摘要：國(guó)際收支和匯率理論是國(guó)際金融學(xué)的核心理論，文章以中國(guó)經(jīng)常賬戶余額、人民幣名義有效匯率、GDP的增長(zhǎng)率構(gòu)建VAR，模型，協(xié)整顯示二者存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，ECM顯示允許短期波動(dòng)。

關(guān)鍵詞：M－L條件經(jīng)常賬戶1－1協(xié)整

中圖分類(lèi)號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004－4914(2008112－016－03

一、文獻(xiàn)綜述

圍繞國(guó)際收支與匯率，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了眾多卓有成效的規(guī)范研究和實(shí)證研究。

1、理論創(chuàng)新的20世紀(jì)90年代。20世紀(jì)80年代，我國(guó)貿(mào)易收支表現(xiàn)為順逆差交替出現(xiàn)，該期的討論主要集中于貶值對(duì)改善貿(mào)易收支的影響。至90年代，對(duì)該問(wèn)題的具有影響力的學(xué)術(shù)成果數(shù)量有限，但旗幟鮮明地代表了三種觀點(diǎn)，共同構(gòu)成了后續(xù)研究的理論奠基，影響深遠(yuǎn)。

厲以寧(199r)得出1970－1983年中國(guó)的進(jìn)、出口需求價(jià)格彈性分別只有0.6871和0.0506，進(jìn)出口需求價(jià)格彈性嚴(yán)重不足，ML條件在我國(guó)不能成立，即人民幣貶值不能改善我國(guó)貿(mào)易收支。陳彪如(1992)運(yùn)用外經(jīng)貿(mào)部統(tǒng)計(jì)的1980----1989年的進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)和貿(mào)易量指數(shù)回歸得到我國(guó)進(jìn)口需求價(jià)格彈性為0.3007，出口需求價(jià)格彈性為0.7241。進(jìn)出口需求的價(jià)格彈性之和為1.0248，人民幣貶值或升值對(duì)改善貿(mào)易收支的效果是微不足道的，即匯率政策無(wú)效。戴祖祥(1997)計(jì)算我國(guó)1981年－1995年之間不同時(shí)間段的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)隨著時(shí)間的推移，經(jīng)濟(jì)體制和外貿(mào)外匯體制改革的深化，進(jìn)出口彈性是逐漸變大的，90年代的彈性值應(yīng)高于80年代的彈性值。我國(guó)滿足M－L條件，人民幣貶值有助于改善貿(mào)易收支。

2、百家爭(zhēng)鳴的21世紀(jì)。進(jìn)入21世紀(jì)后，隨著對(duì)貿(mào)易收支與匯率關(guān)注的升溫，學(xué)術(shù)成果也日漸豐富。近兩年代表性的文獻(xiàn)中認(rèn)為匯率影響國(guó)際收支的有：何新華等(2003)和李建偉、余明(2003)的研究均認(rèn)為我國(guó)存在“J”曲線效應(yīng)。費(fèi)瑤瑤(2006)得出我國(guó)1985－2004年進(jìn)出口需求彈性之和大于1，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口有顯著影響。盧向前、戴國(guó)強(qiáng)(2005)根據(jù)進(jìn)出口總額為權(quán)重計(jì)算人民幣加權(quán)匯率(即不再是雙邊匯率，而是有效匯率)，認(rèn)為1994－2003年人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口的影響十分顯著，M－L條件成立。趙兆晗(2007)從總體和雙邊兩個(gè)角度分析了人民幣實(shí)際匯率對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支的影響，通過(guò)脈沖研究了我國(guó)貿(mào)易收支對(duì)人民幣實(shí)際匯率沖擊做出的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整，脈沖反應(yīng)圖形象地表現(xiàn)出J曲線效應(yīng)，當(dāng)前匯率調(diào)節(jié)的有效性不是特別明顯，但未來(lái)將會(huì)更加有效能扭轉(zhuǎn)雙順差。高瞻(2008)在其導(dǎo)師何新華(2005)的“中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)模型”的基礎(chǔ)上，結(jié)合國(guó)際收支平衡表考慮了影響國(guó)際收支的若干因素，其中，匯率的變動(dòng)可以通過(guò)進(jìn)出口方程、經(jīng)常項(xiàng)目余項(xiàng)方程、外商直接投資方程對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目差額與資本和金融項(xiàng)目差額產(chǎn)生影響，進(jìn)而對(duì)國(guó)際收支產(chǎn)生影響。

認(rèn)為匯率不影響國(guó)際收支的有：陳平等(2002)指出人民幣匯率波動(dòng)不利于改善出口。胡智、邱念沖(2006)認(rèn)為僅靠匯率水平的調(diào)整可能不能夠有效地對(duì)我國(guó)目前的國(guó)際收支順差做出調(diào)節(jié)。任云鵬、高琦(2007)運(yùn)用協(xié)整，Granger因果檢驗(yàn)等計(jì)量方法得出1989－2004年貿(mào)易收支差額的變化是引起匯率變動(dòng)的原因，而匯率的變動(dòng)卻并不能影響到一個(gè)國(guó)家貿(mào)易收支的差額。匯率的變動(dòng)更多的是作為貿(mào)易收支變化的結(jié)果而不可能依靠一個(gè)國(guó)家匯率的變動(dòng)就能夠調(diào)節(jié)國(guó)際收支(貿(mào)易收支)的。賀力平(2008)對(duì)經(jīng)常賬戶內(nèi)部各構(gòu)成項(xiàng)目的分解與拆細(xì)，比較IMF和BIS名義及實(shí)際有效匯率指數(shù)后得出，特別是最近幾年，不能簡(jiǎn)單地以匯率因素來(lái)解釋中國(guó)經(jīng)常賬戶順差持續(xù)增多。

3、文獻(xiàn)述評(píng)。圍繞國(guó)際收支與匯率，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了眾多卓有成效的規(guī)范研究和實(shí)證研究?？v觀文獻(xiàn)，匯率對(duì)國(guó)際收支的影響主要關(guān)注兩個(gè)方面：一個(gè)是短期內(nèi)“J”曲線效應(yīng)是否存在；另一個(gè)是長(zhǎng)期內(nèi)二者之間是否存在相關(guān)關(guān)系。通常會(huì)涉及彈性(價(jià)格彈性、收入彈性等)、結(jié)構(gòu)(國(guó)際收支包括經(jīng)常賬戶、資本賬戶等二級(jí)結(jié)構(gòu)，經(jīng)常賬戶又包括貿(mào)易、服務(wù)等三級(jí)結(jié)構(gòu))、階段(根據(jù)國(guó)際收支發(fā)展階段假說(shuō)，按照著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家薩繆爾森與諾德豪斯(1979)的觀點(diǎn)，一般國(guó)家的國(guó)際收支平衡表會(huì)經(jīng)歷債務(wù)國(guó)債權(quán)國(guó)等四個(gè)階段)。

打開(kāi)國(guó)際收支賬戶深人其明細(xì)科目，可以發(fā)現(xiàn)貿(mào)易收支占據(jù)經(jīng)常賬戶的主體，這使得經(jīng)常賬戶呈現(xiàn)了貿(mào)易收支的特征，但隨著服務(wù)貿(mào)易比重的增加，把商品貿(mào)易與服務(wù)結(jié)合起來(lái)研究經(jīng)常賬戶的特征將更切合實(shí)際。目前，部分現(xiàn)有文獻(xiàn)在實(shí)證分析時(shí)對(duì)所使用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)沒(méi)有進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，直接使用這樣的數(shù)據(jù)很有可能導(dǎo)致謬誤回歸。隨著時(shí)間推移，目前出現(xiàn)更加科學(xué)的計(jì)量分析手段，而且隨著數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度增長(zhǎng)，將更有利于偵察二者的關(guān)系。

在今后可以試圖從以下方面對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行擴(kuò)展：(1)隨著國(guó)際收支結(jié)構(gòu)的復(fù)雜化，采用結(jié)構(gòu)分析法，分別深入研究不同科目下的國(guó)際收支與匯率的關(guān)系。(2)基于目前較為主流的計(jì)量分析手段，采用非平穩(wěn)時(shí)間序列的處理技術(shù)來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究。(3)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度延長(zhǎng)后更能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)變量間的長(zhǎng)期關(guān)系。

二、理論分析

國(guó)際收支理論主要有：彈性論著重分析了匯率因素對(duì)貿(mào)易收支的影響。根據(jù)馬歇爾一勒納條件，進(jìn)出口的價(jià)格需求彈性之和大于1，則本幣貶值有利于增加出口額抑制進(jìn)口額，從而改善貿(mào)易收支。將供給彈性引入后又提出了比克迪克一羅賓遜一梅茨勒條件。彈性論揭示了匯率變動(dòng)通過(guò)改變國(guó)內(nèi)外商品之間以及貿(mào)易部門(mén)和非貿(mào)易部門(mén)之間的相對(duì)價(jià)格以影響進(jìn)出口供求的機(jī)制。它是在研究匯率和國(guó)際收支關(guān)系時(shí)，被應(yīng)用得最為廣泛，成果最為豐富的理論。但該理論忽略了國(guó)民收入等其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)貿(mào)易收支可能產(chǎn)生的影響。乘數(shù)論注重國(guó)民收入變化對(duì)貿(mào)易收支的影響：國(guó)外國(guó)民收入上升有利于出口增加、貿(mào)易收支趨向順差，國(guó)內(nèi)國(guó)民收入上升使進(jìn)口增加、貿(mào)易收支趨向逆差。吸收論以凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)恒等式為基礎(chǔ)，采用了一般均衡的方法，從總收入與總吸收的關(guān)系來(lái)研究貨幣貶值、收人變化對(duì)國(guó)際收支的影響，特別是吸收論中考慮到貶值影響進(jìn)出口后，進(jìn)而影響收入，進(jìn)一步通過(guò)乘數(shù)效應(yīng)影響進(jìn)出口。

以上的國(guó)際收支理論是從微觀層次到宏觀層次、從局部分析到一般分析。其中按照微觀理論分析國(guó)際收支，即采用單方程估計(jì)匯率和收入對(duì)國(guó)際收支的影響而暫不考慮一般均衡分析，這是進(jìn)一步深入研究的重要基礎(chǔ)。

三、數(shù)據(jù)與方法

1、數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明。針對(duì)國(guó)際收支的均衡與失衡，不同學(xué)派定義不同。本文研究的國(guó)際收支是指在一定時(shí)期內(nèi)，國(guó)際收支中一些特定項(xiàng)目總和存在的逆差或順差。

通過(guò)對(duì)上述研究文獻(xiàn)的深入分析，結(jié)合中國(guó)的實(shí)際，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，我們的樣本區(qū)間為：1982－2007年。選取中國(guó)經(jīng)常賬戶余額

(Current Account)，人民幣名義有效匯率(NEER)，中國(guó)GDP的增長(zhǎng)率三列時(shí)間序列變量作為檢驗(yàn)中國(guó)國(guó)際收支經(jīng)常賬戶與人民幣匯率關(guān)系。其中，中國(guó)GDP數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，其余數(shù)據(jù)來(lái)自IMF數(shù)據(jù)庫(kù)IFS(International Financial Statistics)。

如圖1所示，1982－2007年期間，經(jīng)常賬戶及名義有效匯率各自經(jīng)歷幾個(gè)階段。首先看經(jīng)常賬戶：1982－1989年：經(jīng)常賬戶順逆差交替出現(xiàn)，少量順差，其中經(jīng)常賬戶的順差的第一來(lái)源是服務(wù)賬戶。1990－1996年：經(jīng)常賬戶差額從第一階段的逆差轉(zhuǎn)為第二階段的順差，只有1993年為逆差。1997年至今：1997年起經(jīng)常項(xiàng)目下可自由兌換實(shí)現(xiàn)，順差額從2001年起上升，自2004年起大幅上升，其中貨物差額是經(jīng)常項(xiàng)目下順差的主要來(lái)源。

人民幣名義有效匯率走勢(shì)比較簡(jiǎn)單。1982－1996年期間較大幅度貶值。1997年起總體呈小幅升值的態(tài)勢(shì)。人民幣名義有效匯率與經(jīng)常賬戶差額的三個(gè)階段的走勢(shì)大致呈現(xiàn)一定的相互關(guān)系。

2、計(jì)量方程的設(shè)定。根據(jù)前文所述，我們定義的國(guó)際收支失衡分為順差和逆差兩類(lèi)。在對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，需要對(duì)經(jīng)常賬戶余額取其絕對(duì)值，以反映其數(shù)值變動(dòng)。由于物價(jià)變動(dòng)同等影響各變量，故此處不考慮物價(jià)變動(dòng)，所有變量均采用名義值。

時(shí)間序列大多是非平穩(wěn)的，對(duì)于非平穩(wěn)序列進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)線性回歸會(huì)造成”偽回歸”，而協(xié)整理論則可解決該問(wèn)題。參考以往文獻(xiàn)可知，單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的常用方法之一，包括DF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)。本文采用使用最為廣泛的ADF檢驗(yàn)。若單位根檢驗(yàn)后序列單整，則可在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建VAR模型，借助協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)考察非平穩(wěn)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡依從關(guān)系。一般進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的方法是Ende和Granger(1987)提出的兩步檢驗(yàn)法(也叫“兩階段回歸分析法\"EG檢驗(yàn))。然而，由于它在小樣本下OLS協(xié)整估計(jì)具有實(shí)質(zhì)性偏差且只能對(duì)一個(gè)協(xié)整向量進(jìn)行估計(jì)。鑒于此，本文采用Johansen檢驗(yàn)法(JohansenJuselius[1990])。在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，如果經(jīng)濟(jì)變量間存在協(xié)整關(guān)系，則這些經(jīng)濟(jì)變量之間一定存在某種長(zhǎng)期靜態(tài)穩(wěn)定關(guān)系。但協(xié)整不能反映經(jīng)濟(jì)變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，要分析約束其內(nèi)生變量的長(zhǎng)期變動(dòng)滿足它們的協(xié)整關(guān)系時(shí)是否允許短期波動(dòng)，則需要進(jìn)一步建立VEC向量誤差修正模型(Vector Error Correction Model)來(lái)研究經(jīng)濟(jì)變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)格蘭杰(Granger)定理，如果若干個(gè)非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系。則這些變量必有誤差模型表達(dá)式存在。為了在數(shù)值上解釋短期影響，需要進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析。首先進(jìn)行內(nèi)生變量之間的沖擊響應(yīng)分析，分析中經(jīng)常采用假定對(duì)系統(tǒng)內(nèi)某個(gè)內(nèi)生變量產(chǎn)生一個(gè)沖擊(沖擊發(fā)生在t=l時(shí)刻，大小通常為變量在沖擊發(fā)生之前均值的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，然后觀察系統(tǒng)內(nèi)所有內(nèi)生變量在沖擊發(fā)生后一段時(shí)間中的反應(yīng)和變化。同時(shí)我們進(jìn)行方差分解，分析序列中由于自身沖擊和其他變量沖擊而導(dǎo)致的變化的比例。借助以上的計(jì)量分析工具，我們將能獲得關(guān)于經(jīng)常賬戶余額、名義有效匯率及GDP三者的長(zhǎng)期及短期的實(shí)證檢驗(yàn)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

1、單位根檢驗(yàn)。對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析之前。首先需要對(duì)變量的平穩(wěn)性作檢驗(yàn)。只有變量在同階單整的條件下，才能進(jìn)行協(xié)整分析。

從表1我們可以看出，原始序列的ADF值下的概率顯示無(wú)法拒絕存在單位根的零假設(shè)，即序列是非平穩(wěn)的。經(jīng)過(guò)一階差分后，經(jīng)常賬戶余額的ADF值小于顯著性水平是1％的臨界值，人民幣名義有效匯率和GDP的ADF值小于顯著性水平是5％的臨界值，因此，我們可以在1％和5％的顯著水平下，拒絕存在單位根的零假設(shè)，認(rèn)為它們是平穩(wěn)的?？梢?jiàn)，三者均為I(1)序列，即一階單整。

2、協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須先確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)。本文采用較常用的信息準(zhǔn)則定階，一般的方法是從較大的滯后階數(shù)(或N/10)開(kāi)始，考慮到樣本容量后，我們從最大滯后階數(shù)k=4開(kāi)始，選擇信息準(zhǔn)則最小的。

根據(jù)信息準(zhǔn)則，選定VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2。在此基礎(chǔ)上。再進(jìn)行滯后階數(shù)為1的J－J協(xié)整檢驗(yàn)。通過(guò)模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，確定協(xié)整檢驗(yàn)中允許數(shù)據(jù)有線性趨勢(shì)和協(xié)整分析含截距項(xiàng)、有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

根據(jù)表3的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，跡統(tǒng)計(jì)量顯示擬檢驗(yàn)的變量之間在1％顯著性水平上存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，最大特征根統(tǒng)計(jì)量也顯示在5％顯著性水平上存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。我們得到在協(xié)整檢驗(yàn)中允許數(shù)據(jù)有線性趨勢(shì)和協(xié)整分析含截距項(xiàng)、有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的協(xié)整向量，即經(jīng)常賬戶余額、人民幣名義有效匯率和GDP之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程為：

LNCA，=1.8718×LNNEER，+1.6378×LNGDP，+0.0271×TREND()－17.2589 (1)

(1.4772)(0.4789) (0.0665)

其中TREND()代表時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)差。

協(xié)整方程中，LNNEER和LNGDP的估計(jì)系數(shù)的T值分別為3.92283和3.41974，可見(jiàn)協(xié)整方程的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。經(jīng)常賬戶余額、人民幣名義有效匯率和GDP之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，NEER每增長(zhǎng)1％(即人民幣升值1％)，帶來(lái)CA(即經(jīng)常賬戶余額)增長(zhǎng)1.8718％，即經(jīng)常賬戶的價(jià)格彈性為1.8718。而GDP(即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng))每增加1％，帶來(lái)CA(即經(jīng)常賬戶余額)增加1.6318％，即經(jīng)常賬戶的收入彈性為1.6378。從長(zhǎng)期來(lái)看，三者呈同向變動(dòng)。

3、誤差修正模型。由于存在協(xié)整關(guān)系，我們便可以建立誤差修正模型來(lái)表達(dá)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。首先由協(xié)整關(guān)系(方程1)可得相應(yīng)的誤差修正項(xiàng)為：

ECMt-1=LNCAt-1-1.8718×LNNEERt-1-1，3678×LNGDPt-1-0.0271×TREND()+17.2589

如表4的結(jié)果顯示，可建立如下三個(gè)誤差修正方程：

ALNCAt=-0.5609×ECM_t-1+0.0535×△LNCA_t-1+0.3032×ALNNEER_t-1+0.4011×△LNGDP_t-1+0.1320

(O.21729) (0.13772) (1.64304) (0.36204) (0.16916)

△LNNEER，=-0.0672×ECM_t-1+0.0410×A LNCA_t-1+0.1406×△LNNEER_t-1-0.1053×△LNGDE_t-1-m0.0357

(0.02651) (0.0168) (0.20049) (0.0441 8) (0.02064)

A LNGDP_t=0.0380×ECM_t-1-0.3217×△LNCA_t-11-0.7679×

△LNNEER_t-11-0，5984×A LNGDP-1+0，2584

(0.16121) (0.10218) (1.21904) (0.26861) (0.1255)

三個(gè)誤差修正方程的可決系數(shù)均落在0.5-0.6之間，可見(jiàn)方程擬合優(yōu)度較好。LNCAt和LNNEERt的速度調(diào)整系數(shù)(即誤差修正系數(shù))為－O.560903和-0.067174，誤差修正項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)為負(fù)，符合反向修-正機(jī)制。且其T值分別為：-2.58141和-2.53359，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明速度調(diào)整系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。ECM顯示在該短期影響關(guān)系及動(dòng)態(tài)影響過(guò)程下，可以保持經(jīng)常收支、有效匯率和GDP的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

五、政策建議

1982－2007年，中國(guó)經(jīng)常賬戶余額的增長(zhǎng)與人民幣有效匯率的變動(dòng)的長(zhǎng)期相互關(guān)系如下：

1、使用協(xié)整分析方法研究中國(guó)經(jīng)常賬戶余額的增長(zhǎng)與人民幣有效匯率的長(zhǎng)期關(guān)系，得出的結(jié)淪是存在協(xié)整方程，且協(xié)整方程的估計(jì)系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，經(jīng)常賬戶余額、人民幣名義有效匯率和GDP之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。人民幣升值1％，帶來(lái)經(jīng)常賬戶余額增長(zhǎng)1.8718％，國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1％，帶來(lái)經(jīng)常賬戶余額增長(zhǎng)1.6318％。從長(zhǎng)期來(lái)看，三者呈同向變動(dòng)。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)常賬戶余額的進(jìn)一步擴(kuò)大的部分原因可能來(lái)自自2005年起人民幣升值的推動(dòng)。

2、在經(jīng)濟(jì)體初始狀態(tài)為貿(mào)易順差的情況下，在名義有效匯率受到正向沖擊，即人民幣升值后，在短期，會(huì)提高以外幣計(jì)量的本國(guó)出口品的價(jià)格，從而降低中國(guó)的出口商品在世界市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，縮減經(jīng)常賬戶的余額。經(jīng)過(guò)這一沖擊期后，出口商由于不能再像以前通過(guò)人民幣低匯率獲取價(jià)格優(yōu)勢(shì)來(lái)獲利，被迫轉(zhuǎn)向開(kāi)發(fā)技術(shù)優(yōu)勢(shì)等手段來(lái)提高出口競(jìng)爭(zhēng)力。在這個(gè)人民幣升值的過(guò)程中，淘汰了落后企業(yè)，成就了優(yōu)勢(shì)企業(yè)，從較長(zhǎng)期來(lái)看，反而提高了出口競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)了貿(mào)易余額的進(jìn)一步擴(kuò)大，存在類(lèi)似于“J”曲線的時(shí)滯效應(yīng)。

3、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是經(jīng)常賬戶余額增長(zhǎng)的源泉之一，伴隨經(jīng)濟(jì)波動(dòng)經(jīng)常賬戶余額的預(yù)測(cè)也作波動(dòng)。在金融海嘯席卷全球之際，中國(guó)2008年第三季度GDP增長(zhǎng)回落至9％，是5年來(lái)增速最低的一季。一旦經(jīng)濟(jì)進(jìn)入下行周期，經(jīng)常賬戶余額的增長(zhǎng)也將隨之放緩。

4、由于三者同向變動(dòng)，要縮減經(jīng)常賬戶余額，只能通過(guò)緊縮經(jīng)濟(jì)或人民幣貶值。前者對(duì)經(jīng)濟(jì)體不利，只能通過(guò)匯率變動(dòng)影響經(jīng)常賬戶。令人希望的是，經(jīng)常賬戶的價(jià)格彈性略大于收入彈性，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，如果人民幣貶值，就能抵消經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的經(jīng)常賬戶失衡的壓力，使經(jīng)常賬戶余額下降。

5、VECM顯示在短期內(nèi)，誤差修正模型的速度調(diào)整系數(shù)顯著為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。經(jīng)常賬戶余額、人民幣名義有效匯率和GDP的增長(zhǎng)率都允許短期波動(dòng)，該短期波動(dòng)會(huì)向長(zhǎng)期均衡關(guān)系自動(dòng)靠攏。

(責(zé) 編 賈 偉)