贸易收支逆差有所扩大，1999年服务
贸易支出较上年增加了8％，在服务贸易收入与上年基本持平的情况下，服务贸易
总体逆差增加26亿美元，比1998年上升52％，成为我国经常项目顺差下降的另
一个重要的结构性原因。
第二节实际汇率的概念和我国实际汇率理论构造
名义汇率对于经济有一定的影响，但是更直接影响贸易收支，资本流动等
经济行为的，是实际汇率。而对于实际汇率，姜波克，俞乔，金中夏，陈学彬等
学者对其定义都有着不同的见解。下面简单的进行概述并期望在此基础上给出自
己取舍。
金中夏认为“实际汇率是贸易品的价格与非贸易品价格之比⋯⋯它的变化
第二章相关概念及理论综述
直接影响到资源在这两大部门之问的流动⋯政策使用不当会导致实际汇率偏离
均衡水平，从而导致实际汇率的‘错位’⋯⋯实际汇率的‘错位’会导致宏观经
济的失衡”。“人民币对美元实际汇率的错位，从宏观政策角度来说，是由于在贸
易自由化、外汇管制放松而且货币政策放松的情况下，名义汇率未能充分贬值。
因此，在贸易自由化和向货币可兑换过渡的过程中，应使得名义汇率适当贬值”
o
俞乔认为“人民币实际汇率是将国外商品的外币价格换算成为本币价格后
与国内商品价格的比”，“从1993年以来，人民币实际汇率已经被高估⋯⋯持续
高估的人民币实际汇率显著地加强了国外商品在我国市场上的价格优势，同时削
弱了我国产品在主要国际市场上的竞争力⋯东南亚金融危机以后，稳定人民币
汇率属于权宜与过渡性政策，它的政治内涵远超过经济要求，有关当局应根据变
化了的外部环境对现行的汇率体制和汇率政策作出必要的调整”。2
陈学彬不同意俞乔的观点，他认为“人民币对美元实际汇率不是高估，而
是低估⋯⋯”两位学者计算实际汇率的方法不同，陈学彬认为“确定实际汇率的
方法有两种：一种计算绝对购买力平价，一种计算相对购买力平价⋯⋯所谓某种
货币实际汇率高估⋯⋯如以直接标价法来表示，则为实际汇率高于其名义汇率”。
危机之后，人民币兑美元名义汇率高于购买力平价，人民币实际汇率不是高估而
是低估，因此，人民币无需贬值。3
姜波克认为实际汇率是相对于名义汇率而言的，可以有两个定义。如果考
虑通货膨胀(抵消贬值的效果)，实际汇率是扣除各国物价变动后的名义汇率；
如果研究出口补贴(对出口的作用相当于本币贬值)，实际汇率是包含了出口补
贴的名义汇率。两个实际汇率常常被用来研究汇率调整、倾销调查与反倾销措施
对贸易收支的影响。4
有上述各位学者的表述中，对于实际汇率的构造，可以大体分为三种1．购
买力平价，购买力平价实际汇率是将实际汇率作为一国总体价格水平相对于另一
国的量度。作为总体价格水平的组成部分，非贸易品价格变动会影响实际汇率；
另一方面，当非贸易品在总体价格水平的份额发生变化时，会影响到非贸易品价
格变动所带来的实际汇率的变动幅度。2．依附经济实际汇率依附经济实际汇率
是将实际汇率表示为本国可贸易品和非贸易品之间的对比关系。即e=Pt／Pn。其
中Pt为本国贸易品价格，Pn为本国非贸易品价格。由上式的微分形式可以看出
依附实际汇率与非贸易品价格负相关。依附经济实际汇率能更好的反映一国资源
1见会中夏“论中国实际汇率管理改革”，《经济研究》1995。3
：见俞乔“购买力·F价，实际汇率与国际竞争力” 《经济研究》2000
3陈学彬“近期人民币实际}L率变动态势分析，《绎济研究》1999 3
4姜波克《国际金融新编》复旦人学出版社1997年10月版pp53
8
第二章相关概念及理论综述
在贸易品和非贸易品之间的分配，也就是当非贸易品价格下降从而引起实际汇率
的上升时，资源从非贸易品部门转移到贸易品部门，反之亦然。3．相比较前两种
贸易条件出发构造的实际汇率，姜教授所定义实际汇率既不是商品的相对价格，
也不是购买力平价，而是考虑了相关经济因素(通货膨胀，出口补贴)影响的名义
汇率。
另一方面，在实证研究中，通常的做法是当样本取自发达国家，则往往使
用购买力平价实际汇率；当样本取自发展中国家，则往往采用依附经济实际汇率。
这样做的理由在于一般而言，发展中国家非贸易品在总体价格中的份额较发达国
家大得多，而且发展中国家非贸易品和贸易品的价格指数以及它们在总体价格水
平中的份额都很难构造。Mohsen Bahmani-oskooee对22发展中国家的实际汇率
进行了构造5，我们接下来考察他的方法。他采用实际有效汇率来代替实际汇率，
令国内CPI(消费物价指数)代替国内非贸易品价格指数，国外消费价格指数与
名义汇率的乘积代替贸易品价格指数。具体方法如下：
(1)计算双边实际汇率：R瓯，=(c尸，，×％／CPI,^f≠，
其中CPIj为J国的价格水平，CPIi为贸易伙伴国I国的价格水平，REXi J为实
际双边汇率，定义为以i国货币表示的J国货币价格。这罩唯一需要获得的指数
是发展中国家及其所有贸易伙伴国的消费价格指数CPI。
(2)将双边实际汇率指数化：IREX。，=怛戤名／REX：J×100
其中IREXij为实际双边汇率指数，上标0代表基期。
(3)将IREXij加权平均以获得J国实际有效汇率指数凡E髓，=Σ口，IREX，
其中m!Fxj为J国实际有效汇率指数，ajj为J国基期从其贸易伙伴国i国的进口
份额，而且￡aij=l。根据上述步骤可知：
R侧，=缸l㈣(CPI^jRo，／呱CPI,)),=_圳0]
而事实上，名义有效汇率也可以根据同组数据得出
一，=喜aql器枷0]
5 Bahnani．Oskooee．M‘‘Real andNominalEffective ExchangeRatefor 22LDCs：I 971：1-1990：4"，Applied
Economics,1995，25，59I一604
9
第二章相关概念及理论综述
第三节实际汇率影响经常项目的理论分析
由于已有的理论大都是讨论汇率影响贸易收支差额的，在本文的分析框架
下，把对经常项目中无形贸易的分析统一到已有的国际贸易理论与方法(进出口
理沦和方法)下，因而，对实际汇率影响经常项目的讨沦可以参照汇率影响贸易
收支差额理论分析。先对下文使用的几个重要概念简要说明一下：
汇率变化一般指的是货币的贬值、升值或是货币的下浮与上浮。货币贬值
指的是在固定汇率制下一种货币相对于另一种货币的价值的下降。反之，则称为
货币升值。货币的下浮与上浮则是在浮动汇率制汇率下发生的变动情况。如果汇
率变动后用本国货币表示的外国货币价格上升，称之为本币下浮。反之，称为本
币上浮。汇率通常有两种标价方法，直接标价法和间接标价法。这旱采用直接标
价法，即以本币来表示外币的价格，将外币当作基准货币，如1997年人民币对
美元的年平均汇率为828．98人民币／100美元。在计算汇率的变动幅度时，本币
汇率的变动幅度与外币汇率的变动幅度，其计算方法是不同的：外币汇率的变动
幅度=(当期汇率．基期汇率)／基期汇率*100％；而在计算本币汇率的变动幅度时，
应以本币为基准货币，将当期与基期单位本币的外币价格进行对比，这时使用的
是汇率的倒数，用公式表示就是：本币汇率的变动幅度=(1／当期汇率．1，基期汇
率)／1／基期汇率+100％，可简化为(基期汇率．当期汇率)／当期汇率·100％。举
例说明，1980年人民币年平均汇率为149．84人民币／100美元，1997年平均汇率
828．98人民币／100美元，则该期间内人民币贬值幅度为
(149．84．828．98)／828．98*100％=．81．9％。同期美元相对人民币升值
f828．98—149．84)／149．84+100％2453-2％。
(一)、汇率变动影响贸易差额的相对价格传导机制
汇率变动有两个相反的方向：汇率下降(本币贬值或下浮)和汇率上升(本
币升值或上浮)，人民币汇率在改革开放之后的大部分年份里处于贬值态势，故
理论分析部分只分析汇率下降的经济效应。其分析同样适用于本币升值的经济效
应，只是方向相反而已。
1．一价定律及贬值对进出口价格的作用
汇率的一个重要职能是价格转换，各个国家的商品，劳务和资产价格通过
汇率转换而具有可比性，并使得各国的国内价格与世界价格有机地联系在一起。
正因为汇率有价格转换的职能，货币贬值才会通过相对价格的变动而影响贸易差
额。汇率的价格转换职能表现为国际金融学中的一个著名的定律：一价定律，即
在自由贸易条件下，一件商品不论在什么地方出售，扣除交易成本(运输费用)
后，用同一种货币表示的价格都应该相同。用公式可以表示如下：
Pd=S*pf其中：Pd以本币表示的商品价格
O
第二章相关概念及理论综述
Pf以外币表示的商品价格s汇率
这个公式表明了商品的国内价格、国外价格和一国货币汇率水平三者之间
的关系。根据一价定律，一国的货币贬值后，通过汇率的价格转换职能，影响一
国的进出口价格。本国货币贬值，s变大，若出口商品的本国价格Pd不变，则出
口商品的外币价格会下降；同时，若进口商品的外币价格Pf不变，则货币贬值
后进口商品的国内价格会上升。在这种情况下，货币贬值后汇率传递是完全的，
即进出口价格变动的幅度与货币贬值的幅度相同。然而，大量的实证研究都表明，
汇率传递是不完全的，即一国货币贬值并不能同等程度的提高进口商品的本币价
格或降低出口商品的外币价格。特别是80年代以来，美元汇率大起大落，而美
国的进出口价格则相对稳定，这说明进出口价格对汇率的变动越来越不敏感，在
这种情况下，产生了解释汇率传递不完全原因以及其对国际贸易影响的汇率传递
(pass．through)理论。尽管存在汇率传递不完全的情况，货币的贬值确实会引
起一国进出口价格的相对变化。这是汇率变化影响贸易差额的相对价格机制发生
作用的第一步。
2．贬值后进出口数量的调整过程。
～国货币贬值后，首先会影响到该国的出口价格和进口价格，使得出口商
品的外币价格降低，进口商品的国内价格上升。这种价格的变化，通过供给与需
求的相互作用，会引起该国的进出口数量发生相应的变化。这种数量调整程度取
决于供求弹性的大小。若出口需求弹性和出口供给弹性均比较大，会使出口数量
大幅度增加。进口需求弹性和进口供给弹性大则会减少进口数量。反之，假如出
口需求弹性小或者出口供给弹性小时，货币贬值就不能起到促进出口的作用，较
小的进口需求弹性(进口刚性)也使贬值抑制进口的作用大打折扣。
3．马歇尔一勒纳条件及贬值对贸易差额的影响。
货币贬值引起了价格调整和产量调整，这会使进出口值发生变化，贬值对
贸易差额的影响取决于贬值对进出口值影响程度的比较。贸易差额用公式表示：
TB=X—M=ΣPxQx-ΣPmQm
其中TB表示贸易差额X表示出口值M表示进口值Px表示出口价格Qx
表示出口数量Pm表示进口价格Qm表示进口数量。
对进口值X而言，本币贬值以后，Px下降，假定出口供给弹性无穷大，Qx
上升，因此出口值可能上升也可能下降，出口值的增减取决于出口的价格需求弹
性Ex的大小，Ex>1时，x上升，反之，Ex<l时，x下降。对进口值M而言，本
币贬值以后，Pm不变，假定进口供给弹性无穷大，Qm下降，因此进口值M会卜-
降。这是隐含着进口的价格需求弹性为正的条件，若浚弹性为零，则Qm不变，
所以进口值M也不会变化。上述内容可以概括在下表中：
第=章相关概念及理论综述
表2．1．本币贬值对进出口值的影响
进出口需求弹性值进出口值的变动
Ex>1 上升
出口值(X) Ex=l 不变
Ex<1 下降
Em=0 不变
进口值(M)
Em>0 下降
注：本部分使用的需求弹性数值为其绝对值
从上表可以看出，贬值引起的进出口值的变动取决于Ex和Em的大小，这就
意味着贬值对贸易差额的影响也取决于Ex和Em两个弹性值的大小。贬值可能改
善一国的贸易差额，可能恶化，也可能对其作用不明显，如果一国的进出口需求
弹性值之和大于l，即Ex+Em)1，则本币贬值可以改善该国的贸易差额，这就是
著名的马歇尔一勒纳条件。
马歇尔一勒纳条件是在一系列假定条件的基础发展起来的。这些假定条件包
括：(1)进出口值由进出13的相对价格决定，其他影响进出口的因素不变。(2)
进出口的供给弹性均为无穷大。(3)贬值前贸易差额不大，贸易收支基本平衡。
在上述条件下，若马歇尔一勒纳条件成立，贬值就应能够改善一国的贸易差额。
马歇尔一勒纳条件本身比较简单，又具有根本意义，在实际中有较大影响，但它
只考虑了进出口需求弹性，忽略了进出13的供给方面，因此后人对它不断完善与
发展，这就是毕戴克⋯罗宾逊⋯梅茨勒条件，用公式表示为：
『ExEm*(Sx+Sm+t)+SxSm(Ex+Em一1)]／(Ex+Sx)+(Em+Sm)>0
其中，Sx表示出151供给弹性，Sm表示进口供给弹性。在实际运用中，由于毕戴
克一罗宾逊一梅茨勒条件较为繁琐，马歇尔一勒纳条件运用较多。
上述货币贬值对贸易差额的作用也可通过局部均衡分析方法更为直观地表述
出来。
图2-1 货币贬值效廊的局部均衡分析
㈣一匹
第二章相关概念及理论综述
图中Df和Dh分别表示本国对进口商品的需求曲线和外国对本国出口商品的
需求曲线，sf和sh分别表示本国进口商品的供给曲线和外国进出口商品的供给曲
线，在非充分就业假设下，它们为水平直线。P和Q分别表示商品量和以外币记
价的商品价格。当本币贬值时，Df和sh曲线将分别向下移至Df’和sh’曲线。(a)
图中阴影表示进口值的减少，而(b)图中两块阴影面积的大小决定了出口值的增
减。贸易差额的变化则由(a)、(b)两图中阴影部分的比较而定，其最终结果取
决于Df年11 Dh的弹性，即本国的进口需求弹性和出口需求弹性的大小。
本币贬值通过相对价格机制对贸易差额产生影响的作用过程可以用下图简单
地表示：
’
货币贬值
出口商品外币价格下降
I
●
H{口数量l：升
，
进口商品本币价格I：yl-
I
+
进口数量下．降
出口值变化进口值变化
卜I一马-勒条件——+|
L——◆ 贸易差额●—J
改善或悲化
(二)汇率变动影响贸易差额的收入～支出机制
贬值的相对价格机制是在收入水平不变的假定下分析贬值对贸易差额的影
响。实际上，贬值还会通过乘数影响一国的国民收入，后者的变化又会对贸易差
额产生进一步的影响。一个国家的进口不仅取决于相对价格，而且取决于国内的
实际收入Yd，假定进口的国外价格是固定的，则进口需求函数M=M(S，Yd)，
设进口边际倾向为m，则M=Mo+mYd，Mo为自主性进口，只受汇率影响。同样
的， 一个国家的出口也取决于价格和国外收入水平Yf两个因素，假定出口的国内
价格是固定的，则x=x(s，Yf)。为了分析简便，先假定国外收入是Yf外生给定的，
则出口函数可表示成为X=Xo=X(S)，xo为自主性出口，受汇率影响。
若一国发生货币贬值，贬值会改变一国进出口的相对价格，增加出口，抑制
进【：_|，在满足马歇尔一勒纳条件的基础上，会改善该国的贸易差额，这种由汇率的
第二章相关概念及理论综述
变动而引起变动的贸易差额称之为自主贸易差额(TBE)，而自主贸易差额的改善
会通过凯恩斯乘数的作用，提高一国的国民收入。
假定：一国的消费函数C=Co+bYdo，税收函数T=To+tYd，可支配收入Ydo=Yd—T，
自主投资6=i，自主政府支出G=Go，(Co，To分别为自主消费和自主税收，b和t
分别为边际消费倾向和边际税收倾向)。则国民收入：
Yd=C+I+G+(X—M)
=Co+bfl-t)Ye-bTo+lo+Go+Xo-M0-mYd
=Co·-bTo+lo+Go+Xo-Mo+[b(1-t)—-m]Yd
Yd=Co—bTo+Io+Go+Xo—MoY[1一b(1·t)+m]
其中，l-b(1-t)+m是开放经济条件下的乘数K，如果贬值引起的自主性贸易
差额改善，则通过乘数作用，自主贸易差额的改善会使国民收入增加，增加额为
△Yd_K+△TB。==i／[1-b(1-t)+m]}△TB。。因此，贬值通过收入机制产生的贸易差
额变动为：
△TB=AX—AM=AXo—A hIrmAVd
=ATBE-mk*ATBE
=(1一mK)ATBE
=[1一b(1一t)]／[1-b(1一t)+m]}A TBE
因为0<b≤l，0<t<l，[卜b(卜t)]／[卜b(卜t)+m]>0，贬值可以改善贸易差额。
同时，[卜b(1一t)]／[卜b(卜t)十m]<1，所以在考虑收入机制的条件下，贸易差额的
改善程度小于收入不变仅考虑相对价格时的贸易差额改善的程度，即△TB
《ATB。。这是因为进口函数为M=Mo+mY。当Yd增加时，会导致进口的增加，从而
部分抵消贸易差额改善的程度。
上述结论亦可用凯恩斯主义的收入一支出图来表示
第二章相关概念及理论综述
在图2-3中，TB线代表贸易差额，TB=X--M=Xo．Mo．mYd=TBE．mYd，TB线
与纵轴的交点代表自主贸易差额TBE。H线是储减线(hoarding)，代表国内收入
超过支出的部分。令C+I+G=A为总支出，则储藏线
H=Yd-A=Yd-(Ao+aYd)=一Ao．(1一a)Yd
Ao为自主性支出，a为边际支出倾向。在初始状态，贸易差额线为TB，储藏
线为H，TB与H相交于A点，此时收入水平为Ydl，并存在贸易逆差TBl。当
本币贬值后，自主性贸易差额从TBel增大到TBe2，使TB线上移至TB，与H
线交于B点。此时收入水平上升到Yd2，贸易收支出逆差转为平衡，贸易差额改
善。只是因为在非充分就业状态下，国内存在闲置资源，贬值的相对价格机制使
闲置资源用于出口商品的生产，同时也鼓励国内支出不用于进口品，而用于国内
生产的进口替代商品，这样就扩大了国内产出，改善了贸易差额。
上面的分析我们假定国外收入水平Yf不变，实际上，在一个相对依赖的世
界里，各个国家的收入是同时被决定的，一个国家的货币贬值使其自主贸易差额
得到改善，本国收入提高，本国收入增加会增加本国的进口，从而增加外国的出
口，提高外国的国民收入，外国国民收入的增加又会增加外国对本国产品的进口。
因而，一国货币贬值会引起世界经济中各个国家的国民收入和贸易差额的连锁变
动，这种效应称之为回转效应(RepercussionEffects)。在存在着回转效应的情况
下，本国自主贸易差额的改善同时意味着外国的自主贸易差额、国民收入与进出
口会发生与本国相反的调整过程。这是本国出口函数X=Xo+mYf(m为外国的边
际进口倾向)。由于本国货币贬值使得本国收入Yd上升，国外收入Yf_F降，因
此，贸易差额的变动取决于最初的自主贸易差额及其收入变动所引起的国内外进
出口值的综合比较。
(三)、汇率变动影响贸易差额的动态效应⋯．J曲线效应
汇率变动通过价格机制和收入支出机制可以改善一圈的贸易差额，但是上述
分析尤其价格机制的分析并未考虑到时间因素。从动态角度看贬值对贸易差额的
影响，影Ⅱ向的程度取决于贬值后进出口价格和产量调整的程度和时间长度。通常
价格的调整速度要快于产量的调整速度，这使得贬值导致的贸易差额变动的时间
轨迹象字母J的形状，贬值后的一个时期，贸易差额先恶化，而后才逐渐改善，
这被称为J曲线效应。如图2-4所示：
在通常情况下，在汇率下调的初期，以外币表示的出口额会下降，网为本币
贬值使出口外币价格F降，但出口数量的增长需要一个较K=时间的调整，增加出
口需受到认识、决策、生产等各种因素的影响。同时，如果本国进口需求缺乏弹
第二章相关概念及理论综述
性，以外币表示的进口额可能不变，甚至由于对贬值的预期而在短期内增长。
0
TB
b ／。
l ／ t
7
＼ ／
两方面综合作用的结果是使贬值后初期的贸易差额恶化。只有出口供给和进口需
求在经过一段时间的调整后，出口量增加，进口量减少，贸易差额才能逐渐改善。
J曲线效应中调整时间的长短，各国由于具体情况不同而有所差别。据估计，
1967年英镑贬值后的最初两年内，没有出现出口收入净增的情况，而克鲁格曼在
1991年估计，美国的进口量对汇率变动产生反应需七个月时间，而出口的调整时
间更长，需要九个半月。有人对我国1989年⋯1994年有过数据进行分析后认为，
人民币贬值对出口的影响是第一季度产生负影响，第二季度才转为刺激出口，人
民币贬值对出口的影响在半年内转为显著，而之后则没有长期的显著影响，该作
者认为，这可能与我国人民币长期处于贬值状态有关。本文中使用的数据是年数
据，考虑到J曲线效应在我国的作用时间很短，因而在分析时将忽略汇率变动引
起贸易收支改变的时间滞后因素。
第四节既有理论综述
在我所寻找的一些相关资料中，我发现我想讨论的问题在文献方面很丰富6。
在已有的文献中，讨论国际间主要经济变量之间关系(comovement，synchronization，
fluctuation and contagion)并与贸易有关的研究主要分为两类：
6 B“teL Mariannc(1995)任《国际经济学手埘》第3卷l有一个完整的综述。
16
第二章相关概念及理论综述
～类研究主要是讨论不同类型冲击(common or global shocks．coun[ry．specific
shocks，terms oftrade shocks)对贸易的影响和相对重要性，可能的话，将采用计
量研究方法来做因素分解，找出波动之源：
Lastrapes(1992)区分了permanent shock和transitory shock对名义汇率和实
际汇率的不同影响。通过对这个两变量的VAR模型进行识别，他将两种shock
的影响分解出来，并且发现无论是在长期还是短期，无论是对于名义汇率还是实
际汇率，permanent shock的影响都是最主要的。
Glick和Rogoff(1995)讨论了生产率冲击、投资和经常项波动的关系。他
们分析了谣方七国集团的经济数据，结果发现尽管这些国家金融市场是十分开放
的，但是外资流入和经常项赤字并不是一对一的关系，经常项的波动只相当于资
本项的波动的1／3。他们的分析表明，这主要是因为经常项对于不同类型的生产
率冲击反应是不对称的：country．specific的生产率冲击对经常项波动有显著的影
响，而global的生产率冲击对经常项影响不大，但是资本项对这两类冲击的反应
都是显著的。
Cashin和McDermott(1998)讨论了贸易条件变化与经常项波动的关系。传
统理论认为在满足Harberger--Laursen--Metzler(HLM)条件下，贸易条件的恶
化造成的收入效应会导致当前收入和总储蓄的下降，并最终导致经常项目的恶
化。但是Cashin和McDermott却认为，这种结论只有在所有国家都生产同质产
品并且所有产品都是贸易品的情况下才会成立，如果考虑一个既包括进口品和出
口品，又包括非贸易品的3产品模型，这一结论就未必成立。因为贸易条件恶化
造成的不是一种而是两种替代效应：既有当前消费与未来消费(进口品和出口品)
之间的替代，也有进口品与非贸易品之间的替代。尤其是后者，能够造成实际汇
率的上升(非贸易品相对价格的升高)，从而提高消费的机会成本，增加总储蓄。
这两种替代效应加在一起会在很大程度上抵销收入效应的不利影响，因此经常项
的波动变化是不确定的。他们使用5个OECD国家的数据估计了这两种替代效
应，结果十分显著。
第二类研究主要是讨论国际贸易作为一种中介在传递不同国家经济周期中
所起的作用；
Anderson．Kwark和Vahid(1999)详细讨论了国际贸易对产出波动的影响。
他们发现一个国家越是对贸易开放，它的经济周期与主要贸易伙伴的同步性就越
高，但是出口地的多样化和分散化则能削弱这种联系。
Kraay和Ventura(1999)发现工业化国家的经济周期是高度相关的，并且经
济周期的高峰总是伴随着劳动密集型产品价格的相对上升和资本密集型产品价
格的相对下降。他们的模型指出，贸易能够在各个国家之问传递这种价格信号，
第二章相关概念及理论综述
从而传递周期波动：即当一个国家出现经济高涨时，其劳动密集型产品的价格会
相对上升，由于贸易，这一冲击将提高所有工业化国家劳动密集型产品的相对价
格，从而导致普遍性的工资、就业和总产出增加。
Canova和Dellas(1993)采用了10个工业化国家的数据和4种不同的滤波
方法考察了贸易对一国经济周期波动的影响，结果都是显著的。但是，他们同时
发现与1973年以前相比，贸易在传递经济周期方面的相对作用有所减弱。他们
对此的解释是，1973年以后全球性的冲击(如两次石油危机、全球性技术进步)
对经济生活的影响在增大，而金融市场的一体化和各国政府之间有目的的政策协
调也相对减弱了贸易的作用。
除了上面两类研究之外，还有一些研究试图采用在一般均衡模型来分析贸易
变量的Dynamics，这类模型都相当复杂(Backus，Kehoe，and Kyaland，1992，
1994)。本文的研究属于上面谈到的第一类。
第五节本章小结
本章从概念的上为即将进行的模型构造做好了准备；通过对已有理论的分类
概述完成了论文在学术上的定位。
本文所讨论的经常项目，由有形贸易和无形贸易两部分组成。而将经常项目中
的无形贸易视为一些商品的进出口收支，对于经常项目中无形贸易的分析就可以
统一到已有的国际贸易理论与方法(进出口理论和方法)下，与贸易收支进行类
似的研究。另一方面，我国的经常项目随着我国对外经济交往的不断扩大和国内
经济、金融体制，特别是外汇管理体制的改革而不断的发生着变化，通过三个典
型阶段的划分，我们可以观察到经常项目波动在不同时期的具体特征。
对于实际汇率，姜波克，俞乔，金中夏，陈学彬等学者对其定义都有着不同
的见解。本文通过各位学者的表述，对于实际汇率的理论构造，进行了三种类型
的划分，出于对中国实际汇率研究的目的，本文实证上选择了依附经济实际汇率。
而对于中国实际汇率的构造，借鉴了MohsenBahmani—oskooee对22发展中国家
的实际汇率构造的方法。
通过对汇率变动影响贸易差额的相对价格传导机制，汇率变动影响贸易差额
的收入一支出机制，汇率变动影响贸易差额的动态效应⋯一J曲线效应的阐述，便于
我们更好的理解传统理论中汇率与贸易差额变动的影响机制。由于我们对经常项
目研究方法的界定，这里汇率对贸易差额变动的研究对于帮助理解本文所涉及的
第二章相关概念及理论练述
实际汇率与经常项目关系，有着重要的理论意义。
本文作为对国际问主要经济变量之间关系并与贸易有关的研究，注重的是讨
论不同类型冲击对贸易的影响和相对重要性，而区别于研究国际贸易作为--Too中
介在传递不同国家经济周期中所起的作用。Lastrapes(1992)进行的permanent
shock和transitory shock对名义汇率和实际汇率的不同影响的区分，并对这两个
变量用VAR模型进行识别，从而将两种shock的影响分解出来；Glick和Rogoff
(1995)利用西方七国集团的经济数据对生产率冲击、投资和经常项波动关系的
讨论，说明了经常项对于不同类型的生产率冲击反应是不对称的：country—specific
的生产率冲击对经常项波动有显著的影响，而global的生产率冲击对经常项影响
不大。他们的方法都对本文有着重要的指导作用。
19
第三覃理论模型和实证模型
第三章理论模型和实证模型
第一节计量模型之理论模型部分
本文将要采用的具体的实证模型与上面提到的Lastrapes的文章方法相似，而
理论模型主要依据Jaewoo Lee和Menzie D．Chinn(1998)的文章，以及Eswar
S．Prasad(1997，1999)的两篇文章。这一方法的主要特点是将多个贸易变量置
于一个统一的框架下来讨论不同冲击对它们波动的影响。为了说明这些贸易变量
之所以能够被置于一个统一的框架下加以讨论，我们必须首先给出理论根据来。
本文的理论模型的原型实际上是开放经济下的两国Mundell—Fleming模型
(Obstfeld．1985)，经过Clarida和Gali(1994)的拓展后变成了一个含有理性预
期的随机经济模型。Prasad，以及Lee和Chinn在他们工作的基础上加入了更多
的变量，并考虑了时间和价格调整因素，因此此模型可以直接用来讨论有关贸易
变量在长期和短期中的波动变化。
模型简述如下： ．
Y?=叩b，一P，J一盯“，一E。b，。一p，)) (1)
pt=0一e、E 7．、p：+戳
m?一P，=Y，一危。
‘=Eb+。一St)
(2)
(3)
(4)
tb，=舌。q，一∥·Y， (5)
其中，Y，代表产出，s，代表名义汇率，P，代表价格水平，i，代表名义利率，
m。代表货币供给，曲，代表经常项(或tradebalance)，q，=S，一P，代表的是实际
汇率。在模型的这些变量之中，除了利率和经常项之外，都采用对数形式，并且
除了汇率和经常项之外，都采用的是本国与国外对应变量的相对量，如
Y，=Y?一Yj，i，=f，6一f／。参数叩、盯、0、五、孝和卢都大于零。
方程(1)实际上代表的是开放经济中的Is曲线，它表明一国的总需求(相
对于国外而言)与实际汇率成正比，与相对真实利率成反比。方程(2)是开放
经济中的价格调整方程，它表明：第t期的价格等于在t．1期对t期的预期市场
出清价格和第t期实际的市场出清价格的加权平均，系数0代表了价格调整的速
度，当0=1时，价格是完全灵活的，此时经济中的产出是由供给决定的；当0
=O时，价格是固定的，取决于前一期的预期。方程(3)是标准的LM曲线，
方程(4)是利率平价，而方程(5)则表明一国的经常项主要是由相对产出和实
20
兰兰兰些堡塑型塑塞堡堡型
际汇率决定的7(Dombusch，1980)。
需要强调的是，上述理论模型除了(2)式和(5)式之外，(1)(3)(4)式
都有严格假设条件。(1)式背后隐藏的假定是国民收入恒等式：储蓄等于投资；
(3)式背后隐藏的假定是货币市场均衡条件：货币供给等于货币需求；(4)式
背后则隐藏的是汇率自由波动和利率市场化。这些假定只有在完全的市场经济条
件下，各个市场同时出清时才会满足，即使是在现实中的发达市场经济国家中，
这些假定也只能被看作是一种近似，完全有可能被偏离。因此，上述这些结构关
系如果不加分析的应用与分析中国经济的现实，肯定是武断的。但是，我们在这
里给出这个理论模型的目的不是认为中国的实际情况就是如此的，而是为了导出
在理想状况下各经济变量应该具有的关系。如果实证研究发现实际变量的关系与
此不一致，这将启发我们讨论中国经济中的现实约束是如何改变变量之间关系
的，由此加深我们对现实经济情况的理解。
在求解上述的模型之前，我们还要先给出2个描述真实冲击和名义冲击的随
机过程。为简便起见，我们假定Y j和研．服从随机游走过程，这种处理方法是与
通常文献中的处理方法一致的(Clarida和Gali，1994)。这两个过程如下：
Y{；Y|一1+z| (6)
m，=mH+vf (7)
2，和p，是随机项，分别代表真实冲击(或productivity shock)和名义冲击。在本
文中，我们把一个j'}三的真实冲击定义为本国相当于外国生产能力的永久性提高，
将名义冲击定义为本国相当于外国货币供给的增加。
首先假定曰=1，即价格是灵活调整的。在该条件下，由以上的7个方程我
们可以得到关于y，，q，，P，，tb，的4个方程，即模型的4个长期解：
Y?=Yj (8)
q{=Y l∽ @)
Pj=m，一Y? (10)
tbtI叫唔一∥) ㈨，
(8)式表明在长期中，一国的相对产出只受真实冲击的影响，与名义冲击
7在理论文献中，实际}L率一般表示为g，2只Pp／I?，其中sr采用直接标价法c本币，外币，。我们在力程
中采用的是实际汇率的对数形式。医lltt， q，上升意味着奉币实际贬值，这通常会导致经常项的改善。
21
无关。(9)式表明，一国货币的长期真实汇率与名义冲击无关，只与真实冲击有
关(即一个正的真实冲击会导致q一}升，本币实际贬值)，这两个结论是与开放
条件下宏观经济学中的多数模型一致的。(11)式表明，在我们上述的模型设定
之下，长期中经常项也不受名义冲击的影响，只与真实冲击相关，但是这种关系
是不确定的。
如果假定0<口<1，即价格是粘性的，我们还可以得到模型的4个短期解，
这些短期解都可以被视为对长期水平的某种偏离：
Y，=Y?+∥(77+o-)(1一目)妒，一Z，) (12)
q，=q?+a(1一目)O，一Z，) (13)
P，=Pj一(1一目)妒，一z，) (14)
r6f=yj(号一∥]+卢(1一口)[善一声(玎+盯)】(V．一z，) (15)
其中u=(1+句(兄+盯+叩)～。
比较前面的(8)、(9)和(11)式，我们可以看到，在短期中，一国的相对
产出、真实汇率和经常项同时受到真实冲击和名义冲击的影响。将真实汇率和经
常项分别对Z，和p。求导，我们得到下面的式子：
善=吉叫-卅⋯，
i：aq_一2,∥：L∥l(一1一口口J)
计一
(17)
等：喏一∥hⅢ艏州玎侧㈣，
等刊M)弘肋侧(19)
(17)式表明在短期中，如果本国货币供给增加，q，将上升，本币贬值。而
(16)式则表明，一个正的真实冲击对实际汇率的影响是不确定的。(18)(19)
式表明在短期中，经常项对真实冲击和名义冲击的反应是不确定的，取决于经常
项的产出弹性和实际汇率弹性，以及经济系统的其他参数。我们在下表中给出整
个模型的结果，这些结果将与后面实证分析得到的结果进行对照。
表一
第三章理论模型和实证模型
g， 也
长期当期长期当期
0 上升O 不定
V，
上升不定不定不定
Zr
第二节计量模型之实证模型部分
本文的实证模型部分将由一个VAR(Vector Auto-regression Model)模型来
完成。在上面的理论模型中，我们已经将对实际汇率和经常项的冲击区分为两类：
真实冲击和名义冲击。实证模型的目的在于从总的波动中分解出这两类冲击，进
而分析它们对经常项和汇率的影响是否与上述理论模型的预测一致。
在理论模型中，我们在研究开放条件下主要经济变量的关系时，通常赋予了
这些变量明确的结构关系，谁是因，谁是果分得很清楚。但是，在实证分析中我
们往往无法事先就明确变量之间的因果关系。事实上这些变量往往是相互影响
的，或者同时受别的因素的影响，无法区分谁是外生的，谁是内生的。VAR方
法的主要优点是可以在不明确变量确定的结构关系的情况下，通过适当地附加约
束来进行转化，最终达到研究变量的主要变化特征的目的(Sims，1980)。其具
体方法如下文所述。
第一部分结构式和标准式
我们首先写出计量模型的结构式，在这个两变量的模型中，实际汇率q，和和
经常项出，是出q，和曲，的当期值和过去值共同决定的8：
q。=bltb：+Σy。伍b。+Σr。：伍Ⅻ。+气(20)
tb，=b2q。+Σy：。伍b。+Ey：：忆如。+毛，(21)
这里，我们假定s。和岛，代表的是方差分别为舐和最的白噪声冲击，并且{s。，)
和(占：，}序列不相关。方程(20)和(21)组成了一个n阶的VAR模型。这个两
变量的动态系统表明，实际汇率q。受到经常项曲，的当期值和过去值的影响，而
经常项fb。也同样受到实际汇率g。当期值和过去值的影的影响。这种相互影响表
8为简便起见，我们省略了截距项，并且假殴在结构式中实际汇率9，和和经常项曲，的滞后期数相川。
23
第三章理论模型和实证模型
现在模型中就是g。与冲击s：，相关，tb，与冲击s，，相关。根据计量经济学中联立
方程组模型，这一结构式不能用通常的OLS方法回归。为了使模型能够被用于
计量回归，我们必须将上述结构式转化为标准式。
利用矩阵代数，我们将(20)式和
kh弛11艋jH：l黝聂伍)
令
B肛也l也一钏11j
(21)式写成下面的形式：
戮溉tb：比：]㈨， Σr。忆)jL“j。k J
⋯7
两边同乘以B～，我们得到模型的标准式：
姑E㈤A,捌酗恻㈤，
写成向量形式就是：
x，=A(L)x．1+e，(24)
其中e，=B。￡，，即标准式中的残差项是白噪声冲击s。和s：，的线性组合。Ad(L)
是关于滞后变量L的多项式。我们可以可以证明(e，，}和{e：，}是零均值、同方差、
无自相关的向量9。在标准式(23)中，由于q。不与e：，相关，tb，不与e。，相关，
我们可以采用的普通的OLS方法对其进行回归。
第二部分模型的识别
对标准式(23)进行回归可以得到4L个系数估计值，以及Var(e，，)、
Var(e：，)、Coy(e。ea)，一共4L+3个参数。但是要得到模型的结构式(22)，
我们必须知道2个当期参数b，、b：，4L个滞后参数y。，∞)、，，，：∞)、y：。∞)、
，：：(工)，以及占。和占：，的方差最、岛，一共4L+4个参数⋯。因此，现在的问题
是如何通过标准式(23)的估计式来得到结构式(22)所包含的系统信息，即我
们必须对结构式进行识别。但是，除非我们对结构式附加一个额外的约束，识别
(1)式将是不可能的。
对VAR模型进行识别的方法最早是由Sims(1980)提出的。这一方法被称
为Choleski Decomposition，实际上是对矩阵B的部分元素附以加约束(即假定B
9证明可参见Enders，Walter的AppliedEconometric Time Series(19955，pp296。
⋯根据假设，￡1，和s2，的协方差为零。
第=草理论模型和实证模型
是一个下三角阵)。但是这一方法的最大问题在于对VAR模型的结构进行了先验
判断，在没有恰当理论基础的条件下，这种处理方法难以给出合理的经济解释11。
本文不打算采用Sims方法，而是采用Blanchard和Quash(1 988)提出的方法。
由于这一方法有较强的理论基础，因此得到了越来越多的应用。
我们知道，用矩阵迭代的办法，任何一个向量自回归(VAR)模型都能写成
其对应的向量滑动平均(VectorMoving Average，即VMA)模型。结构式(22)
的VMA模型如下：
(25)
(26)
写成矩阵形式，即：
阱眦C2,(LE)C刨z。(L)J L蹦62, (27)
其中，cF(工)是关于滞后变量L的多项式。通过这个VMA模型，我们可
以将实际汇率和经常项的波动视为历史上各期冲击sit和82，的线性组合。如果选
择合适的滞后期数，我们可将“和占2t的方差标准化为1。这样81，和52t的方差
协方差阵为：
r1 O]
Σs 2l 0 1 I
Blanchard--Quash方法的核心是假定占1r和s2t其中之一对被解释变量只有
短期影响，没有长期影响。根据我们前面的理论模型，我们用8It代表名义冲击，
用占zr代表真实冲击。名义冲击气对实际汇率只有短期影响，长期影响为零，即：
Lcll旺)。l¨=0(28)
有了这个条件，我们就可以从标准式(23)中还原结构式(22)中所包含的
信息。这里的关键是注意到标准式(23)的估计残差8n和。2r也是冲击￡ir和占2t的
线性组合，这一点从(23)和(24)式中可以很清楚地看到。但是如果换个角度
”谯我们的两变量VAR模型中，Sims方法假定下三角阵B=rllo 1bi I，这意味着实际_}L率q r受当
一]
期经常项胁，的澎晌，世是经常项曲，却不受当期实际汇率日；的影响，只受滞后期实际汇率口。的影响。这
种事先的判断显然是武断的。
C 伍弦屯。ΣⅫ 。巴㈣伍k + g 11
2 吐C控，LLk 。Σ㈣Lk o } 2
C 。Σ㈨
出=
来看，en实际上是qt的提前一期的预测误差，即8t r
2 q r—E—qr；而根据VMA
模型中的(25)式，q，的提前一期的预测误差又等于。·t(0)占·，+c12(O)占：，，这样，
我们有：
e1，=ell(0)s1r+c12(o)毛f (29)
同样由(26)式：
e2r=C21(o)占¨+c 22(0)￡2， (30)
写成矩阵形式：
盼黜“c=㈣(olVJ G矗,]
e·r和8zr的方差协方差阵可以通过对标准式(23)回归得到，而占·，和占zr的方
差协方差阵已知，因此我们有下面的式子：
VarG，)=c，，(0)2十c，：(o)2(31)
VarG：)=c：，(0)2+c：：(o)2 (32)
Coy G，，e2)=c。。(0Jc：。(0)+c。：(o)c：：(0)(33)”
如果知道了。t·(O)、C12(o)、C21(0)、C22(0)，结合(29)(30)式，我们就能
够从已知的序列{。tr)和{8：r}得到序列{占·r)和{5：r}，这诈是我们的目的。但是因
为有4个未知数而只有3个方程，我们还需要第四个方程，这个方程从(28)得
到。
将(24)式写成滞后算子的形式，我们有：
X，=爿忆)厶，+日，
【，一爿犯)三]工。=e，
即：
x，=【J一爿忆)L】一1q
还原成矩阵形式为：
[lq如出t]：吉．，．[1-J，．2A伍万z皿2(L江’，A—te4(L，)LA，．伍皿1一爿。忆忆江江儿]eI：：，]j
将爿口(五)写成关于滞后变量L的多项式形式，我们有如’F的式子：
：山钆。：，：[c。(0)s。+C12(0)E2t】．[c：，(0)s。q-C22(0)s：，]得到。
26
h]1『1一Σ口。(klC“Σ％(≈∥讹，]
ltb，J—D。lΣa21噼E“ 1一Σau僻)L“儿％J
其中D等于[，一A(L)t】的行列式。因此：
旷剖1[1-Σ％(女∥hΣ小∥％)
根据(29)(30)式，sl，和￡：，可以取代P。和e2，，再由(28)式的条件，我们得
到：
【1一Σa22伍皿‘+1】c，。(o)s。，+Σa。：忙)L‘“c：，(o)s。，=0
由于这一结果是对于所有满足假设的序列{s，，)和{占：。)都成立的，因此一定有
下面的结果：
【1一Σa22(七)¨0)+Σ口。：(^k：，(o)=0 (34)
由方程(31)(32)(33)(34)我们可以解出Cll(o)、c12(0)、C21(o)、C22(o)，从
而得至0序歹0{￡。，)羊口{s：。) (35)
第三节本章小结
本章首先给出了理论模型⋯．实际上为对开放经济下的两囡Mundell．Fleming模
型拓展后变成的含有理性预期的随机经济模型，从而为将这些贸易变量置于一个
统一的框架下加以讨论提供了理论依据，并且期望通过它导出了理想状况下各经
济变量应该具有的关系。而所得到的结果将与后面实证分析得到的结果进行对照，
以启发我们讨论中国经济中的现实约束是如何改变变量之间关系的。我在这里区
分了名义冲击和真实冲击对于实际汇率和经常项目短期和长期的不同效应，它们
在表1得到了体现。
由于我们已经将对实际汇率和经常项的冲击区分为两类：真实冲击和名义冲
击。实证模型的目的就在于从总的波动中分解出这两类冲击，进而分析它们对经
常项和汇率的影响是否与上述理论模型的预测一致。通过将结构式化成标准式，
使得我们可以采用的普通的OLS方法对其进行回归。在实证模型的识别部分，由
于我们必须对结构式附加一个额外的约束，才可能通过标准式的估计式得出结构
式所包含的系统信息结构。这里我参照Blanchard和Quash(1988)提出的方法，
即假定s，，和F：，其中之一对被解释变量只有短期影响，没有长期影响，为从标准式
中还原结构式中所包含的信息提供了可能。
第四章汁量模型的数据来源段心归
第四章计量模型的数据来源及回归
第一节数据来源及实际汇率的计算
本文研究所需要的数据全部是季度数据，包括中国及其主要贸易伙伴的宏观经
济数据(产出、价格、汇率和进出口等等)。其中，进出口和的数据来自于中国统
计年鉴和国际货币基金组织的International Financial Statistics；中国主要贸易伙伴
的位次数据来自于中国对外经贸部(MOFTEC)的网站；中国的CPI来自联办，
各国消费物价指数CPI来自International Financial Statistics(IMF各期1。上述这些
数据都是从90年开始的，以90年第一季度为基期。至于90年以前的数据，有的
完整，有的不完整，所以没有使用。为了控制“scale effect”，按照文献中的一般
处理方法，经常项f6，用实际经常项数据与中国总产出的比值来表示，并且剔除了
季节因素的影响。
而对于实际汇率数据，我们可以参照Mohsell Bahmani．oskooee提出的构造方
法获得。本节接下来将介绍厦门金融研究所魏巍贤博士于中国实际有效汇率进行
的改造，魏博士的方法也是对Mohsen Bahmani-oskooee方法一个好的修正，从而
更加的适合于中国实际汇率的构造：
(一)中国外汇外贸体制改革和汇率政策演变的历程
1973年以前，中国采用一种丑J住美元的固定汇率制度。由于1971年布雷顿
森林体系的崩溃和1973年第一次石油危机的冲击，主要西方国家从1973年3月
开始从固定汇率转为浮动汇率制。中国官方汇率也因此转向浮动，实际上是与一
揽子货币挂钩。从1984年底开始，中国开始实行一种有管理的浮动汇率制度，这
一制度又持续到1985年10月底结束。从那以后，中国于1986年7月，1989年
12月和1990年11月进行了几次间断的官方汇率贬值。在1991年4月到1994年
1月问，中国又恢复了管理浮动。从1994年1月开始，中国将官方牌价与市场调
剂价并轨，形成了一个由市场决定并由政府管理调节的新的管理浮动汇率制度。
在过去的20多年里，中国的官方汇率并不总是有效汇率。1978年以前，中国
的外贸完全由几家国营外贸公司所控制。进出口由国家计划决定。在这一体制F，
汇率被长期高估，而且在外贸中的作用并不显著。因为出口亏损可以靠进口应力
来补贴。如果整个外贸公司都发生亏损，中央政府也会进行补贴。1979年以后，
中国将外贸权力下放，允许一些地方政府，主管部门和企业从事出口活动。由于
这些机构和企业不能同时经营进口和出口，而且还必须根据市场原则自负盈亏，
高估的汇率就成为发展外贸的障碍。1981年1月，中国开始采用内部结算价格(2．8
元／1美元)来对外贸进行结算。内部汇率是按照当时的出口平均换汇成本加上10％
的利润来确定的。这一内部汇率⋯直被固定使用到1984年12月30日才被取消。
因为那时出口换汇成本已经超过2．8元。早在1979年，国务院决定实行外汇留成
第四章计量模型的数据来源及吲归
制度。这--N度允许创汇单位有权使用上交给国家的外汇的一部分，留成额度也
可以在调剂市场买卖。但在调剂市场有最高限价。此外，上面所说的内部结算价
也降低了调剂市场的重要性。1986年10月，国务院颁布了允许外资企业进入调
剂市场并按照市场价格进行交易的规定。这一举措大大促进了调剂市场的发展。
从那以后，在计算中国的有效汇率时，必须考虑调剂价格的存在。从1994年1月
1日以后，调剂价格和官方价格并轨。
中国的外贸黑市汇率并不适用于外贸。它只与私人外币持有者相关。在研究中
国的有效汇率时，这里也只考虑官方汇价、内部结算价和调剂价格。
(二)中国的双边名义与实际有效汇率
概括起来，改革开放以来中国的有效汇率可分为以下几个阶段：1978年1月
1日．1980年12月31日官方汇率；1981年1月1日一1984年12月31日内部
结算价；1985年1月1日．1986年12月31日官方汇率：1987年1月1日．1993
年12月31同官方汇率和调剂价格的加权平均值； 1994年1月1同以后官方
汇率。
在1987年和1993年之间调剂价的权数依时期和留成比例的差异而有所不同。
格局国际货币基金组织所作的一个粗略的估计，1987年1月1 H至1990年12月
31日期间，调剂价格权数为O．44。在1991年1月1日至1993年12月31日期间，
调剂价格权数为0．8。基于上述分析，可以计算出不同时期的双边名义有效汇率
(BNEER)和双边实际有效汇率(BREER)。双边实际有效汇率的计算公式为： 础皿R．：婴：型j 鼢1．
其中WPI*是外国(美国)批发物价指数，RPI是中国零售价格指数。之所以采用
中国零售价格指数而不是消费价格指数的原因是在于中国只有1985年以后的居民
消费价格指数(CPl)；并且1985年以后的居民消费价格总指数的相关系数为
0．9993，因而用RPI代替CPI不会有太大问题。
(三)中国的加权名义和实际有效汇率
目前，广泛使用的加权名义有效汇率是以贸易比重为权数的有效汇率，它所反
映中的是一鬻国货币篇在国际贸蕊易中的n总体撼竞争力茫和总体黧波动程度淼。其计漂算公式是鬻： 由于中国长期以人良市对美元汇率作为汇率政策的制定莉汇萃调整酌基础，。难
以直接使用以上公式。为此，我们应用三角套汇条件重写E式：
MNEER，=BNEER，Σa，E㈣，
其中y口，=1，球，(i=1，2⋯．，n)是中固同的i固的双边贸易额在中国全部对外贸
第四章计量模型的数据来源及刨归
易中的比重。BNEER是人民币对美元的名义有效汇率。E。是美国与第i个伙伴
困之间的双边名义汇率。上式清楚地表明，如果人民币盯住美元(即BNEER固
定)，则美元对其他主要货币汇率的波动，必将影响中国的加权有效汇率。
在实际计算中，确定中国的主要贸易伙伴国的个数n和贸易权数是一个非常繁
琐的问题。(1)根据Edwards的建议，我们确定中国的主要贸易伙伴国的个数为
10个(n=10)。应用《中国海关统计》(1986．1999)的有关数据，计算出中国在
1985．1999年期间对其贸易伙伴国的贸易均值，并按照大小顺序排序。(2)是否将
香港作为中国进出口贸易的目的地。从表面上看，香港在以上排序中很靠前。但
实际上，香港只是越来越多地起到从中国出口品的转口地的作用。而不是出口品
的最终目的地。从1984年以来，中国产品进入香港的比例不断地提高，但是，中
国对香港出口的快速增长和香港地区对于中国出口品的转口贸易的快速增长基本
上是同步的。1984年，中国对香港地区出口的47．8％转口到美国、欧洲和臼本；
1993年转口的比例在82％左右。考虑到香港对中国出口品的极高的转口贸易额，
我们将香港从中国主要贸易伙伴中剔除。(3)虽然俄罗斯和中国之间也有较大的
贸易额，但由于两国间的结算货币以西方货币为主，因而我们也不加考虑。综一L
所述，我们得出中国的10个主要贸易伙伴国及其在中国对外贸易中的权数(％)
如下：美国(25．72)，加拿大(2．65)，澳大利亚(2．65)，日本(36．20)，法国(2．83)，德国(8．64)，
意大利(3．26)，英国(3．O)，韩国(10．70)，新加坡(4．35)。
类似于双边实际有效汇率，中国的加权实际有效汇率的计算公式为：
r旦．、
BNEER，lΣ口，Eus,,tWPI：I
MNEER：——————玉土生—————————2 ‘ 足P，
其中WPI：是第i国的批发价格指数。
应用上述计算公式，以1990年为基期，我们可以计算出1969—1999年幛J中国
的加权与双边名义以及实际汇率指数。由于在文中要求的是季度数据，我们可以
依照这种方法，构造出1990．1999的季度实际汇率指数。与其他数据的选取相一
致，这罩选取1990年第1季度为基期。
按照计量文献中的要求，在使用VAR模型进行回归时，所有的变量都必须是
平稳序列，凡是不平稳的变量都要将其平稳化。因此，为了与既有的计量方法要
求保持一致，我们首先采用Augmented Dickey—Fuller(ADF)方法对实际汇率和
经常项进行单位根检验，其结果如下：
第四章计量模型的数据来源发剧归
L鱼!二!：!!!!!!I二!：璺Z垦圃
在零假设I(0)的情况下，ADF方法显著性为1％的critical value等于一4．2949，
在零假设l(1)的情况下，ADF方法显著性为1％的critical value等于一3．6752，
显著性为5％的critical value等于一2．9665。这表明实际汇率和经常项本身不是平
稳序列，但是它们的一阶差分是平稳的。但是，在VAR模型中，如果非平稳变量
之间存在协整关系(co．integration)13，我们同样可以直接采用变量本身。因此，
本文使用Johanson-Juselius极大似然估计法对实际汇率和经常项进行协整检验，
结果未发现协整关系。因此，在下面的回归中，我们不采用变量本身，而采用变
量的一阶差分形式。
第二节标准式的回归
我们首先要做的是对标准式(23)进行回归，这罩最关键的是滞后期数的选
耿。选取滞后期的标准有三个：
1、常用的两个model selection criteria，即SIC(Schwartz information criteria)
标准和AIC标准(Akaike information criteria)“；
2、VAR模型中的各方程的总体显著性，以及每个解释变量对被解释变量的
显著性；
3、根据的理论模型，我们要求回归出来的残差{e。}和{e：，)应该是零均值、
同方差、无自相关的向量。
综合这3个标准，本文最终选择VAR模型的滞后期为4，后面的附表中给出
了VAR模型标准式的各项估计系数。我们对残差{e，，)和{P。，)进行异方差和自相
关检验，结果如下：
13时间序列变量之间的协整型关系研究是击Engle和Grange(1987)年首先提出的，并经过Johansen(1995)
等人逐步完善和发展，目前己成为经济分析中最重要的方法之～。这方法的基本思想是，如果两个(或者
两个以1．)的时间序列变量是小平稳的，但它们的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之问存在着K=
期均衡关系(协整型关系)。在经济学意义上，这种协整型关系的存在意味若a』以通过』e它变量的变化来影响
另一些变量的变化。若变量之间投有机整型关系，则小存在通过其它变量的变化来影响另一变量的幕础。
14我们知道滞后期数取得越多，得到的残差平方和就越小，原方程就拟合得越好，但是这样会迅速地连失自
由度。SIC标准和AIC标准通过构造一个统计量来在．肯之间进行权衡。口J爹见Enders，Walter的Applied
EcOFtomet，ic Time Seriesn99孔．pp88
第叫章计量模型的数据来源发回归
夺WhiteHeteroskedasticityTest： (零假设：无异方差)
F．statistic
en 2．048779
e2。1．481407
Probabilitv
0．125953
0．267712
4-Breusch—Godfrey Serial Correlation LM Test： (零假设：无自相关)
F，statistic
e1， 1．137063
e2， 1，165752
Probability
0．343978
0．335396
显然，残差{e，。)和{e，，}都通过了上述检验，符合模型的假定。其中，e，，的均
值为一O．006646，标准差为0．033246：e，，的均值为一O．000108，标准差为0．009187。
得到了VAR模型标准式(23)的各项估计值之后，我们用Blanchard--Quash
方法对结构式(22)进行识别，我们就得Nc，，(O)、C12(0)、C 21(O)、C22(0)，而{e。}
和{e：。)是已知的回归残差，由(29)和(30)式，我们可以反解出{s，，)和{￡：，)。
进一步的统计推断表明，{￡，，)和{s：。}都是白噪声序列(s。，的均值为一
O．000789，标准差为1．019733；s，．的均值为一0．202112，标准差为0．997308)，方
差协方差阵如下：
E1 E2
思1．00134l —0．008011
一0．008011 0．957785
显然，{s，，}和{占：。)的相关性极低，并且基本满足方差标准化为1的要求。这些结
果都表明前面计量模型的设定和滞后期数的选择是正确的。
第三节冲击反应函数的构造及相关理论解释
在上文中，我们将标准式识别后得到了名义冲击{g。}和真实冲击{s：，)，以及
模型的参数之后，我们可以开始分别讨论实际汇率和经常项对不同冲击的反应。
这～·工作是由冲击反应函数(IRF)完成的。将(35)式代入(23)式，我们就得
到了这个VAR模型的冲击反应函数。假定冲击￡。为l，￡：，为0，我们就：}g*llT
第叫苹计量模型的数据来源技刚归
实际汇率和经常项对名义冲击的反应，假定冲击s。为1，s，。为0，我们就得到了
实际汇率和经常项对真实冲击的反应。这些结果见附图。
观察附图4一l和附图4—2，我们看到对于名义冲击，经常项的反应是立即上
升(改善)”，这表明在中国现有的经济结构中，货币政策和汇率政策能够至少在
短期中(1—2个季度)是可以改善中国的经常项收支状况的。对于真实冲击，经
常项的反应也是类似的。但是不论是对于名义冲击还是真实冲击，这种改善效应
都是随着时间增加而逐渐衰减为零的。其中真实冲击的改善效应的衰减期大约为
25个季度，名义冲击的改善效应的衰减期大约为13个季度。
至于实际汇率对名义冲击和真实冲击的反应模式，我们可以发现两处与前面理
论模型结论不一致的地方。附图4—3中给出了实际汇率(直接标价)对名义冲击
的反应。我们发现名义冲击能够立刻导致g，下降，即本币的实际升值，这一点与
前面的理论模型是不一致的根据模型的推导，名义冲击应该导致当期玑的上升，
本币的实际贬值。而在我们的分析中，名义冲击对实际汇率q，的影响直到第三个
季度才转为正。当然在长期名义冲击的影响是逐渐衰减为零的，衰减期为25个季
度左右，这一发现符合我们在前面给出的识别条件，即名义冲击￡，对实际汇率只
有短期影响，没有长期影响。
另一处不一致的地方在附图4—4。根据前面的理论模型，我们知道在真实冲
击之下，短期内实际汇率的反应可正可负，但是长期内实际汇率q，一定上升，本
币贬值。表现在图上，q，在长期中应该稳定在一个高于零的水平上。但是，根据
图三，在真实冲击之下，实际汇率q，在当期是上升的，但在长期中却衰减为零，
并没有本币贬值的趋势。
这种不一致并不表明我们在前面给出的理论模型本身是错误的，而只能说明中
国的实际情况不满足理论模型的假设，理论模型抽象掉了一些在现实中可能对上
述变量发生影响的重要因素。在这里，我对上述不一致提出一种解释。我们知道，
真实冲击(real shock，或者productivity shock)对实际汇率发生作用的一个主要
途径是通过降低本国价格水平来实现的。事实上，实际汇率的真实含义是以本国
代表性商品篮予衡量的外国代表性商品篮子的相对价格。如果在两国模型中所有
的商品都是贸易品(我们的理论模型中隐含着这种假设)，一个正的真实冲击(生
产率提高)显然会使得以本国商品篮子衡量的外国国商品篮子的价格上升，即实
际汇率q．在长期中上升，本币贬值；但是，在现实经济中非贸易品是大量存在的。
不过，如果贸易品部门和非贸易品部门能够平衡增长，则实际汇率q，在长期中也
会上升，但是，如果生产率提高在部门之间是不平衡的，贸易品部门的生产率提
高要远远大于非贸易品部门，则非贸易品的以贸易品衡量的价格水平会上升很快，
‘请注意脱浆’j纵轴的交点。
第四蕈计量模型的数据来源及吲归
从而带动整个价格水平的上升(Balassa，Samuelson，1964关于哈罗德．巴拉萨．
萨缪尔森效应的详细说明请参照附录)。这样，以本国商品篮子衡量的外国困商品
篮子的价格q，就不一定上升，本币不一定贬值。因此，我们推测，之所以真实冲击
没有导致中国实际汇率q，在长期中上升，其原因在于这种冲击主要发生在中国的
贸易品部门(tradable good--bias)。
下表给出实证结果：
表二
吼f6，
长期当期长期当期
Vf O 下降0 上升
Z，
0 上升O 上升
上表表明，实际汇率与经常项的关系远比人们一般认为的要复杂。按照通常
的看法，实际汇率～k升时经常项马上就能改善，但是引起实际汇率和经常项波动
的原因可以是不同的，在名义冲击之下实际汇率与经常项的相关关系与真实冲击
之下的相关关系是不同的。除非知道引起实际汇率和经常项变化的根源是什么，
我们事先无法预测它们之间的相互变化关系。
第四节本章小结
本文的数据是从90年开始的季度数据，并以90年第一季度为基期。通过借鉴
厦门金融研究所魏巍贤博士于中国实际有效汇率所做的研究，完成了对中国实际
汇率数据的计算。另一方面，出于在使用VAR模型进行回归时，所有的变量都必
须是平稳序列，凡是不平稳的变量都要将其平稳化的要求，我对实际汇率和经常
项进行了单位根检验和协整检验。单位根检验的结果表明实际汇率和经常项本身
不是平稳序列，但是它们的一阶差分是平稳的，而协整型检验表明不存在协整性
关系，因而在回归中，我没有采用变量本身，而是采用变量的i一阶差分形式。
在将标准式识别后得到了名义冲击{s，，}和真实冲击{￡：，)，以及模型的参数之
后，我们可以开始通过构造冲击反应函数(IRF)完成讨论了实际汇率和经常项对
不同冲击的反应。至于实际汇率对名义冲击和真实冲击的反应模式，本文发现了
两处与前面理论模型结论不一致的地方，即名义冲击s，，埘实际汇率只有短期影
响，没有长期影响；实际汇率q，在当期是上升的，但在长期中却衰减为零，并没
有本币贬值的趋势，这里，我参照哈罗德．巴拉萨．萨缪尔森效应给出了一个由生产
第四章计量模型的数据来源及回归
率差异引起的实际汇率变化的解释。这两点不一致性，从另一个侧面说明了实际
汇率与经常项的关系的复杂性：按照通常的看法，实际汇率上升时经常项马上就
能改善，但是引起实际汇率和经常项波动的原因可以是不同的，在名义冲击之下
实际汇率与经常项的相关关系与真实冲击之下的相关关系是不同的。除非知道引
起实际汇率和经常项变化的根源是什么，我们事先无法预测它们之间的相互变化
关系。
第五章全文总结
第五章全文总结
本文遇到的主要问题主要在计量方面。由于在计量模型要求数据必须是平稳
的，我们采用的是一阶差分形式，这可能损失原数据中包含的某些信息(Sims，
1980)。由于程序的原因，上文中没有给出讨论VAR模型中变量关系的一种重要
方法一预测误差方差分解(forecast error variance decomposition)的结果，完整的
VAR模型分析应该包括这个部分。
●
本文发现了实际结果与理论模型的两个不一致之处，尤其是发现在真实冲击之
下，人民币并没有在长期中实际贬值的趋势，本文对此的解释是实际中发生的真
实冲击主要是偏重发生于贸易品部门的(tradable good--bias)。这一结果表明，在
讨论中国实际汇率和经常项的波动时，我们有必要对标准的蒙代尔一弗莱明
(Mundell．Fleming)模型进行修正，以包含在中国这样的不发达市场经济中有可
能对实际汇率和经常项发生影响的特殊约束因素。本文还发现，与人们通常认为
的不同，实际汇率与经常项的并不一定存在着单一的因果关系，在名义冲击之下
实际汇率与经常项的相关关系与真实冲击之下实际汇率与经常项的的相关关系是
不同的。
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39
附录
附录： 附表1：对实际汇率和经常项的协整检验：
Series：LGRIN CASA Lags interval：1 to 1
Likelihood 5％ 1％ Hypothesized
Eigenvalue R砒io 显著性显著性No．ofCE(s)
0．355128 1 3．30094 15．41 20．04 None
0．004651 O．139842 3．76 6．65 Atmostl
附表2：VAR模型的回归系数：
VAR模型的各项估D(LGRIN)D(CASA)
计系数：
D(LGRIN(·1)) 0．512304 ．0．083454
(0．23279) (0．06304)
D(LGRIN(-2)) 一0．380463 —0．070674
(0．25955) (O．07028)
D(LGRIN(-3)) 0．28061 9 ．0．049862
(0．26082) (0．07063)
D(LGRIN(-4)) 0．316774 0．011144
(O．25666) (0．06950)
D(CASA(-1)) ．0．046078 0．236589
(O．77400) (0．20959)
D(CASA(一2)) 一0．1 52025 —0．460352
(0．70052) (0．1 8969)
D(CASA(一3)) 0．609910 O．215960
(O．72389) (0．19602)
D(CASA(一4)) 0．362260 ．0．380305
(O．70991) (O．19224)
R-squared O．387867 0．484625
Akaike Informmion Criteria -1 5．04772
Schwarz Criteria 一14．27981
(Standard errors&t-statistics in parentheses)
LGRlN：实际汇率CASA：经常项
附图1：{e，，){e：，){s。)和{s：，)的波动情况
O．1 5
O．1
O．O 5
0
O．O 5
一O．1
母◇ ．◇
p?p?梦。
O 2
0 1
0
0 1
0 2
矿，∥9
(Q￥。c Q}。(Q§。(。，(。)(9t
、、、、、、
．◇ ．◇ ．◇
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41
一E 1
e
◇．
拶
d^J9。1nvl●-nJ
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一一一
附图4一l
2．0 O E—O 3
O．0 0 E+0 0
2．0 0 E一0 3
4．O 0 E一0 3
6．0 0 E一0 3
1．0 O E一0 2
5．0 0 E一0 3
0．0 0 E+0 0
—5．O O E一0 3
8．0 0 E一0 3
6．0 O E一0 3
4．0 0 E一0 3
2 0 O E一0 3
0．O 0 E十0 0
2，O 0 E一0 3
4．0 O E—O 3
6．0 O E—O 3
4．O O E一0 2
3．0 0 E一0 2
2．O 0 E一0 2
1．0 0 E一0 2
O．0 0 E+0 0
1．O O E O 2
经常项对真实冲击的反府
附图4—2
经常项对名义冲击的反应
附图4—3
实际汇率对名义冲击的反心
附图4—4
实际汇率对真实冲击的反应
42
——系，』!
附录：生产率差异与实际汇率：哈罗德一巴拉萨一萨缪尔森效应
(Harrod．Balassa-Samue|son Effect)
无论贸易品价格还是非贸易品价格的上升都会引起～过价格水平的上升。由
于产品价格依赖于生产力水平，因此国际间生产力的差异对国际问价格水平，也
就是实际汇率，可能会产生影响。Balassa(1964)，Samuelson(1964)和Harrod(1933)
应用这一结论解释了实际汇率偏离购买力平价(PPP)的--}0e可能情况。哈罗德一
巴拉萨．萨缪尔森效应就是相对于非贸易品部门，贸易品部门具有更高生产力的国
家趋向于具有更高的价格水平。
为了说明哈罗德．巴拉萨．萨缪尔森效应，令贸易品为包含进VI品和出口品的复
合品并且在两国(本国和外国)间价格均为单位1。非贸易品对贸易品的相对价格
在本国和外国显著的不同。我们分别记作P和p+。为了说明的方便，假定反应价
格水平或者说生活成本的函数依赖于贸易品和非贸易品的价格。进一步假定价格
水平为贸易品和非贸易品价格的几何平均，权重分别为Y和卜Y。由于贸易品
在两国具有相同的价格1，本国和外国的价格指数分别为：
P=(1)rp。kPl。，，P’=(1)7b+)。7=b’)1‘7
D 厂H、卜7
因此，本外国价格比为÷=I乓l 这里可以看到本国对外国的实际汇率只
， Lp／
取决于非贸易品的相对价格。对上式对数微分，就可以系统的看出相对生产力的
变动对实际汇率的影响。简化起见，令两国的部门产出具有相同的生产函数
F(Kr三，)和G(K，，三，)，但具有不同的全要素生产力。那么：
褂’乖小一刍’]⋯0丁等卜2)一[￡一盒)]
如果在此假设条件∥。／∥。，≥l成立，我们就会发现，如果本国贸易品部门的
生产力成长优势超过了非贸易品部门生产力的成长优势，那么，本国就会出现实
际汇率的升值(即相对价格水平的上升)。
一般而言，非贸易品部门的生产力成长空间不如贸易品部门更开阔。如果是
这样的话，N／z,富裕国家应该主要通过提高贸易品部门的生产力来致富。虽然在
非贸易品部门，他们也可能比穷国拥有更高的生产力，但是在这方面的差距不会
那么的显著。从上文的推理可以很容易地理解著名的哈罗德-巴拉萨-萨缪尔森预
言：价格水平会随着一国人均收入的增加而增加。
后记
后记
在行文即将结束之际，首先，我想要感谢三年学习生活中一直给予我关心和
教诲的导师徐筱风老师。从论文的选题、写作和修改过程中，徐老师给了我悉心
的指导、启发和鼓励。她严谨求实的治学态度、深厚的理论修养和踏实认真的工
作作风是我求学、为人和处事的楷模。三年的师生情谊，都凝聚在生活中的时时
刻刻、点点滴滴中，这些都将成为我珍藏的记忆。
其次，我想要感谢刘红忠教授、徐少强教授、谢为安教授、朱叶教授以及其
他老师。我能够顺利完成三年的学业，是与各位老师的关爱分不开的。从他们那
里，我得到了那么多的知识和启示，才使我有能力完成这样的一篇论文。他们对
学术的不懈追求和热爱，不断地激励着我们去探索和攀登新的高峰。
此外，我还想要感谢陈华、黄继、左墨之等好友，那么多在一起研讨，在一
起争论，在一起欢呼的岁月，我们曾经共同度过。对知识的渴望和对美好生活的
追求，让我们紧紧地团结在一起，那样手足一般的友情，我们一定会长久的拥有。
最后，我要特别感谢我的夫人陈兆远、父亲母亲哥哥姐姐等家人给与我的关
怀和理解。是他们的爱，让我拥有了面对困难时无所畏惧的勇气。
即将告别我的学校生活，心中所期许的，是不辜负恩师、学友和家人的厚望，
为国为家为社会有用之才!
范士勇
2003年5月
于复旦大学北区
论文独创性声明
本论文是我个人在导师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。论文中除
了特别加以标注和致谢的地方外，不包含其他人或其他机构已经发表或撰写过的
研究成果。其他同志对本研究的启发和所做的贡献均已在论文中做了明确的声明
并表示了谢意。
作者签名：．_j进夕日期作者签名：‘迪：!：塑日期
论文使用授权声明
M；易．文
本人完全了解复旦大学有关保留：使用学位论文的规定，即：．学校有权保留
送交论文的复印件，允许论文被查阅和借阅；学校可以公布论文的全部或部分内
容，可以采用影印、缩印或其它复制手段保存论文。保密的论文在解密后遵守此
规定。
作者签名?甏∥勇跏签名歹垒坠R期： 2积‘，j