(邵冰：北京大學(xué)博士后北京100033；杜征征：中國社會科學(xué)院金融所博士后流動站，國開證券研究中心北京100732)
［摘要］近年來中亞國家對華貿(mào)易發(fā)展迅猛，有關(guān)中亞國家匯率和貿(mào)易的研究也愈發(fā)受人關(guān)注。本文在對中亞五國匯率和貿(mào)易狀況等進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，選取中亞與我國關(guān)系最為密切的哈薩克斯坦為例，通過實證的方法得出了哈薩克斯坦匯率波動對我國貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示，人民幣相對哈國貨幣堅戈的貶值，并不能提升我國對哈的出口，反而會提升進(jìn)口程度，這不符合馬歇爾－勒納條件。而中哈的貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)無疑是造成這個原因的重要因素。
［關(guān)鍵詞］匯率波動；彈性分析法；協(xié)整分析
［中圖分類號］F830.92［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A［文章編號］1000－1549(2011)09－0025－05
一、引言
中亞國家主要是指中亞五國，包括哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦和塔吉克斯坦。中亞五國獨(dú)立后，多邊貿(mào)易發(fā)展很快，使得我國西北地區(qū)成為中亞五國的重要貿(mào)易伙伴。尤其是近年來，在上合組織框架下，中亞對華經(jīng)貿(mào)合作有了更加突飛猛進(jìn)的發(fā)展。以哈薩克斯坦為例，數(shù)據(jù)顯示，2010年上半年中國已成為哈薩克第一大出口目的國和第二大進(jìn)口來源國。可見，中亞地區(qū)已成為我國實施向西開放戰(zhàn)略的重要目標(biāo)市場。
基于中亞和我國越來越密切的經(jīng)貿(mào)關(guān)系和日益加深的外貿(mào)依存度，對中亞國家的匯率波動情況及對華雙邊經(jīng)貿(mào)狀況的研究逐漸越來越多，但實證研究成果相對較少，對現(xiàn)實的指導(dǎo)意義也相對不足。為此，本文作者嘗試?yán)脤嵶C研究的手段，以哈薩克斯坦為代表，通過彈性理論分析，對中亞國家匯率波動帶來的對華經(jīng)貿(mào)往來變動情況進(jìn)行實證研究。
二、中亞國家匯率波動與對華經(jīng)貿(mào)往來
(一)中亞國家匯率綜述
在金融危機(jī)之前，中亞各國對外匯市場有較強(qiáng)的干預(yù)政策，匯率走勢相對穩(wěn)定。受金融危機(jī)影響，從2008年起，大多數(shù)國家放棄了事實上的盯住匯率，并允許貨幣對美元和俄羅斯盧布貶值。2008年7月至2009年2月，俄羅斯盧布兌美元比率貶值55%，引致哈、吉、塔三國貨幣貶值約25%。哈薩克斯坦宣布更寬的匯率走廊，從而使央行更有效地調(diào)整國內(nèi)目標(biāo)，同時保持競爭力。
2010年來，中亞匯率波動重歸穩(wěn)定。自年初來，中亞各國的名義匯率(1美元兌本國貨幣)均保持穩(wěn)定，波動極小。哈國為148.46－147.33堅戈、吉國為44.09－46.71索姆、塔國為4.37－4.38索莫尼。烏國奉行匯率緩慢貶值以支持其工業(yè)出口。土國遵循事實上盯住美元的匯率政策。
(二)中亞國家對華貿(mào)易概況
中國與哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦、土庫曼斯坦等中亞五國自建交以來，經(jīng)貿(mào)合作17年來發(fā)展迅猛，貿(mào)易額增長近50倍。
據(jù)中方統(tǒng)計，1992年中國與中亞五國的貿(mào)易額僅為5.27億美元，到了2008年已經(jīng)達(dá)到252億美元，2009年上半年雙方貿(mào)易額達(dá)到104億美元[1]。中國已經(jīng)成為吉、烏、哈三國的第三大貿(mào)易伙伴，成為塔吉克斯坦的第四大貿(mào)易伙伴，土庫曼斯坦也已成為中國在獨(dú)聯(lián)體地區(qū)的第七大貿(mào)易伙伴。據(jù)中國商務(wù)部統(tǒng)計，截至2007年底，中國對中亞地區(qū)累計投資約86億美元，涉及資源、機(jī)械、汽車、農(nóng)業(yè)等多個領(lǐng)域。以中哈兩國為例，目前中國在哈薩克斯坦的中資企業(yè)有1500多家，哈薩克斯坦在華投資項目也達(dá)70多個。
同時，中國與中亞各國的經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作水平也取得重大突破，從產(chǎn)品的初級加工逐步擴(kuò)展到了勞務(wù)輸出、原料加工、專利轉(zhuǎn)讓、大型基礎(chǔ)設(shè)施合作等多領(lǐng)域、多層次合作。如中哈石油管道和油氣開發(fā)、在土天然氣開發(fā)及中土天然氣管道建設(shè)、在哈氧化鋁廠等。中亞五國現(xiàn)已成為中國企業(yè)貫徹實施“走出去”戰(zhàn)略、開展境外投資合作的熱點(diǎn)區(qū)域。
表1 2005－2010前三季度中亞五國對新疆貿(mào)易統(tǒng)計(億美元)
| 年份 | 2005 | 2006 | 2007 | 2008 | 2009 | 2010前三季度 |
| 哈薩克斯坦 | 50.16 | 50.14 | 69.74 | 90.72 | 68.97 | 61.16 |
| 吉爾吉斯斯坦 | 12.20 | 18.57 | 32.50 | 79.73 | 29.72 | 17.01 |
| 烏茲別克斯坦 | 1.39 | 2.67 | 3.35 | 4.36 | 3.86 | 2.05 |
| 塔吉克斯坦 | 0.99 | 2.18 | 3.76 | 12.55 | 8.67 | 6.83 |
| 土庫曼斯坦 | 0.14 | 0.44 | 0.40 | 0.78 | 0.73 | 1.06 |
數(shù)據(jù)來源：中國海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)。
(三)中哈貿(mào)易和匯率波動情況
中亞五國中無疑哈薩克斯坦與我國的貿(mào)易關(guān)系更加密切，鑒于中亞五國經(jīng)濟(jì)上的相似性，因此本文的研究選擇哈薩克斯坦為代表。中哈貿(mào)易增長迅速，自1991哈薩克斯坦獨(dú)立至2008年期間兩國貿(mào)易額以年均27.3%的速度遞增，尤其是2000－2009年期間年均增速高達(dá)36.1%。中哈貿(mào)易聯(lián)系緊密，2001－2007期間中國對哈國的貿(mào)易結(jié)合度平均為2.403。按貿(mào)易額排名，2009年中國由2008年哈第三大貿(mào)易伙伴上升為第二位，在哈出口和進(jìn)口中均列第二[2]。
從貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)上來看，2002－2007年間，中國對哈出口中低附加值商品所占比重由2002年的49.8%下降至2007年的34.01%，高附加值商品所占比重則由50.2%上升至65.99%；中國從哈進(jìn)口中低附加值商品所占比重由2002年的96.37%微幅升至98.90%，高附加值商品比重則從3.63%下降至1.1%。以2008年為例，中國向哈薩克斯坦出口商品結(jié)構(gòu)為：石油天然氣管道占24%，鉆機(jī)和掘進(jìn)機(jī)等工程機(jī)械占3%，通訊設(shè)備占2.34%，鋼材構(gòu)件占2%。中國從哈薩克斯坦進(jìn)口的商品中，原油和礦產(chǎn)品占66%，加工產(chǎn)品占34%，其中90%是工業(yè)原料制品[3]。
從以上分析中可以看出，雖然中哈貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)近年來發(fā)生了較大的改觀，但在兩國貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)中，低附加值商品所占份額仍然很大，而高附加值商品所占份額相對較小。造成這種結(jié)果的原因是哈薩克斯坦工業(yè)結(jié)構(gòu)單一、工業(yè)層次較少。其工業(yè)結(jié)構(gòu)中主要包括礦山開采業(yè)及加工工業(yè)，礦山開采業(yè)所占比重由2002年的47.9%增加到2007年的56.7%，加工工業(yè)的比重則逐年下降，造成其出口商品結(jié)構(gòu)單一。
中哈兩國的匯率體制均為有管理的浮動匯率體制。在我國堅戈為非兌換貨幣，我國與哈薩克斯坦間的 資金結(jié)算一般采用美元、歐元等貨幣，因此中哈的名義雙邊匯率是由美元匯率套算而來。在2000年至2008年間，堅戈兌美元的趨勢是小幅升值，而人民幣對美元同樣是升值趨勢，因此堅戈對人民幣的匯率走勢相對十分平穩(wěn)；2008年底以后，由于金融危機(jī)的影響，堅戈對美元大幅貶值，使得堅戈對人民幣同樣大幅貶值，在此期間人民幣對堅戈大約升值達(dá)30%。
四、模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)處理
(一) 模型構(gòu)建
經(jīng)典的國際貿(mào)易理論認(rèn)為，一國進(jìn)出口主要與進(jìn)出口商品的相對價格和國民收入水平有關(guān)，對于進(jìn)出口的收入彈性和 價格彈性，可以建立如下方程：
其中，
表示 t 期出口和進(jìn)口的總額，A，B 為系數(shù)，
為 t 期出口、進(jìn)口商品的相對價格，
為外國和本國的實際國民收入，
為出口，進(jìn)口的需求價格彈性，
為出口，進(jìn)口需求的收入彈性。方程兩邊同時取對數(shù)，即可得到如下方程：
對上述方程進(jìn)行回歸即可得出進(jìn)出口方程的價格彈性和收入彈性。用
分別代表 t 期國外和本國的價格水平，Et表示 t 期匯率，采用直接標(biāo)價法，即1 外幣 = Et人民幣表示，Yft表示外國的名義國民收入，Yct表示中國的名義國民收入，則:
其中中國和國外的 t 期價格水平可以用 t 期中國和外國的消費(fèi)價格指數(shù)來表示。
(二) 數(shù)據(jù)處理
在數(shù)據(jù)的選擇上，本文在綜合考慮后使用 2000 年至 2010 年第 3 季度的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實證。堅戈對人民幣的名義匯率取自哈薩克斯坦央行; 物價指數(shù)選擇兩國的 CPI 指數(shù)并以 2000 年為基期，哈薩克斯坦CPI 取自哈統(tǒng)計局，中國 CPI 取自中國統(tǒng)計年鑒; 兩國的名義國民收入使用 GDP 來替代，哈薩克斯坦GDP 取自該國央行，中國 GDP 取自中國統(tǒng)計年鑒; 名義進(jìn)出口額取自 WIND 數(shù)據(jù)庫，以上 GDP、進(jìn)出口額均需經(jīng)消脹處理，并將季節(jié)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。同時，為消除異方差，對上述變量取對數(shù)。
表2 各變量單位根檢驗結(jié)果
| 變量 | 檢驗形式(c,t,q) | ADF 檢驗 | 1%臨界值 | 5%臨界值 | 結(jié)論 |
| lnX | ( c，t，1) | － 1. 7095 | － 3. 6155 | － 2. 9411 | 不平穩(wěn) |
| △lnX | ( c，t，1) | －6. 4075 | －4. 2349 | －3. 5403 | 平穩(wěn) |
| lnM | ( c，t，1) | － 3. 1521 | － 4. 2268 | － 3. 5366 | 不平穩(wěn) |
| △lnM | ( c，t，1) | －4. 1061 | －4. 2349 | －3. 5403 | 平穩(wěn) |
| lnE | ( c，t，1) | － 0. 7945 | － 4. 1923 | － 3. 5207 | 不平穩(wěn) |
| △lnE | ( c，t，1) | －6. 0240 | －4. 1985 | －3. 1929 | 平穩(wěn) |
| lnYc | ( c，t，1) | － 2. 5767 | － 4. 2118 | － 3. 5297 | 不平穩(wěn) |
| △lnYc | ( c，t，1) | －2. 9138 | －3. 6104 | －2. 7436 | 平穩(wěn) |
| lnYk | ( c，t，1) | － 1. 3029 | － 3. 6104 | － 2. 9389 | 不平穩(wěn) |
| △lnYk | ( c，t，1) | －2. 0845 | －4. 2349 | －3. 5403 | 不平穩(wěn) |
| △△lnYk | ( c，t，1) | －6. 1404 | －4. 2268 | －3. 5366 | 平穩(wěn) |
注: 檢驗形式 ( c，t，q) 分別表示單位根檢驗方程包含常數(shù)項、時間趨勢和滯后階段。△表示一階差分。
五、實證分析
(一) 單位根檢驗
GDP、進(jìn)出口數(shù)據(jù)為典型的時間序列，具有顯著的趨勢和非平穩(wěn)特征。不平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)使用傳統(tǒng)的 OLS 估計法會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，一般采用ADF ( Augmented Dickey － Fuller) 來檢驗上述變量之間是否存在單位根。經(jīng)過季節(jié)調(diào)整和取對數(shù)后，為方便表示，將中國對哈實際出口設(shè)為 lnX，中國對哈實際進(jìn)口設(shè)為 lnM，兩國雙邊實際匯率設(shè)為lnE，中國實際 GDP 設(shè)為 lnYc，哈薩克斯坦 GDP 設(shè)為 lnYk。
從各變量的單位根檢驗中可以看出，在 5% 的顯著水平下，除了 lnYk 是二階單整的以外，其他變量均為一階單整。即 lnX、lnM、lnE、lnYc 在樣本考察期為 I ( 1) 非平穩(wěn)過程，lnYk 為 I ( 2) 非平穩(wěn)過程。那么 lnM、lnE 和 lnYc 滿足協(xié)整檢驗的要求，而 lnX、lnE 和 lnYk 由于不是同一水平的平穩(wěn)序列而不滿足協(xié)整檢驗要求。
(二) 協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗的目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系，常用檢驗方法為 Johan-sen 協(xié)整檢驗。在進(jìn)行協(xié)整分析之間，需要對 lnM、lnE 和 lnYc 建立 VAR 模型，根據(jù) VAR 模型的 LR，F(xiàn)PE，AIC，SC 和 HQ 準(zhǔn)則將 VAR 模型的滯后階數(shù)設(shè)定為 2 階，且滿足穩(wěn)定性要求。且每個方程的R2均大于 0.99，從而說明所估計的方程具有較好的擬合度。
表3 跡統(tǒng)計量和最大特征值檢驗結(jié)果
| 原假設(shè) | 跡統(tǒng)計量 | 臨界值(5%) | 概率 | 最大特征值 | 臨界值(5%) | 概率 |
| 0 | 37.8122 | 29.7970 | 0.0048 | 32.2640 | 21.1216 | 0.0009 |
| 至多1個 | 5.5481 | 15.4947 | 0.7482 | 5.0316 | 14.2646 | 0.7378 |
| 至多2個 | 0.5165 | 3.8414 | 0.4723 | 0.5165 | 3.8414 | 0.4723 |
Johansen 協(xié)整關(guān)系的檢驗統(tǒng)計量主要有 Trace 統(tǒng)計量和 Max － Eigen 統(tǒng)計量。在跡統(tǒng)計量檢驗中，“None”表示檢驗原假設(shè)是 “存在零個協(xié)整關(guān)系”，該假設(shè)下的跡統(tǒng)計量等于37. 8122，5% 臨界值等于 29. 7971，跡統(tǒng)計量大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)從而表明至少存在一個協(xié)整關(guān)系。再考察 “At most 1”，其表示 “至多存在 1個協(xié)整關(guān)系”原假設(shè)，該假設(shè)下的跡統(tǒng)計量是 5. 5481，小于 5% 的臨界值 15. 4947，因此不能拒絕原假設(shè)，從而跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果表明在 5%的水平上存在一個協(xié)整關(guān)系。同理，對于最大特征值統(tǒng)計量的檢驗也滿足上述條件。
對于存在 1 個協(xié)整關(guān)系的情況，可以據(jù)此寫出協(xié)整方程:
上式反映了 2000 年一季度至 2010 年三季度間中哈兩國匯率與中國對哈進(jìn)口的一種長期均衡關(guān)系。括號中給出的是參數(shù)估計值的惟一的漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差。由于中國對哈薩克斯坦的進(jìn)口可以看做是哈薩克斯坦對中國的出口，因此這里得到了哈薩克斯坦與中國的雙邊實際匯率變動對中國經(jīng)貿(mào)的影響，由于實證模型是對數(shù)模型，則各系數(shù)表明長期的彈性關(guān)系。實證結(jié)果表明: 當(dāng)中哈匯率上升，即堅戈升值，人民幣貶值1% 時，將使得中國對哈的進(jìn)口額增加 0. 83% ，即哈對中出口額增加 0. 8% ; 當(dāng)中國實際 GDP 增加 1% 時，將使得中國增加對哈的進(jìn)口額 1. 67%，即哈對中出口額增加 1. 67%。從實證數(shù)據(jù)來看，中哈貿(mào)易分析與彈性分析法相悖，即中哈貿(mào)易不符合馬歇爾 － 勒納條件，當(dāng)堅戈升值時，不但不會減少對中國的出口，反而會增加出口而使得本國貿(mào)易條件得到改善。
造成這個現(xiàn)象的原因應(yīng)該與兩國間的貿(mào)易結(jié)構(gòu)十分密切。從貿(mào)易結(jié)構(gòu)上看，中國從哈薩克斯坦進(jìn)口的商品中多以石油、礦產(chǎn)及工業(yè)原料制品為主，在我國近年來的高速發(fā)展中，對原材料的需求量十分大，從周邊鄰國進(jìn)口這些戰(zhàn)略資源的要求十分迫切，再加上原材料一般需求彈性十分低，且這些資源類商品的進(jìn)出口往往涉及其他人為因素，因此中國對哈的商品進(jìn)口受匯率波動的影響十分小。在中國對哈出口產(chǎn)品 中，則大多是大型機(jī)械設(shè)備，且近年來兩國間的項目合作日益頻繁，匯率對其的影響同樣不是主要原因。縱觀中哈貿(mào)易，乃至與整個中亞的貿(mào)易，都與中國同美國等西方發(fā)達(dá)國家間的貿(mào)易不同，缺少傳統(tǒng)意義上的貿(mào)易類型。故而，中哈兩國貿(mào)易收支與匯率的關(guān)系并不符合馬歇爾 － 勒納條件。由于貿(mào)易結(jié)構(gòu)失衡的存在，匯率波動在中哈貿(mào)易中沒有成為主導(dǎo)進(jìn)出口的主要因素。
(三) 向量誤差修正模型分析
協(xié)整檢驗只是表明變量之間的長期平穩(wěn)關(guān)系，而大多經(jīng)濟(jì)變量之間既存在長期影響也有短期波動。對lnM、lnE、lnYc 建立該模型，則有如下結(jié)果：
ECM 系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，系數(shù)越大表明調(diào)整力度越大，自我修正功能也越強(qiáng)。方程中的 ECM 系數(shù)為 －0. 03，說明其長期趨勢的偏離趨向于收斂。由回歸結(jié)果分析，第一，滯后一期的匯率系數(shù)為負(fù)值，說明第一期內(nèi)人民幣相對堅戈貶值會使得中國對哈的進(jìn)口下降，但后一期進(jìn)口額即會回升且第二期進(jìn)口額的增長幅度大于第一期進(jìn)口額的下降幅度，使得長期來看中國對哈的進(jìn)口增加。第二，滯后一期的中國實際收入 ( GDP) 系數(shù)為正，即 GDP 的增加會使得進(jìn)口額增加，這也符合經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，在滯后第二期 GDP 的增加則會使得進(jìn)口額下降，但第一期的 GDP 增幅大于第二期的 GDP 降幅，使得長期來看中國對哈的進(jìn)口增加。
六、結(jié)論
本文運(yùn)用協(xié)整檢驗與向量誤差修正模型分析等方法，對 2000 年至 2010 年三季度的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗，得出了以下結(jié)論:
中國與哈薩克斯坦的的貿(mào)易情況并不符合馬歇爾 － 勒納條件。雖然實證表明中國對哈進(jìn)口與匯率波動存在著協(xié)整關(guān)系，但人民幣相對堅戈的貶值卻不能帶動中國對哈出口增加，反而會帶動進(jìn)口的增加。從哈薩克斯坦的角度來說，即堅戈的升值會在一定程度上帶動哈薩克斯坦的出口，中國國民收入的增加同樣也會帶動哈的出口，而且效果要強(qiáng)于匯率的升值。另外，進(jìn)一步實證顯示匯率與中對哈出口之間的協(xié)整關(guān)系其彈性僅為 0. 16，影響度十分微小，因此，說明匯率波動的作用更大程度上影響的是在中國對哈的進(jìn)口和哈對中國的出口上。
在這個結(jié)論下，基于目前形勢提出下列建議:
首先，大力優(yōu)化調(diào)整中哈貿(mào)易結(jié)構(gòu)。中哈貿(mào)易問題很大程度上的原因都是來自與貿(mào)易結(jié)構(gòu)，由于貿(mào)易結(jié)構(gòu)失衡的存在，匯率波動在中哈貿(mào)易中沒有成為主導(dǎo)進(jìn)出口的主要因素。從中哈貿(mào)易以來，兩國間貿(mào)易商品低附加值占比過大的現(xiàn)狀并沒有改變，這在很大程度上制約了貿(mào)易的發(fā)展。哈薩克斯坦出口商品結(jié)構(gòu)過于單一、我國對其能源材料依賴程度增大，中哈的這種 “非常態(tài)”貿(mào)易使得過多的人為因素會摻雜在其中，使其不符合一般理論實證結(jié)果。今后的發(fā)展，中國應(yīng)從低附加值產(chǎn)品出口過渡到高附加值產(chǎn)品出口，增加電子、高新科技等產(chǎn)業(yè)的出口產(chǎn)值，優(yōu)化我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)。
其次，致力于擴(kuò)大貿(mào)易貿(mào)易的自由化，建立貿(mào)易自由區(qū)。貿(mào)易自由化程度的加大將打破貿(mào)易桎梏，以中哈霍爾果斯邊境自由貿(mào)易區(qū)為例，無論在邊疆地區(qū) ( 地方) 層面上，還是在國家層面上，建立中哈霍爾果斯邊境自由貿(mào)易區(qū)都具有極強(qiáng)的迫切性和現(xiàn)實的必要性。這既是實施我國西部大開發(fā)戰(zhàn)略，落實中央 對新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會穩(wěn)定的總體部署的要求，又可推進(jìn)上海合作組織區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作的進(jìn)程，并提升我國在本區(qū)域合作中的主導(dǎo)作用和影響力，因而是具有雙重歷史使命的任務(wù)。
最后，雙方政府和各大企業(yè)應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)交流，積極參與各領(lǐng)域的科研工作，時刻了解和掌握對方經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，政府為雙方各大企業(yè)和集團(tuán)進(jìn)行合作創(chuàng)造便利的條件和優(yōu)惠政策。
注釋：
[1]數(shù)據(jù)來源: 我駐哈大使館經(jīng)濟(jì)商務(wù)參贊處，http://kz.mofcom.gov.cn/。
[2]從2005年起，我國開始在與哈薩克斯坦的貿(mào)易中取得順差。
[3]在原油和礦產(chǎn)品中，石油占53%，鐵礦、鉻礦及銅礦礦石占8%。加工產(chǎn)品中包括金屬制品(銅線、鋅、鐵鉻合金及鋼材軌件等)占56%，燃油占11%，鈾占8%，皮革制品占14%，羊毛等毛織物占2%。
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Abstract: In recent years，the trade between the Central Asian countries and China has a rapid development，and the Central Asian countries＇ exchange rate and trade have an increasing attention in the research． In this paper，first we have a theoretical analysis of the five countries of Central Asia＇s exchange rate and trade status，and then use Kazakhstan，which has the most closely relationship with China in the five countries，as a typical example to find the influence between the fluctuation in Kazakhstan＇s exchange and China＇s trade status． The result shows that the RMB＇s devaluation can not increase China＇s exports to Kazakhstan; conversely，it will enhance the level of imports，which do not meet the Marshall-Lerner Condition． The commodity structure of trade between Kazakhstan and China is undoubtedly an important factor for this．
Key words: Fluctuation in exchange rate Elasticity approach Cointegration analysis
作者簡介: 邵冰，女，河南人，北京大學(xué)博士后，北京銀行博士后，研究方向: 金融理論與實務(wù); 杜征征，男，安徽人，中國社會科學(xué)院金融研究所博士后，現(xiàn)就職于國開證券研究中心，研究方向: 金融理論與證券投資。
(責(zé)任編輯: 韓元)