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Review of International Economics, 15(5), 837–853, 2007
汇率对中国贸易的影响*
Jaime Marquez and John Schindler
摘要
尽管中国在世界贸易中所占的份额超过了日本，但人们对中国贸易对汇率变化的反应知之甚少。少数可用的估计有两个限制。首先，贸易价格数据是基于其他国家价格的代理。其次，估计样本包括了中国从中央计划经济向市场经济转变的时期。我们通过一个实证模型来解决这些局限性，该模型以人民币的实际有效价值来解释中国进出口在世界贸易中所占的份额。该规范控制了外商直接投资和对进口零部件组装出口的作用。参数估计使用分类的月度贸易数据，不包括中国的分权时期。我们发现，人民币实际升值10%，将使中国出口总额的比重降低近一个百分点。然而，估计的进口响应是微不足道的，缺乏准确性。
1.介绍
众所周知，中国在世界贸易中的角色已经从无足轻重转变为举足轻重。从1978年几乎封闭的经济开始，中国在世界贸易中的份额低于1%，2005年中国出口在世界出口中的份额超过7%，远高于日本的出口份额。事实上，自1993年以来，中国在世界贸易中所占的份额翻了一番，这是新兴市场经济体在如此短的时间内从未实现过的。考虑到中国在全球经济中日益重要的地位，中国贸易如何对人民币汇率变动作出反应的问题就显得很重要了
解决这个问题需要估计价格对中国贸易的影响，但由于三个原因，这些信息无法获得。 首先，国家控制了25年前的大部分经济，因此价格影响的信息无关紧要; 第2节回顾了1978年以来贸易政策的主要变化。其次，最近实际有效汇率的稳定性使得很难确定汇率对贸易的影响。 第三，没有中国贸易价格数据。 可以肯定的是，文献提供了估计的价格效应，但它们是基于不可检测的中国价格的代理，正如第3节的评论，这些代价具有可疑的有用性。
我们的目标是在不使用交易价格代理的情况下估算中国贸易对汇率变化的反应能力。 如果对美国贸易的研究完全依赖于美国与墨西哥的贸易价格作为所有美国多边贸易价格的代理，甚至更糟糕的话，例如估计价格影响，人们会质疑，例如估计价格影响。 如果该研究使用加拿大多边贸易价格作为所有美国贸易价格的代表。 同样，对于中国的情况，人们会质疑基于贸易价格的估计价格效应对中国贸易的一半或来自各国的贸易价格对所有中国贸易价格的代价是否有用。 然而，这是目前中国贸易对汇率变化响应的信息的基础。
为避免使用此类代理，我们模拟中国名义贸易份额而非贸易量。 第4节强调了我们战略的优势，并指出了其主要缺点：人们无法确定交易量的价格反应。 然而，鉴于之前关于中国贸易的结果依赖于远非完美的代理，我们的方法提供了对中国贸易价值行为的无污染描述，尽管不是中国贸易量的行为。
为了估计中国贸易对汇率变化的反应能力，第5节制定了规范来解释贸易份额的变动，包括经济活动的变动，人民币实际有效价值的变动以及外国直接投资的存量。 规范还允许进口零件组装商品出口的作用，从而符合贸易的概念，由Yi（2003）意义上的垂直专业化驱动。
作为第6部分文件，我们使用中国贸易数据分类为进口零件，组装货物出口，最终产品进口和最终产品出口。 使用这些数据可能有助于解释为什么有些研究没有发现汇率的价值与贸易量（无论如何衡量）之间存在很强的关系。 事实上，由于中国使用进口的零部件来满足从这些进口产品组装的货物出口的需求，因此不清楚（事前）汇率的变化会对组装货物的需求产生什么影响。 具体而言，汇率升值对组装货物出口需求的影响可能因装配零件进口价格的影响而减弱。 然而，显而易见的是，估计汇率效应应区分这两类商品。
第7节所述的结果表明，中国的出口份额的反应汇率的变化取决于产品的种类。总的来说，10%是真实的人民币升值使中国出口在世界贸易中所占的份额下降了近一倍
个基点。中国对进口份额的反应也取决于其类型。但是，这些非聚合响应往往相互抵消，产生的聚合导入响应微不足道。
2. 放松对中国贸易政策的管制
Lardy(2002)对1978年以前的中国贸易状况做了最好的总结。之前1978年，中国的法规通过三个渠道影响国际贸易。首先,大多数关于贸易的决定都是由国家根据实际数量来计划的。无法在国内供应的生产过程的投入是进口，而供过于求的商品则出口以融资
进口。当出口不足以为进口提供资金时，国内消费就会增加削减是为了允许更多的出口。其次，贸易是由少数人进行的在国有贸易企业中，每一个都垄断某些商品的贸易。第三，国际价格对供求关系没有影响的行为。如果货物要出口，生产者就会得到政府的补贴
国内价格好，不顾国际市场价格。同样,进口是按国内市场同类商品的价格销售，而不顾商品的好坏国际市场价格或汇率。
1978年，中国总统邓小平开展了前所未有的经济改革，从多方面影响了国际贸易。 首先，到1988年，经济改革削弱了进口的实际规划和出口作为进口融资的手段。 其次，为加工，装配和再出口目的，将关税豁免扩大到进口。 这一过程使中国的装配行业能够利用大量的劳动力资源，并使装配部门摆脱现有的国内价格扭曲。 从1990年到2001年，免征任何关税的商品数量增加，非关税壁垒的使用显着下降。 国内价格也反映了市场力量，到20世纪90年代末，市场决定的价格已经成为中国的常态.2自2001年加入WTO以来，中国几乎消除了所有非进口的非关税壁垒。
这种去监管化过程的一个重要含义是参数估计不应使用1990年以前的数据。拉迪(2002，第55页)指出:“整个1980年代中期的出口量和进口额通常对实际汇率的变化没有反应。因为政府为大多数进出口规定了数量目标，国内和国际相对价格的变化没有明显的迹象对进出口数量的影响。”
为了解决这个限制，我们使用1990年以后的高频数据。
3.文献综述
估计中国贸易弹性的工作缺乏有几个原因。 首先，由于国家控制了25年前的大部分经济，包括几乎所有贸易，因此汇率和其他相对价格在中国贸易中都没有起到分配作用。 即使在中国贸易的国家控制从20世纪70年代末到90年代中期被拆除之后，中国的贸易几乎完全由市场驱动，中国的汇率由当局管理。 最后，还存在数据限制，其中最重要的是缺乏中国贸易价格数据。
Cerra和Dayal-Gulati（1999）使用1983年至1997年的季度数据模拟出口和进口。他们使用制成品的世界单价来缩减中国出口，并使用合作伙伴国出口价格的综合指数来减少中国进口。他们发现1988年破坏样本显着改善了结果，后期对出口和进口价格弹性产生了统计上显着的结果。Cerra和Saxena（2003）研究中国出口，以确定中国出口供应对市场信号的反应程度。他们只为所有贸易的子样本构建出口单位价值指数和中国出口出口量指数。在他们使用的两个数据集中较大的数据集中，他们的数据占总出口量的50％以上，商品的覆盖率最高，但约95％的缺失数据来自制造业。他们每季度使用一次从1985年到2001年的数据。他们发现，随着出口制度的改革，他们对出口供应价格弹性的估计会随着时间的推移而发生变化，事实上，估计会在样本的早期和晚期之间发生变化。
Lau等人。 （2004年）使用1995年至2003年的季度数据估算出口（对G3国家）和中国的进口贸易弹性。这种日期选择避免了结构调整期，在此期间以前的文件发现汇率对贸易影响不大。他们报告实际出口和实际进口的结果，但没有说明他们放弃名义数据的方式。他们对中国进口产品的模型打破了国内进口和进口加工和再出口的进口。在他们的方程式中，他们没有得到汇率的显着系数，但他们的结果表明建模处理和普通交易可能是有用的。
Eckaus（2004）利用1985年至2002年的年度数据报告了中国对美国出口的汇率影响。他认为两个规格在因变量上有所不同：中国对美国的出口水平和美国进口的份额来自中国。对于第一个规范，Eckaus没有说明因变量是以名义还是实际来衡量，如果是后者，本文没有说明使用哪个平减指数估算出口量。股票的规格避免使用代理，相关结果表明汇率对中国对美国的出口没有统计上的显着影响。
Kamada和Takagawa（2005）根据实际国内生产总值，实际汇率和未来出口的增长率，估算了多边贸易总额实际增长率对汇率的影响;估计期为1994年至2000年。本文采用固定的出口份额模型，将中国的出口总额确定为其他国家进口的加权总和。本文使用日本出口价格代表中国的进口价格，估计结果表明实际汇率的变化不会影响中国的进口增长率。在他们的模型模拟中，人民币升值10％，一年后中国的进口增加了1.4％;出口增幅微不足道。
Thorbecke（2006）估计了中国多边出口和与美国贸易（出口和进口）的收入和汇率弹性。与多边出口相关的参数估计是通过一个小组获得的，该小组包括1982年至2003年间与30个国家的贸易;贸易数据在最终产品，中间产品和资本货物中分开。为了将这些贸易流量的价值表达到它们的实际对应物中，本文使用美国消费者价格指数。对于美中贸易，估计数依赖于1987年至2004年的样本，同样，美国的CPI用于降低贸易价值。托尔贝克发现，中国的证据并不足以说明汇率变化对中国贸易的影响。
总的来说，这些论文表明，对进口的可靠价格影响是众所周知的难以获得。这些论文还提供了我们采用的两个重要课程。首先，人们需要使用从20世纪90年代开始的数据，并排除中国贸易体制从国家控制转向市场化的时期。为了认识到这一点，我们使用了从20世纪90年代末到2000年代中期的月度数据。其次，贸易分类有待估计。事实上，这里审查的文件发现，将国内使用的进口与用于出口装配的进口分开，对中国贸易行为的特征具有重要影响。
4. 代理对贸易建模的影响
传统的估计贸易弹性的方法假定外国和国内产品是彼此不完美的替代品(见Goldstein和Khan，1985)。对于导入，这个假设实现为
其中m是进口额，y是实际GDP, p是进口额的相对价格用pm/py来衡量，pm是进口的平减指数，py是GDP平减指数，a是收入弹性，b是价格弹性。通常，m和y的数据由用相应的价格减去进口价值和收入价值平减指数，pm和py。然而，因为这些平减指数的数据并不普遍对于中国来说，以前的研究使用代理来缩小这些名义规模取代了无法观察到的价格。
为了研究这种用法的含义，假设我们使用Hong的进口价格香港作为中国进口价格的代表，而中国CPI作为中国进口价格的代表中国国内价格。在这种情况下，模型中使用的变量是衡量。
MV的值是进口,ptilde;m是香港人民币进口价格,青年志愿为GDP值，pcpi为CPI。基于这些代理，我们可以预测作为
象征“circ;”表示估计的地方。依赖式(2)的一个重要缺点是它会产生偏差预测。具体地说，如果我们假设
哪里的pmt是“正确的”但未观察到的中国进口价格指数xt为未观测到的测量误差，则进口的预测值为
术语1 1( ) xi;beta;*测量由于使用导入代理而导致的预测偏差价格。这种偏差依赖于价格弹性，且仅当价格弹性为- 1时(circ;beta;=minus;1)将进口的预期价值是免费的从这个测量偏差。凭直觉,如果circ;beta;=minus;1,测量误差与测量mtilde;t取消ptilde;mt误差,使得预测价值的进口影响的选择
代理进口价格。然而，这种取消是有帮助的需要知道中国进口产品的价格反应性，这相当于假设了答案我们提出的问题。
为了避免这些陷阱，我们用模型代替解释交易量的模型解释中国在世界贸易中的份额。具体地说，我们假定导入份额(wmt)取决于经济活动(y)和实际汇率(q):
在哪里测试*为不含中国的世界进口总值，q为向量未知参数，其估计是这里的重点。鉴于这些估计,以及y, q, MVt的预测*，中国进口总值的预测为
这种方法有两个优点。首先，预测不受代理的影响交易价格或价格弹性的假设。其次，所有的解释变量在高频率下可用，报告延迟最小。的实用性这种方法依赖于相关方程的统计可靠性我们现在检查。
5.贸易份额模型
进口
我们用美元表示中国第i类进口商品的美元价值世界其他地区的进口额，Wmt作为
其中pmi为中国第i类进口商品的美元价格，mi为关联进口额m*是世界其他地区的进口额，和p *m是这些进口商品的美元价格。尽管pmi和mi都没有被观察到他们的产品直接由中国统计机构记录。
我们选择比例变量是基于预测考虑。具体地说,缩放的美元价值世界的替代进口,Sigma;i mi m (p m点sdot;) sdot;* *,不是有用的。事实上，对世界贸易的限制相当于对贸易的限制Si(pmi·mi)，这是人们想要预测的。这种考虑无关紧要如果中国的贸易份额很小，但很大而且还在增长。
我们假设wm我取决于实际汇率，中国的经济活动，以及外商在华直接投资存量。就像在Thorbecke(2006)中一样，我们假设自回归分布滞后，以控制调整中的延迟:
其中L为滞后算子，y为中国工业生产指数水平，k*为在中国的外商直接投资存量中，qf /R是real指数的水平人民币的有效价值，um是随机扰动。估算方程包括拟合季节性、中国加入WTO、和中国的新年，一个广泛庆祝的节日。长期系数为工业生产用bi(1)/i(1);主管文员(1)外国直接投资;我和迪(1)/ (1)实际汇率。
系数b表示进口份额对进口增长的响应工业生产。b的符号取决于它们之间的可替代性国内产品和进口。具体来说，如果国内产品是进口产品的完美替代品，那么国内产品供给的扩大就会减少需要依靠进口来满足需求。在这种情况下，我们应该期望b lt; 0;戈尔茨坦Khan(1985)将这种可能性
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