国外总需求和总供给对中国经济增长拉动作用的经验分析，本文主要内容关键词为：中国经济增长论文,总需求论文,作用论文,国外论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
在中国经济增长过程中，快速增长的国外需求起到了十分重要的作用。2003年中国经济增长速度达到了自1996年经济“软着陆”以来的历史新高，在全年9.1％的快速增长中，进出口的高速增长起到了强劲的增长拉动作用。在国内总需求增长缓慢的情形下，国外需求对于中国经济增长起到的这一不可忽视的作用，促使人们关注中国经济增长过程中出口导向类型的存在程度和表现特征（赵陵等，2001；刘金全、李玉蓉，2002）。
出口导向型经济增长假说（export-led growth hypothesis）是指一个国家的净出口总值（增长率和波动成分等）对实际GDP总值（增长率和波动成分等）具有显著的统计上的影响关系，表明一个国家的经济增长具有一定的对外贸易依赖性，同时表明其产品市场、资本市场和劳动力市场等受到国际市场上资本和产品流动性的影响（Sharma and Dhakal，1994）。目前已有大量的研究对出口导向型经济增长假说进行广泛的检验，并且提出了进出口增长率和经济增长率之间多种形式的统计关系（Giles and Williams，2000）。20世纪60年代以来，以日本为代表的亚洲各国由于采用了出口导向型发展战略，经济出现了高速增长，出口快速增长所体现的强劲国外需求被称为“增长的引擎”，大量的统计检验也发现这些国家中出口增长对国内产出增长起到了重要推动作用（Sharma and Dhakal，1994）。
目前对出口导向型经济增长假说的理论解释主要有以下三种：一是凯恩斯主义的乘数理论。该理论将有效需求理论与对外贸易理论结合起来，认为一个部门的新增投资，不仅会使该部门的产出增加，而且也会通过连锁性的乘数反应，引起其他有关部门的产出增加；还会通过连锁性的乘数反应，引起其他有关部门追加投资以获得新的产出，最终致使国内产出总量的增长是初始投资的若干倍，形成一定的乘数效应。这里的新增投资既包括国内投资（它基本上由国内的资本边际效率和利息等因素决定），也包括国外投资（它基本上由贸易顺差额度和国内外利差等因素决定）。增加外贸顺差是政府吸引国外投资的直接办法，通过这样的外资吸引方式以及投资的乘数效应，导致国外需求对国内产出的乘数拉动效应（Dalziel，1996）。二是李嘉图的生产要素禀赋理论。根据这一理论，在生产同一产品的技术水平相同的情况下，两国生产同一产品的价格差别主要来自产品的成本差别，这种成本差别则来自生产过程中所使用的生产要素的价格差别，而这种生产要素的价格差别则取决于其生产要素的相对丰裕程度。当一国在生产中密集使用本国比较丰裕的生产要素时，成本就较低，而生产中密集使用他国比较丰裕的生产要素时，成本就比较高。这种过程形成了各国生产和交换产品的价格优势，进而形成国际贸易和国际分工。此时本国专门生产自己有成本优势的产品，而换得外国有成本优势的产品（Jorgenson，1995）。三是近年来发展起来的新贸易理论。以Krugman（1979）为代表的一些经济学家认为，在“规模经济”和“非完全竞争”条件下，政府干预在一定程度上有助于提高资源的配置效率，适当运用关税、补贴和汇率浮动等贸易政策工具，有可能提高一个国家的贸易剩余和福利状况。因此，由出口鼓励政策带来的出口扩张可以产生规模经济，并通过提供信息交流渠道和引入竞争机制等途径，促进国内企业的技术进步和制度创新，实现经济的持续增长。需要注意的是，由于中国经济正处于对外开放程度迅速提高的经济转轨时期，上述国外需求对经济增长产生拉动作用的因素在当前经济增长阶段均明显存在，并且发挥着不同程度的作用，因此，这些解释可以当做国外需求对中国经济增长产生拉动影响的理论依据，但在此基础上仍然需要对这些理论进行深入的经验检验。
在对中国进出口与经济增长关系的研究中，目前研究趋势主要包括：验证中国经济中所存在的出口导向型经济增长假说，即检验现实经济中是否存在出口增长率对经济增长率的单向影响关系（Kwan and Kwork，1995）；具体判断进出口规模对经济增长率的贡献，即通过经济增长率的分解来判断出口增长对经济增长的拉动作用（沈利生、吴振宇，2003）；检验出口增长率与经济增长率之间可能存在的双向影响关系，通过检验出口增长变化的内生属性来判断国外需求与国内产出之间的影响途径（Shan and Sun，1998）。这些研究为建立中国进出口变量与国内产出变量之间影响关系的典型化事实做出了重要贡献，并且为进一步检验国外需求和供给对中国经济增长的影响提供了重要参照依据。
由于国际贸易过程中涉及到国外需求（出口）和国外供给（进口）的综合作用，进口和出口对国内产出的影响方向和影响程度各不相同。为此，我们需要在综合考虑国外总需求和总供给的情形下，检验开放经济环境下国外总需求和总供给对中国经济增长的拉动作用，并判断国内产出对国外需求冲击的动态反应过程。为此本文利用向量自回归模型（VAR）来检验中国的“国外需求（供给）拉动”类型的经济增长假说，这样的模型和检验方式与以往的经验分析比较具有如下三个基本特点：第一，模型包括国内产出和进出口变量，在内生性前提下同时考虑进口和出口变化对国内产出的影响，兼容了出口和进口变量的综合作用；第二，在时间序列平稳性检验的基础上，通过协整关系检验和Granger影响关系检验，不仅能够刻画进出口变量与国内产出变量之间的长期均衡关系，也能够描述国外总供给和总需求与国内产出之间的短期影响方式；第三，通过估计国内产出对出口冲击和进口冲击的动态反应过程，检验国外总需求和总供给对中国经济增长拉动作用的灵敏性。这些模型估计和统计检验将为分析国外总需求和总供给对中国经济增长的拉动作用提供新的经验证据，并为制定适宜的经济增长提供决策支持。
二 数据描述和VAR模型检验
（一）数据说明和数据分析
本文的经验分析主要使用了三个重要的时间序列：利用变量Y[，t]表示GDP的对数时间序列；利用变量（EX）[，t]表示对数出口序列；利用变量（IN）[，t]表示对数进口序列。这三个时间序列的对数曲线由图1给出，相应的同比增长率曲线（分别利用变量y[，t]、（ex）[，t]和（in）[，t]表示）由图2和图3给出。数据范围为1990年1月至2003年12月，数据来源于《中国经济景气月报》，GDP数据进行了季度数据的月度分解。
图1 GDP和进出口的对数时间序列
图2 GDP和出口的同比增长率序列
图3 GDP和进口的同比增长率序列
图1显示时间序列Y[，t]、（EX）[，t]和（IN）[，t]具有类似的时间趋势。这意味着这三个时间序列可能具有共同的趋势成分，产出水平与出口和进口水平的同期相关系数分别为0.942和0.910：这是它们之间存在协整关系的迹象。图2和图3从周期波动角度说明了产出增长率与进出口增长率之间的对比，也体现出产出增长率和进出口增长率之间的协同性，产出增长率与出口和进口增长率之间的同期相关系数分别为0.098和0.105。这表示国外供给和需求对国内产出起到了重要的同方向影响。
（二）时间序列平稳性和协整关系检验
如果时间序列之间存在显著的协整关系，说明它们存在共同的趋势水平，这些时间序列的协同变化受长期均衡关系的约束。如果国外总需求和总供给因素对国内产出具有显著的拉动作用，则这些时间序列之间应该存在显著的协整关系，因此，协整关系检验成为目前验证经济增长出口驱动假说的重要计量方法（Ahmad et al.，1997）。
1.单位根检验。为了检验时间序列的平稳性，我们需要对国内产出和进出口变量的时间序列进行单位根检验。如果非平稳时间序列X[，t]的一阶差分ΔX[，t]是平稳的，则时间序列X[，t]便是具有1个单位根的1阶单整过程。下面我们使用ADF统计量来进行单位根检验，检验过程中的滞后阶数可由AIC信息准则确定，滞后4阶情形下的检验结果由表1给出（注：检验方法见Mills（1999）。）。由表1的检验结果可知，对数产出和对数进出口变量的时间序列中都只存在一个单位根，说明这些序列都是1阶单整序列。因而在此基础上可以继续检验这些变量之间的协整关系。
表1时间序列的单位根检验
原序列
ADF 临界值 差分序列 ADF
临界值
Y[，t] -1.388-2.879ΔY[，t] -7.701[*]-2.879
（EX）[，t]-0.498-2.879Δ（EX）[，t]-9.104[*]-2.879
（IN）[，t]-0.451-2.879Δ（IN）[，t]-10.34[*]-2.879
说明：*表示在5％的水平下显著，下同。
2.协整关系检验。如果所考虑的时间序列具有相同的单整阶数，且某种线性组合（该组合的系数称为协整向量）使得组合时间序列的单整阶数降低，则称这些时间序列之间存在显著的协整关系。特别地，对1阶单整序列而言，其协整关系便是线性组合后的平稳时间序列。对于我们所考虑的三个时间序列而言，存在协整关系是指存在非零向量α和β，使得：
Y[，t]-α（EX）[，t]-β（IN）[，t]=ε[，t]（1）
这里的协整误差ε[，t]是平稳时间序列，通过均值修正，可以将协整误差表示为零均值的平稳过程。由于我们已经判断Y[，t]、（EX）[，t]和（IN）[，t]都是1阶单整过程，因此可以在VAR模型中使用Johansen检验方法进行协整关系检验（假设时间序列当中存在线性趋势，并且选取滞后2阶）。具体检验结果由表2给出。
表2Johansen协整关系检验
原假设 特征根 LR似然比临界值
最多存在1个协整关系0.117 32.02[*] 29.68
最多存在2个协整关系0.060
11.481 15.41
最多存在3个协整关系0.0081.314 3.76
检验结果显示仅存在一个显著的协整关系，取标准化的协整向量，得到下述协整关系（括号内的数字表示参数估计的t统计量值）。
Y[，t]-1.694（EX）[，t]+0.747（IN）[，t]-3.755=ε[，t]
（-4.411）[*]（2.101）[*]
（2）
该估计表明，在国外供给和需求与GDP的长期均衡关系中，国外需求的产出乘数为1.694，国外需求增加1个单位，将促使国内产出增加1.69个单位，体现出较强的出口拉动作用；国外供给的乘数为-0.747个百分点，这表明国外需求对国内需求没有产生一对一的挤出作用，这是进口产品结构和市场开放程度所导致的。
图4给出了协整误差轨迹（国外需求超出国内产出的部分）。从图中可以看出，2002年以后，协整误差一直处于正向水平，这意味着出口对于经济增长的拉动力量明显增强。这是导致中国2003年经济快速增长的重要原因。另外，从协整误差轨迹中也可以看出，协整误差的波动程度正在逐渐降低，这是中国经济协调和稳定增长的体现。
图4 GDP与进出口变量的协整误差
3.国内产出的误差修正模型。获得协整关系估计以后，可以将VAR模型表示为误差修正形式，具体估计可以得到国内产出的误差修正模型：
ΔY[，t]=-0.241ε[，t-1]+0.266ΔY[，t-1]+0.246ΔY[，t-2]-0.091Δ（EX）[，t-1]+0.064Δ（EX）[，t-2]-0.294Δ（IN）[，t-1]-0.284Δ（IN）[，t-2]+0.016（3）
（-3.869）[*] （2.834）[*] （2.552）[*] （-0.495）
（0.376） （-2.269）[*]（2.263）[*]（1.374）
在误差修正模型中，协整关系对国内产出的增长起到了反向修正作用，当国内产出超出国外总需求和总供给的均衡约束（即ε[，t]＞0）时，则误差修正作用降低了当期国内产出水平（弹性系数为-0.241）；国内产出增长率的动态调整过程具有一定的稳定性（国内产出增长率ΔY[，t]的二阶差分方程的特征方程为λ[2]-0.266λ-0.246=0，该方程具有绝对值小于1的稳定实根，对应的动态调整过程具有收敛性），这意味着中国的经济增长已经具有一定的稳定性。另外，由于方程中出口增长率（Δ（EX）[，t]）滞后变量的系数估计并不显著，因此国外需求变动对中国产出变动没有形成显著的滞后影响；对比之下，进口增长率（Δ（IN）[，t]）却对国内产出调整产生了显著的反向滞后影响，说明对国外产品的需求在一定程度上挤占了对中国国内产品的需求。
（三）Granger因果检验
由于我们已经发现国内产出与进出口变量之间存在显著的协整关系，因此可以进一步在VAR模型中，对各个变量的增长率序列进行Granger影响关系检验。此时所要检验的参数模型为：
这里m、n和p分别表示模型的最优滞后阶数，u[，it]为白噪声序列。在Granger影响关系检验中，方程（4）、（5）和（6）中的系数显著性就对应着变量之间的Granger影响关系（Granger，1969）。例如，给出原假设形式为：
H[，0]∶γ[，1j]=0，j=1，…，m（7）
如果原假设H[，0]成立（此时简称为Δ（IN）[，t]非G-影响ΔY[，t]），意味着所有前期的进口变化对国内产出变化没有解释或者预测能力，此时则认为出口变化对国内产出变化没有显著的Grange影响。由于Granger影响关系检验对应着模型中部分系数的显著性检验，因此可以利用模型整体显著性的F检验进行。注意到上述方程中的差分序列代表环比增长率，而检验同比增长率更具有意义，因此我们针对时间序列y[，t]、（ex）[，t]和（in）[，t]进行三元变量之间的Granger影响关系检验，具体检验结果由表3给出（滞后阶数均为3，即一个季度的滞后范围）。
表3Granger影响关系的检验结果
原假设
F统计量显著性概率检验结论
y[，t]非G-影响（ex）[，t] 0.792 0.500接受原假设
（ex）[，t]非G-影响y[，t] 4.300 0.006[*]拒绝原假设
y[，t]非G-影响（in）[，t] 1.110 0.347接受原假设
（in）[，t]非G-影响y[，t] 0.885 0.450接受原假设
（ex）[，t]非G-影响（in）[，t]0.967 0.410接受原假设
（in）[，t]非G-影响（ex）[，t]2.965 0.033[*]拒绝原假设
在所有6对变量的Granger影响关系中，上述检验结果表明只有2对变量之间存在显著的Granger影响关系。首先，出口增长率对国内产出增长率具有显著的Granger影响，这是“出口驱动型经济增长”的典型特征，说明中国需求对中国经济增长起到了显著的拉动作用。同时，国内产出增长率对出口增长率没有显著的Granger影响，说明国内产出增长率的变化没有对出口增长率产生显著的反馈作用，国内产出的调整仍然以国内市场的整体需求变化为主要目标，这是当前宏观经济调控政策仍然侧重刺激和培育国内需求的体现。其次，进口增长率对出口增长率具有显著的Granger影响，说明进口增长率的变化具有一定的解释和预测出口增长率变化的能力。这种统计规律在一定程度上体现了中国当前的国际贸易规则，即为了保持适度的国际贸易平衡和寻求适度的贸易顺差，中国有时根据进口规模来积极调整出口规模，从而导致了出口变化对进口变化的依赖性。同时，这种Granger影响关系也反映出中国贸易结构的一个特点，即进口产品中含有相当比例的出口产品的中间投入品，这与中国目前积极参与国际产品加工生产的产业结构有关。
（四）VAR模型的冲击反应分析
为了动态地分析国外总供给和总需求变化对中国国内产出的动态影响，我们建立下述三元结构VAR模型：
其中变量x[，t]=（y[，t]，（ex）[，t]，（in）[，t]）′，B、Γ[，0]和Γ[，i]均是系数矩阵，e[，t]=（e[，1t]，e[，2t]，e[，3t]）′，分别是作用在产出增长率、出口增长率和进口增长率上的结构式冲击。
将结构式方程转化为简化式方程：
其中L是滞后算子，A是算子多项式构成的矩阵。假设结构式冲击发生的次序是进口增长率冲击先于出口增长率冲击、出口增长率冲击先于国内产出增长率冲击。这相当于给定了内生变量的Cholesky分解顺序。在上述冲击顺序假设下，VAR模型（6）可识别性的约束条件为：b[，ij]=0，i＞j，即系数矩阵B是上三角矩阵。此时进口增长率和出口增长率冲击对国内产出增长率具有短期和长期影响，这两种经济冲击中既包含暂时冲击成分，也包含长期冲击成分；产出增长率冲击对进口增长率和出口增长率没有当期影响，只有通过时间滞后关系所形成的长期影响。
在获得模型简化式估计的基础上，可以计算VAR模型中的经济变量对结构式冲击的动态反应乘数。国内产出增长率对出口增长率单位冲击（1个百分点）的冲击反应函数为：
（dy[，t+n]/d（e[，2t]））=f（n），n=0，1，…（8）
其中n是冲击作用的时间滞后间隔，f（n）是算子多项式（A[-1]e[，t]）展开所得到的对应系数。选取滞后长度为24个月，通过计算可以得到图5和图6所示的冲击反应轨迹。图中横坐标表示冲击发生后的时间间隔（月份），纵坐标表示冲击反应程度（坐标刻度表示的百分数），图中的虚线表示1倍标准差范围内的置信曲线。
图5 GDP增长率对进口增长率冲击的动态反应
图6 GDP增长率对出口增长率冲击的动态反应
在图5中，当进口增长率出现1个百分点的正向冲击后，由于进口对于国内产出核算的抵消作用，前3个月的国内产出增长率出现了轻微的降低，最大降低幅度达到了0.02个百分点；3个月后，国内产出增长率开始出现正向反应，并且在6个月后达到最大值，促使国内产出增长率提高0.02个百分点，国内产出增长率的正向反应一直持续下去，表明进口产品的增长对国内产出增长拉动的长期影响。经计算，国内产出增长率在12个月内的累积反应为0.134个百分点，在24个月内的累积反应为0.257个百分点。国内产出增长率对进口增长率的冲击反应过程表明，国外对中国国内市场总供给水平的提高，并没有显著挤占国内产品的市场份额，国外供给产品大都作为某些企业投入要素的互补品，形成生产要素投入的乘数效应，进而通过出口增长率的提高产生了对中国国内产出增长率的净作用。
在图6中，当出口增长率出现1个百分点的正向冲击后，前6个月的国内产出增长率体现出一定程度的正向反应，并在3个月时出口冲击作用达到最大值，拉动国内产出增长率提高0.01个百分点。6个月后冲击作用逐渐消失，说明国外需求冲击对中国经济增长的拉动作用缺乏持续性，这与中国出口产品结构有关。经计算，国内产出增长率在12个月内的累积反应为0.044个百分点，在24个月内的累积反应为0.078个百分点。国内产出增长率对出口增长率的冲击反应过程表明，虽然国外需求对中国经济增长存在显著的拉动作用，但由于贸易结构和产业结构的限制，尚未形成持续的拉动效果，因此国外需求管理仍然只是中国宏观经济调控中的短期政策工具。
三 国外总需求和总供给对中国经济增长拉动作用检验的基本结论
通过对中国国内产出、进口和出口变量的水平值（对数变量）时间序列和增长率（同比增长率）时间序列的计量检验，我们发现国外总需求和总供给对中国的经济增长均存在显著的拉动作用，中国的经济增长过程体现出“出口（进口）驱动型”的基本特征。本文分析的主要结论如下：
首先，在国外总供给和总需求与国内产出的长期均衡关系上，中国的国内产出、出口和进口等时间序列之间存在惟一的显著协整关系，并未出现多重协整关系所代表的多重均衡现象。这说明目前中国国内产出与国外需求和供给之间的长期均衡关系比较稳定，国内产出与国外需求和供给在规模上具有相同的变化趋势。从协整关系的估计方程中可以看出，国外需求（出口）对国内产出具有“正的贡献”（正的边际产出），而国外供给（进口）对国内产出具有“负的贡献”（负的边际产出），但是二者的乘数作用不同导致1个单位的出口和进口对国内产出的净作用为0.947，说明即使保持贸易平衡，中国经济中也存在显著的“贸易剩余”，这是形成经济增长“出口（进口）驱动”的重要原因。
其次，从同比增长率时间序列之间的Granger因果关系上看，中国经济增长过程中存在显著的“出口驱动”迹象。由于出口增长率对国内产出增长率具有显著的Granger影响，因此出口增长率既可以作为判断和预测中国经济增长率的先行指标，又可以作为宏观经济调控的主要政策目标，可以通过刺激和加快出口增速产生对经济增长的拉动作用；在贸易结构上，进口增长率对出口增长率具有显著的Granger影响，即中国当前进口规模的变化显著地影响了后继的出口规模变化，这说明中国在制定贸易政策目标时，经常参照当前的进口规模、产品结构及其变化程度来确定以后的出口规模和产品结构，其中包含了追求贸易平衡或者贸易顺差的政策意愿。
再次，通过估计VAR模型中的冲击反应函数，我们识别出了国内产出增长率相对于国外需求冲击和供给冲击的动态反应路径。冲击反应函数的估计结果不仅再次验证了国外总供给冲击和总需求冲击对中国经济增长的拉动作用，而且描述了暂时正向冲击对中国经济增长的具体拉动过程。相比之下，进口冲击对国内产出增长作用的持续时间更长、拉动效果更为显著，其原因是进口和出口之间包含着生产和贸易的“双重乘数”过程，即增加1个单位产品的进口，如果该产品作为国内出口产品的中间投入要素，则通过生产的乘数作用产生了超过1个单位的出口产品（即所谓的生产乘数）；同时，由于进口增加对出口产生了显著的Granger影响，因此导致后继超过1个单位的出口产品增长（即所谓的贸易乘数）。
需要注意的是，从2003年开始，中国对外贸易在总量快速增长的同时，已经出现了持续并逐渐扩大的贸易逆差。虽然上述分析结果表明国外产品的净供给也对中国国内产出具有拉动作用，但这可能只是中国贸易结构、市场结构和产品结构在当前特定时期的特征，在长期均衡关系中，贸易顺差对经济增长的拉动作用更为有力。保持国际贸易的基本平衡仍然是经济稳定快速增长的基础条件，为此，在宏观经济调控过程中应该对当前的贸易逆差给予密切关注。
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