２００7．11 外贸经济、国际贸易
ECONOMY OF FOREIGN TRADE AND INTERNATIONAL TRADE
一、问题的提出及文献回顾
改革开放 20多年以来， 人民币汇率与中国对外贸易发展之间的关系日益强化。 通过持续的汇率贬
值，中国在 20世纪 90年代前期已经基本结束了贸易收支长期在逆差水平上徘徊的局面，并完成了从资
源密集型产品占主导地位向劳动密集型产品占主导地位的出口商品结构转变。从 1994年起，中国建立了
以市场供求为基础、单一的、有管理的浮动汇率制度，这使人民币汇率变动对中国贸易发展的影响更加显
著；在此期间，中国资本密集型产品的出口量迅速超过劳动密集型产品的出口量，在工业制成品出口中也
处于绝对优势地位。 ①2005年 7月 21日，中国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有
管理的浮动汇率制度，人民币汇率的长期升值趋势在政策面开始显现出来，人民币汇率的变动趋势将进
一步对出口商品结构产生影响。在有管理的浮动汇率制度下，保持对外贸易的持续稳定发展，是当前中国
面临的一项艰巨任务，而人民币汇率的调整和出口商品结构的升级又是中国对外经济领域的两个热点问
题，这使研究人民币汇率变动对中国出口商品结构的影响显得格外有意义。
针对人民币汇率波动对中国出口商品结构影响的研究并不多。 杜进朝(2004)对汇率变动条件下的贸
易流量问题和结构问题进行了研究，他指出从长期来看，人民币汇率趋势性升值有利于国内贸易结构的
优化。 龙强(2005)指出汇率虽然是影响经济的一个重要因素，但不是决定性因素，经济基础和内在运行质
量才是经济发展本身的决定性因素；人民币汇率的升值非但不会阻碍中国经济的发展，而且有利于中国
发展资本密集型产品的出口，从而促进中国出口商品结构的升级优化。但是，这些文献并没有将分析人民
币汇率升值与中国出口商品结构作为研究的最终目的，只是在分析人民币汇率变动与中国对外贸易的关
联时得出的一些附带性结论，所以其研究力度较弱。
现有文献的研究集中于讨论汇率变动对一国总体贸易收支的影响，而其中研究手段多为测算进出口
商品的需求价格弹性，从而衡量是否符合马歇尔－勒纳(ML)条件，以此推论汇率变动是否会对一国贸易
收支产生影响。
在国外，有关弹性分析理论的研究主要分为两种观点：一种认为马歇尔—勒纳条件常常不成立，主要
人民币实际汇率升值与
中国出口商品结构调整
曾 铮 张亚斌
内容提要：本文讨论了由于各类贸易产品不同的投入结构导致汇率变动对出口商品结构的影响。 本
文分别核算了人民币实际汇率对劳动密集型产品和资本密集型产品出口额的弹性，从直观上显示人民币
实际汇率升值对劳动密集型产品出口的影响大于资本密集型产品，从而有利于中国商品结构升级。 本文对
人民币实际汇率和中国出口商品结构进行了协整检验以及因果检验，结论表明，人民币汇率升值将有利于
中国出口商品结构优化升级，而中国出口商品结构升级反过来对人民币汇率升值的促进作用不明显。
关键词：人民币实际汇率 /出口商品结构 /弹性分析
*
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ECONOMY OF FOREIGN TRADE AND INTERNATIONAL TRADE
包括 Dornbusch(1976)和 Bahmani-Oskooee(1989)等；另一种认为马歇尔—勒纳条件可以成立，包括 Krugman
和 Baldwin(1987)、Moffett(1989)以及 Marquez(1990)等。这些研究都是在特定的经济环境下进行的，学者们对
研究时期的汇率变动对贸易收支影响基本给予较为准确的描述，结论的差异主要是由于研究方法和数据
选取不同而产生的。随着计量经济学的发展，先前弹性分析理论研究得到的证据被证实可能是不可靠的，
因为数据的“非平稳性”没有被很好的处理。 最近的研究基本上都使用协整的方法来估计长期的贸易弹
性，其结论仍然是“混合性”的。 有的研究倾向于 ML条件成立，如 Bahmani-Oskooeek(1998)、Bahmani-Os-
kooee和 Niroomand(1998)等；也有部分研究认为 ML条件不成立，或者不能确定能否成立，比如 Rose(1991)
和 Boyd等(2001)。 但是，按照已有相关文献，马歇尔—勒纳条件成立的几率更大，即汇率贬值有利于出口
贸易，不利于进口贸易，从而有利于贸易收支的改善。
近年来，国内一些学者以中国的数据为背景，对中国进出口需求价格弹性进行了测算。 但是，由于研
究的目的和对问题的认识不同，使用的方法和建立的模型也不一样，所以存在一些分歧和差异。有学者的
测算结果显示，中国进出口需求弹性较低，汇率变动对中国进出口影响较小。 比如强永昌等(2004)计算出
的结果认为中国出口额对人民币汇率的弹性是很弱的，为 ，而人民币实际汇率变动对中国的进口
贸易几乎没有影响。但另有一些学者认为，中国进出口需求弹性较大，人民币汇率变动对中国总体贸易进
出口有一定影响。 戴祖祥(1997)运用出口价格指数、国外收入指数、出口额指数、出口量指数的时间序列，对
中国 1981～1995年和 1985～1995年数据分别进行回归，得出出口价格需求弹性分别为 和 。
刘绍全(2004)采用误差修正模型来区分短期弹性和长期弹性，得出短期出口弹性为 ，长期出口弹性
为 。卢向前和戴国强(2005)计算出的结果表明中国出口额对人民币汇率的弹性较强为 ，进口
额对人民币汇率的弹性为 。
由以上综述可以看出， 现有研究主要围绕人民币汇率变动与进出口贸易总体变化之间的关联性展
开，没有切实解决汇率升值与一国出口商品结构之间的内在相关性。 由一般的汇率与出口贸易关联理论
我们可以得到一个简单逻辑：劳动密集型产品和资本密集型产品所使用的进口投入品的比例不同，导致
汇率变动对各类产品的成本价格影响程度不一致， 从而对各产品国际价格竞争力的影响也不尽相同，最
终导致其各类产品的出口汇率弹性具有差异。 所以，汇率变动会对这两种类型商品的出口产生不同程度
的影响，从而影响一国的出口商品结构。
基于以上文献回顾及基本研究逻辑，本文在第二部分建立一个汇率变动影响劳动密集型产品和资本
密集型产品相对价格的数理理论模型，以寻求在比较优势原则下，汇率变动对一国出口商品结构影响的
机理及路径；第三部分，在第二章逻辑推理的基础之上，通过分别计算中国劳动密集型产品和资本密集型
产品出口额的汇率弹性，测度人民币汇率变动对中国不同种类产品出口产生的程度不同的影响，从而以
直观的方式衡量人民币汇率变动对中国出口商品结构的影响；第四部分，在第三章直观的测量之后，设计
一个计量模型，进行基于中国数据的经验研究，以比较精确的统计方法描述人民币汇率变动对中国出口
商品结构的影响；第五部分做出基本的研究结论。
二、汇率变动影响出口商品结构的数理逻辑推理
在本章，我们设立一个数理模型，描述汇率变动影响劳动密集型产品和资本密集型产品相对价格内
在机理，以此推导出本文的待检命题。
假设一国生产并同时出口两类产品，产品 A和产品 B。 假设 FORA和 FORB分别代表两种产品的每单
位产品以外币计价的进口投入；DOMA和 DOMB分别代表两种产品以本币计价的单位产品本国投入；e表
示以直接标价法表示的本币汇率，②INPA和 INPB则分别代表两种产品的单位产品进口投入和本国投入数
量的总和，即单位产品总投入数量。 我们假设 A产品的单位产品进口投入数量比例（θ）大于 B产品（λ），
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且某种产品的单位产品进口投入与国内投入比例保持不变，即 θ＞λ。同时，P1和 P2分别代表以外币计价的
国外投入平均价格指数和以本币计价的国内投入平均价格指数。以本币计价的两类产品的单位成本价格
分别为：
PCA=eFORA+DOMA=eθP1INPA+(1-θ)P2INPA (1)
PCB=eFORB+DOMB=eλP1INPB+(1-λ)P2INPB (2)
但是，如果一国参加国际贸易，商品应该以外币计价的单位成本价格作为衡量价格竞争力的工具，在
本文中，两种商品的单位成本价格以外币计价表示为：
PWA=1/e×PCA=θP1INPA+(1-θ)P2INPA/e (3)
PWB=1/e×PCB=λP1INPB+(1-λ)P2INPB/e (4)
此外，根据新古典国际贸易理论，该国两种产品的出口量结构取决于两种产品的相对成本价格，我们
可以用以下形式表达：
!EXA/B=f(PWA/B) (5)
其中，EXA/B表示该国 A产品和 B产品出口量之比，它与以本币计价的两种产品的成本价格成函数关
系，PWA/B表示两种商品的相对成本价格。 按照比较优势原则，容易得到两者的关系为：
(6)式表明两类产品各自的国际竞争力与其成本价格成反比，所以它们的出口额之比与其相对价格呈
反方向变动。由以上分析可知，按照我们的假设模式，一国商品结构的变化根源在于两种商品的相对成本
价格变动。 下面我们首先集中考察汇率变动对两种产品相对成本价格的影响。
按照以上设定，初始状态下某国 A和 B两种产品的相对成本价格为：
P'WA/B=P'WA/P['WB=[θP1INPA+(1-θ)P2INPA/e]/ [λP1INPB+(1-λ)P2INPB /e] (7)
假设由于某些原因，汇率 e发生变化，变为 e*，此时 A和 B两种产品的相对成本价格为：
*****P*WA/B=P*WA/P*WB=[θP1INPA+(1-λ)P2 INPA/e*]/[λP1INPB+(1-θ)P2INPB /e*] (8)
此时，变动后 A和 B两种产品的相对成本价格与初始状态的变化量为：
!P*WA/B-P'WA/B=[（λ-θ）(1/e*-1/e)P1P2 INPAINPB]/[λP1INPB+(1-λ)P2INPB/e] [λP1INPB+(1-λ)P2INPB /e*] (9)
由(9)式我们可以看到，当本币升值，即 e*＜e时，P*WA/B-P'WA/B＜0；此时，根据(6)式产品 A的出口量与产品
B的出口量比较初始状态有了提高，即 EX*A/B＞EX'A/B。 反之，当本币贬值，有 EX*A/B＜EX'A/B。 由此，我们可以得
到一个一般化的命题：本币升值可以降低本国使用进口投入的成本，这种效应可以部分抵消汇率升值带
来的商品出口竞争力的下降。因此，本币升值将有利于更多利用进口投入品的产品价格竞争力，从而刺激
该产品的出口，提高该产品在出口商品结构中的比例和地位。
通过上述分析，我们得知，各种贸易产品由于不同的投入结构导致了汇率变动对出口商品结构的不
同影响。就现实而言，初级产品和劳动密集型产品需要更多非进口投入，所以汇率变动导致了初级产品和
劳动密集型产品更大幅度的进出口变化，而制成品和资本技术密集型产品对进口投入的依赖在一般意义
上要强于初级产品和劳动密集型产品，因而汇率变动仅导致制成品和资本技术密集型产品较小幅度的进
出口变化。由此，我们得出了本文待检验的理论命题：人民币汇率升值对中国总体出口具有一定的抑制作
用，但由于各种产品生产的国内外中间投入相异，其对中国资本密集型产品出口的负面影响相对于劳动
密集型产品出口偏小，从而有利于中国出口商品结构高度化的进程。
三、人民币实际汇率对中国不同商品出口额的弹性测算③
根据对上面相关文献的分析，本文以中国的出口时间序列为依据，建立经济计量模型，以直观的方式
(6)
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研究人民币汇率变动对中国不同类型的出口产品产生的影响程度。 本文所选的时间区间为 1990～2004
年。以 1990年为时间上限，是因为在此以前，虽然汇率有过几次调整，但是中国的各种价格基本上实行管
制，市场经济不完善，不能通过市场机制充分反映价格的各种变化对贸易的影响。
本文沿用强永昌等(2004)的数据选取及测算方法，其中有关出口价格指数采用 Cerra与 Saxenan(2002)
的计算方法，即按照 SITC将中国出口商品构成分成 10类，④并根据 1990～2004年的分类出口商品，以出
口额为权数，加权当年的分类商品价格指数得出劳动密集型产品和资本密集型产品的出口价格指数。 具
体汇率对出口量的弹性和汇率对出口额的弹性测算公式分别为：汇率对出口量的弹性＝出口价格指数对
出口量的弹性×汇率对中国出口价格指数的弹性；汇率对出口额的弹性＝汇率对出口量的弹性＋汇率对
中国出口价格指数的弹性。 出口方程设定为：
Ln(EXPORT)=α1Ln(GDP)+α2Ln(EPI)+α3Ln(ENR)+e (10)
其中被解释变量为出口量，用 EXPORT表示；解释变量为国内生产总值(GDP)、出口价格指数 (EPI)、
贸易环境量(ENR)，e是随机扰动项，各变量具体说明如下：EXPORT=EXt/PEt×100，其中，EXt为第 t年的出
口额，PEt为第 t年的出口价格指数；GDP为第 t年的国内生产总值，代表国民经济对出口的影响；EPI为第
t年出口价格指数，表示中国产品在国际市场上的价格竞争能力；ENR表示第 t年的贸易环境量，它等于
第 t年出口额占世界出口额的百分比，用来表示世界经济状况及中国出口抗干扰和自我调节能力；E表示
第 t年的随机扰动项，它是指除影响和决定出口量上述因素以外的其他一切因素。 出口价格方程设定为：
Ln(EPI)=β1Ln(WEPI)+β2Ln(RER)+e (11)
其中，EPI表示第 t年出口价格指数；WEPI为世界出口价格指数；RER为人民币实际汇率；e为随机
扰动项，是指除影响和决定出口价格上述因素以外的其他一切因素。 由以上出口方程和出口价格方程可
以得知，汇率对出口量的弹性为 α2β2，汇率对出口额的弹性为 α2β2+β2。 所以，计算汇率对出口弹性的关键
在于利用时间序列对出口方程和出口价格方程进行回归，并得到相应的 α2和 β2的数值。
由表 1可以得到， 基于中国 1990～2004年的相应数据， 人民币汇率对中国劳动密集型产品出口量的弹
性＝×()=，人民币汇率对中国劳动密集型产品出口额的弹性＝=；
人民币汇率对中国资本密集
型产品出口量的弹性＝
×()=，
人民币汇率对中国资本密
集型产品出口额的弹性＝
-＝=。从
上面的弹性结果可以看出，
人民币实际汇率升值对中国
总体出口影响较小， 其中对
劳动密集型产品的出口影响
大于资本密集型产品。 这将
对劳动密集型产品的生产不
利， 而对资本密集型产品的
出口影响相对较小， 从而在
长期内会影响中国的贸易结
构。但是，这种弹性分析只能
表 1 人民币实际汇率对出口额的弹性检验结果
说明：括号内为 t统计量，由软件 给出，*、**、***表示 1%、5%、 10%的显
著性水平。
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在直观上给予上述结论，人民币汇率与中国出口商品结构的长期关系在本节分析中并不明显，下一部分
我们利用计量经济学方法对这一问题作进一步的统计检验。
四、人民币实际汇率变动对中国出口商品结构的影响
自从 Dickey 和 Fuller(1979)提出关于时间序列的平稳性检验———单位根(unittroot)，Engle 和 Granger
(1987)提出的协整(cointegration)意义下的长期均衡概念，以及 Johansen(1988)、Johansen和 Juseliust(1990)提
出的多变量系统中的协整方法以来，协整分析成为计量经济学中一种应用广泛的工具，它对传统的计量
经济模型，尤其是动态模型，进行了较为清晰的描述，指出传统计量经济理论在处理非平稳数据时存在的
缺陷（如伪回归），为处理非平稳时间序列提供了新的思路。 针对汇率与出口商品结构关系的不平稳性和
长期性， 我们在本文计量分析中分别用到了 ADF单位根检验、VAR残差诊断检验和 Johansen协整检验；
同时，由于汇率与出口贸易结构具有双向互为因果的特性，为了阐明二者真实的内在相关关系，最后我们
运用 Granger因果检验对双方因果关系进行了分析。
（一）变量选取和数据
国际资本流入额用外商投资企业进口额衡量（记为 FM）。同时，本文采用海关 SITC分类法，将第五类
商品（化学品及有关产品，记为 S5）和第七类商品（机械及运输设备，记为 S7）归为资本密集型商品，两者
出口额之和记为 S57；用工业制成品出口总额减去第九类未分类商品和 S57的出口额代表劳动密集型产
品，记为 GM；出口商品结构(S57T)=S57/GM。⑤此外，模型中的汇率采用中国实际汇率（记为 REX，采用直接
标价法衡量），人民币各年的实际汇率根据公式 REX=NER×P*T/PN求得，其中 P*T由美国的 WPI代替，PN由
中国的 RPI代替。各原始数据来源于《中国统计年鉴》和《中国对外经济贸易年鉴》（1981～ 2004年）。为了
消除时间序列中存在的异方差现象，我们对数据进行对数处理，这并不会改变时序的性质和关系，而且能
使数据更平稳。 对数处理后的数据分别记为 LS57T、LFM和 LREX。
（二）变量的平稳性检
验
为了避免虚假回归等
问题的出现， 在检验变量
协整关系之前需要进行变
量的平稳性检验。 本文采
用 的 是 ADF (augmentedd
dickeyfuller) 单位根检验
法。 检验结果如表 2。
从表 2 可以看出，在
5% 的显 著 性 水 平 下 ，
LS57T、LFM和 LREX三个
变量都是一阶单整变量，
把变量写成向量单位根过
程 为 Xt = (LS57Tt、LFMt、
LREXt)。
Johansen 协整检验是
基于 VAR 残差为独立同
分布的正态变量，因此，我
表 2 ADF检验结果
说明：本表中 ADF检验采用 软件计算，其中检验形式(C，T， K)分别表示单
位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数，加入滞后项是为了使残差项为白噪声，
△表示差分算子。
表 3 VAR滞后阶数选择依据
说明：表中数值由软件 给出。
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们首先应对 VAR残差（记为 et）作诊断检验，即基于 AIC或滞后参数的 t值选取合适的滞后阶 k，用 OLS
估计 VAR(k)，最后对 VAR)(k)的残差进行无自相关和正态分布检验，也即残差的诊断检验。 由于变量
LFM、LREX具有显著的确定性趋势，故设定 VAR(k)带截距，基于 AIC和 SC最小准则，我们确定 VAR的
阶数，由表 3可以看出，滞后期为 3的 VAR最理想。
由于我们的目的不在于对 VAR(3)进行估计，而只是对其残差进行诊断，故将估计的 VAR(3)记为：
Xt=μ+Φ1Xt-1+Φ2Xt-2+Φ3Xt-3+et (12)
其中 Xt、μ和 et=(e1t、e2t、e3t)3×1向量；Φi(i= 1、2、3)为 3×3矩阵，按 Xt各变量排列的序列，et= (e1t、e2t、e3t)分
别对应 LS57Tt、LFMt和 LREXt的 VAR2(3)残差，诊断结果如表 4。
用于检验残差是否服从独立分布的诊断统计量为 Liung-Box的 Q统计量， 其原假设 Ho:表示独
立同分布。从检验结果可以看出，Xt的 VAR(3)的所有残差都具有独立同分布。另外，用于检验残差是否服
从正态分布的统计量为 Jarque-Bera，其原假设为变量服从正态分布，经检验得到 Xt的 VAR(3)的所有残差
都服从正态分布。 可见，各残差为白噪声。
说明：表中数值由软件 Eviews)给出。
（三）协整与因果关系检验
1.协整关系检验。 由于变量具有显著的时间趋势，同时通过模型选择的联合检验，我们可以确定协整
向量中含截距。 检验结果见表 5。
结果表明系统 Xt=(LS57Tt、LFMt、 LREXt)存在协整关系，且协整个数有两个，可见，由 LS57Tt、LFMt、
LREXt构成的协整关系很稳定，估计出的协整关系式为：
ECt=+ (13)
)))() )))))))))))()
上式括号内数值为 t值。以上协整方程也可以表示成：LS57Tt=。可以看出，长
期内，国际实物资本流入对中国出口结构升级存在正向的推动作用；而以直接标价法表示的实际汇率对
出口结构有负向作用，汇率每贬值 1个百分点，中国的出口结构将下降 个百分点，汇率每升值 1个
百分点，中国的出口结构将会上升 个百分点。
2.误差修正模型(ECM)与因果关系检验。鉴于系统 Xt=(LS57Tt、LFMt、LREXt)存在长期稳定的关系，我们
进一步构建误差修正模型(ECM)以考察变量间的短期波动关系。 Eviews)软件提供了估计向量误差修正
模型(VECM)的简单操作，由于 VECM模
型的滞后期是无约束 VAR模型的一阶
差分变量的滞后期， 根据无约束 VAR
模型的滞后期为 3，确定 VECM 的滞后
期为 2， 估计的结果中包含了 3个误差
修正模型，我们列出第一个误差修正模
型：说明：*表示在 1%的显著性水平上拒绝原假设， 检验在 Eviews)
软件上进行。
表 5 Johansen协整检验结果
表 4 Xt的 VAR(3)的残差诊断
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△LS57T=-1+△LS57Tt-1+△△LFMt-1
()
+△LFMt-2+△LREXt-1+△LREXt-2
R2= AIC= SC= (14)
以上括号中的数字为 t值；残差经过检验，无自相关和异方差现象为白噪声。 上面的误差修正模型
中，误差修正项系数为 ，符合误差修正机制，意味着校正上一年非均衡的程度为 %，说明从非
均衡到长期均衡状态调整的速度较快。 从各变量的系数看，国际实物资本流入和汇率对出口商品结构的
短期弹性分别为 (+)和 (+)。 说明短期内国际实物资本流入对出口
结构升级具有负向的作用，而汇率对出口结构升级有正向的作用。 由国际实物资本和汇率对出口商品结
构的长期和短期的系数大小看，长期影响均大于短期影响，表明出口商品结构的变化是长期的过程。所以
从长期来看，在具备了贸易结构升级的要素基础上，汇率的升值趋势将有利于中国贸易结构的升级。
此外，根据一般理论，国际实物资本流入、汇率波动与出口商品结构三者之间互为因果关系。 为了更
清楚的刻画本文经验研究部分所涉及三个主要变量之间的相互关系，我们对国际实物资本流入和汇率对
中国出口商品结构的短期因果关系进行检验。
从表 6可以看出，与上面的长期协
整分析结果一致，国际实物资本的流入
和实际汇率对中国第二性征的出口商
品结构升级构成单向的短期因果关系，
即国际实物资本的流入可以影响中国
的出口商品结构升级，实际汇率也可以
对中国的出口商品结构升级产生影响，
中国出口商品结构升级对国际实物资
本的流入和实际汇率没有影响，国际实
物资本的流入与实际汇率之间也不存在明显因果关系。
五、结论
出口商品结构的调整与升级是中国转变外贸增长方式的战略政策， 是中国对外贸易战略的内部调
整，即开放经济条件下经济内在动力作用于外部经济关系的传导机制调节；而近期人民币汇率的变动主
要源于中国汇率制度的调整，这种政策变动既有中国内部经济变革的推动，又有外部经济利益集团压力
的冲击，是内外经济力量共同作用的结果，它也势必对中国进一步发展对外贸易产生重大影响。 由此，本
文通过逻辑推理和经验研究分析了以上两种政策调整产生的相应经济结果之间的相互关系，得出以下结
论：
1.人民币实际汇率升值对中国整体出口影响较小，同时对劳动密集型产品出口的影响大于资本密集
型产品；从而对中国出口总量没有大幅度影响的情况下，人民币汇率升值对中国出口商品结构的优化和
升级起到了积极的作用。
2.人民币汇率升值对商品结构升级的促推路径主要源于资本密集型产品和劳动密集型产品的国外
投入比例不同，人民币汇率升值有利于提升资本密集型产品的价格国际竞争力，促进资本密集型产业的
发展，从而推动中国整体出口商品结构的优化升级。同时我们发现，国外实物资本流入的增加可以进一步
促进中国产业结构的升级，而汇率和国外实物资本流入之间没有必然因果关系，所以进一步推进开放，采
说明：结果由 软件给出。
表 6 Granger因果检验结果
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取切实有效的政策吸引国外直接投资仍然是促进中国出口商品结构及产业结构升级的重要路径。
3.中国出口商品结构的升级对人民币汇率升值的推动力量较小，按照 Granger因果检验结果，这种推
力甚至可以忽略不计。 所以，人民币汇率升值产生的出口商品结构升级效应不会反过来进一步推进汇率
的高涨，因此不会形成循环的效应机制，这有利于中国在人民币汇率稳中求进逐步调整的同时促进中国
出口商品结构的调整，有助于中国金融政策和贸易政策的互动和适配，最终以汇率改革和贸易战略调整
为契机，在贸易摩擦最关键的部位通过双向调整减少贸易冲突，提高中国对外贸易的质量，得到更多来自
参与国际分工贸易的利益。
当然，本文在研究中也存在一些局限性。首先，我们只考虑到由于资本密集型产品和劳动密集型产品
使用的国外投入不同，因此二者对汇率变动的反映程度不同，以此解释汇率升值与出口商品结构升级之
间的必然联系，这只是在供给方面对这一问题提出的思考。其实，资本密集型产品和劳动密集型产品在国
际需求价格弹性方面也不尽相同，而汇率的变动导致两类产品在成本价格上变化的程度不同，从而在需
求层面上两类产品的国外需求变化程度也不一致，最终导致出口商品结构的变化。此外，本文在探究汇率
对一国出口商品结构升级的渠道研究中只是以资本实物投入作为中间渠道变量，而事实上中间投入品包
含多种要素，这就涉及到汇率变动引起的多种要素在不同贸易部门之间的流动。所以，本文所研究的问题
在此基础上将扩展为要素市场、汇率市场（资本市场）和国际商品市场的一般均衡问题，在此均衡背景下
的结构优化将成为我们今后研究的基本方向。 ⑥
注释：
①如果以轻纺产品、橡胶制品、矿冶产品及其制品代表劳动密集型产品，以化学品及有关产品、机械运输设备代表资本技
术密集型产品，通过 2005年中国统计局网站相关数据计算得到：2005年，中国劳动密集型产品出口额占工业制成品出口额比
重为 %，资本技术密集型产品出口额占工业制成品出口额的比重为 %。
②直接标价法下汇率的表示是用本币来衡量外币的价格，所以 e值增加表示本币贬值，反之本币升值。
③本文第三、第四部分系张亚斌教授主持的国家社会科学基金重点项目“不均质大国对外贸易增长方式转变研究”的前
期成果，本研究参与者还有谭果和陈开军，部分内容也写入谭果的硕士毕业论文《人民币汇率与我国出口商品结构变化的实
证分析》之中，在此对上述两位表示感谢。
④数据来源《中华人民共和国海关统计（1991～2004年）》。
⑤一般来说，商品结构度量的分类标准是将商品分为初级产品和工业制成品，但是这种分类方法不适合当代中国对外贸
易问题的研究。 因为以加工贸易融入世界生产的中国存在较多垂直分工问题，而传统划分方法不能很好解释一国贸易质量问
题，而以要素密集度为标准划分商品类型更加科学，在新近的研究文献中它的使用更具代表性。
⑥匿名审稿人建议运用一般均衡意义上的优化模型，有助于更完整地把握汇率调整对对外贸易产品结构变化的影响。 但
是，这将使本文的经验研究变得复杂，其数据可获性也比较低，所以作者没有采用这一建议。 应该指出的是，如果在数据和建
模技术可行的基础上，匿名审稿人所建议的研究模式将更加科学。
参考文献：
[1] 戴祖祥(1997)：《我国贸易收支的弹性分析：1981～1995》，《经济研究》第 7期。
[2] 杜进朝(2004)：《汇率变动与贸易发展》，上海财经大学出版社。
[3] 刘绍全(2004)：《人民币升值对全球贸易不平衡及区内贸易的影响》，《金融管理局季报》（香港）3月刊。
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２００7．11 外贸经济、国际贸易
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tttttt*本文得到了国家社会科学基金重点项目“不均质大国对外贸易增长方式转变研究”（批准号：06AJY005）资
助。 本文在写作过程中得到了澳大利亚昆士兰大学经济学院 ClemmTisdell、湖南大学经济与贸易学院刘志忠、西
北师范大学经济与管理学院陈开军以及深圳招商银行谭果的帮助，在此表示感谢。 同时感谢匿名审稿人对完善
本文所提出的宝贵意见。 当然，文责自负。
作者单位：曾铮，中国社会科学院研究生院工业经济系（邮编 100102）；张亚斌，湖南大学经济与贸易学院。
（邮编 410079）
原载《世界经济》（京），～24
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