垂直貿(mào)易與財政政策論文范文

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一、理論模型的構(gòu)建

筆者以Branson等的模型為基礎(chǔ)，在貿(mào)易品的生產(chǎn)中引入進口中間品變量，并沿襲Han的模型引入財政政策變量，同時考慮多邊貿(mào)易流和宏觀經(jīng)濟政策，貨幣當局釘住一籃子貨幣匯率制度的目標是保持貿(mào)易余額不變，從而構(gòu)建了一般均衡模型。假設(shè)本國是一個小型開放經(jīng)濟體，生產(chǎn)2種商品:出口品X與非貿(mào)易品O。出口品的生產(chǎn)用到勞動L以及來自各個國家的進口中間品投入Fi(i=1，2，……，N)，非貿(mào)易品的生產(chǎn)只用到勞動L。本國從外國進口的商品包括中間品投入以及最終商品。本國進口中間品的價格、外國非貿(mào)易品的價格以及任意兩外國間的雙邊名義匯率對于本國而言都是外生的。勞動力數(shù)量標準化為1，且勞動力市場是充分就業(yè)的。參數(shù)定義見表1。

(一)出口品市場出口品的供給取決于本國出口品與非貿(mào)易品的相對價格。其中，第i國對本國出口品的需求是本國出口到第i國的貿(mào)易品(以第i國貨幣計價)與第i國非貿(mào)易品相對價格的函數(shù)。為了簡便，假定所有國家對本國出口品的需求價格彈性都等于dx，并且本國出口品在所有國家的(本幣)價格是相等的。式(4)表明出口品數(shù)量的變動是第三國實際匯率的變動、進口中間品價格有關(guān)項的變動以及本國實際匯率變動的函數(shù)。式(3)、式(4)與Branson等的差異在于:進口中間品的存在使得均衡價格及產(chǎn)出中多了進口中間品有關(guān)項這一項，這是因為本國生產(chǎn)需要從各國進口中間品投入，其通過生產(chǎn)成本影響出口品的價格及數(shù)量。其他條件不變，本國從第i國進口的中間品投入價格增加會導致出口品成本上升，從而使得出口品供給減少，在需求不變的情況下，最終導致出口品均衡價格上升、數(shù)量減少。

(二)進口市場本國從外國進口的商品分為兩類:中間品投入以及最終商品。中間品投入用于本國出口品的生產(chǎn)，而最終商品用于國內(nèi)消費。遵循Han的方法，引入財政政策變量，假定政府支出完全用于購買進口最終消費品和非貿(mào)易品。1．進口最終商品市場在此市場上，假設(shè)本國政府花費uG用于購買進口最終商品，其中G表示政府支出，u表示政府花在進口最終商品上的比例。第i國提供的最終商品供給為即進口最終商品均衡價格的變動是本國非貿(mào)易品價格的變動、本國實際匯率變動、第三國實際匯率變動、實際收入變動以及名義利率變動和政府支出變動的函數(shù)。將式(7)代入式(5)，可得進口最終商品的數(shù)量變動M^是本國實際匯率變動、第三國實際匯率變動以及其他彈性參數(shù)的函數(shù)。2．進口中間品市場進口中間品價格是外生給定的，數(shù)量則由出口品需求決定，二者的變化分別為

(三)非貿(mào)易品市場本國非貿(mào)易品的需求設(shè)定與進口最終商品類似，即其與非貿(mào)易品均衡價格的變動影響因素相同。若其他條件不變，進口中間品價格增加則會降低非貿(mào)易品均衡價格、增加非貿(mào)易品均衡數(shù)量。原因在于，進口中間品價格增加導致出口部門意愿勞動的需求減少、而非貿(mào)易品部門意愿勞動的需求不變，在充分就業(yè)的條件下，最終導致實際工資降低、非貿(mào)易品部門的勞動數(shù)量增加，從而非貿(mào)易品部門的產(chǎn)出增加，進而降低了非貿(mào)易品均衡價格。

(四)貨幣市場實際貨幣需求是實際收入與名義利率的函數(shù)。

二、一籃子貨幣最優(yōu)權(quán)重的計算

在商品市場和貨幣市場都均衡的條件下，假定政府的目標是保持貿(mào)易余額不變，據(jù)此求解最優(yōu)權(quán)重。式(21)表明在垂直貿(mào)易方式下，本國實際匯率變動不僅與外國實際匯率變動以及本國財政支出變動有關(guān)，而且與進口中間品項(J^i+q^Ii－q^N)有關(guān)。假設(shè)其他條件不變，本國從第i國進口的中間品價格發(fā)生單位變化，則會改變貿(mào)易余額，其變動為Γ3i單位。為了保持貿(mào)易余額不變，e的變動應(yīng)為wTBIi單位。而第i國貨幣貶值1單位，將會惡化貿(mào)易余額(Γ2i+Γ3i)單位。為了彌補第i國貨幣貶值影響，保持貿(mào)易余額不變，e應(yīng)升值(或貶值)(wTBi+wTBIi)單位。當政府增加1單位支出購買進口最終商品時，貿(mào)易余額同樣會惡化，此時本國貨幣應(yīng)升值(或貶值)Z1單位。式(22)右邊比式(21)少了進口中間品有關(guān)項以及G^項，而式(23)右邊比式(21)少了進口中間品有關(guān)項。這是因為Branson等是在最終商品貿(mào)易模式下求解最優(yōu)貨幣籃子權(quán)重，且未考慮宏觀經(jīng)濟政策的影響。與Han模型的差異在于:在出口品生產(chǎn)中引入進口中間品變量，考慮垂直貿(mào)易對一籃子貨幣權(quán)重的影響，貿(mào)易品生產(chǎn)函數(shù)式(1)、非貿(mào)易品生產(chǎn)函數(shù)式(11)均出現(xiàn)了pfi。在這些假設(shè)下得到式(21)，表明在垂直貿(mào)易模式下，進口中間品會通過貿(mào)易品成本的變化影響生產(chǎn)要素(勞動)在貿(mào)易品和非貿(mào)易品之間的配置，從而影響貿(mào)易品、非貿(mào)易品的均衡價格及數(shù)量，進而影響到本國實際收入，最終對最優(yōu)貨幣權(quán)重產(chǎn)生影響。因此，當pfi發(fā)生變化時，為了維持貿(mào)易余額不變，本國實際匯率應(yīng)相應(yīng)改變wTBIi，盡管第i國實際匯率與政府支出未發(fā)生任何變化。式(21)中wTBi是保持貿(mào)易余額不變的一籃子貨幣最優(yōu)權(quán)重。Z1則是e針對政府購買變動的最佳反應(yīng)。

三、實證分析

以中國經(jīng)濟為例，實證分析垂直貿(mào)易、財政政策對籃子貨幣的影響。

(一)模型建立與數(shù)據(jù)選取根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒公布的資料，2006年～2012年中國的三大貿(mào)易伙伴分別是歐盟、美國和日本。依據(jù)方程式(21)提供的實際匯率、進口中間品和政府購買之間的內(nèi)在關(guān)系，將美國設(shè)定為基準國，實證分析模型設(shè)定。表示美國、歐盟、日本以及中國的非貿(mào)易品價格，qIEU、qIJP表示中國從歐盟、日本進口的中間品投入價格(對應(yīng)國貨幣計價)，JEU、JJP表示歐盟與美國、日本與美國的雙邊匯率(間接標價法)，e表示1單位美元等于多少單位人民幣。因此RCN表示中國實際匯率，REU、RJP分別表示歐盟、日本的實際匯率，RIEU、RIJP分別表示歐盟、日本的中間品有關(guān)項。由于各國的非貿(mào)易品價格沒有現(xiàn)成的數(shù)據(jù)，本文根據(jù)Engel的方法，將消費者價格指數(shù)中的服務(wù)價格指數(shù)作為非貿(mào)易品價格。由于未找到日本的服務(wù)價格指數(shù)，故用日本服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)者價格指數(shù)(serivesproducerpriceindices，SPPI)作為替代。中間品價格使用出口價格指數(shù)替代。筆者選取2005年7月至2014年3月為樣本期，數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)。中國的名義政府購買支出、服務(wù)價格指數(shù)和消費者物價指數(shù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，美國、歐盟(18國)的服務(wù)價格指數(shù)分別來自美國勞工統(tǒng)計局(BLS)、經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)，日本的服務(wù)業(yè)生產(chǎn)者價格指數(shù)(2010=100)來源于日本央行。服務(wù)價格指數(shù)的原始數(shù)據(jù)除中國外，都是以2010年為基期。中國的服務(wù)價格指數(shù)是以上月為基期。歐盟(18國)、日本的出口價格指數(shù)分別來源于歐洲統(tǒng)計局與日本央行，二者均以2010為基期。美國的出口價格指數(shù)來源于美國經(jīng)濟分析局，以2000年為基期。美國的出口價格指數(shù)和中國的服務(wù)價格指數(shù)均換算成2010為基期。中國的實質(zhì)政府購買支出通過消費者物價指數(shù)平減得到，使用X12進行季節(jié)性調(diào)整。數(shù)據(jù)處理采用Eview6．0軟件。

(二)單位根檢驗首先對各個序列的平穩(wěn)性進行檢驗，即進行ADF(augmenteddickey-fuller)單位根檢驗。結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，各變量均為非平穩(wěn)序列，但各變量的一階差分形式在該顯著性水平下均是平穩(wěn)的，即為I(1)。

(三)協(xié)整檢驗和誤差糾正模型單位根檢驗的結(jié)果顯示，所有變量均是一階差分平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上，運用Johansen協(xié)整檢驗方法對各變量是否存在協(xié)整關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。由表2可以看出，跡檢驗和最大特征根檢驗均表明，在5%的顯著性水平下，上述6個變量之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，說明經(jīng)濟變量存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。

(四)基于VECM的分析1．模型簡介Granger定理提出一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有誤差修正模型的表達形成存在。根據(jù)這個定理得出VECM的一般表達式。其中，αECMt－1為向量誤差修正項，即分量之間的協(xié)整方程反映了被解釋變量與解釋變量之間的長期均衡關(guān)系，而整個VEC模型則反映了變量之間長期均衡關(guān)系及變量滯后期的短期波動對當前變量的短期波動Δyt的影響。VECM的系數(shù)α則反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整力度。因此，VCEM用于考量經(jīng)濟系統(tǒng)中各變量之間的長期及短期關(guān)系。式(27)及式(28)中［］均表示t值。協(xié)整方程表明:中國實際匯率、歐盟實際匯率、日本實際匯率、歐盟中間品有關(guān)項、日本中間品有關(guān)項以及中國政府購買這6個變量之間存在一種長期穩(wěn)定關(guān)系。在這種長期均衡關(guān)系中，lnREU、lnRJP的系數(shù)符號相反，說明歐盟實際匯率增加會導致中國實際匯率減少，而日本實際匯率增加會導致中國實際匯率增加。lnRIEU、LnRIJP的系數(shù)符號也相反。政府購買支出(lnG)增加會導致中國實際匯率減少。協(xié)整方程反映了6個變量之間的長期均衡關(guān)系。通過誤差修正模型(ECM)，可以進一步了解這些變量之間的短期相互影響和協(xié)整經(jīng)濟變量之間由非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)調(diào)整的動態(tài)過程。得到的誤差修正項的系數(shù)為負，且統(tǒng)計是顯著的，表明在每個時期內(nèi)lnRCN的實際值與其長期均衡值的差距約有6．01%得到修正，lnRCN在受到短期干擾后能調(diào)整到長期均衡路徑上，但是調(diào)整的速度較慢。從自身和其他變量的t統(tǒng)計量來看，在5%的置信水平滯后1期的自身、歐盟實際匯率、歐盟中間品有關(guān)項lnRIEU以及政府購買支出的影響顯著，其他變量影響較弱。3．方差分解表3提供了中國實際匯率的方差分解結(jié)果。可以看出，中國實際匯率自身影響很大。在前5期，日本實際匯率對中國實際匯率的貢獻率要大于歐盟實際匯率對中國實際匯率的貢獻率，但以后各期，歐盟實際匯率對中國實際匯率的貢獻率反而大于日本實際匯率對中國實際匯率的貢獻率。這可能是因為初期日本距離中國較近，便于中日兩國之間的貿(mào)易，但后期歐盟市場的廣闊容量，使得距離的影響變得次要。隨著預測長度的增加，中國實際匯率對歐盟實際匯率的變動更加敏感，這表明歐洲市場和亞洲市場之間的聯(lián)系日益緊密。lnRIJP對中國實際匯率的貢獻率非常小。政府購買對中國實際匯率的貢獻率也隨著預測長度的增加而變大。

四、結(jié)論

長期釘住某一特定貨幣會引發(fā)嚴重問題，如亞洲金融危機，因此許多發(fā)展中國家轉(zhuǎn)向釘住一籃子貨幣匯率制度。已有文獻對一籃子貨幣最優(yōu)權(quán)重的研究大多是基于最終商品貿(mào)易的模型，忽視了近幾十年來垂直貿(mào)易的快速發(fā)展，因而很少考慮進口中間品對最優(yōu)貨幣權(quán)重決定的重要性。發(fā)展中國家靈活的財政政策也會對本國宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生影響。因此本文將進口中間品和財政政策納入一般均衡分析框架，研究最優(yōu)貨幣權(quán)重如何確定。研究發(fā)現(xiàn)，最優(yōu)權(quán)重會受到進口中間品的產(chǎn)出彈性系數(shù)影響，并且任何一個進口中間品對第i國貨幣權(quán)重的影響相同。即使第三國實際匯率不變，為了保持貿(mào)易余額不變，本國實際匯率仍需要對進口中間品的價格變動以及財政支出的變動作出反應(yīng)。利用中國自2005年7月到2014年3月的月度數(shù)據(jù)基本驗證了該理論模型，中國的實際匯率除受到歐盟、日本的實際匯率影響外，還受到政府購買支出、中間品有關(guān)項的影響。

作者：孫和風單位：西安交通大學金禾經(jīng)濟研究中心