嚴(yán)佳佳，詹 琳

(福州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建 福州 350108)

一、引言

在中美貿(mào)易摩擦和中國擴(kuò)大對(duì)外開放的背景下，匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易的影響成為國內(nèi)外學(xué)者研究的焦點(diǎn)。馬歇爾-勒納(M-L)條件作為學(xué)術(shù)界分析匯率變動(dòng)與貿(mào)易收支關(guān)系的重要理論依據(jù)，對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)具有極其重要的指導(dǎo)價(jià)值。因此，加入進(jìn)出口的收入彈性，放松“其它一切不變，僅考慮貶值對(duì)貿(mào)易收支的影響”這一M-L條件的基本假定，本文對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)行分解。為驗(yàn)證馬歇爾-勒納條件結(jié)論的合理性，將匯率和貿(mào)易福利進(jìn)行有機(jī)結(jié)合，采用Melitz和Redding(2015)[1]異質(zhì)性企業(yè)一般均衡框架對(duì)分行業(yè)貿(mào)易福利進(jìn)行估計(jì)，深入分析中美匯率波動(dòng)對(duì)我國貿(mào)易福利的影響。本研究對(duì)在新形勢(shì)下深化人民幣匯率市場(chǎng)化改革、保持經(jīng)濟(jì)政策定力、促進(jìn)我國對(duì)外貿(mào)易平穩(wěn)健康發(fā)展具有重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不斷變化，馬歇爾-勒納條件的初始模型已經(jīng)不能全面解釋當(dāng)前匯率變動(dòng)與貿(mào)易收支的關(guān)系。有學(xué)者研究得出馬歇爾-勒納條件是基于一系列嚴(yán)格假定推導(dǎo)的貶值改善貿(mào)易收支的近似條件，若一國實(shí)際情況不滿足前提假設(shè)，則在運(yùn)用中必須對(duì)其進(jìn)行修正(傅建設(shè)，1997；李炳毅和王洪光，1999)[2-3]。也有學(xué)者從國際分工的角度，指出M-L條件違背了自由貿(mào)易的精神(朱建成和杜珊，2006)[4]。而鹿朋(2008)[5]認(rèn)為M-L條件隱含著全球商品貿(mào)易為最終產(chǎn)品貿(mào)易的前提假定，但這種假定在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展和中間品貿(mào)易愈發(fā)重要的背景下已不再適用。還有部分學(xué)者從實(shí)踐角度出發(fā)得出馬歇爾-勒納條件具有特定的適用性，體現(xiàn)在只有用本幣定價(jià)時(shí),本幣升值才會(huì)降低順差(黃志剛，2009)[6]，M-L條件只適用于供給約束型經(jīng)濟(jì)時(shí)代,在需求約束型經(jīng)濟(jì)時(shí)代已失去解釋力,不能用來反映經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和政策(劉巍和陳建軍，2009)[7]。

基于M-L條件解釋力弱化的現(xiàn)狀，我國學(xué)者對(duì)傳統(tǒng)馬歇爾-勒納條件的修正大多圍繞其基本假定展開，包括供給彈性無窮大、局部均衡、匯率波動(dòng)前貿(mào)易收支處于平衡狀態(tài)和匯率完全傳遞四個(gè)方面。(1)基于馬歇爾-勒納條件中關(guān)于供給彈性無窮大假設(shè)的質(zhì)疑，學(xué)者多是使用比克戴克-羅賓遜-梅茨勒條件公式進(jìn)行修正(于鳳匠，2007；印梅，2012)[8-9]。董繼華(2008)[10]構(gòu)建以中國為“小國”、全世界其他國家總體上為“大國”的兩國模型完善M-L條件。郭榕等(2020)[11]結(jié)合理論政策機(jī)理和彈性理論對(duì)M-L條件重新測(cè)算。(2)針對(duì)局部均衡假定，倪衛(wèi)紅(1999)[12]使用非均衡的貝納西模型劃分不同的經(jīng)濟(jì)區(qū)域，探索貶值對(duì)一國經(jīng)濟(jì)的影響。楊麗瑩(2019)[13]引入邊際輸入傾向、邊際窖藏傾向和回波效應(yīng)的概念，基于人民幣對(duì)美元的匯率變動(dòng)對(duì)馬歇爾-勒納條件模型做出了理論修正與運(yùn)用。(3)針對(duì)匯率波動(dòng)前貿(mào)易收支處于平衡狀態(tài)的假設(shè)，于鳳匠(2007)[8]結(jié)合當(dāng)時(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景,對(duì)1980—2001年人民幣匯率升值造成的貿(mào)易收支效應(yīng)特別進(jìn)行了研究。路卓銘(2008)[14]探討在貿(mào)易收支失衡條件下的有利貶值條件，并修正發(fā)展了彈性理論。(4)針對(duì)匯率完全傳遞的局限性，鹿朋(2008)[5]通過加入以中間品貿(mào)易比重不斷擴(kuò)大為特征的全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展這一現(xiàn)實(shí)條件，打破了“全球商品貿(mào)易為最終產(chǎn)品貿(mào)易”的衍生假定。陸前進(jìn)和盧慶杰(2014)[15]根據(jù)人民幣名義有效匯率的分解，重新考察了人民幣匯率的傳遞效應(yīng)與需求價(jià)格彈性對(duì)貿(mào)易收支的影響。

由于樣本跨度、研究方法、數(shù)據(jù)頻率等方面的差異，使用修正后的馬歇爾-勒納條件解釋中美貿(mào)易也沒有形成定論，主要產(chǎn)生了截然不同的兩派觀點(diǎn)。一派觀點(diǎn)認(rèn)為中美貿(mào)易不滿足馬歇爾-勒納條件。從宏觀總量數(shù)據(jù)出發(fā)，郝雁(2007)[16]、范云芳和孫波(2010)[17]、孫波和郭世輝(2010)[18]、江愛平(2010)[19]、王靜嫻和楊敏(2013)[20]、陸前進(jìn)和盧慶杰(2014)[15]分別使用1979年至2013年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)中美貿(mào)易條件進(jìn)行協(xié)整分析，實(shí)證結(jié)果均表明，由于中美之間貿(mào)易與商品結(jié)構(gòu)差異、外商直接投資等因素的影響，中美貿(mào)易的馬歇爾-勒納條件不滿足。孫剛和劉旸(2014)[21]、劉洋等(2018)[22]針對(duì)1998年至2017年與我國貿(mào)易聯(lián)系緊密的14個(gè)國家或地區(qū)的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，分別采用截面加權(quán)的GLS方法、出口貿(mào)易需求時(shí)變彈性的TVP-VECM模型，亦證明中美貿(mào)易間的馬歇爾-勒納條件已基本失效。從分行業(yè)的角度研究，李驚雷和劉鐘欽(2008)[23]采用1991—2007年的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，通過協(xié)整得出：由于農(nóng)產(chǎn)品供給、需求價(jià)格彈性都比較低，馬歇爾-勒納條件在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中不成立。封思賢和吳瑋(2008)[24]選取2002年1月至2007年6月SITC不同商品進(jìn)出口的月度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建進(jìn)、出口的需求函數(shù)并進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，實(shí)證表明貿(mào)易構(gòu)成的差異和不同商品匯率彈性的巨大差異造成馬歇爾-勒納條件對(duì)初級(jí)產(chǎn)品成立而對(duì)工業(yè)制成品不成立。

但是，另有部分學(xué)者研究證明中美貿(mào)易支持馬歇爾-勒納條件。從宏觀總量數(shù)據(jù)出發(fā)，余斌(2000)[25]、任縉(2005)[26]、郭榕等(2020)[11]使用1985年至2017年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，通過建立進(jìn)出口需求彈性公式、使用OLS和嶺回歸的彈性模型、傳統(tǒng)定義法以及改進(jìn)的推算法點(diǎn)彈性法，測(cè)算我國進(jìn)出口需求價(jià)格彈性，得出M-L條件成立。陸前進(jìn)和李治國(2013)[27]、何惠珍(2013)[28]分別基于1994年至2011年中美月度數(shù)據(jù)通過修正馬歇爾-勒納條件的進(jìn)口和出口協(xié)整雙方程、我國對(duì)美國的貿(mào)易收支單方程，使用協(xié)整分析的方法得出馬歇爾-勒納條件是成立的結(jié)論。辜嵐(2006)[29]利用相同數(shù)據(jù)，通過利用向量誤差修正模型(VECM)對(duì)匯率波動(dòng)和貿(mào)易余額關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果表明馬歇爾-勒納條件在中國和美國之間成立。從分行業(yè)的角度研究，范金等(2004)[30]、鹿朋(2008)[5]、王旻和廖士光(2008)[31]、王學(xué)實(shí)和潘磊(2018)[32]、鄒宏元和崔冉(2020)[33]分別通過構(gòu)建行業(yè)進(jìn)出口彈性方程并回歸、基于全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)視角下的國際收支公式、機(jī)電產(chǎn)品進(jìn)口與出口方程、協(xié)整技術(shù)分析和向量誤差修正模型、擴(kuò)展的引力模型，針對(duì)中國1988年至2014年多個(gè)行業(yè)多種商品或服務(wù)進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究。

綜上所述，隨著中美貿(mào)易環(huán)境和貿(mào)易條件的不斷改變，傳統(tǒng)馬歇爾-勒納條件的解釋力在不斷弱化，根源主要有三點(diǎn)：一是嚴(yán)格的假設(shè)前提條件在解釋現(xiàn)實(shí)世界匯率變動(dòng)與貿(mào)易收支的現(xiàn)象與問題中存在顯著局限性；二是在研究對(duì)象上，大部分已有文獻(xiàn)使用的宏觀數(shù)據(jù)容易受到宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在反向因果關(guān)系所帶來的內(nèi)生性問題的影響，從而使得估計(jì)結(jié)果存在偏誤甚至矛盾；三是已有文獻(xiàn)大多止步于匯率對(duì)貿(mào)易的規(guī)模影響，很少牽涉對(duì)貿(mào)易福利的探討，削弱了研究對(duì)人民幣匯率市場(chǎng)化改革、擴(kuò)大對(duì)外開放背景下我國貿(mào)易發(fā)展的指導(dǎo)意義。本文的創(chuàng)新和主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾方面：一是基于開放經(jīng)濟(jì)的視角，加入進(jìn)出口的收入彈性，放松“其他一切不變，僅考慮貶值對(duì)貿(mào)易收支的影響”這一傳統(tǒng)M-L條件的假定，通過人民幣匯率與美元匯率的關(guān)聯(lián)性表達(dá)，對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)行分解，重新探討貨幣貶值改善貿(mào)易收支的馬歇爾-勒納條件；二是在新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)基本范式下從效用最大化的福利分析視角，基于Melitz和Redding(2015)[1]一般均衡分析框架下的貿(mào)易福利估算方程來驗(yàn)證修正的馬歇爾-勒納條件，突破了以往匯率波動(dòng)的福利效應(yīng)相關(guān)模型較為缺乏的局限性；三是根據(jù)Klein(1990)[34]“對(duì)于實(shí)際匯率對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，要在商品層面展開”的結(jié)論，用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，全面測(cè)算和分析中國2000—2014年制造業(yè)門類共30個(gè)分行業(yè)的貿(mào)易福利。本文的研究對(duì)在新形勢(shì)下深化人民幣匯率市場(chǎng)化改革、保持我國對(duì)外貿(mào)易平穩(wěn)健康發(fā)展具有重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

三、理論基礎(chǔ)：分解的馬歇爾-勒納條件

貨幣貶值改善貿(mào)易收支的公認(rèn)前提是滿足馬歇爾-勒納條件①。但是，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于馬歇爾-勒納條件是否存在尚未達(dá)成一致意見，因此匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易的影響也并未形成定論。本文參考陸前進(jìn)和李治國(2013)[27]的研究，先分解人民幣實(shí)際有效匯率，之后探討人民幣對(duì)美元匯率以及美元有效匯率指數(shù)變動(dòng)對(duì)馬歇爾-勒納條件的影響，以此作為全文分析的理論依據(jù)。

(一)人民幣實(shí)際有效匯率的分解

根據(jù)IMF計(jì)算方法，實(shí)際有效匯率是以對(duì)外貿(mào)易比重為權(quán)數(shù)的加權(quán)平均匯率，計(jì)算公式如式(1)：

(1)

其中,REERt、REERt-1是t和t-1期人民幣實(shí)際有效匯率②；S是人民幣對(duì)i國貨幣的匯率；Pt、Pt-1為本國t期和t-1期的價(jià)格水平；Pi,t、Pi,t-1表示i國t期和t-1期的價(jià)格水平；ωi,t是t期人民幣對(duì)i國貨幣的貿(mào)易權(quán)重。

假設(shè)存在套匯機(jī)制，S1,t表示t期時(shí)人民幣對(duì)美元的匯率，Xi,t表示t期美元對(duì)其他貨幣的匯率(直接標(biāo)價(jià)法)，則第t期人民幣對(duì)其他貨幣的實(shí)際匯率可表示為式(2)：

(2)

將式(2)代入式(1)可以得到式(3)：

(3)

(4)

同理，定義REER1,t是美元t期的美元實(shí)際有效匯率，ρi,t為t期美元對(duì)i國貨幣的貿(mào)易權(quán)重，其中ρ1,t為t期美元對(duì)人民幣的貿(mào)易權(quán)重，則t期美元實(shí)際有效匯率公式為式(5)：

(5)

式(5)兩邊同乘以(RIt)ρ1,t可得式(6)：

(6)

根據(jù)BIS最新數(shù)據(jù)，美元在人民幣有效實(shí)際匯率中的權(quán)重為19.7%，人民幣在美元實(shí)際有效匯率中的權(quán)重為23.3%。其他各國家與地區(qū)在美國和中國有效匯率中的權(quán)重整理如表1所示。

表1 各國家與地區(qū)在美國和中國有效匯率中的權(quán)重(2014—2016) 單位：%

續(xù)表

根據(jù)表1給出的39個(gè)國家與地區(qū)的權(quán)重計(jì)算出的權(quán)重差均值和總權(quán)重可知，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體在兩者的實(shí)際有效匯率中的權(quán)重較為接近。由于世界貿(mào)易呈現(xiàn)的多元化趨勢(shì)不斷增強(qiáng)，中美兩國的貿(mào)易伙伴也多有重疊，因而得出ωi,t≈ρi,t，聯(lián)立式(4)和(6)可得式(7)：

REERt≈(RIt)ρ1,t+1×REER1,t

(7)

式(7)表明，人民幣實(shí)際有效匯率可拆解成REER1,t與(RIt)ρ1,t+1的乘積。人民幣實(shí)際有效匯率與分解的人民幣實(shí)際有效匯率的相關(guān)系數(shù)為0.079，線性相關(guān)性較高。兩者比率的統(tǒng)計(jì)量見表2，二者比率均值接近1，證明拆解的人民幣實(shí)際有效匯率與人民幣實(shí)際有效匯率較為吻合。

表2 人民幣實(shí)際有效匯率與分解的人民幣實(shí)際有效匯率的統(tǒng)計(jì)量

(二)修正的馬歇爾-勒納條件

根據(jù)彈性分析方法,進(jìn)出口需求是價(jià)格、收入和名義匯率的函數(shù)。本國從貿(mào)易伙伴國的進(jìn)口需求是實(shí)際匯率REER和本國收入Y的函數(shù),如式(8)所示。式(9)說明本國向貿(mào)易伙伴國的出口需求是匯率REER和貿(mào)易伙伴收入Y1的函數(shù)。

本國進(jìn)口需求:M=M(REER,Y)

(8)

本國出口需求:X=X(REER,Y1)

(9)

貿(mào)易收支：T=X(REER,Y1)-M(REER,Y)

(10)

(11)

根據(jù)REERt≈(RIt)ρ1,t+1×REER1,t可得式(12)：

dREERt≈(RIt)ρ1,t[(RIt)×dREER1,t+(1+ρ1,t)×REER1,t×dRIt]

(12)

將式(12)代入式(11)，可得式(13)：

(13)

(14)

繼續(xù)整理得到式(15)：

(15)

由于REERt≈(RIt)ρ1,t+1×REER1,t；

出口需求X對(duì)中美實(shí)際匯率的彈性：

出口需求X對(duì)國外收入Y1的彈性：

國外收入Y1對(duì)中美實(shí)際匯率彈性：

進(jìn)口需求M對(duì)中美實(shí)際匯率的彈性：

進(jìn)口需求M對(duì)國內(nèi)收入Y的彈性：

國內(nèi)收入Y對(duì)中美實(shí)際匯率的彈性：

式(15)可以改寫成式(16)：

(17)

得到修正的馬歇爾-勒納條件如式(18)：εX,RI-εM,RI+εX,Y1εY1,RI-εM,YεY,RI>εRE,RI+1+ρ

(18)

當(dāng)εY,RI=εY1,RI=εRE,RI=ρ=0時(shí)，式(18)可以寫成εX,RI-εM,RI>1，即|εX,RI|+|εM,RI|>1(通常認(rèn)為εM,RI<0)，即傳統(tǒng)的馬歇爾-勒納條件公式。與傳統(tǒng)的馬歇爾-勒納條件相比，修正的馬歇爾-勒納條件意味著人民幣實(shí)際有效匯率貶值能否改善貿(mào)易收支還必須考慮兩個(gè)重要參量：一是美國向中國的出口權(quán)重，即人民幣權(quán)重ρ；二是美元有效匯率對(duì)中美實(shí)際匯率的彈性εRE,RI。ρ越大，人民幣貶值越能有利于改善我國貿(mào)易收支。從εRE,RI看，如果人民幣對(duì)美元貶值的同時(shí)，美元有效匯率也貶值甚至貶值幅度更大，出現(xiàn)εRE,RI>0的情況，則貨幣貶值有損我國國際貿(mào)易收支；如果人民幣對(duì)美元貶值，而美元有效匯率升值，出現(xiàn)εRE,RI<0的情況，則貨幣貶值對(duì)我國國際貿(mào)易收支有利。

四、中美匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易影響的實(shí)證研究

為考查變量之間的長期均衡關(guān)系，本文采用協(xié)整的方法來檢驗(yàn)中美匯率與貿(mào)易收支的關(guān)系是否滿足修正的馬歇爾-勒納條件。由于2008年11月美聯(lián)儲(chǔ)開始量化寬松政策并且TiVA數(shù)據(jù)庫更新至2018年，因此樣本采用2008年11月至2018年12月共122個(gè)月度樣本數(shù)據(jù)。其中，分別用中國國內(nèi)生產(chǎn)總值和OECD的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)表示產(chǎn)出Y和Y1。P(中國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，2008年11月=100)和Y(中國國內(nèi)生產(chǎn)總值)的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局，Y1(OECD生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù))和P*(OECD生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)，2008年11月=100)來自O(shè)ECD統(tǒng)計(jì)，REER1(美元實(shí)際有效匯率)來自國際清算銀行③，P1(美國核心居民價(jià)格指數(shù)，2008年11月=100)來自美國勞工部，S(中美匯率)來自外匯交易中心。

(一)單位根檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表3④，變量存在單位根，但一階差分后均平穩(wěn)。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(二)出口方程協(xié)整檢驗(yàn)

聯(lián)合LnX、LnRI、LnREER1、LnY1，建立VAR，由表4確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2，表5證明存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而得到協(xié)整方程式(19)⑤，出口X對(duì)中美實(shí)際匯率RI的彈性εX,RI為正，對(duì)美元實(shí)際有效匯率REER1的彈性εX.RE為負(fù)，說明人民幣對(duì)美元貶值有利于出口，美元實(shí)際有效匯率貶值不利于我國出口。

(19)

表4 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇⑥

表5 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(三)進(jìn)口方程協(xié)整檢驗(yàn)

同理建立VAR模型，根據(jù)表6確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。由表7可知，在5%的顯著性水平下，跡檢驗(yàn)與最大特征值檢驗(yàn)都可以拒絕原假設(shè)，進(jìn)一步得到協(xié)整方程式(20)，M對(duì)RI的彈性εM,RI為正，對(duì)REER1的彈性εM.RE為正，說明人民幣貶值有利于進(jìn)口，這與我國擴(kuò)大進(jìn)口的戰(zhàn)略相關(guān)(陸前進(jìn)和李治國，2013)[27]。美元實(shí)際有效匯率貶值有利于進(jìn)口。

(20)

表6 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

表7 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果—協(xié)整關(guān)系數(shù)量

(四)美元實(shí)際有效匯率對(duì)人民幣與美元匯率的彈性估計(jì)

為了獲得美元實(shí)際匯率的彈性，建立人民幣與美元匯率LnRI對(duì)美元實(shí)際有效匯率LnREER1的回歸模型，如式(21)：

(21)

對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(P值=0.0000)，說明殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，LnREER1和LnRI之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，美元實(shí)際有效匯率對(duì)人民幣與美元匯率的彈性εRE,RI=-8.531<0，即匯率貶值有利于改善我國的國際貿(mào)易收支。

(五)判斷馬歇爾-勒納條件

表8歸納了采用相同方法計(jì)算出的7種彈性，實(shí)證測(cè)算結(jié)果滿足傳統(tǒng)的馬歇爾-勒納條件，即|εX,RI|+|εM,RI|>1。參考國際清算銀行最新數(shù)據(jù)，人民幣在美元有效匯率中的權(quán)重ρ=23.3%，本文實(shí)證結(jié)果也滿足修正的馬歇爾-勒納條件式(18)。

表8 判定馬歇爾-勒納條件

人民幣對(duì)美元匯率貶值有利于進(jìn)口與出口。美元實(shí)際有效匯率貶值不利于出口增長但有利于進(jìn)口增加，可能主要因?yàn)槊涝H值使得其他國家更具有價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力，從而中國進(jìn)口增加(陸前進(jìn)和李治國，2013)。修正的馬歇爾-勒納條件成立，表明人民幣對(duì)美元貶值能改善貿(mào)易收支。

五、中美馬歇爾-勒納條件的貿(mào)易福利驗(yàn)證

上一小節(jié)實(shí)證得到中美匯率貶值有利于改善中國的貿(mào)易條件即修正的馬歇爾-勒納成立。在這一小節(jié)中將考察中美匯率波動(dòng)對(duì)我國出口貿(mào)易福利的影響，進(jìn)一步驗(yàn)證修正的馬歇爾-勒納條件的合理性。在論證企業(yè)生產(chǎn)率服從帕累托分布的基礎(chǔ)上，使用2000—2014年制造業(yè)門類對(duì)美出口數(shù)據(jù)，分行業(yè)測(cè)算我國制造業(yè)企業(yè)貿(mào)易福利，并以一般均衡模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建雙向固定效應(yīng)回歸分析中美匯率與貿(mào)易福利，研究得出中美匯率對(duì)我國企業(yè)出口貿(mào)易福利的影響。其中分行業(yè)數(shù)據(jù)匹配來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫，基于數(shù)據(jù)的可得性，匹配結(jié)果從2000年到2014年分別包含22718家、26124家、27647家、32104家、51437家、51235家、61479家、61206家、77654家、70132家、87191家、79498家、81194家、83391家、76994家微觀出口企業(yè)數(shù)據(jù)。選取制造業(yè)門類下30個(gè)大類企業(yè)(行業(yè)代碼13—43)，使用python數(shù)據(jù)清洗后，剩余27大類。

(一)企業(yè)生產(chǎn)率分布服從帕累托分布

在異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易框架中，貿(mào)易福利的本質(zhì)是代表性消費(fèi)者的效用水平。與其他貿(mào)易理論相比，該理論特別設(shè)定生產(chǎn)產(chǎn)品的廠商處于異質(zhì)性狀態(tài)，因此對(duì)于貿(mào)易福利的衡量不僅與市場(chǎng)規(guī)模、貿(mào)易自由化等變量相關(guān)，還與廠商的異質(zhì)性變量分布特征有關(guān)。本部分根據(jù)Eaton等(2011)[40]繪制分行業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率分布圖來確定特定行業(yè)企業(yè)出口額的分布情況。將特定行業(yè)中企業(yè)出口額Xi從大到小進(jìn)行排序，每個(gè)企業(yè)出口額的秩為ri(i∈[1，n])，出口額最大的秩為n，計(jì)算出口額的份額為(ri-0.5)/n，再計(jì)算出口額的相對(duì)值Xi/avg(Xi)，得到特定行業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率分布圖。使用stata檢查數(shù)據(jù)分布(如圖1)⑦，說明中國對(duì)美國出口分行業(yè)數(shù)據(jù)基本服從帕累托分布。企業(yè)生產(chǎn)率分布服從帕累托分布成為本小節(jié)使用一般均衡模型測(cè)算貿(mào)易福利的基礎(chǔ)。

圖1 2014年中國制造業(yè)企業(yè)出口美國分行業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率分布圖

(二)匯率對(duì)貿(mào)易福利影響的回歸公式

參考劉超、李瑞(2019)[35]的研究，將匯率與貿(mào)易福利之間的關(guān)系表達(dá)如式(22)所示：

lnW=β0+β1lnE+β2lnfdi+β3lnp+β4pro+ε

(22)

其中，W是每年的貿(mào)易福利值，E是直接標(biāo)價(jià)法的中美匯率期末值，fdi是實(shí)際使用美商直接投資，p是工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)，pro是高技術(shù)產(chǎn)品占商品出口貿(mào)易總額比重。匯率數(shù)據(jù)來自中國外匯交易中心，fdi數(shù)據(jù)來自同花順ifinD數(shù)據(jù)庫，工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)和pro高技術(shù)產(chǎn)品占商品出口貿(mào)易總額比重來自國家統(tǒng)計(jì)局。

(三)貿(mào)易福利值的測(cè)算

Melitz(2003)[36]、Melitz和Ottaviano(2008)[37]、Mayer等(2014)[38]認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易存在出口固定成本以及生產(chǎn)固定成本，同時(shí)企業(yè)之間的生產(chǎn)率具有異質(zhì)性。經(jīng)濟(jì)在由封閉轉(zhuǎn)向開放的過程中，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易必然導(dǎo)致低生產(chǎn)率企業(yè)被淘汰，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)促使產(chǎn)業(yè)內(nèi)的平均生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)增加，從而引起貿(mào)易福利的上升。在本文的樣本數(shù)據(jù)服從帕累托分布、滿足異質(zhì)性企業(yè)的前提下，本節(jié)使用Melitz和Redding(2015)[1]的理論模型測(cè)算一般均衡下的貿(mào)易福利，如式(23)：

(23)

φ1=

(24)

其中，L是微觀單個(gè)企業(yè)年末員工人數(shù)，用以指代規(guī)模；σ是CES下需求彈性參數(shù)，φ1是分行業(yè)生產(chǎn)率的臨界值，θ是分行業(yè)層面生產(chǎn)率帕累托參數(shù)，f1是生產(chǎn)固定成本，τ是冰山成本，fs是沉沒成本，φmin是分行業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率最小值，f2是出口固定成本。在服從帕累托分布前提下，根據(jù) Melitz 和 Redding(2015)[1]的求解，根據(jù)Head等(2014)[39]的結(jié)論，得到φmin的估計(jì)式(25)：

φmin=exp(xm-δln2)

(25)

其中，x為分行業(yè)企業(yè)出口額，xm為該年分行業(yè)企業(yè)出口額中位數(shù)，δ為該年分行業(yè)企業(yè)出口額標(biāo)準(zhǔn)差。

本文參考Eaton等(2011)[40]和Head等(2014)[39]的做法，通過企業(yè)出口銷售額來估計(jì)帕累托指數(shù)θ?；舅悸肥羌僭O(shè)各行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口銷售額服從帕累托分布，通過對(duì)其擬合可得對(duì)應(yīng)分行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口銷售額的帕累托指數(shù)θs的估計(jì)值，并依據(jù)CES壟斷競(jìng)爭(zhēng)的設(shè)定，得到θ和θs之間的關(guān)系如式(26)所示：

θs=θ/(σ-1)

(26)

θs按照Kratz和Resnick(2007)[41]的QQ估計(jì)法，利用分行業(yè)企業(yè)出口銷售額的經(jīng)驗(yàn)分位數(shù)和理論分位數(shù)之間的線性關(guān)系來估算。將分行業(yè)內(nèi)的企業(yè)依據(jù)出口銷售額x按從小到大排序，共有n個(gè)企業(yè)，i∈[1，n]，則實(shí)際分位數(shù)為Q=Lnxi，理論累積分布函數(shù)F=(i-0.3)/(n+0.4)，當(dāng)x服從帕累托分布時(shí)，則有F=1-exp[-θs(lnxi-lnxmin)]，整理得到式(27)：

(27)

其中，lnxmin是分行業(yè)企業(yè)出口銷售額最小值的對(duì)數(shù)。通過OLS回歸得到系數(shù)θs，從而最終得到帕累托參數(shù)θ。

勞動(dòng)力數(shù)量L來自各微觀企業(yè)的年末平均就業(yè)人數(shù)，冰山成本τ參考Giovanni等(2014)[42]的結(jié)論取1.699。參考Melitz和Redding(2015)[1]的研究,采用σ=4，fs=1，f1=1，f2=0.545。企業(yè)分行業(yè)出口銷售額x是2000—2014年匹配后的制造業(yè)分行業(yè)對(duì)美出口的銷售額，數(shù)據(jù)來源微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫。

表9是指2000—2014年我國對(duì)美國30個(gè)國民經(jīng)濟(jì)大類平均貿(mào)易福利最高和最低的5個(gè)行業(yè)。有效數(shù)據(jù)只包含27大類，第25、第38和第43大類由于數(shù)據(jù)缺失沒有計(jì)入福利排名測(cè)算。相對(duì)于低貿(mào)易福利行業(yè)，高貿(mào)易福利行業(yè)更趨向于附加值較高的偏中高技術(shù)板塊，因而在對(duì)貿(mào)易福利回歸方程中加入高技術(shù)產(chǎn)品占商品出口貿(mào)易總額比重pro這一解釋變量具有現(xiàn)實(shí)意義。

表9 2000—2014年中國對(duì)美國制造業(yè)分行業(yè)部分貿(mào)易福利(年份均值)

表10為變量在LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗(yàn)下的結(jié)果，各變量沒有單位根，數(shù)據(jù)平穩(wěn)。

表10 單位根檢驗(yàn)

(四)面板回歸結(jié)果

1.分行業(yè)貿(mào)易福利的回歸分析

經(jīng)過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)與分析，運(yùn)用非平衡短面板，采用雙向固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果如式(28)⑧：

(28)

根據(jù)回歸方程式(28)，人民幣貶值1%，貿(mào)易福利上升57.255%，在四個(gè)自變量中匯率對(duì)貿(mào)易福利的影響最大，且回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著。這表明匯率與貿(mào)易福利呈現(xiàn)較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，人民幣貶值可以改善貿(mào)易福利，該實(shí)證結(jié)果與前面“人民幣貶值能夠改善貿(mào)易條件”的實(shí)證結(jié)果相符。此外，當(dāng)中國實(shí)際利用美商直接投資fdi上升1%時(shí)，貿(mào)易福利增加5.3084%，說明美國對(duì)中國的直接投資越高，企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)越激烈，從而在一定程度上提高企業(yè)生產(chǎn)率，增加中國制造業(yè)企業(yè)出口美國的貿(mào)易福利。工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)lnp對(duì)福利有正向影響，當(dāng)工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)上升1%時(shí)，貿(mào)易福利上升2.2997%。工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)上升在一定程度上增加了工資水平，從而帶來福利的提升。中美匯率變動(dòng)和中國出口美國貿(mào)易福利之間可能存在價(jià)格機(jī)制，但是該回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下不顯著。pro的回歸系數(shù)為1.4527，說明高技術(shù)產(chǎn)品占商品出口貿(mào)易總額的比重越高，則貿(mào)易福利水平越高，表明技術(shù)產(chǎn)品的創(chuàng)新對(duì)福利存在較大的正向影響。

2.考慮不同貿(mào)易方式的回歸分析

本文根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫整理出口美國的制造業(yè)企業(yè)，能夠更為準(zhǔn)確地反映不同貿(mào)易方式企業(yè)的基本情況，而且可以與上文分行業(yè)企業(yè)貿(mào)易福利的測(cè)算相對(duì)應(yīng)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，2000—2014年我國制造業(yè)企業(yè)主要的貿(mào)易方式為一般貿(mào)易和加工貿(mào)易及其他⑨。統(tǒng)計(jì)顯示，2000—2014年期間中國出口到美國的制造業(yè)企業(yè)數(shù)量不斷增加，2014年的企業(yè)數(shù)量是2000年的5.9倍，一般貿(mào)易占比最大。此外，2000—2014年一般貿(mào)易的出口額占總貿(mào)易額的比重為58%～83%，呈逐年上升的趨勢(shì)；加工貿(mào)易及其他貿(mào)易方式的出口額占總貿(mào)易額的比重從42%下降到17%，造成這一趨勢(shì)的主要原因是大量技術(shù)含量低的加工貿(mào)易被勞動(dòng)成本更低的東南亞國家取代，而技術(shù)含量相對(duì)高的加工貿(mào)易返回歐美等國家。此外，加工貿(mào)易占比下降也能側(cè)面反映出結(jié)合原有產(chǎn)業(yè)就地轉(zhuǎn)型升級(jí)及轉(zhuǎn)移到一般貿(mào)易，應(yīng)該成為當(dāng)前制造業(yè)企業(yè)的可行出路。

基于中國出口美國以一般貿(mào)易為主的事實(shí)，本文分為一般貿(mào)易和加工貿(mào)易兩類探討匯率對(duì)貿(mào)易福利影響的差異，將一般貿(mào)易的福利值設(shè)為W1，加工貿(mào)易等其他貿(mào)易方式的福利值設(shè)為W2，對(duì)W1和W2取對(duì)數(shù)后進(jìn)行回歸，結(jié)果如表11。表11的第二行和第四行考慮了中美匯率、美國對(duì)中國直接投資、工業(yè)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)與高技術(shù)產(chǎn)品占商品出口貿(mào)易總額比重對(duì)貿(mào)易福利W1和W2的影響，雖然回歸系數(shù)表示中美匯率依然對(duì)貿(mào)易福利有正向影響，但是幾乎所有解釋變量的系數(shù)都不顯著。因此表11的第一行與第三行在只考慮中美匯率對(duì)貿(mào)易福利對(duì)數(shù)的影響下進(jìn)行回歸分析，回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著。匯率lnE的回歸系數(shù)說明，即使是按照不同貿(mào)易方式計(jì)算得出的貿(mào)易福利也與中美匯率呈正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)人民幣貶值時(shí)(直接標(biāo)價(jià)法)，貿(mào)易福利上升，雖然匯率對(duì)不同貿(mào)易方式的福利值的影響程度小于分行業(yè)貿(mào)易福利，但也能側(cè)面證明上一小節(jié)中修正的馬歇爾-勒納條件成立。

表11 不同貿(mào)易方式的福利回歸

(五)結(jié)論與政策建議

本文通過將人民幣實(shí)際有效匯率分解為人民幣對(duì)美元實(shí)際有效匯率和美元實(shí)際有效匯率的乘積形式，推演國際收支彈性分析法，將美國對(duì)中國出口和美元有效匯率對(duì)中美實(shí)際匯率的彈性作為重要參數(shù)，得到修正的馬歇爾-勒納條件。為了驗(yàn)證結(jié)論的合理性，本文將匯率和貿(mào)易福利進(jìn)行有機(jī)結(jié)合，采用Melitz和Redding(2015)[1]異質(zhì)性企業(yè)一般均衡框架對(duì)分行業(yè)貿(mào)易福利進(jìn)行估計(jì)，深入分析中美匯率波動(dòng)對(duì)我國貿(mào)易福利的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)人民幣對(duì)美元匯率貶值有利于進(jìn)口與出口，但是影響效果具有不對(duì)稱性，體現(xiàn)為出口比進(jìn)口更加敏感；美元實(shí)際有效匯率貶值利于進(jìn)口但不利于出口；修正的馬歇爾-勒納條件成立。(2)匹配2000—2014年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與企業(yè)層面的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，得到中國對(duì)美出口的微觀制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，將中美匯率值與測(cè)算出的福利水平進(jìn)行面板回歸，表明匯率與貿(mào)易福利呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。美國對(duì)中國直接投資有利于中國貿(mào)易福利，技術(shù)產(chǎn)品的創(chuàng)新會(huì)對(duì)福利存在較大的正向影響，按照不同貿(mào)易方式計(jì)算得出的結(jié)論也具有一致性。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下三點(diǎn)對(duì)策建議。第一，在中美貿(mào)易摩擦不斷升級(jí)的背景下，人民幣市場(chǎng)化改革必須要以動(dòng)態(tài)的發(fā)展眼光看待馬歇爾-勒納條件的運(yùn)用問題。本文人民幣匯率分解的研究表明，人民幣占美元匯率的權(quán)重越大，人民幣貶值越能改善我國貿(mào)易收支；若人民幣過度貶值，則將推高我國進(jìn)口商品價(jià)格，造成國內(nèi)物價(jià)上漲。因此通過匯率貶值來改善中國貿(mào)易條件具有一定的條件性，需要結(jié)合人民幣匯率的發(fā)展態(tài)勢(shì)來決定升貶值政策。第二，堅(jiān)持匯率市場(chǎng)化改革，加強(qiáng)對(duì)市場(chǎng)預(yù)期的引導(dǎo)，促進(jìn)貿(mào)易穩(wěn)步發(fā)展。人民幣匯率應(yīng)該順應(yīng)更高層次開放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展態(tài)勢(shì)，穩(wěn)步開發(fā)人民幣遠(yuǎn)期外匯交易、遠(yuǎn)期外匯買賣、遠(yuǎn)期結(jié)售匯等金融工具以合理引導(dǎo)市場(chǎng)預(yù)期，加強(qiáng)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)的預(yù)估和認(rèn)識(shí)，不斷增強(qiáng)匯率風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)。第三，在推動(dòng)貿(mào)易整體發(fā)展中注意行業(yè)間的差異性與貿(mào)易方式的轉(zhuǎn)變。當(dāng)前我國貿(mào)易行業(yè)面臨的主要問題在于勞動(dòng)力成本持續(xù)攀升和傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式遭遇瓶頸等，因此要推動(dòng)企業(yè)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展，從原本的成本、價(jià)格優(yōu)勢(shì)為主向以技術(shù)、品牌、質(zhì)量、服務(wù)為核心的綜合競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)變。同時(shí)，還需要加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)，加大一般貿(mào)易占比，通過升級(jí)我國在全球產(chǎn)業(yè)鏈中的地位，逐步提升我國企業(yè)在國際分工中的話語權(quán)。

注釋：

① 滿足進(jìn)出口需求彈性之和大于1。

② 直接標(biāo)價(jià)法。

③ 國際清算銀行的實(shí)際有效匯率以間接法核算，而本文的實(shí)際有效匯率均使用直接法。直接法計(jì)量的實(shí)際有效匯率上升，貨幣貶值。

④ (c,t,m)表示單位根檢驗(yàn)方程中是否含有常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)；ADF檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)SC信息準(zhǔn)則選擇，“***”“*”分別表示在1%、10%的水平下顯著。

⑤ 小括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，下同。

⑥ “*”表示由標(biāo)準(zhǔn)選擇的滯后階數(shù)；LR為修改后的極大似然估計(jì)統(tǒng)計(jì)量(5%水平)；FPE為最終預(yù)測(cè)誤差；AIC為Akaike信息準(zhǔn)則；SC為Schwarz信息準(zhǔn)則；HQ為Hannan-Quinn信息準(zhǔn)則。下同。

⑦ 橫軸為份額，縱軸為出口額的相對(duì)值。

⑧ 括號(hào)里為t值，下同。

⑨ 保稅倉庫進(jìn)出境貨物、保稅區(qū)倉儲(chǔ)轉(zhuǎn)口貨物、出料加工貿(mào)易、進(jìn)料加工貿(mào)易、來料加工裝配貿(mào)易。