(3)

(4)

　　样本区间设定为1990年—2009年。中国进出口贸易选用美元计价的中国进出口贸易额经美国CPI调整的实际值，单位为亿美元，贸易额数据来源于国家统计局官方网站，CPI数据来源于美国劳工部官方网站。汇率使用人民币实际有效汇率REER，数据来源于BIS网站和IMF的IFS数据库。此处，贸易伙伴国选取美国为研究对象，因为中美贸易一直在我国对外贸易中占有很大比重，而且人民币汇率在很长的一段时间内实行盯住美元的汇率制度，故选用美国国民收入为样本数据有一定的现实意义。故GDP*为美国GDP经美国CPI调整后的实际值，表示为GDPUS，数据来源于IFS数据库。GDP使用元计价的国内生产总值经我国CPI调整的实际值，单位为亿元，表示为GDPCN，数据来自中国统计局，且中美两国CPI均换算成以1990年为基期。

　　(二)单位根检验及协整关系检验

　　根据模型将上述数据取对数，得到对数化的时间序列。以时间序列为依据的实证研究都是假定有关的时间序列是平稳的，否则会产生伪回归的问题。在这里，使用ADF方法进行时间序列的平稳性检验。在选择ADF检验方法时，通过观察各序列的时间曲线图以及对比选择不同检验方式得到的回归方程中各项系数的显著性，在ADF回归式中添加趋势项、截距项和滞后差分项，反复检验，发现各序列接受存在单位根的假设，即为非平稳序列，对其进行一阶差分，仍然存在单位根，继续二阶差分，得到统计量显著拒绝存在单位根的假设，即为平稳序列，说明取对数后的各时间序列皆为二阶单整，ADF单位根检验结果见表(1)：

　　表1 数据平稳性的单位根检验结果 变量 检验形式(C,T,K) ADF值 1%的临界值 单整阶数 lnEX (C,T,4) -3.633432 -4.667883 I(2) D(lnEX) (C,N,0) -1.701622 -2.699769 I(1) D(lnEX,2) (0,N,0) -5.291139 -2.708094 I(0) lnIM (C,T,4) -4.076775 -4.728363 I(2) D(lnIM) (C,N,0) -1.574786 -2.699769 I(1) D(lnIM,2) (0,N,1) -3.971986 -2.717511 I(0) lnGDPCN (C,T,4) 0.781561 -3.831511 I(2) D(lnGDPCN) (C,N,0) -0.65344 -2.717511 I(1) D(lnGDPCN,2) (0,N,0) -4.06896 -2.708094 I(0) lnGDPUS (C,T,4) -0.109799 -4.728363 I(2) D(lnGDPUS) (C,N,0) -1.17677 -2.708094 I(1) D(lnGDPUS ,2) (0,N,0) -10.26599 -2.708094 I(0) lnREER (C,T,4) -2.807216 -3.857386 I(2) D(lnREER) (C,N,0) -2.381152 -2.699769 I(1) D(lnREER,2) (0,N,0) -3.71679 -2.708094 I(0) 注：本表中ADF检验采用Eviews5.0软件计算，其中检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程包括截距项、时间趋势和滞后阶数，N表示不包括C和T，D(x,n)定义为变量x的n阶差分。ADF回归中选择滞后差分项，以确保得到一个近似于白噪声的误差项。

　　在确定各对数序列的单整阶数相同后，继续验证变量之间是否存在协整关系。分别以lnEX、lnGDPUS、lnREER为一组，lnIM、lnGDPCN、lnREER为一组做Johansen协整检验，得到结果见表(2)：

　　表2 Johansen协整检验结果 原假设协整方程个数 统计量值 5%临界值 出口 None* 35.57455 35.19275 At most 1 17.51188 20.26184 进口 None* 65.24834 24.27596 At most 1 10.48955 12.3209 上表显示：检验统计量拒绝出口方程各变量间无协整关系的原假设，接受存在一个协整方程的原假设，说明我国出口贸易与实际有效汇率之间存在均衡关系;同理，检验统计量拒绝进口方程各变量间无协整关系的假设，接受存在一个协整方程的假设，说明我国进口贸易与实际有效汇率间存在均衡关系。

　　运用最小二乘回归，得出协整方程为：

　　(-14.22433) (15.64969) (-2.211397) (5)

　　R2=0.948838 DW=0.76074 F=157.639

　　(-2.250219) (30.64637) (-3.458317) (6)

　　R2=0.98509 DW=0.810774 F=561.585

　　鉴于研究的严谨性，此处采用EG两步法对回归方程残差序列的平稳性进行检验，来判定回归方程是否有实际意义。先求得两个估计方程的残差序列，对残差序列进行单位根检验，结果如下表(3)：

　　表3 回归残差的平稳性检验结果 ADF统计量 临界值 出口 -2.370406 -1.962813(5%) 进口 -2.817325 -2.692358(10%) 可见，两方程的ADF统计量均小于临界值，故拒绝存在单位根的原假设，即残差序列是平稳的，说明回归方程是合理的，因变量与自变量之间具有稳定的均衡关系。

　　对上述计量结果分析如下：

　　1.通过ADF单位根检验和协整检验，可以看出人民币实际有效汇率与中国进出口贸易之间存在稳定的均衡关系，实际汇率变动对进出口贸易产生一定影响。

　　2.我国进出口贸易的价格需求弹性比较显著(从系数和T检验值大小得出)，其中出口贸易的需求价格弹性为-1.0718，进口贸易的需求价格弹性为-0.814404，均为负数，说明人民币实际有效汇率上升对进口和出口贸易都有抑制作用。两者绝对值之和等于1.886204，大于1，说明马歇尔-勒纳条件在我国是成立的。

　　3.我国出口商品的价格需求弹性绝对值大于进口商品的价格弹性，说明实际有效汇率变动对出口贸易的影响大于进口贸易。这主要是由于我国以加工贸易为主的贸易方式结构导致的，进口是为了更多的出口，而且我国以出口创汇为主，所以出口贸易受到汇率的影响更大。

　　4.我国进出口贸易的收入需求弹性、汇率需求弹性都较显著，收入需求弹性为正，说明国内收入增加有利于我国进口贸易，贸易伙伴国收入增加有利于我国出口贸易。

　　5.汇率的价格需求弹性绝对值小于收入需求弹性，说明我国进出口贸易不仅受到汇率变动的影响，而且在更大程度上受到经济收入的影响。

　　本文计量研究得出的进出口商品需求弹性都为负，人民币贬值对出口和进口都有促进作用，并不符合传统的国际经济学理论。贬值不能够有效地抑制进口，进口贸易呈刚性，究其原因可能有：首先，我国现阶段经济发展仍主要靠的是增加生产投入来取得高速增长,属于外延式粗放型的经营模式,经济越发展,进口需求越大。但随着经济结构的不断调整和优化,经济增长方式将会有较大的变化,进口需求弹性也会趋向正常。其次，我国在相当长一段时间内,进口商品主要集中在机械运输设备、化工产品、能源等经济建设所必须的物资和设备,由于这些生产资料很难实现进口替代,需求刚性较大,故无论价格如何上扬,进口量均不会大幅度下降。再次，进口贸易政策约束了汇率机制的作用。这在贸易结构上体现较明显，比如我国对进口高端技术产品给予大力支持和政策倾斜，而对初级产品和劳动密集型商品实行限制约束。我国长期以来实行出口创汇的政策，而对进口贸易的管理色彩较浓重，进口关税税率较高，进口数量也经常会受到限制，这在一定程度上抑制了进口需求,使得进口需求对汇率的波动反应不敏感。最后，自2008年以来，在金融危机席卷全球的背景下，我国进出口贸易也受到了一定的冲击，进口额和出口额都有不同程度的缩减，对实证分析可能有一定干扰。

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