价格贸易条件波动性

价格贸易条件波动性（精选6篇）

价格贸易条件波动性 第1篇

一、理论分析与方法选择

房产价格通过财富效应对消费的影响主要有以下途径:

第一, 兑现的财富效应。房地产价格上涨后住房拥有者的净资产财富获得了增长, 这时通过出售房产或者用住房抵押贷款可获得收入, 收入增加则会刺激消费。

第二, 未兑现的财富效应。房地产价格增长后住房拥有者即使没有出售他的房产, 但他们从心理上认为自己更加富有了, 这种心理也会刺激他们的消费活动。

第三, 预算约束效应。房地产价格上涨时租房者需要承受更多租金, 这就使得他们不得不减少消费而把更多的收入用来支付租金。

第四, 替代效应。房地产价格上涨时有购房计划的无房者只能减少消费支出, 以节省的资金来实现购房的计划。

接下来我们要分析消费变动是如何对贸易差额产生影响的。美国经济学家西德尼亚历山大等人创立了国际收支调节的吸收分析理论。这个理论源于基本的国民收入等式:

移动恒等式两边, 得:

上式中, Y表示国民收入, C表示消费, I表示投资, G表示政府支出, X-M为贸易差额, C+G+I为国民收入中被国内吸收的部分。

此式表明:国际收支=总收入-总吸收

当一国消费的增加使得国内吸收大于它的产出时, 它所利用的资源就会多于它只从国内生产所能获得的资源。一国要做到这一点, 只有增加进口, 从而使得进口大于出口。

综合前文所述, 房地产价格的变动首先将通过财富效应影响消费, 再通过吸收效应对贸易差额产生影响。在此基础上我们将利用中国1999-2010年的统计数据进行实证研究。

二、实证研究

本文所选取的变量包括贸易差额 (TB) , 房价指数 (H) , 消费指数 (CP) , 运用E-G协整检验和Granger因果关系检验来进行实证研究。根据E-G检验的思想和方法, 本文首先建立回归方程并进行回归分析, 然后对回归的残差序列进行平稳性检验。本文的回归方程如下:

式中, ε1表示其他未包含在模型中的可能因素。

本文的E-G两步检验步骤和结果如下:

第一步, 对因变量和自变量进行回归分析。回归结果, 如表1所示:

从上述回归结果可以看出, 中国房价指数和消费都对中国的贸易差额有着显著的影响。在此基础上我们继续进行第二步, 对上述回归结果的残差进行平稳性检验。检验的结果, 如表2所示:

注:检验形势 (c, t, k) 中的c, t, k分别代表常数项、趋势项和滞后阶数, 0代表不包含

残差平稳性检验的结果说明回归的数据在5%的显著水平上拒绝了原假设, 即残差序列是平稳的, 因此可以认为基于上述数据的上述回归结果是稳健的。这样我们就可以继续对上述变量进行Granger因果检验。

依据VAR模型中确定滞后阶数的AIC信息准则, 本文选择最佳滞后期为3, Granger因果检验结果, 如表3所示:

注:*表示在1%显著水平上显著, **表示在5%显著水平上显著, √表示变量之间存在Granger因果关系

以上Granger因果检验关系表明:一是房价指数 (H) 是贸易差额 (TB) 的Granger原因;二是消费指数 (CP) 与贸易差额 (TB) 互为Granger因果关系;三是房价指数 (H) 与消费 (CP) 互不为Granger因果关系。

三、可能的原因及政策建议

综合E-G协整检验和Granger因果关系检验的实证结果, 本文得出以下结论:

中国的房地产价格变化和居民消费变化是贸易差额的原因, 但是中国的房地产价格变化并不是中国居民消费变化的原因, 即中国的房地产市场没有通过财富效应来对贸易差额产生影响的。对于以上实证结论存在以下可能的原因。

第一, 在中国, 住房保障机制不完善, 人们的住房只能通过购买商品房的方式来实现, 高房价抑制了消费。

第二, 中国房地产市场的波动频率高, 幅度大, 这中不稳定性导致了财富效应无法产生。

第三, 中国房地产价格对贸易差额产生影响的原因可能是由于汇率在中间起了作用。

针对上述抑制中国房地产市场财富效应的原因, 本文提出以下政策建议:一是完善住房保障机制, 避免房价虚高对中国没有住房的消费者消费的抑制作用。同时, 加强对房地产市场的监管, 有效控制房价波动。二是深化中国金融市场的发展, 促进住房的商业流通, 实现财富效应。

摘要：文章基于E-G协整和Granger因果关系检验来研究中国房地产价格波动对贸易差额的影响, 得出相关结论:由于中国房地产市场发展不稳定, 金融市场也不够发达, 使得中国的房地产价格波动没有通过财富效应对贸易差额产生影响, 并对此现状提出了相关政策建议。

关键词：房地产价格,财富效应,Granger因果检验

参考文献

[1]、赵怡虹, 李峰.居民资产、财富效应与我国城镇居民消费[J].经济经纬, 2008 (1) .

[2]、刘建江.从消费函数理论看房地产财富效应的作用机制[J].消费经济, 2005 (2) .

[3]、瞿强.资产价格波动与宏观经济[M].中国人民大学出版社, 2005.

编制我国价格贸易条件指数的困境 第2篇

关键词：贸易条件,价格贸易条件指数,编制,困境,数据缺陷

一、 问题的提出

贸易条件是衡量一国一定时期出口盈利能力的重要指标, 也是衡量一国获得贸易利益的重要指标。贸易条件的优劣直接涉及到各国切身的贸易利益, 如何获得有利的贸易条件, 更多地分享对外贸易带来的利益, 是各国政府和学术界都非常重视的问题。

实际中常用的贸易条件有四种不同形式:价格贸易条件、收入贸易条件、单要素贸易条件、双要素贸易条件, 分别从不同角度表示一国贸易利益的变化情况。价格贸易条件是其他三种贸易条件的基础, 因此价格贸易条件的编制就显得尤为重要。

价格贸易条件 (Net Barter Terms of Trade, 简称NBTT) , 又称纯贸易条件, 是一国出口价格指数与进口价格指数之比, 反映的是单位出口商品的进口能力。

公式表示为: NBTT=Px/Pm (1)

式 (1) 中, Px和Pm分别为出口价格指数与进口价格指数。NBTT的值上升, 表示出口价格指数上升或进口价格指数下降, 即出口单位价值商品可换回的单位价值进口商品数量增加, 价格贸易条件改善, 贸易利益增加。反之, 则相反。

实际计算中, 进出口价格指数一般是采用帕氏公式 (Paasche aggregative formula) 计算:

undefined

其中, Pxt和Pmt分别表示第t年的出口价格指数和进口价格指数;pi0和pj0分别表示基期第i种商品的平均出口价格和第j种商品的平均进口价格, pit和pjt分别表示第t年第i种商品的平均出口价格和第j种商品的平均进口价格, 平均价格=金额/数量;qit和qjt分别表示第t年第i种商品的出口数量和第j种商品的进口数量。

通过中国统计年鉴或海关统计中的进出口商品数量和金额可以计算出我国进出口商品的平均价格, 再根据帕氏公式可计算出我国的进出口价格指数, 进而可计算出我国的价格贸易条件。

当前, 在我国学者对我国贸易条件的研究成果中, 通过比较, 发现每个学者编制出的我国各个年份的贸易条件指数各不相同, 有的甚至连变化趋势也相距甚远。本文将对这种情况进行分析。

二、 文献回顾及指数比较

我国海关总署于2003年正式启用新方案编制对外贸易指数, 2005年起才正式编制出版《中国对外贸易指数》。我国在2005年之前的贸易条件指数, 国内有不少学者进行研究。

商务部国际市场研究室2001年接受联合国的研究课题, 比较系统地研究并编制了1993～2000年中国的贸易条件, 认为1993～2000年, 以1995年为基期的中国整体贸易条件指数下降了13%。

武海峰和牛勇平 (2004) 根据《中国统计年鉴》和《海关统计》的相关数据, 选取30种代表性商品计算得到我国19852002年间的贸易条件结果, 发现出口价格指数的趋势是下降的, 进口价格指数经历了先升后降的过程, 而贸易条件指数是不断下降的。以1991年为基年, 贸易条件从1985年的238.90下降到了2002年的62.57。

林丽、张素芳 (2005) 测算了我国19942002年的价格贸易条件、收入贸易条件和要素贸易条件, 发现价格贸易条件明显恶化。

刘崇献、张自如 (2006) 通过整理得出我国的价格贸易条件从1980年到2004年有较大幅度的波动, 从1982年到1986年出现大幅度恶化;从1986年到1994年又出现大幅度的改善;但从1997年到现在, 我国的价格贸易条件又出现了持续恶化的局面。

黄满盈 (2006) 认为我国价格贸易条件的变动可以分为两个阶段, 第一阶段:1981-1985年, 价格贸易条件指数明显上升, 由1981年的157.3上升至1985年的173.4, 上升了10.2%;第二阶段:1986-2004年, 这一阶段的价格贸易条件线明显向右下方倾斜, 虽然在1987、1991和1993年间有所反弹, 但自1994年以来, 明显下滑, 价格贸易条件指数由1994年的119.5下降至2004年的98.3, 下降了17.7%。

杨海余、吴金铎 (2006) 认为从1980年到2005年, 我国的价格贸易条件在波动中变化, 从1982年到1986年我国价格贸易条件大幅度恶化, 从1986年到1997年我国价格贸易条件又出现大幅度的改善;从1998年到现在, 我国的价格贸易条件又出现了持续恶化的局面。

三、 原因分析

各学者同样是根据海关统计中的进出口商品数量和金额来编制我国的价格贸易条件指数, 得到的指数差距如此之大, 笔者通过研究发现这主要是由我国海关统计的数据缺陷所造成的。我国海关统计上1980-2005年的数据存在以下缺陷。

1.分类标准不同。1992年以前我国对进出口商品贸易的统计是按照联合国SITC分类标准进行的, 而在1992年之后则是按海关协调编码制度 (Harmonized System, HS) 进行的。

因此, 我国1980-2005年间的进出口统计数据中经常出现分类不一致的情况。如进口商品分类中, 原来的“粮食”包含有“小麦、大麦、玉米、大豆”, 后来变为“谷物及谷物粉”包含“小麦、稻谷和大米”, 在进出口商品种类的转换中易使人无所适从, 这无疑增加了价格指数统计中的难度和误差。

2.数量单位不同。如出口商品中的“铬矿砂”, 1990年以前是以“吨”为单位, 但1991年后以“万吨”为单位, “貂皮”原来是以“万张”为单位, 而1995年后就以“吨”或“万吨”为单位, 这种情形在我国的统计年鉴中屡见不鲜。这很容易导致在数据的整理和统计中稍有不慎就引起偏差, 而且是很大的偏差。

3.大量商品只有进出口金额, 没有进出口数量, 从而无法衡量进出口商品的平均价格。如出口商品中的“医药品”、“玻璃制品”、“纺织机械”、“医疗仪器及器械”等商品, 举不胜举。

4.进出口商品种类发生变化。如出口商品中, 超过30种商品在1996年以前有出口统计数据, 而1997年后就没有数据;而另外有超过20种在1997年后才开始增加的出口商品, 这都导致了统计数据的结构性断层, 从而无法保持数据的连续性和统计口径的一致性。

正是因为以上我国进出口数据方面原因, 导致各学者在编制我国的价格贸易条件指数时所选择的商品样本大相径庭, 有的选取30中左右的商品, 而有的选取了高达147种商品。这种背景下出现不同的指数甚至时大相径庭的价格贸易条件指数就不足为怪了。

四、 结论

我国海关统计中进出口数据上长期遗留下来的种种缺陷, 无法保持数据的连续性和统计口径的一致性, 从而在统计进出口价格指数时商品样本的选择发生很大的差异, 进而影响了我国价格贸易条件指数的编制。

2005年起, 海关总署正式编制出版《中国对外贸易指数》月刊, 进出口商品按协调编码制度 (HS) 、国际贸易标准 (SITC) 和广义经济 (BEC) 进行分类并编制了每月、每季度和每年的对外贸易指数, 这将能解决以后我国价格贸易条件指数的编制中各自为政、各说各理的局面。

参考文献

[1].商务部报告.构成贸易条件变化的价格趋势[J].经济研究参考, 2002

[2].武海峰, 牛勇平.改善我国贸易条件必须依靠技术进步[J].经济学动态, 2004 (12)

价格贸易条件波动性 第3篇

(一) 价格贸易条件的经济含义

价格贸易条件 (NBTT) 又被称为“商品贸易条件”“纯贸易条件”和“净实务贸易条件”。它被定义为一国出口商品价格指数与其进口价格指数的比率。价格贸易条件的计算公式如下:

NBTT=PX/Pm (公式1)

其中, PX为出口价格指数, Pm为进口价格指数, 即随着出口商品相对于进口商品价格的变化, 出口每单位的商品所能换回进口商品的数量。如果出口以一单位的商品所能换回的商品比基期时换回的商品数量减少了, 就认为价格贸易条件恶化了。

(二) 我国价格贸易条件的演变

由图1可以看出:我国的进出口价格指数整体出现上升的趋势, 但是有一个分界点:1985年到2002年进口价格指数曲线图在出口价格指数曲线图上方, 2002年以后进口价格指数开始上涨到出口价格指数以上, 这也就导致了2002年以前包括2002年的价格贸易条件大于等于100%, 2002年以后我国的价格贸易条件恶化。

二、我国经济增长与价格贸易条件关系的实证分析

(一) 实证分析

1. 变量的选取及模型的建立

文章所采取的数据为1985年到2000年的数据, 选取了我国的价格贸易条件指数与我国的实际GDP两个变量, 这两个变量都是以2000为基期, 价格贸易条件指数来源于文章第一部分的分析, 而实际GDP来源于我国2011年《中国统计年鉴》。实际分析中将两者取了自然对数。我国的价格贸易条件指数取对数后用InNBTT表示, 实际GDP取对数后用InGDP表示。以下是处理过的数据: (表1所示)

利用Eviews5.0得出InNBTT与InGDP的散点图如下:

根据图2, 假设自变量为InGDP, 应变量为InNBTT, InNBTT的变化由InGDP的变化引起, 其他的变量及随即因素的影响均归并为u中, 建立一元线性模型为:

2. 变量平稳性的检验

由于我们还不能判定着两个变量时稳定而严格的一元线性关系, 而且其协整关系只有在两个变量的单整阶数相等时才算是有效的, 所以我们有必要先对这两个变量的平稳性进行单位根检验。 (表2所示)

由单位根检验可以看出, 所选的两个变量都是不稳定的, 但是一阶差分后, InNBTT与InGDP平稳。但是如果要知道这两者的长期动态关系, 需要先确认它们的Granger因果关系, 以弄清它们之间是存在单项因果关系, 还是双向因果关系, 如果是单向, 具体是哪个变量影响哪个变量等等。

(二) 实证分析的结论

第一, 通过Granger检验得知:我国经济增长是我国贸易条件变化的原因, 而我国的贸易条件波动不是我国经济增长的原因。

第二, 由检验可知, 我国经济增长与我国的价格贸易条件呈反向关系。从方程的结构来看:我国的经济增长一个单位, 我国的价格贸易条件就会下降0.23个单位。

三、在我国经济增长中影响我国价格贸易条件的主要途径

(一) 我国经济增长的动力源

1990年到2001年我国的出口贸易依存度比较平稳, 在18%左右, 在2001年我国加入WTO后, 2006年达到了36%, 然而受到国际金融危机的影响, 在2009年, 外贸依存度降到只有24%。过分的依赖出口, 不利于我国经济稳定健康的发展, 而且外贸依存度越高, 也就说明我国的开放程度越高, 在参与国际市场分工中, 一国很可能会按照比较优势理论来进行产业安排, 这样就很可能陷入“比较优势陷阱”, 使我国产业一直处于外围低端位置, 从而使得我国贸易条件恶化。

(二) 我国出口产品增量不增值

改革开放后, 中国的经济在迅速增长, 但贸易条件却在不断恶化。这表明中国的经济增长是单纯的数量上的增长。据中国海关统计数据显示, 目前中国制成品出口还

主要集中于一些低层次、低附加值的劳动和资源密型产品。不论从国际市场占有率, 还是从贸易竞争力指数来看, 技术密集型产品在国际上的竞争力都处于弱势地位, 而且此类产品出口对外商投资企业的依赖性很大。

四、基于我国经济增长对我国价格贸易条件影响提出的对策

(一) 扩大国内需求作为拉动经济增长的动力源泉

在扩大国内需求是要注意解决这样这样几个问题:一是我国大部分农民的购买力低, 主要是农民的收入增长的缓慢;二是我国传统的消费观念, 有一种“勤俭节约”的传统美德。三是我国社会保障体系不够完善。在扩大国内需求是可以提高工职人员的工资;促进人们思想观念的转变, 加强对人们经济消费的引导;完善分配制度, 处理好效率与公平之间的关系, 缩小贫富差距等等。

(二) 加强对科学技术的投入

技术进步可以作为我国产业结构升级的重要支撑, 它还能优化我国出口商品的结构, 提高产品的国际竞争能力, 从而有效的改善了我国的贸易条件。工业化的国际经验表明:一国由出口劳动密集型的产品与进口资本技术密集型的产品转型到出口资本技术密集型的产品与进口劳动密集型的产品, 技术进步是提升本国产品国际竞争能力的首要决定因素。

(三) 从“以量取胜”转变到“以质取胜

在上述分析过程中, 我国主要出口劳动密集型与低附加值的产品。低附加值的产品由于缺乏弹性很容易受到国际市场价格的冲击, 这种不稳定是一个危险的标志。对于这种现象, 我们可以从“以量取胜”转变到“以质取胜”, 实现我国从数量扩张性到质量效益型的转变。把我国粗加工、浅加工的产品转向精加工, 深加工的产品, 提高我国出口产品的附加值, 使得我国产品更加具有竞争能力。

摘要：本文通过实证分析, 得出了近年来我国对外贸易量增长而价格贸易条件恶化的结论, 并提出了改善贸易条件的对策建议。

关键词：价格贸易条件,对外贸易,优化贸易条件

参考文献

[1]李坤旺.国际经济学[M].高等教育出版社, 2000, 34-42.

[2]王莹.我国贸易条件与经济增长的实证分析[D].吉林:东北师范大学, 2010

[3]林丽.中国贸易条件实证分析及发展研究[D].北京:华北电力大学, 2010.

[4]李蕊.改善我国贸易条件的可行性路径[D].上海:上海外国语大学, 2010.

价格贸易条件波动性 第4篇

价格贸易条件是衡量一国贸易利益、贸易状态的重要指标。国内外许多学者对其进行了探讨。近些年演化经济学以其动态化研究经济问题的全新视角得到了学术界的认可。运用演化经济学理论来研究贸易条件变化的方法则主要集中于将技术动态演化与贸易条件的变化联系起来。

一国技术进步并不一定导致本国贸易条件的改善，不同的技术进步带来的贸易利益提升是非线性的，它会从不同的角度影响贸易条件。很少的学者针对升贸易条件演化路径给出经济学理论解释，并且将制度条件作为解释贸易条件变化原因的一部分。因此，本文以演化经济学相关理论为基础，引入动态演化博弈模型来分析我国经济转轨后贸易条件的变化路径，同时给与实证分析。

二、中国出口价格贸易条件的非对称复制动态博弈理论模型

非对称复制动态博弈模型是用来分析博弈方的动态策略调整及其稳定性的。该博弈方具有技术学习速度较慢和有限理性的特点。博弈方的技术学习速度较慢变现为向优势策略转变是一个渐进的过程。而复制动态博弈则可以用生物进化的进化动态方程表示，即对于概率求时间的导数，以此来表示随时间的变化，各种博弈得益均衡的实现过程。

(一)非对称动态演化博弈模型的建立

1. 模型的假设

(1)假设两个国家，两种贸易产品。国与国之间技术水平存在差异，分别用发展中国家C1和发达国家C2表示。两种贸易产品的技术效率也存在差异，分别用的低技术含量产品G1和高技术含量产品G2表示。

(2)假设两个国家自由进行贸易，不存在贸易壁垒、运输成本等阻碍贸易进行的阻滞因素。

(3)博弈方1即发展中国家的策略选择空间为(C1, C2)，博弈方2的策略选择空间为(C1, C2)。

(4)假设各战略选择下的贸易利益为出口产品的价格*出口产品的数量，Pi*Xi (i=1, 2) 。假设(C1, C1)， (C2, C2) 的策略选择表示发展中国家和发达国家之间的产业内贸易，并且产业内贸易策略选择所带来的贸易利益要大于产业间贸易利益。即P1*X1>P1*X2。

2. 博弈矩阵的构建

如表1:

3. 博弈矩阵的分析

用博弈矩阵中的a, b等代表各国不同策略选择下的贸易利益。首先，假设在博弈的开始阶段，发展中国家G1中选择出口低技术含量的产品的比例为p，选择高技术含量产品的比例则为(1-p);发达国家G2中选择出口低技术含量产品的比例为q，选择出口高技术含量产品的国家比例则为 (1-q) 。

那么，发展中国家的期望收益以及平均收益分别为：

因此发展中国家的复制动态方程为：

同理，发达国家的期望收益以及平均收益分别为：

因此发达国家的复制动态方程为;

对于发展中国家的复制动态方程(1)来说，当q= (g-d) / (a+g-c-e) 时，dp/dt始终为0，这表示所有的p都是稳定的状态，没有意义。我们所研究的演化博弈论中规定，演化稳定策略是指一个稳定状态必须具有保持稳定的能力，即当遇到干扰时仍然能够通过一定的路径恢复到本来的均衡点。当p偏离了p*点时，复制动态仍然能够使p恢复到p*。通过数学中的倒数方法我们可以知道，这种复制动态的力量要求，当pp*时，dp/dt必须小于0。此时，演化稳定策略才能保证在扰动的情况下仍能通过一定的路径恢复到均衡状态。从以上的论述中，我们可以得出结论：对于发展中国家来说，当q> (g-d) / (a+g-c-e) 时，dp/dt>0，即存在一定的路径选择可以使p向着接近于1的方向发展，此时p*=1为演化稳定策略;当q< (g-d) / (a+g-c-e) 时，dp/dt<0, 即存在一定的路径选择可以使p向着接近于0的方向发展，此时p*=0为演化稳定策略。

同理，对于发达国家来说，使动态复制方程为0的条件为：p= (fh) / (b+h-d-f) 。当p> (g-d) / (a+g-c-e) 时，dq/dt>0，即存在一定的路径选择可以使q向着接近于1的方向发展，此时q*=1为演化稳定策略;当p< (g-d) / (a+g-c-e) 时，dq/dt>0，即存在一定的路径选择可以使q向着接近于0的方向发展，此时q*=0为演化稳定策略。用图1表示两个国家之间比例变化的复制动态关系为：

图中各个区域中的箭头方向表示在本区域中路径选择的均衡方向。

(1)在右上角区域中，即博弈开始时，发展中国家有多于 (f-h) / (b+h-d-f) 的比例的数目出口低技术含量的商品，有多于 (g-d) / (a+g-c-e) 比例的发达国家选择出口低技术含量产品，博弈将最终收敛于演化均衡策略p*=1, q*=1。

(2)在左下角区域中，即博弈开始时，有少于 (f-h) / (b+h-df) 比例的发展中国家选择出口低技术含量的产品，有少于 (g-d) / (a+g-c-e) 比例的发达国家选择出口低技术含量的产品。此时，博弈的均衡为(0, 0)，即发展中国家和发达国家同时选择出口高技术含量的产品，进行产业内贸易，此时获利最大。

(3)在左上角和右下角的区域内，博弈的均衡点有两个，分别为(0, 0)和(1, 1)，到底收敛于哪一个均衡策略，取决于两个国家学习新技术，出口商品技术结构提高的快慢。在左上角区域内，如果发达国家的学习能力提高的较快，则向下发展路径的箭头将先穿过分割线进入左下角区域，此时的演化均衡策略为(0, 0);反之，如果发达国的学习能力提高较慢，则向右发展路径的箭头将先穿过分割线进入右上角区域，此时的演化均衡策略为(1, 1)。在右下角区域内的情况恰好和左上角区域内发展的情况相反，但最终均衡仍可能有两个，即(0, 0)， (1, 1)。

4. 小结

通过以上对于非对称动态复制演化模型的讨论，我们可以分析得出，博弈方不同的初始选择将得到不同的均衡结果，有时可以走入较好的发展路径，而有时却由于对某一种策略的偏好使得发展路径被“锁定”，走入“恶性循环”，发展具有路径依赖性。这种路径选择所带来的后果不一定具有帕累托最优的效率，相反，往往路径锁定了次优的策略，并且博弈方无法打破此路径，只能依赖于初始路径而发展下去。

在现实中，这个模型对于我国贸易发展具有重要的启示作用。中国作为当今世界发展最快的发展中国家，这得益于我国国家贸易的自由发展。在模型中，我国可以看做是发展中国家C1，出口低技术含量产品，而从发达国家进口高技术含量产品。此时，我国位于发展中国家和发达国家演化趋势图中的右下角区域。因此我国将有两种路径的选择，即达到演化均衡点(0, 0)或者(1, 1)，这取决于我国学习技术能力，商品技术含量提高的速率。比较发达国家和发展中国家技术创新能力，我们可以得到发达国家技术创新能力的速度要远远高于发展中国家。所以，在模型中，向上箭头的路径的发展要快于向左路径的发展，最终均衡向着(1, 1)点发展。也就是我国在博弈的开始选择了出口低技术含量的商品，在参加国际贸易中，我国与其他国家的博弈均衡路径仍然是，我国出口低技术含量的商品。这就产生了次优的路径依赖，陷入了“恶性循环”。

我们除了得到次优路径依赖的结论外，模型还用来解释我国贸易条件演化的路径问题。在模型假设中，我们可以得到，贸易利益a, b, c, d的表达式分别为：

由以上两组表达式，我们可以得出我国初始状态的出口价格贸易条件为TOT1=P1/P1', 均衡状态下，我国初始状态的出口价格贸易条件为TOT2=P1/P2'。由于我们假设产业内贸易的贸易利益最大，因此，我们近似可以得到，p1'>p2', 那么TOT2

三、1992年～2009年中国出口价格贸易条件演化路径实证分析

按照对价格指数研究的大多数做法，我选取了帕氏公式来计算1992年到2007年每年度的进出口价格贸易指数，即：

根据出口价格贸易条件的计算公式，即：TOT=Pxt/Pmt计算出各年度的出口价格贸易条件相关数据，填入表2中：

根据表2的数据绘制出我国贸易条件变化的趋势图2，由对我国经济转轨后我国进出口价格指数数据的分析，我们可以直观的看出贸易条件恶化的路径轨迹。

从图2中我们可以清楚地看到，从我国经济转轨后开始至今，我国出口价格贸易条件总体处于不断下降的趋势。我国出口价格贸易条件的这些变化很好的验证了以上的非对称动态演化博弈模型的分析所得出的结论，即：我国出口价格贸易条件被技术锁定于不断恶化的路径中。经济转轨这十几年来，我国外贸一直被技术锁定路径所困扰，因此如何打破这一路径锁定成为我国出口贸易中亟待解决的一个问题。

四、中国出口价格贸易条件的演化路径替代的政策措施

通过以上分析，我们可以看出，改善我国出口价格贸易条件的根本措施是努力提高出口商品的技术创新能力与速度，优化我国出口商品结构。这需要国家、企业和政府三方面的相应政策和制度的支持。因此，我国可以从制度和结构安排角度入手，改变我国出口价格贸易条件次优路径的依赖，走出恶性循环。

1. 鼓励企业进行技术创新，加快核心技术研制的引进。

企业不应该再在“干中学”的政策导向束缚中发展。参与世界产业链固然能带来一定的利益，例如国外高新技术的外溢，但是，着重于加工贸易的发展，只能一直尾随于发达国家企业。如果我国企业再不注重“自主创新”，那么技术进步就得不到动态的发展，赶超发达国家的时间将无限的延长。这就决定了我国贸易条件恶化的路径将锁定，陷入恶性循环。

2. 积极扩大海外市场，鼓励海外并购。

特别是次贷危机以后，国外各大型跨国公司为降低成本与风险，纷纷将其优质资产降价拍卖。这对于中国来说是提升自身企业高技术水平的良好时机，企业应该大胆同时谨慎的选择合适自身长远发展的资产进行多元化的购买方式，如并购或者参股。抓住机遇参与世界高水平跨国企业的业务链中，汲取其尖端的技术、设计以及管理经验，为自己所用。同时，进一步开拓国际市场，紧跟世界产品发展潮流，为自己赢得贸易利益。

3. 加速出口商品结构调整，促进出口商品结构升级。

出口商品结构直接体现着一国技术水平和技术效率的情况。我国出口的主要企业是制造业企业，因此，提高出口商品结构就是要增强主导产业的国际竞争优势，提高工业制成品的附加值，增加技术密集和资本密集型产品在出口产品中的比重。金融危机以后，我国的外贸加工企业因为自身产品附加值较低，技术含量较少，因此导致了抵御外界危机的脆弱性，在金融危机波及我们的出口主要贸易伙伴国后，这些外贸加工企业纷纷停产甚至倒闭。所以，在我国外贸出口摩擦连连、出口市场份额缩水的大背景下，企业应该及时调节出口策略，同时更应该加强在自身的技术水平修养，争取在世界分工产业链中走的更高，这才不会被新的经济形势所淘汰。

参考文献

[1]Gabaix, X.he Factor Content of Trade:Rejection of the Heckscher-Ohlin-Leontief Hypothesis.Mimeo, MIT.2005

[2]刘佳.基于自主创新的我国比较动态转换路径选择 (硕士论文) .2008

[3]杜修立, 王维国.中国出口贸易的技术结构及其变迁:1980—2003[j].经济研究, 2007 (7)

[4]姜晨, 刘汉民, 谢富纪.技术变迁路径依赖的演化博弈分析[J].上海交通大学学报.2007 (12)

价格贸易条件波动性 第5篇

关键词：FDI,价格贸易条件,协整分析

一、引言

贸易条件是衡量一国在国际贸易中获利状况的重要指标,通常用出口价格指数与进口价格指数之比来表示。贸易条件的改善和恶化直接关系到一国国民福利的上升和下降,成为许多国家关注的焦点。随着国际投资与国际贸易的日益融合,作为国际投资主要形式的外商直接投资(FDI)对国际贸易产生了重大影响。20世纪90年代以来,我国FDI的流入数量逐年扩大,成为最大的引进外资的发展中国家,但同时我国的贸易条件也出现了恶化趋势。本文将对FDI对我国价格贸易条件的影响进行实证分析。

我国学者广泛关注了我国贸易条件问题,崔津度和李诚帮(2006)利用我国1995～2005年的统计数据,实证分析了我国初级产品和工业制成品的价格贸易条件和收入贸易条件,结果显示我国初级产品的价格贸易条件在恶化。对于FDI对我国价格贸易条件的影响问题,黄平和索瓦罗(2003)从理论上定性分析了我国FDI流向的部门结构,指出FDI流入出口部门,贸易条件就有恶化的倾向;FDI流入进口竞争部门,一国的贸易条件就有改善的倾向。李慧中和黄平(2006)也经过理论上的定性分析,指出中国吸引的外资绝大部分流入了劳动密集型出口部门,这种流向特征使中国的贸易条件趋于恶化。从现有文献来看,国内学者对我国贸易条件的研究绝大部分集中于对贸易条件的变动趋势及原因的论述,而缺乏对影响因素的实证检验分析,尤其是没有对我国的FDI与价格贸易条件之间的关系进行定量分析。本文在分析我国进出口价格贸易条件和FDI在我国的流向的现状的基础上,对FDI对我国的价格贸易条件的影响进行实证分析。

二、我国价格贸易条件及FDI流向的现状

(一)我国价格贸易条件的状况

价格贸易条件是指一个国家在一定时期内出口商品价格与进口商品价格之间的对比关系,用以反映该国的对外贸易状况,它是反映一国进出口价格对该国有利或不利的一项重要指标。一般采用计算贸易条件指数来测度价格贸易条件(net barter terms of trade, NBTT)的变动,其计算公式为:

NBTT=Px/Pm

其中:Px为出口商品价格指数,Pm为进口商品价格指数。如果价格贸易条件指数大于100,说明出口商品价格比进口商品价格相对上涨,出口同量商品能换回比原来更多的进口商品,该国的该年度贸易条件比基期有利,即得到改善。反之,如果价格贸易条件指数小于100,则该国该年度贸易条件比基期不利,贸易条件恶化。改革开放以来,我国对外贸易在总量上有了巨大的增长,但我国价格贸易条件指数却不断下降(见图1)。

资料来源:根据中国经济网进出口商品价格指数数据计算得出

从图1可以看出,我国的价格贸易条件在绝大多数年份都是小于100的,可见我国价格贸易条件在总体上是处于不利状态的。从时间段来看,1985～1989年,这一阶段的价格贸易条件全部低于100,到1989年,我国的价格贸易条件指数仅为84。1990～1994年,我国的价格贸易条件指数基本稳定在96.6,价格贸易条件仍处于恶化阶段,但与1990年之前比有所改善。1995～2006年,价格贸易条件则明显处于直线下降状态。

(二)我国FDI的流向特征

改革开放以来尤其是1990年后,我国在引资战略方面主要是推行出口导向的引资模式,强调利用我国劳动力优势,过于重视劳动密集型出口部门的规模扩大,加之我国劳动力成本低,使得外资主要流向劳动密集型出口部门。从FDI的产业分布来看,20世纪70年代末期到20世纪80年代初期,外商在华投资主要在旅游宾馆和中低档加工贸易型制造业。此后,工业领域的投资项目不断增加,在外商实际投资额中占主要份额。截至2003年,我国第二产业吸引了2/3的投资,第三产业占到25%左右。在第二产业中,外资更青睐于服装制造、食品加工等劳动密集型加工企业,第三产业的比重近几年逐步提高。从FDI行业结构来看,我国利用FDI主要在制造业,截至2004年,外商在华直接投资项目数中72.98%是制造业的项目,合同外资额中64.56%是流入制造业的。20世纪90年代后,我国出口比例较大的部分是加工贸易,几乎每年占到50%以上,而加工贸易产品出口中,外商投资企业占的比重较大。

三、模型的建立

(一)模型说明

我们以价格贸易条件为被解释变量(NBTT),以初级产品进口额(PRE)、工业制成品出口额(MAF)、贸易顺差(SUR)和外资企业出口占我国出口总额的比重(FR)为解释变量,数据来源于《中国统计年鉴》相关年份、《中国投资指南》以及中国经济网,样本时间跨度为1985～2006年。为了消除汇率变动的影响,我们对初级产品进口额、工业制成品出口额及贸易顺差的以美元为单位的数据用当年的汇率转化成了以人民币为单位的数据。同时,为了消除价格变动的影响,我们用以1985年为基期的消费物价指数(CPI)对上述数据进行了调整,并建立了模型(1)式。

NBTTt=β0+β1PREt+β2MAFt+β3SURt+β4FRt+μt (1)

本文主要是研究FDI与价格贸易条件之间的关系,因此,从理论上来说,我国的价格贸易条件是被解释变量,把FDI的流入量作为解释变量。但并不是所有的FDI都用于对外贸易领域,都对我国的对外贸易产生影响,故本文不把FDI的流入量视为解释变量,而是根据FDI在我国分布的状况,选择几个具有代表性的变量作为解释变量。FDI流入我国的同时,也带来了先进的技术。通过FDI的技术溢出效应,可以提升我国出口产品结构,实现我国出口产品结构的升级。因此,把初级产品进口额和工业制成品出口额作为解释变量,可以探究进出口产品结构与价格贸易条件的关系。20世纪90年代开始连年的贸易顺差,以至于现在的“双顺差”,使我国外汇储备不断增长。FDI对我国的贸易顺差也起了一定的作用,这对贸易条件应当有重要的影响,因此也把贸易顺差作为解释变量之一纳入方程中。FDI在我国主要流向劳动密集型部门,即制造业部门,所从事的是加工贸易。外资企业出口占中国出口总额的比重从2001年开始已经超过一半以上,为了验证外资企业行为是否显著地恶化着我国的贸易条件,我们也选择外资企业出口额作为解释变量之一对其进行检验。但是外资进入我国,绝大部分是集中在制造业,所以工业制成品出口额中有相当一部分是外资企业的出口。为了避免多重共线,本文将外资企业出口额这一解释变量用外资企业出口占中国出口总额的比重(FR)来替代。

(二)变量的单位根检验

由于宏观经济数据都是时间序列数据,常常是非平稳数据,而对非平稳数据直接进行回归分析,可能导致伪回归现象,使分析结果失去经济意义。因此,在回归分析之前要对有关数据进行平稳性检验。本文采用ADF检验对有关变量的水平值(Level)和一阶差分值(First difference)进行单位根检验,检验结果见表1。

注:检验类型中,C表示截距项,T表示含趋势项,L表示滞后阶数(滞后期根据AIC信息准则确定)。

表1的单位根检验结果表明模型(1)式中的5个变量的水平值均为I(1)过程,对应的一阶差分值为平稳过程进一步支持这一结论。

(三)协整检验

由于模型(1)式中的5个变量的水平值均为I(1)过程,所以可以对这些变量之间是否存在长期稳定的协整关系进行检验,本文采用Engle和Granger(1987)提出的EG两步法来实现协整检验。

第一步,用OLS法估计(1)式,并计算残差项,估计结果为:

NBTTt=90.15+0.007PREt-0.005MAFt+0.005SURt+0.483FRt (2)

(49.61) (0.66) (-1.88) (2.59)

(5.13)

R2=0.8079 D.W.= 1.8111 F=17.8773

可见,残差的估计值为undefinedt-(90.15+0.007PREt-0.005MAFt+0.005SURt+0.483FRt)。

第二步,对模型(2)的残差undefined进行平稳性检验。如果残差undefined平稳,则模型(1)式中的5个变量之间存在协整关系;否则,不存在协整关系。使用ADF检验对残差undefined进行单位根检验,ADF统计量为-5.0518,对应的P值为0.0000,可见残差项undefined在1%的显著性水平下是平稳的。也就是说,模型(1)式中的5个变量是(1,1)阶协整的,(2)式即为价格贸易条件、初级产品进口额、工业制成品出口额、贸易顺差和外资企业出口占我国出口总额的比重这5个变量之间长期稳定的均衡关系。

从协整方程(2)式来看,所选变量基本上是高度显著的,其中初级产品进口对价格贸易条件呈现出正效应,初级产品进口额每变化1个单位,价格贸易条件就改善0.007个单位,但其t值很小,这种正效应不太明显。但工业制成品出口却对我国的价格贸易条件存在负效应,即工业制成品出口额每变化1个单位,价格贸易条件就恶化0.005个单位。贸易顺差的t值为2.59,表现出高度的显著性,其每变化1个单位,价格贸易条件就改善0.005个单位。外资企业出口占我国出口总额的比重是很重要的变量,其t值5.13也表现出高度的显著性。外资企业出口占我国出口总额的比重每上升1个单位,我国的价格贸易条件就改善0.483个单位。

(四)我国价格贸易条件的短期动态调整

模型(2)揭示了我国FDI带来的出口与我国价格贸易条件之间的长期均衡关系,度量了FDI对我国价格贸易条件影响作用的基本特征,为我国外商投资政策的制定和调整提供了依据。进一步,我们以向量误差修正模型(VECM)来考察我国价格贸易条件的短期动态调整。由于协整关系的存在,所以VECM中的变量都是平稳的,故我们可以OLS估计如下的VECM模型,以考察FDI带来的出口与我国价格贸易条件之间的长期均衡关系所产生的短期动态调整效应。

undefined

(3)式中,undefined为协整方程(2)式的残差项,ecmi为短期调整效应(误差校正系数),它反映上一期对均衡关系的偏离在本期所得到的修正,(3)式的估计结果为:

undefined

从(4)式可以看出,误差修正系数ecmi为-0.996,且高度显著,这说明我国价格贸易条件在上一期对均衡关系的偏离在本期能得到近乎100%的修正,这也就是说,在市场均衡力量的作用下,我国价格贸易条件会快速地回到均衡水平上来。同时,根据Granger表述定理,VECM的估计结果印证了上述协整关系的存在。另一方面,与反映长期均衡关系的协整向量不同,α1、α2、α3和α4分别反映了初级产品进口、工业制成品出口、贸易顺差和外资企业出口的短期变化对价格贸易条件的短期影响。估计结果显示,初级产品进口和外资企业出口的增加对价格贸易条件在短期内有正影响,但这种影响在短期内还不是很显著。工业制成品出口的增加在10%的显著性水平上对贸易条件有负影响,而顺差的扩大在短期内对贸易条件有显著的正影响。

四、结论及政策建议

本文通过实证分析FDI对我国价格贸易条件的影响,得到的主要结论如下:(1)工业制成品出口是导致我国价格贸易条件恶化的最重要的原因;(2)初级产品进口对改善我国价格贸易条件有正影响,但目前这种正影响还没有得到充分发挥;(3)外资企业出口和贸易顺差则是改善我国价格贸易条件的重要因素,即FDI有利于我国价格贸易条件的改善。

根据我们的实证结论,我们提出以下改善我国价格贸易条件的政策建议:(1)调整和优化出口产品结构。调整进出口产品结构,对于能源、原材料等稀缺的资源性产品以及高污染、高能耗、低产出、低效益的工业制成品要限制出口,同时,加大能源型、资源型等初级产品的进口力度。(2)进一步扩大FDI的规模,加强对外资流向的引导。我国现阶段除了要继续实施鼓励外资流向基础设施、基础产业和高新技术产业的政策外,要进一步拓宽外资进入的领域,重点要鼓励外资向农业和第三产业投资。

参考文献

[1]崔津度,李诚邦.中国对外贸易条件:1995-2005年状况分析[J].国际经济合作,2006(4):27-29.

[2]黄平,索瓦罗.FDI流向部门结构对我国贸易条件的影响——理论与实证分析[J].云南财贸学院学报,2003,18(3):5-6.

[3]李慧中,黄平.中国FDI净流入与贸易条件恶化:悖论及解释[J].国际经济评论,2006(5-6):48-51.

[4]缑先锋.FDI对我国贸易条件的影响与对策[J].世界贸易组织动态与研究,2007(6):33-37.

价格贸易条件波动性 第6篇

我国积极融入世界经济, 从国际产业分工中获得了较大的收益, 流动性过剩问题成为我国金融部门面临的重要问题。学者认为货币流动性可能同资产价格波动存在着联系。深入分析流动性概念和原因, 研究金融全球化条件下货币流动性对我国资产价格影响, 对于认清国际金融形势对我国的影响, 并采取适当对策稳定金融秩序, 具有重要的意义。

一、问题的提出

宏观上的流动性, 指的是金融体系流动性, 也就是货币供应量超过实体经济需要的部分。流动性过剩指一个经济体中的货币存量超出了正常经济运行所需要的水平。我国的流动性过剩是一种货币现象, 主要是指国内货币的供应量过大, 进入金融市场的资金超过了通过股票发行或债券发行融资的资金, 导致用过多的钱来购买过少的证券资产或实物资产。国内的货币供给过量, 可能会影响股票价格, 可能会影响国内的资产价格, 为验证这一猜测, 本文就流动性与通货膨胀、资产价格波动之间的关系进行实证研究。

二、实证分析

货币存量构成按照变现能力的不同可以分为M0、M1、M2等不同层次。M0为现金;M1为狭义货币, 包括活期存款或支票存款;M2为广义货币, 包括社会流通货币总量、活期存款、定期存款、储蓄存款。本文研究的是宏观金融问题, 涉及实体经济产出、价格等问题, 货币供应量指标选择M2。

本文把广义货币供应量M2增加速度超过实体经济吸收的部分定义为货币流动性, 可以得到如下模型:

流动性的增长率=M2的增长率-不变价格GDP增长率-CPI增长率 (1)

实体经济无法吸收的流动性要向虚拟经济流动。虚拟经济主要包括股票及其他有价证券的二级市场交易;金融衍生工具交易;房地产二级市场交易。鉴于我国金融衍生工具交易规模很小, 本文忽略金融衍生工具交易。本文将股票与房地产定义为资产, 并认为研究期限内股票和房地产市场交易是有效的, 这样可忽略我国1998年全面进行的“房改”和我国2005年开始的“股改”对资产市场价格的影响, 认为可以用股票与房地产市场价格的变化表示总体资产的变动。本文对于房价和股价在资产价格变动中的权重, 采用房改初期的1999年至2006年二者总值的比例确定, 1999年至2006年, 股价在虚拟资产中的权重约为10%, 房价权重约为90%。这样可以得到:

资产价格变化率=0.9房屋价格变化率+0.1上证综合指数变化率 (2)

根据公式 (1) 和 (2) 以及引用《国内金融年鉴》、《国内统计年鉴》、中经网、中宏数据库中我国1993-2008年的年度的数据, 通过计算流动性增长率和资产价格变化率, 并且进行定基处理, 可得到流动性指数Y与资产价格指数X。

在研究分析Y和X之间的关系中发现, 流动性指数Y与资产价格指数X所做的趋势图与散点图可以看出X与Y各自呈规律变化且基本上呈现出较为明显的线性关系。

因此可以将模型设定为线性方程:

其中β0为常数项, β1为回归系数, ε为随机项。

根据Y和X的1993-2007年度数据做平稳性检验, 可知Y和X都属于二阶平稳, 存在协整关系。使用Eviews6.0对模型 (3) 进行回归, 回归结果为:

t值:3.15 8.52 Prob:0.007 0.0000标准差:12.9915 0.0688

可以看出, t检验通过临界值, 变量显著;F检验通过临界值, 所以X与Y显著相关, 方程有意义。DW值较低, 具有一定的自相关性, 但不严重;可决系数R2在正常范围之内, 拟合优度较好, 回归方程有效。

同时通过计算分析可以看出, β1>0, 说明金融体系流动性指数与资产价格指数正相关;β1<1, 金融体系流动性指数增加0.5869%, 资产价格指数上涨1%, 说明资产价格上升速度快于金融流动性增加速度;β0>0, 说明在资产市场价格指数不变的情况下金融体系流动性指数是正的, 在金融体系流动性指数不变的情况下资产市场价格指数是负的, 这说明即使在货币流动性过剩的情况下保持价格稳定是有可能的。

三、结论

1、由本文的研究可知, 我国货币流动性与资产价格正相关, 所以资产价格的变化可以吸收货币流动性。我国货币供给长期高于实体经济的增长, 但我国股票市场的发展和房地产市场的活跃一定程度可以吸收这部分过剩的流动性, 客观上减轻了流动性过剩的危害。从本文的研究中可以看到虚拟经济的发展为我国流动性管理提供了更多的手段。

2、通过本文研究可知, 资产价格上升的速度大于流动性增加的速度, 所以流动性过于泛滥时资产价格有大幅上涨的危险, 流动性降低亦会造成资产价格大幅下降的风险, 这将影响宏观经济的稳定。所以保持流动性的适度, 是保证我国宏观经济健康运行的重要条件。

摘要：经济和金融全球化的趋势下, 资源进行全球优化配置, 进行全球化合作的国家同时获益, 收益的递增不可避免地造成了全球流动过剩的问题。我国在融入世界的同时经济持续强劲增长, 货币流动性上升, 同时人民币有较高的升值预期, 国际热钱涌入, 更加大了我国货币的流动性。本文深入研究了流动性过剩与资产价格波动的关系, 这对于认清国际金融形势对我国的影响, 并采取适当对策稳定宏观经济, 具有重要的意义。