论文导读::年由美国次贷危机引发的全球金融危机。而金融危机的需求传导机制应该说是影响出口贸易最为重要的一个因素。影响中美贸易出口有多种因素。
论文关键词:金融危机,需求,中美贸易出口
一、引言
2007年由美国次贷危机引发的全球金融危机,已在世界范围内产生相当深远的负面影响。美国消费明显减缓,影响了中美贸易间的往来。2006年我国对美出口额同比增长率基本维持在20%,但在金融危机的影响下,这个数据从2007年8月开始下降,2009年除12月份以外,其余月份我国对美出口额同比增长全都为负增长。作为高度依赖国际市场的出口大国,对美出口的下降,会直接影响到我国的国民经济。
影响中美贸易出口有多种因素。而金融危机的需求传导机制应该说是影响出口贸易最为重要的一个因素。此次金融危机使得许多消费者对美国经济前景感到担忧,对未来持悲观的态度。据测算,美国经济增长率每下降1%,中国对美出口就会下降5%~6%。美国消费减少,美国的经济就步入衰退时代经济学论文,而我国对美出口也会呈现出明显的下滑态势。
为化解金融危机给我国经济带来的影响,中国政府采取积极的财政政策和宽松的金融政策,计划两年内投资4万亿元扩大内需,保障经济平稳运行。在扩大内需的条件下,中国的出口贸易可以更好地利用国内和国际两个市场、两种资源。
本文分析了2007年8月至2010年3月这段时期内,国内外需求对我国对美出口贸易的影响论文格式模板。这对促进中美贸易具有重要的实践意义。
二、文献综述
学者对国际金融危机对出口贸易的影响程度众说纷坛。在理论分析方面,姜鸿(2009)认为美国金融危机通过影响中国的出口、投资和消费,传导到我国的实体经济,但对我国实体经济的总体影响程度有限。短期内我国应来取措施促进出口,长期内则应扩大内需,进行产业结构调整。王聪,张海云(2009)认为金融危机导致世界经济整体下滑。短期内,外部需求萎缩、国际原材料价格上涨和人民币升值导致的企业出口成本上升、国外银行信贷紧缩导致的国内企业资金周转能力下降以及贸易保护主义抬头等因素使得中国出口贸易增速明显下降。从中长期来看,外需明显萎缩是影响中国出口贸易增长的主要因素。而裴长洪(2008)则认为应避免高估美国次贷危机对我国出口贸易的影响。美国经济下滑,居民收入下降,将对其进口需求产生不利影响,但同时也会加大对进口廉价商品的依赖,只要我国商品继续保持价格竞争优势,可以克服美国经济的不利影响。因此,美欧经济不景气,对我国出口增长和市场扩大未必是绝对的坏事。
在实证分析方面,田苗(2009)采用1997年第1季度至2008年第4季度的季度数据,运用VAR模型和脉冲响应分析了贸易伙伴国美国和欧元区国家GDP下滑对我国出口贸易的影响。其中美国的GDP增量在初期会对我国出口有一个短期的正效应,这种冲击在第2期以前逐渐减小,但是在第2期以后,这种正冲击效应放大说明美国GDP对我国的出口贸易的影响存在半年以上的时间推移。裴平、张倩(2009)选取了2007年4月至2008年12月的月度数据经济学论文,实证研究了我国对前十大出口对象国的出口总额与这些国家的人均GDP、股市总市值、失业率,以及人民币有效实际汇率之间的关系。结论是在国际金融危机背景下,这些国家的人均GDP下降和失业率增加,对我国出口贸易的负面影响很大;这些国家股市总市值的变化和人民币实际有效汇率的波动,对我国出口贸易的负面影响较小。
三、国内外需求对中美贸易出口影响的理论分析
根据国际经济学理论,一个国家的出口主要取决于该国真实的国民收入和本币实际购买力有关。也就是说,中国对美出口取决于两个变量:一是美国的国民收入。美国的国民收入可以用美国商品零售总额来代替,因为美国商品零售额在美国占个人消费开支的一半,相当于国内生产总值的三分之一,因而是观察美国经济增长状况的重要指标之一;二是人民币实际购买力,它与CPI和人民币对美元汇率有关。人民币对美元汇率在金融危机时期基本保持在6.82左右,变动幅度微小,因此不考虑人民币汇率这一因素。
鉴于国内市场对国际市场具有一定程度的替代性,当出口在国际市场碰壁时,国内市场能够将部分国际需求转为内销。本文用我国社会消费品零售额来代替我国需求,分析其在危机时期内对中美贸易出口的影响。
本文将美国商品实际零售总额(剔除了美国居民消费价格指数因素),中国社会消费品实际零售总额(剔除了中国居民消费价格指数因素)列为解释变量,这样不但考虑了居民消费价格指数这一因素,而且美国商品和中国社会消费品实际零售额比名义值更能准确地反映现实。
图1显示了2007年8月至2010年3月这一期间中国社会消费品实际零售额(RCR)和美国商品零售额(RUR)的走势。由图可见,RUR在这一时期明显有减缓的趋势,而RCR不断在小幅上升。
四、国内外需求对中美贸易出口影响的实证研究
(一)、变量选取及数据来源
本文采用2007年8月至2010年3月时间段的月度数据进行分析论文格式模板。为取得实际值,各变量均剔除了物价因素。其中,我国对美出口额(EX)和我国社会消费品实际零售额(RCR)都剔除了我国居民消费价格指数(CCPI),美国商品实际零售额(RUR)剔除了美国居民消费价格指数(UCPI)。EX来源于中国海关经济学论文,CR来源于中国统计局,UR来源于美国商务部,CCPI来源于中国统计局,UCPI来源于美国劳工部,CCPI和UCPI均为同比数据。
(二)、变量的单位根检验
为消除数据可能存在的异方差现象,将变量作对数处理,分别以LnEX、LnRCR和LnRUR来表示。通过Eviews利用ADF法对这三个时间序列及其差分序列进行单位根检验,结果如表1所示:
表1 ADF单位根检验
变量
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检验形式
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DW值
|
ADF值
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1%临界值
|
5%临界值
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检验结论
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lnex
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(c,n,1)
|
1.968759
|
-2.462022
|
-3.670170
|
-2.963972
|
非平稳
|
D(lnex)
|
(c,n,1)
|
1.921250
|
-4.032403
|
-3.679322
|
-2.967767
|
平稳*
|
Lnrcr
|
(c,t,0)
|
1.763556
|
-2.907864
|
-4.284580
|
-3.562882
|
非平稳
|
D(lnrcr)
|
(c,t,0)
|
1.934354
|
-5.388697
|
-4.296729
|
-3.568379
|
平稳*
|
lnrur
|
(n,n,0)
|
2.0922816
|
-1.317892
|
-2.641672
|
-1.952066
|
非平稳
|
D(lnrur)
|
(n,n,0)
|
1.999653
|
-5.337233
|
-2.644302
|
-1.952473
|
平稳*
|
(注:检验形式为(c,t,k),其中c为截距,t为时间趋势,k为滞后阶数。D()表示序列的一阶差分。*表示在1%显著水平上通过单位根检验。)
由表中的单位根检验结果可知,LnEX、LnRCR和LnRUR时间序列的ADF值都大于1%临界值,说明序列存在单位根,即序列是非平稳的。它们的一阶差分在1%显著水平上都通过了ADF单位根检验,各变量为一阶单整序列。
(三)、Johensan检验
LnEX、LnRCR和LnRUR三个序列为一阶单整序列,因此可以进行Johansen协整检验,以确定它们之间是否具有长期的稳定关系。根据LR统计量、AIC统计量和SC统计量确定最优滞后期为3,建立无约束VAR(3)模型,模型一阶差分变量的最优滞后期为2。从表2中可以看出,迹统计值和最大特征值统计量大于5%临界值,说明检验在5%显著水平上拒绝了没有协整关系的零假设,表明LnEX、LnRCR和LnRUR之间存在唯一的协整关系。
表2 Johensan检验结果
零假设协整方程个数
|
特征值
|
迹统计值
|
最大特征值统计量
|
1%临界值
|
5%临界值
|
0*
|
0.615362
|
33..41063
|
27.70814
|
29.51345
|
24.27596
|
至多一个
|
0.136198
|
5.702492
|
4.245946
|
16.36188
|
12.37090
|
至多两个
|
0.048985
|
1.456546
|
1.456546
|
6.940559
|
4.129906
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(四)、向量自回归误差修正模型
LnEX、LnRCR和LnRUR之间存在长期稳定的均衡关系,符合向量误差修正模型的使用要求。建立滞后期为3期的向量误差修正模型经济学论文,可以看出短期效果,得到结果如下:
D(LnEX)= -0.417868 D(LnEX(-1))+ 0.064475 D(LnEX(-2))(0.25425)(0.18828)
-1.483257 D(LnRCR(-1)) -1.149923 D(LnRCR(-2))
(0.42966)(0.47799)
-0.142183 D(LnRUR(-1))+ 3.894082 D(LnRUR(-2)) +6.910331+0.345871E(-1)
(1.83840)(1.66889) (2.55178)
表中括号内数值为t统计值,且都小于F统计值,说明它们完全通过了F检验。第1行显示的ECM是误差修正项,该项系数反映了误差修正规模自身修正偏离均衡误差的作用机制。以LnEX为被解释变量、LnRCR和LnRUR为解释变量组成的模型的修正系数为0.35,说明三者之间的均衡关系对当期非均衡误差调整有一定的自身修正能力。
从向量误差修正模型模型可以看出:1、短期内滞后1期的中美贸易出口增量对其自身的变动有一定的抑制作用;而滞后2期的中美贸易出口对其自身的变动有轻微的促进作用,影响系数为0.64。2、我国实际商品零售总额变动率与出口负相关,且滞后1期和滞后2期系数估计值的绝对数分别为1.48和1.50,说明在金融危机的影响下,我国内需的变动,对中美贸易出口的减少起到了较大作用。3、滞后1期的美国实际商品零售总额变动率与出口变动负相关;而滞后2期的系数估计值绝对数为3.89,是我国实际商品零售总额变动率对出口变动率影响系数的3倍多,说明在国际金融危机的冲击下,美国实际商品零售总额增长率的下降,明显降低了中国对美国出口额的增长速度。
(五)、格兰杰因果检验
在向量误差模型(VECM)的基础上对模型参数的显著性进行Wald联合检验。检验结果如表3所示。
表3 格兰杰因果检验结果
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Dependent variable: D(LNEX)
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Excluded
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Chi-sq
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df
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Prob.
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D(LNRCR)
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18.47535
|
2
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0.0001
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D(LNRUR)
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5.450362
|
2
|
0.0655
|
|
|
|
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|
|
|
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All
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24.84667
|
4
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0.0001
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从表中可以发现,LnRCR的变化不能格兰杰引起LnEX的变化被拒绝,说明我国商品零售总额的变化是我国对美出口的格兰杰原因;LnRUR的变化不能格兰杰引起LNEX的变化被拒绝,说明美国商品零售总额的变化是我国对美出口的格兰杰原因。把D(LnRCR)和D(LnRUR)的滞后变量作为D(LnEX)方程中的内生变量是合理的。
五、结论与建议
综上所述,在金融危机这一时期,中美贸易出口受外部因素影响较大,容易受到美国经济形势变化的冲击论文格式模板。但国内市场对国外市场具有一定的可替代性,外销一部分可以转化为内销。中国政府强调的扩大内需的政策在国际市场面临危机时刻起到了积极的作用。
虽然世界经济正在好转,但此次金融危机所带来的影响仍在蔓延,中美贸易出口在短时间内业出现不了根本性的好转。为能更好地应对中美贸易出口中的困境经济学论文,本文提出以下建议:
(一)、努力扩大内需,促进国内消费。随着中国经济发展和人均收入的提高,国内市场的定位和作用将越来越大,内需规模会不断扩张。中国的大国规模为此提供了市场和资源的保障,并为各产业的规模经营提供了经济可能性。因此,在鼓励和扶植出口企业的同时,应采取有效的手段拉动国内需求,减少出口企业对外依存度。
(二)、加快产业升级,调整出口商品结构。生产我国对美出口的企业很多处于劳动密集的分工环节。由于处于价值链的低端,无法形成竞争力。企业这时应抓住机遇调整战略,不断优化产品结构,加快产品升级的步伐。同时政府应及时为出口企业营造良好的出口环境并协助企业进行跨国并购,提升企业地位,帮助出口企业尽快度过此次金融危机。
[参考文献]
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