金融危机下的进出口贸易论文

摘要:文章基于省际面板数据,运用DEA下的Malmquist指数方法测算并分解了社会主义市场经济体系建立以来的全要素生产率(TFP)变化,并对变化原因进行了解释。今天小编给大家找来了《金融危机下的进出口贸易论文 (精选3篇)》的相关内容，希望能给你带来帮助!

金融危机下的进出口贸易论文 篇1：

金融危机环境下中国进出口贸易的激荡与平衡

2007年爆发于美国的次贷危机蔓延成为金融危机，对包括中国在内的世界经济和贸易产生了重大影响。就我国的出口而言，金融危机的负面效应日渐显现，并仍将在一定时期内持续。倾巢之下，焉有完卵。国际货币基金组织发表的《世界经济展望》报告指出,受上世纪30年代以来最严重金融危机冲击,世界经济正进入“严重低迷”时期。世界银行在《2009年全球经济展望》,预测,2008年全球GDP增长率为2.5%,2009年则进一步回落至0.9%,均大大低于2007年3.7%的增速。美国的金融危机导致全球性市场震荡,使由发展中国家领跑的全球经济增长局面面临“极大不确定性”,发展中国家经济增长速度出现大幅度放慢“难以避免”。此外,预计2009年世界贸易额将下降2.1%,为1982年以来首次出现下降,这对许多依靠出口驱动的发展中国家来说将是沉重打击。金融危机对包括中国在内的世界经济和贸易产生了重大影响。这次国际金融危机主要发生在发达国家和地区，而我国一般贸易进出口的目标地也主要在这些发达国家和地区，因此这次危机对我国进出口产生了重大的影响，尤其对我国出口导向型经济带来巨大冲击，一些出口导向型企业面临着资金回收困难、订单减少的风险。我国一般性贸易出口收入、贸易顺差、外汇收入等一系列宏观经济指标都发生了重要变化。 如何应对金融危机，做好进出口贸易工作呢?

一、舍出口转内销

2月份起，欧盟开始对进口的中国线材征收税率25%的临时反倾销税，6个月后，欧洲委员会决定是否正式征收至少5年的反倾销税。这给原本脆弱的中小钢材企业雪上加霜。自去年下半年以来，广东佛山的大批中型钢材企业的出口业务量缩水40%。25%的关税意味着他们将不得不放弃出口欧洲的生意。放弃欧洲出口后，产品该转向何地?企业坦言，出口韩国、日本等亚洲国家也越来越难，一些亚洲国家的钢材价格甚至已经低于中国的出口价格。出口受阻，出口转内销或许是个不错的选择。“出不去的钢材只好内销了。”广东佛山一家中型钢材生产商做出决定。陈泰锋说，这是一个被动的选择，但未必没有好的市场机会。“外需不足，但我国今年采取一系列措施扩大内需。”陈泰锋说，出口型企业可以转变经营思路，利用环境压力，提升产品技术和质量，抓紧进行产品转型，增加附加值。产品转型并非中长期规划，劳动密集型产业可在3-5个月内完成更新换代。玩具、服装等产品技术含量不高，可以在产品款式、设计等方面着手打开国内市场销量。陈泰锋对国际金融危机周期的判断并不乐观，他认为危机周期要超过一年，即便负面影响可能在今年下半年开始缩减，但冲击力仍然很大。相对而言，企业经营思路和产品转型的周期反而要快很多。

二、调整和优化出口产品结构，着力提高出口产品的质量和效益

今明两年，要保持对外贸易平稳较快增长，关键在于转变外贸增长方式，提高出口产品科技含量和附加值。因此，一要提高企业自主创新能力。支持企业引进国外专利和专有技术，特别是引进关键核心技术和重大先进技术装备，使引进消化吸收再创新成为增强我省自主创新能力的重要途径。二要做大做强出口骨干产业。努力增加新型服务出口业务，着力引进一批出口导向型的机电、高新技术产业外资大项目，形成支撑出口持续增长的新增长点。三要加快出口自主品牌建设。加大对自主品牌发展的支持力度，完善促进机制，加快推进企业自主品牌境外注册，将广交会优质资源逐步向品牌企业倾斜，做大品牌商品出口规模，提高我省自主品牌的国际知名度。

三、稳定外贸发展

从国内看，我国政府在金融危机中采取了一系列有力措施稳定外贸发展，出口企业并没有受到重创，相反，通过要素整合和结构优化，增强了综合竞争力。主要出口产业在国际分工中已经形成产业链长、集聚度高和规模经济的优势，基础设施和配套服务比较完善，使得“中国制造”市场占有率进一步提高。三是去年同期基数较低，今年以来进出口商品不仅数量增长，价格也较大幅度回升。我国外贸发展趋势 在短期内，外贸仍将表现低迷。这由以下几个原因造成：一是外需依然低迷，短期内难以明显反弹。目前，各国经济的复苏情况没有预期的好。美国的房贷违约率仍然在上升，失业率在6月份达到9.5%的历史高位，并呈现继续上升的趋势。二是产能利用率降低，出口企业投资意愿不足。今年上半年，我国CPI下降了1.1%。三是国际贸易环境恶化，变数增加。WTO公布，最近3个月成员国共公布贸易保护主义措施83项，是自由化措施的两倍多。 经济复苏前，全球贸易将进入低速增长期。这是由于：房地产泡沫破裂将长期制约消费;全球财富锐减，欧美家庭忙于降低负债;个人用于消费的可支配收入减少。 然而，在中长期，我国外贸仍将保持快速增长。原因如下：一是经济全球化、区域经济一体化深入发展。二是国际市场需求逐渐恢复。三是新兴市场增长迅速。四是我国竞争力将不断增强;五是扩大全球市场份额仍有空间。

当前和今后一个时期的外贸发展，既面临着机遇，也面对着挑战，总体机遇大于挑战。我们将加快结构调整，优化产品结构，提升产品档次和附加值，强化内部管理，降低经营成本，在尽量维持传统市场份额的基础上，积极开拓国际潜在市场，努力化解和应对外部冲击。全力应对国外的贸易摩擦，努力為企业出口创造良好的外部环境

参考文献：

[1]马英丽.国内商业银行国际贸易融资风险浅析.国际经贸.2009.07.

[2]陈丽芳.国际贸易融资风险及防范措施.金融领域.2009.04.

作者：陈莉

金融危机下的进出口贸易论文 篇2：

中国区域生产率的变动及分解

摘要:文章基于省际面板数据,运用DEA下的Malmquist指数方法测算并分解了社会主义市场经济体系建立以来的全要素生产率(TFP)变化,并对变化原因进行了解释。

关键词:数据包络分析;全要素生产率;技术进步;技术效率

一、 引言

本文利用数据包络分析(Date Envelopment Analysis,DEA)的Malmquist指数法对我国30个省(自治区、直辖市)1993年以来的全要素生产率进行了新的估计,并总结了全要素生产率的变化趋势,试着对上述问题做出初步回答,并对中国地区间全要素生产率、技术效率以及技术进步的收敛性做了分析。

二、 文献综述

继东亚奇迹后,中国奇迹的出现开始引起国内外学者更多的关注,尤其是对中国经济生产率增长的关注。关于中国经济生产率的实证研究在1992年由谢千里 (Jefferson、Rawski & Zheng,1992、1996)开始,其后吴延瑞(Wu,1996)对中国经济生产率增长进行了测度和探讨。一些研究结果较为乐观,发现TFP的增长可以解释1978年~1995年间中国经济增长的30%~58%(World Bank,1997;Maddison,1998)。Hu & Khan(1997)发现,全要素生产率以年均3.9%的增长可以解释中国改革初期超过40%的经济增长。一些学者随后指出,由于数据质量极差,解释中国的增长是困难的,尽管如此,更多学者还是坚持用经验研究作为质疑的基础。

进入21世纪以来,随着能源与环境问题的约束日趋严峻,对中国经济增长效率的争论也更加激烈。颜鹏飞和王兵(2004)运用DEA的方法测度了1978年~2001年中国30个省(自治区、直辖市)的技术效率、技术进步及Malm-quist生产率指数,得出中国全要素生产率增长的主要原因是技术效率的提高,根据技术进步并不能做出中国经济长期持续增长的判断;Zheng & Hu(2004)运用基于产出的Malmquist生产率指数方法测度了1979年~2001年中国29个省的Malmquist生产率指数,发现中国1995年~2001年TFP增长出现了下降,在样本期内TFP的增长主要是通过技术进步实现,而不是通过效率提高。吴延瑞(2008)应用随机前沿方法来检验中国近期的经济增长,发现中国经济增长仍然依靠大量的要素投人,尤其是资本的投入,同时TFP的增长也扮演了一个重要角色,平均解释了1993年~2004年中国经济增长的27%;赖明勇、王文妮(2008)测算了1952年~2006年我国27省的资本存量和Malmquist指数,结果发现1952年~2006年间全要素生产率平均下降了7.9个百分点,并且,令人感到吃惊的是,在改革开放期间,1978年~2006年全要素生产率年均下降幅度由改革开放前的4.9个百分点猛增到了9.7个百分点,几乎又下降一倍,因此,他们认为中国经济长期增长更多地是依赖资本要素的积累,而非全要素生产率的增长。

总体而言,近年有关中国TFP的研究文献数量巨大,质量较高。不过,因所用方法和数据等方面的原因,结果差异性较大,因此,仍需进一步的深入研究。

三、 研究方法与数据处理

1. 研究方法。数据包络分析(Data Envelopment An-alysis,DEA)是美国著名数学家和经济学家Charnes,W.W.Cooper & Rhodes等学者于1978年发展起来的,旨在评价具有多个“输入”和“输出”的决策单元(DUM)相对有效性的模型。其本质是先利用统计数据来确定DEA有效生产前沿面,再把非DEA有效的决策单元影射到DEA有效的生产前沿面上。通过比较非DEA有效的决策单元“偏离”DEA有效生产前沿面的程度来评价各决策单元的相对效率。由于DEA分析具有这种优点,可以利用它分析经济社会中某种投入的“技术有效”和“规模有效”。

20世纪90年代国际上流行的Malmquist生产率指数法,是一种有效测算全要素生产率的非参数方法。Caves首先将该指数应用于生产率变化的测算,此后与Charnes等建立的DEA理论相结合,在生产率测算的应用上日益广泛。本文采用由Fare等构建的基于DEA的Malmquist指数。

以时期t的技术T为参照,基于产出角度的Malmquist指数可以表示为:

Mt0(Xt+1,Yt+1,Xt,Yt)=Dt0(Xt+1,Yt+1)/Dt0(Xt,Yt)(1)

类似地,以时期t+1的技术T+1为参照,基于产出角度的Malmquist指数可以表示为:

M0t+1(Xt+1,Yt+1,Xt,Yt)=D0t+1(Xt+1,Yt+1)/D0t+1(Xt,Yt)(2)

为避免时期选择的随意性可能导致的差异,仿照Fisher理想指数的构造方法,Caves等用公式(2)、(3)的几何平均值衡量从时期t到t+1生产率变化的Malmquist指数。如果M0(Xt+1,Yt+1,Xt,Yt)>1,表示受评估的省份全要素生产率是增长的;如果M0(Xt+1,Yt+1,Xt,Yt)<1,表示受评估的省份全要素生产率恶化。此外,Malmquist指数还可以分解为不变规模报酬假定下技术效率变化指数(TE)和技术进步指数(TP),TE是规模报酬不变且要素自由处置条件下的效率变化指数,它测度从时期t到t+1每个观察对象到最佳实践边界的追赶程度。

Malmquist生产率指数的构造要求计算距离函数D0t(Xt,Yt)、D0t+1(Xt+1,Yt+1)、D0t(Xt+1,Yt+1)、D0t+1(Xt,Yt),这些距离函数的计算可借助线性规划的方法来实现。对于一个含有N个省份、T个时期的问题而言,以上过程共需求解N×(4T-2)个线性规划方程。

2. 数据处理。关于资本数据。计算全要素生产率的关键是对产出与投人数据的科学计量,对资本数据的计量尤其重要。本文采用的资本数据是在张军等(2004)的基础上更新而成的,他们提供了以1952年为不变价格的1952年~2000年资本存量的数据,在此基础上,我们利用统一的口径和方法将资本序列的数据更新到了2008年。并按张军(2004)的方法计算得到了隐含投资平减指数,利用该指数将资本序列处理为以1978年基期的可比数据。

关于劳动数据。在衡量劳动投入时,劳动时间可能是更好的度量,但目前尚无此数据,因此,参照通常的做法,用就业人员数量表示劳动投入。

关于总产出数据。各省1978年的国内生产总值(GDP)可以从统计年鉴中得到,利用国内生产总值指数,计算出以1978年为基期的1993年~2008年各省的国内生产总值序列。

四、 实证分析结果

根据投入导向的CRS(规模报酬不变)模型以及我国30个省(自治区、直辖市)的面板数据,使用Coelli(1996)给出的数据包络分析DEAP2.0计量软件,我们计算了各省平均Malmquist指数逐年变化的情况。

1. 全要素生产率变化的趋势。由计算结果可知, 1993年~2008年间,我国全要素生产率以年均2.5%的速率增长,对同期经济增长的贡献率达25.07 %,这个增长率和贡献率还是比较令人满意的。通过对TFP的分解表明,其增长主要得益于技术进步以年均3.5%的速率增长,技术效率则以年均0.9%的速率抵消技术进步的贡献。对技术效率的进一步分解发现,相对而言,纯技术效率的下降是技术效率变化的主导因素,说明我国企业的组织和管理水平低下,在现有技术条件下不能在前沿面上组织生产。规模经济的变化率在大多数年份大于1,且变化不大,表明社会主义市场经济体系建立以来我国企业的规模效应得到了很大改善。

2. 各区域不同时期的TFP增长分析。由于篇幅所限,本文在时间上将我国全要素生产率的变动划分为三个阶段:1993年~1998年、1999年~2002年以及2003年~2008年;在空间上,我们按照东部、中部和西部划分 ,以研究各区域在不同时期全要素生产率的变化。

(1)1993年~1998年全要素生产率增长分析。从表2可以看出,这一时期东部、中部、西部的TFP都实现了高速增长,年均增长率达到了2.9%。技术进步是TFP增长的主要推动力量,实现了年均4.1%的增长,是技术进步增长最快的时期;而技术效率水平较低,年均下降1.1%。这一时期是我国全要素生产率增长最快的时期,且一直保持在较高的水平,并没有出现持续下降的趋势,而按照张军(2002)的观点,我国在1994年~2000年期间出现的资本深化现象导致了全要素生产率增速的持续下降。为此,本文对1993年~2008年劳动生产率(用人均GDP表示)、全要素生产率(TFP),与资本深化程度(用资本劳动比表示)之间的关系进行了考察。

由图1可知,1993年~1998年的资本劳动比例确实较高,并于1998年达到最高点,说明我国这一时期确实存在资本深化现象。然而我们发现全要素生产率的增长与资本劳动比表现出同方向变动的趋势,即资本深化没有导致全要素生产率的下降。这与陈勇、唐吉昌(2006)利用面板数据的误差修正模型(ECM)得到的检验结论基本一致,他们认为资本深化对技术进步的促进作用是正(而不是负)的,然而,由于这种促进作用不大,以至于资本深化与TFP并没有表现出统计意义上的稳定关系。

这一时期TFP增长主要得益于开放进程的加快,使得国际贸易和FDI水平大幅提高,而国际贸易和FDI有利于我国向西方国家学习先进的技术(Dees,1998)。因此这一时期技术进步大幅提升,是TFP增长的主要动力。但是由于市场经济体制和现代企业制度改革推进迟缓,经济主体的自主能动性仍受到一定限制,使得技术效率未能得到有效提升,反而出现了下降趋势。

从区域层次看,东部地区的全要素生产率最高,其次是中部地区,西部地区最低。通过TFP的分解表明,中部地区的技术进步增长最快,同时中部地区技术效率的下降也是最快的;而东部地区的技术效率下降的最慢,并保持了技术进步的快速增长。在这一时期,东部地区凭借其优越的地理条件,使得国外的先进生产技术和管理经验率先在该地区得到引进,从而较好地促进了该地区全要素生产率水平的提高。而中部地区的技术进步增长超过东部地区,主要是由追赶效应带来的,中部地区的初始技术水平相对东部而言较低,所以具有很强的后发优势,通过向东部学习先进技术,中部的技术水平得到了很大提升,然而中部地区的技术效率与规模效率都是最低的,说明中部地区在技术追赶的过程中没能在最佳规模的基础上组织生产。

(2)1999年~2002年全要素生产率的变化分析。由表3可知,这一时期东部、中部、西部的TFP均出现了下降,不但技术效率持续下降,而且技术进步的增速也开始回落。分区域层次看,这一时期TFP增长最快的依然是东部地区,而西部地区的TFP增长率超过中部地区。进一步对TFP的分解表明,东部地区的技术进步和技术效率的增长都是最快的,而西部地区的技术进步增长超过了中部地区,并且西部地区的规模报酬优势在这一时期得以表现,导致了西部地区TFP的增长较快。

这一时期主要受到1998年亚洲金融危机的影响,TFP增长率出现明显下降。而国家于1999年提出的西部开发战略,在一定程度上改善了西部地区的投资环境,促进了西部地区的发展,使西部地区的全要素生产率在这一时期超过了中部地区。

(3)2003年~2008年全要素生产率的增长分析。由表4可以看出,这一时期东部、中部、西部的TFP均恢复了高速增长,年均增长率达到了2.9%,虽然技术进步增长率与上个时期相比变化不大,但技术效率水平得到了很大改善,比上期提高了1.1个百分点。因此,这一时期的TFP增长主要是因为技术效率的改善。分区域层次看,东部地区的全要素生产率增长依然最快,其次是中部地区、西部地区。通过TFP的分解表明,中部地区的技术进步又一次超过了东部地区,同时技术效率也下降的最快,而东部地区的技术效率开始转正,年均增长1.3%。

2003年~2008年期间,随着宏观经济形势逐渐好转,特别是加入WTO以后,我国的进出口贸易快速增长,这有利于我国向西方国家学习先进的技术和管理经验,因此,这一时期我国的TFP增长率出现了逐年攀升的势头。同时由于东部的“珠三角”和“长三角”地区的外贸依存度最高,加入WTO后遇到的国际竞争也最激烈,这促进了东部地区的效率快速提升,而中部、西部地区的技术效率在这一时期也是最高的,这在某种程度上也表明了我国市场经济的发育在趋向成熟。

五、 结论

本文运用DEA下的Malmquist指数方法测算并分解了我国社会主义市场经济体系建立以来的TFP变动,并对变动的原因进行了解释。结果表明,1993年~2008年间TFP以年均2.5%的速度增长,对经济增长的贡献率达到25.07%,这个增长率和贡献率还是比较令人满意的。通过对TFP的分解表明, 其增长主要得益于技术进步以年均3.5%的速率增长,而技术效率则以年均0.9%的速率抵消技术进步的贡献。

从区域层次看,东部地区的TFP增长率在各个时期均是最高的,进一步对不同时期TFP的分解发现,东部地区的技术效率增长最快,而中部地区的技术效率增长最慢,技术效率增长的差异是导致中西部地区TFP增长落后的主要原因。因此,从政策角度看,我国中西部地区应该在吸收先进技术、保持技术进步的同时,注重技术效率水平的提高,才能更加有效地促进TFP的增长。

参考文献:

1. 赖明勇,王文妮.全要素生产率和经济增长方式——基于1952年~2006年的Malmquist指数分析.求索,2008,(11):52-54.

2. 颜鹏飞,王兵.技术效率、技术进步与生产率增长:基于DEA的实证分析.经济研究,2004,(12):55-65.

3. Zheng, Jinghai and Hu, Angang. An Empirical Analysis of Provincial Productivity in China (1979-2001). Goteborg, Department of Economics, 2004.

4. 吴延瑞.生产率对中国经济增长的贡献:新的估计.经济学(季刊),2008,7(3):827-842.

5. 张军,吴桂英,张吉鹏.中国省际物质资本存量估算:1952-2000.经济研究,2004,(10):35-44.

6. 张军.资本形成、工业化与经济增长:中国的转轨特征.经济研究,2002,(6):3-13.

7. 陈勇,唐朱昌.中国工业的技术选择与技术进步:1985-2003.经济研究,2006,(9):50-61.

8. Dees, Stephane. Foreign Direct Investment in China: Determinants and Effects. Economics of Planning,1998,(31):175-194.

作者简介:杨建龙,经济学博士,国务院发展研究中心产业部副部长、研究员、博士生导师;徐杰,昆明理工大学国土资源与工程学院博士生。

收稿日期:2009-10-18。

作者：徐 杰 杨建龙

金融危机下的进出口贸易论文 篇3：

汇率传递效应对我国出口商品结构调整的实证分析

摘要：本文构建了不完全竞争市场下的中国汇率传递的理论分析框架，探索人民币汇率传递对中国出口商品的价格差异产生的影响。通过VAR模型对传递效应的分析，本文发现劳动密集型商品的出口价格受人民币汇率升值产生的负面影响要大于资本密集型商品，本币升值客观上促进了出口商品结构的调整。结论是：人民币汇率变动对我国出口商品的价格存在不完全传递，传递程度的差异对我国出口商品和相关产业的结构调整具有促进作用。

关键词：汇率传递效应;出口价格;结构调整

文献标识码：A

一国经济在开放环境下发展，本币汇率作为重要的价格变量，其变动会通过对进出口贸易品相对价格的影响而作用于该国内部经济，对内外部经济均衡加以调节。自2005年7月人民币汇率改革以来，人民币币值累计升值幅度巨大，人民币升值对我国出口产品的价格存在重大影响。我国出口产品的相对价格的提升对我国产品的国际竞争力产生了不利的负面影响。到底出口企业会在多大程度上将汇率变动的影响反映到贸易品价格上，这需要用出口商品的汇率传递弹性来衡量。不同类商品的出口价格汇率弹性存在差异，研究行业特性与传递弹性大小的关系，对研究人民币升值背景下我国产业竞争力变化和产业结构调整有着重要意义。

一、出口贸易品价格分析：逻辑与现状

一般来讲，汇率传递是指由汇率变动所导致的其他一系列相关经济变量变动的过程。单纯就出口贸易品而言，汇率完全传递是指名义汇率升值(贬值)会导致出口产品相对价格同比例上升(下降)，汇率的变动一比一地反映到商品的价格中去。而汇率传递弹性则被定义为本国出口商品的进口国市场货币价格变动与汇率变动的比率(Loopesko and John-son，1988;Marston，1991)。

分析一国出口贸易品的价格变动时，应包含两个因素：汇率变动与市场因素。就汇率因素而言，传统汇率理论认为汇率变动对出口品价格的传递是完全的，然而自20世纪70年代以来，不完全汇率传递逐渐成为国际经济领域的重要研究课题，并得到了大量理论与实证研究的支持。这将是本文分析的重点。同时，我们不应排除汇率变动同期内市场自身扰动对物价影响的分析，这种扰动包括国内外市场需求、企业供给能力和货币供给量的变动。

自2005年7月人民币汇率改革以来，人民币汇率机制更富弹性。截至2008年，人民币对美元已累计升值21%，人民币名义有效汇率累计升值19%。而同期内，中国出口总额不断攀升，其中劳动密集型产品以纺织品为例，资本技术密集型产品出口以机械及运输设备为例，2008年出口总额分别达1199.7亿美元和6733亿美元，涨幅巨大。这与传统理论认为的本币升值将使得出口产品价格上涨，从而导致出口紧缩的理论存在差距。与人民币升值涨幅相比，纺织品价格和机械及运输设备价格涨幅有限，除去金融危机导致需求减弱对价格的影响因素外，人民币汇率对我国出口商品价格的传递效应具有重要的解释意义，并对中国经济发展有着深远的影响。

二、汇率传递的结构调整效应：理论分析

我们首先建立简单的分析框架来进行理论阐述，假设：

(1)存在两国经济体，C为出口国，A为进口国，C出口的产品分别为XY，两种产品的价格需求弹性不同，X产品富于需求弹性，这意味着当产品价格上升时，居民对X产品的需求将会以一个更大的比例下降。而当价格下降时，需求也会有更大比例的上升。Y产品缺乏需求弹性，说明价格变动对Y产品的需求影响有限。假设影响产品价格需求弹性的其他因素不变，如居民的偏好结构等。这意味着价格变动是影响需求的唯一变量。

(2)C国劳动要素丰富，劳动供给富有弹性。C国同时生产两种产品，但国内市场资源配置侧重于Y产业，C国在国际分工中的优势产品是Y。

(3)C国与A国短期内货币供给量保持不变。

产品的价格需求弹性与产品特征密切相关。从产品要素角度讲：商品的创新性和资本、科技要素含量越高，其产品的价格需求弹性越高，同时产品的差异性也就越强。商品的资源、劳动要素含量越高，产品的价格需求弹性越低，而其产品的同质性越强。所以，可以假设X产品为资本技术密集型产品，Y产品为劳动密集型产品。

(一)假设存在汇率的完全传递

如果C国货币对世界主要货币的当前名义汇率为e(直接标价法)，当C国货币出现升值，即e下降时，在汇率传递效应下，C国出口商品的国际市场价格上升。在汇率完全传递的情况下，出口品价格用进口国货币表示时，表现为产品价格上涨幅度与汇率变动幅度相同。因为X产品富于价格需求弹性，A国居民对X产品的需求会有较大幅度的下降，需求曲线向左下方大幅移动，而Y产品缺乏价格需求弹性，对Y产品的需求只有小幅降低。整体而言，C国货币升值，会降低其出口产品的价格竞争力，从而带来出口额的削减，出口额变动幅度与本币升值幅度成负相关关系。

在A国，在一般物价水平不变的假设条件下，两种进口品的需求量会降低，但需求下降幅度不同，X产品受到的需求下降的牵制力量要大于Y产品。这表明，在进口成本价预设的情况下，X产品因需求推动的价格上涨幅度要小于Y产品，也就是说，两种产品的相对价格在A国会发生变化，X产品对于Y产品来说变得相对便宜了。因资源总是流向产品价格相对提升的产业，因此Y产品相对于x产品来说，将面对更多的来自A国国内替代产品和A国从其他国家进口产品的竞争。

(二)假设存在汇率的不完全传递

1.由于X产品价格需求弹性大，其需求量变动对成本加成②的减少较敏感，厂商牺牲少量利润即可带来需求量的扩大。而Y产品价格需求弹性小，需求量变动对价格降低不敏感，在这样的情况下，生产厂商需要牺牲较多利润空间，才能带来需求量的扩大。这样，X产品的厂商在本币升值时，为维持销量，目标市场货币的价格上涨幅度不大，因此汇率的传递弹性小;Y产品厂商无力维持目标市场货币价格的稳定性，汇率传递的弹性大。因此，本币升值将使Y厂商在销量或利润方面蒙受较大的损失。

2.考虑中间投入品。由于出口品成本中会包含进口投入，在本币升值的背景下，C国进口品的本币价格相对下降，这对X产品的厂商来说意味着进口先进设备与技术的成本的下降和更多可利用的廉价外资，这一成本上的削减，最终可体现为出口厂商利润空间的增大，这为出口厂商自行调整加成份额提供了更大的可操作空间，产品价格的稳定性进一

步增强。

Y产品成本中劳动要素成本占相当大的比例，进口原材料和技术价格下降对其总成本影响有限。如果C国同时出现本币升值和国内最低工资标准上升趋势，厂商为应对冲击，要么进行技术革新和产品升级，要么将利润的增加建立在削减工人工资的基础上，而这一方面由于各种因素的存在而难以操作，另一方面也会带来国民福利的损失。这样，在短期内由于成本的变化而导致利润空间的增减，再结合前面的分析，我们也可以得出X产品汇率传递弹性小，Y产品汇率传递弹性大的结论。

从边际成本的角度分析时我们也应该看到，在金融危机背景下，由于国际市场需求疲软，C国出口动力不足，导致国内出口产业开工不足，规模效应降低甚至不存在，使得随着产量的增加产品的边际成本上升，这会抵消掉一部分进口投入价格下降所带来的收益。

3.考虑产品的差异性。X产品差异性的存在，使得C国产品与A国市场上的同类产品存在较大不同，产品的替代性小使厂商在一定程度上形成垄断，生产厂商存在超额利润，能够在汇率升值时降低出口品相对于本国商品的本币价格。同时，由于一定程度的垄断，X产品的市场需求对价格的弹性会降低，出口厂商将有能力提价(价格提高后，需求量不会减少，市场份额不会削弱)，差异性越大提价能力越强。以上两种情况有可能导致两种结果：产品汇率不完全传递甚至逆传递，或者是产品汇率传递弹性增强甚至完全传递。不同的结果取决于厂商是谋求市场份额还是谋求垄断利润的不同市场策略的选择。与此相对，Y产品同质性越强，将面临A国替代品和来自其他国家产品的激烈竞争，产品市场越趋向于完全竞争市场，需求对价格的弹性会升高，出口厂商提价能力降低甚至完全丧失，成为市场价格的接受者，厂商面临较大的利润损失压力，汇率趋向完全传递。

汇率变动实际上会成为出口厂商的一种成本。作为额外附加的成本冲击，本币升值会打破原有产品市场的均衡，此时不同产业的出口厂商面临的压力是不同的。依据前文的分析，X类产品的出口厂商，由于产品特性，在市场竞争、技术进步和产品差异化的作用下，汇率的不完全传递致使产品价格变化不显著，产品竞争力和厂商利润得到了很好的保持。而Y类产品汇率传递效应显著，出口厂商在同时面对市场激烈竞争、议价能力下降、国内劳动力成本上升的现状下，产品竞争力下降，厂商利润缩减明显。其最终的结果是C国生产资源得以重新配置，以出口为导向的劳动密集型产业或者破产，或者谋求规模效益以降低边际成本，或者使经济资源流向资本技术密集型产业以获取更好的收益率。

三、产品分类层面人民币汇率传递的实证检验

(一)计量模型及数据处理

根据前文分析，本文在估计分类产品的汇率传递效应时使用向量自回归模型(Vector autoregres-sion，VAR)。该模型包含5个变量：以工业增加值(GY)作为国内外需求的代理变量，表示需求对价格的冲击影响，以人民币名义有效汇率(NEER)表示汇率变动对出口商品价格的影响，以广义货币供应量(Mz)表示货币变动对价格的影响，以生产者价格指数(PPI)表示供给对出口品价格的冲击，以出口价格指数(LM)来表示劳动密集型出口产品的价格水平，出口价格指数(ZM)表示资本技术密集型出口产品的价格水平。其中，LM变量和ZM变量将分别与其他4个变量构成模型系统，随后本文将对两组数据进行对比分析。

数据样本期间为1996年10月至2009年4月。其中，GY、M2原始数据来自中经统计数据库，以人民币表示，统一以2001年1月为指数100的定基CPI进行平减，并利用X12进行季节调整。NEER数据来源于国际清算银行统计数据库(BIS)。PPI来自国家统计局网站。LM和ZM出口价格指数，沿用Cerra与Saxena(2002)的数据选取及测算方法计算，首先按照SITC2的一位数商品分类将中国出口商品构成分为10类，依据样本期间分类出口商品，以出口额(以美元表示)为权重，加权当年的分类商品价格指数进行估算，原始数据均来自海关总署网站。

因模型需要，需对VAR模型变量进行排序，其依据是：在市场经济发展过程中，尤其是当前金融危机背景下，国际市场需求对我国出口商品价格影响至关重要，所以将工业增加值排在VAR系统的第一位。由于我们论证的核心是汇率对价格的传递作用，同时在近一段时期内，特别是2005年以后，人民币汇率的升值确实在很大程度上影响了出口商品的价格，所以将汇率排在变量的第二位。同期内，货币政策对通货膨胀的预期以及货币当局为应对经济波动所采取的政策，在当前一段时期内对价格影响比较明显，因此将代表货币的变量放在系统变量的第三位上。供给的成本冲击是决定商品价格的重要前提，所以将供给变量放在商品价格之前。

(二)实证分析

这里将所有变量都转化为自然对数值(以小写字母表示变量的自然对数值)，并进行数据的平稳性检验，检验结果表明各变量都是一阶单整过程。因差分处理会使变量丧失部分经济意义，故本文不对非平稳数列进行差分处理，而是直接运用变量建立VAR模型，并进行协整检验和模型平稳性检验，如果检验通过，则可以运用模型做进一步的分析。

对两组数据的5个变量分别进行协整检验后，发现其存在协整关系，表明所选择变量与出口商品价格变量间存在长期稳定的均衡关系。同时，两组数据分别通过了模型平稳性检验，即脉冲响应是收敛的(如果脉冲响应是发散的，不符合实际经济系统，再分析则毫无经济意义)，可做脉冲响应、方差分解等。

本文采用AIC准则，建立5个变量的VAR(3)模型来分别分析人民币汇率变动对劳动密集型出口品和资本密集型出口品的传递效应。本文首先估算出口商品价格对汇率变动反应的时滞和反应程度的强弱，然后使用方差分解技术度量汇率变动对出口商品价格变化的贡献度。

因数据经过了对数化处理，当变量受到冲击后的变化值就可以看做是变量的弹性系数。从单位汇率冲击引起的两类商品不同时期价格变化的幅度来看，汇率冲击的反应程度较小，但现实中，商品价格的上涨往往具有累积效应，一段时期内的价格涨幅累积往往会使商品价格差异明显。从图2和表1中可以看出，在本期给人民币汇率一个正向冲击(即人民币升值1%)将导致资本密集型出口品价格在前3个月内出现一定程度的波动，资本密集型出口品价格对汇率变动的初期反应较敏感且波动幅度较大。依据数据可以看出，汇率升值对出口价格的负面影响随时间推移逐渐扩大，两类商品分别在第25个月和第23个月后价格累积上涨幅度达到最大值，分别为0.1395%(1m)和0.0977%(zm)，随后负面影响逐步减小，并趋于平缓。我们可以看到，两类出口商品的价格变动趋势和时滞基本趋于一致，但最为重要

的是，资本密集型出口品价格上涨幅度明显小于劳动密集型商品，同时，在汇率影响消退阶段，其价格恢复速度也明显快于后者。

此外，本文还运用方差分解技术，来分析模型系统中各变量对我国出口品价格影响的相对重要程度。根据表2的检验结果可以看出，不考虑出口品价格自身波动的贡献率，汇率变动对出口品价格变动的贡献率最大接近40%，有较强的解释能力，这表明人民币汇率变化与我国出口商品价格密切相关。其次是工业品出厂价格，其对出口品价格变动的解释程度最大接近20%。而工业增加值和货币因素在解释出口品价格方面贡献率较小。我们反观除汇率外的其他变量，可以得到如下结论：排除短期因素，从长期来看，国内市场需求和货币供给对出口品价格影响相对较弱，而国外市场需求对我国出口品价格的影响力也较弱，部分原因在于这种影响在很大程度上会随着汇率的变化而发生变化。

四、结论

我国经济当前已经走到实现经济增长方式转变的关键阶段，而调整我国出口贸易品结构进而实现我国产业的结构调整和优化升级，是其中的重中之重。近期我国人民币汇率变动明显，这一变动是源自于我国内外部经济发展现实的客观结果，势必对我国经济进一步发展产生各种影响。本文设置了理论框架，从汇率传递角度，对人民币汇率对我国出口商品结构调整的作用进行了理论分析，并使用1996年10月至2009年4月的月度数据，进行了实证上的验证，得到如下结论：

第一，从本文理论推导的结论可以看到，汇率不完全传递的存在使人民币升值对不同资源密集特性的产业产生了不同的影响。其中，资本密集型产品在价格需求弹性、成本和产品差异性方面的特点，使其在人民币升值的背景下，保持了一定的价格稳定性，汇率呈现不完全传递。而劳动密集型产品价格则会有较大幅度的上涨，汇率传递明显，其产业利润缩减较大。由此导致人民币升值在汇率传递角度，具有资源重新配置能力和产业结构调整效应。当前，只有改变我国现有的出口结构，大力提高资本技术密集型产品比重，变我国出口产品的资源、劳动成本优势为资本、技术竞争优势，才能从根本上构建我国出口企业的汇率风险防范体系，而这正契合当前我国政策取向所谋取的对外贸易战略和经济增长方式的根本性转变。

第二，本文分析人民币汇率升值对我国产业结构调整的作用路径，主要是从企业微观角度探讨两类出口品在汇率传递作用下所产生的价格差异和利润率的变化，进而依靠市场实现不同种类企业的优胜劣汰。从实证结果我们看到，从1996年10月至2009年4月，人民币名义有效汇率对我国出口商品价格的传递具有统计显著性，汇率对两类出口商品价格的传递速度不存在明显差异，但在传递程度上差异明显。在汇率传递同期，特别是从第4个月以后，劳动密集型商品价格上涨更为剧烈。实证结果支持了理论推导，即人民币汇率存在不完全传递且人民币升值对不同资源密集特性的产品价格存在着不同的影响。

第三，通过实证分析我们还可以看到，汇率与其他因素相比，在影响我国出口产品价格，进而影响我国产业竞争力方面具有重要地位，当前进一步加快人民币汇率体制改革，对我国经济发展具有重要的现实和长远意义。

(责任编辑：贾　伟)

作者：魏晓琴 刘国峰