1.数据选取

选取出口（X）、进口（M）、名义有效汇率（Neer）、经常账户顺差（Surplus）、国外总收入（Worldgdp）和国内总收入（Chinagdp）为主要变量，截取2000年1月—2014年3月的月度数据为研究样本。其中，收入一般用GDP衡量，但考虑到月度GDP数据的不可获得性，因此选取以OECD成员国工业增加值之和以我国月度发电量占当年发电总量的比重乘以我国当年GDP分别作为国外总收入和国内总收入的代理变量。中国GDP、进出口和经常账户顺差数据来源于Wind资讯数据库，月度发电量数据来源于CCER中国经济金融数据库，人民币名义有效汇率数据来源于BIS网站，OECD成员国工业增加值来源于http：//stats.oecd.org网站。为了消除变量量纲和计算弹性，需要对所有数据进行对数化处理，并采用Census X12方法进行调整以消除季节性影响。另外，所有数据处理、数据检验和模型估计均使用Stata12.0软件。

2.模型构建

根据经济学原理，一国进口的主要决定因素包括：第一，一国的收入水平，具体表现为一国对外国商品的总需求，具体用本国GDP来表示；第二，一国商品在我国市场上的相对价格，即商品竞争力，具体用名义有效汇率来表示。基于此，我国进口需求函数可用以下方程来表示：

同理，一国出口的主要决定因素包括：第一，国外总收入，它决定了世界对我国商品的总需求，具体用OECD成员国GDP总量来表示；第二，一国商品在世界市场上的相对价格，即商品竞争力，具体用名义有效汇率表示。基于此，我国出口需求函数可以用以下方程来表示：

但是，考虑到我国进出口贸易的特点，进口中很大一部分是中间生产环节，产品最终是为了出口，因此，我国修正后的进口需求函数可表示为：

加工贸易下的出口方程与式（7-2）一样，无需另设。同时，根据（7-1）式、（7-2）式可得贸易顺差方程：

3.实证检验

（1）单位根检验

运用ADF进行单位根检验，当ADF统计量值比显著性水平5％的临界值大时，则不能拒绝原假设，说明序列存在单位根，是非平稳的，各个变量的单位根检验结果如下（见表7-1）。

表7-1　单位根检验

注：检验类型中的C、T分别代表截距项和时间趋势，N表示不含C或T，数字代表滞后阶数，依据SIC准则确定。检验结果为在5％的显著性水平下无法拒绝原假设即为非平稳，存在单位根，反之则为平稳。d（）表示原变量的一阶差分。

从表7-1可以看出，各变量时间序列的ADF值均大于5％的临界值，麦金龙近似P值也都大于0.05，无法拒绝在5％的显著性水平上存在单位根的原假设，因此都为非平稳序列。但其一阶差分序列在5％的显著水平上均拒绝存在单位根的原假设，均是平稳序列，即各原变量均是I（1）序列。

（2）协整检验

由于模型（7-1）式至（7-4）式中四个变量X、M、Surplus、Worldgdp、Chinagdp和Reer都是I（1）序列，因此，这些变量之间可能存在协整关系，以下运用Engle-Granger两步法对模型进行协整估计：

第一步，对（7-1）式至（7-4）式运用最小二乘法（OLS）对模型进行回归，结果如下（见表7-2）。(www.daowen.com)

表7-2　模型回归结果

注：经常贸易顺差样本数之所有只有141个，小于147，是因为一些月份进出口贸易逆差为负数，而不能取对数所致；系数下方括号里为t统计量；∗ 、∗∗ 和∗∗∗分别表示系数在10％、5％和1％的显著性水平下显著，即不为零。

第二步，对第一步回归方程中的残差进行ADF单位根检验，结果如下（见表7-3）。

表7-3　残差单位根检验

注：检验类型中的C、T分别代表截距项和时间趋势，N表示不含C或T，数字代表滞后阶数，依据SIC准则确定。

从表7-3检验的结果可知，进口需求方程、出口需求方程和修正后进口需求方程的残差在5％的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，贸易顺差方程残差在10％的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，因此，（7-1）式至（7-4）式估计方程的残差是平稳序列。同时，综合Engle-Granger两步法的结果，表7-2对（7-1）式至（7-4）式的估计是协整估计，反映了Surplus、Worldgdp、Chinagdp和Neer四个变量之间的长期均衡关系。

在进口需求函数中，当人民币名义有效汇率升值1％时，我国进口额并没有增长，反而下降2.56％，这表面上与传统汇率决定理论不符，但实际上与我国两头在外的加工贸易特点相吻合。在出口需求函数中，当人民币名义有效汇率升值1％时，我国出口额下降0.81％，且关系显著，因此，以美国为首的西方国家要求人民币大幅升值只能是损人不利己，最终受害的还是其金融危机后购买力下降的本国消费者。加工贸易下修正后的进口需求函数中，当国外总收入增长1％时，我国总进口额增长2.58％，而当我国总收入增长1％时，我国总进口额仅增长0.45％，而这也与加工贸易主要以国外市场为主有关。

当人民币名义有效汇率升值1％时，我国进口量下降1.6％，且关系显著，这与外商投资企业在用工成本等上升背景下，将产业梯度转移到中国周边一些国家导致我国进口量下降的现实相符。同时，我国经常账户顺差随人民币名义有效汇率升值而持续增加，不过t统计量不显著，经常账户顺差主要受国外需求影响较大。人民币名义有效汇率每升值1％，我国贸易顺差增加0.5％，但对世界其他经济体的弹性系数为8.93，即其他国家经济每增长1％，我国贸易顺差就增长8.93％。此外，贸易顺差弹性为－0.647，即我国收入每增长1％，顺差就下降0.65％。这与我国对外贸易中加工贸易占半壁江山，且两头在外的现实相吻合。

（3）贸易顺差方程的误差修正

根据表7-3模型回归结果可知，贸易顺差与国外总收入、国内总收入和人民币名义有效汇率之间存在以下关系：

其中，d Worldgdpt系数在5％的置信度水平下具有统计显著意义，也即不为零，而Neert和dChinagdpt的统计显著性不明显。进一步可得残差如下：

变量之间短期动态关系使用误差修正模型进行衡量。在此选择滞后1期的条件下估计动态模型如下：

注：ξt－1的系数在1％水平下统计显著，d Chinagdpt－1系数在10％的水平下统计显著，其他系数不显著。

其中，误差修正项ξt－1系数为负，并且在1％的水平上统计显著，符合反向修正原则。虽然我国贸易顺差短期内可能偏离长期趋势，但由于调整速度系数绝对值为0.251，因此，这些变量的短期自我调整过程是围绕长期均衡波动，并迅速衰减而又不断靠近长期趋势的过程。根据国家海关总署的最新统计数据显示，2015年2月我国出口1 691.90亿美元，进口1 085.72亿美元，其中出口增长4％，进口下降17.2％。因此我国进出口贸易总体表现为顺差，为606.19亿美元。由此可见，只要我国以加工贸易为主的对外贸易格局不变，我国贸易顺差长期态势就难以发生根本性的改观。