中国出口增长的决定因素分析，本文主要内容关键词为：中国论文,出口增长论文,因素论文，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。
中图分类号：F752.62 文献标识码：A文章编号：1003 —5192（2000）03—0025—07
1 引言
我国自改革开放以来，年均经济增长率高达9%以上， 外贸出口更以远高于此的速度快速增长。文献[1]的研究结果表明， 中国实施了出口导向型经济发展战略；文献[2 ]运用计量经济模型和方差分解技术实证分析了中国出口对经济增长的贡献，得出了中国出口对经济增长的贡献率在31%的结论。可见，出口增长在中国的经济增长中起着非常重要的作用。然而，自亚洲金融危机爆发以来，中国出口增长率逐月回落，引起了人们普遍关注。因此，研究我国出口增长的决定因素具有重要的理论意义和实际意义。
国外许多学者对出口增长的决定因素进行了大量理论与实证研究[3～9]。这类研究的基本假设是，进口品与本国产品之间具有不完全替代性。支持该假设的基本事实是，两种贸易（进出口）方式共存。即使用同一货币来表示同一商品的价格，在不同国家也存在着显著差异。鉴此，很多有关出口增长趋势的研究使用了不完全替代模型（例如，文献[5]）。基本的出口需求模型具有如下形式：
X＝X[,d]（REER，Y[,w]）
（I）
其中X表示出口总量；REER是实际有效（贸易）汇率， 它被用来反映相对价格对出口的影响；Y[,w]是国外的实际收入，通常用外国的实际GDP来表示。
许多学者对模型（I）的对数线性形式进行了实证研究。 他们重点强调国外收入和相对价格对出口总量的影响。典型的结论是：进出口的价格和收入弹性是相当稳定的，并且显著大于1[5]。然而，Madsen 和Damania[3]对该结论的可靠性提出了质疑，他们认为：“出口的长期收入弹性大于1”可能是由于对动态方程的错误界定。 国内有关这方面的研究文献尚不多见。
与国外学者的同类研究相比，本文的创新之处在于：首次根据理性微观经济主体的效用函数最大化原理，建立出口增长模型；运用误差修正程序（而不是前人所使用的简单存量调整机制）进行实证分析；前人的实证分析没有考虑变量的平稳性，可能导致伪回归。本文在实证分析前，首先考虑变量的平稳性，从而可正确界定模型。
2 出口决定模型
假设世界上只有两个国家：中国与外国（由世界上所有其它国家组成）。每个国家的产品都是可贸易品，每个国家的有代表性的家庭都追求跨时效用函数最大化。每个家庭在追求终身效用函数最大化目标时要受收入预算的制约。用现在和未来对商品的消费来定义家庭效用函数。进一步说，进入效用函数的变量是，对国产品的消费（C ）和对进口品的消费（C[*]）。θ是贴现率，假定为正常数。则本国有代表性家庭的跨时效用函数可表示为：
其中U[,s]表示在时刻s时本国家庭的跨时效用函数，是瞬时效用u（C[,t]，C[*][,t]）的贴现和。函数u（）是瞬时效用函数，u （）是家庭消费的非负、凹形增函数。“*”表示相应的外国变量（下同）。
假设本国消费者要在时刻s＝0时使家庭效用最大，即：
效用最大化行为要受工资收入的约束。预算约束条件为：
PC+e（P[*]C[*]）＝WL＝X
（2）
上式表示本国家庭用工资收入（WL）购买两种商品：①以给定本国价格（P）购买以人民币标价的本国产品（C）；②以给定外国价格（P[*]）购买以外汇标价的进口品（C[*]）。e是汇率，定义为单位外币折合的人民币数。
类似地，外国消费者要在时刻s＝0时使家庭效用最大，即：
～
其中“～”表示相应的外国变量，例如C 表示外国居民对中国出口
～
商品的消费需求，而C[*]则表示外国居民对外国商品的消费需求。同样，外国家庭的预算约束表示为：
～ ～～
～ ～
e（PC）+P[*]C[*]＝W[*]L[*]＝X[*]（4）
～ ～
其中e是汇率，e＝1／e。
我们使用最大化原理推导最优均衡条件。哈密尔顿函数可表示为：
～～ ～～～ ～
H＝u（·）exp（－θt）+λ[X[*]－e（PC）－P[*]C[*]] （5）
外国对中国出口需求的一阶条件是：
。即：
基于效用函数的可分性假设，可将对外国中国出口需求的最优条件
～ ～ ～
表示为价格（P，P[*]）、汇率（e）和外国总支出（世界GDP）的函数：
～
～ ～
～
C＝f（e，P，P[*]，X[*]） （7）
3 线性模型与解释变量系数的预期符号及数据
为了实证分析中国出口的决定因素，对方程（7 ）取对数的线性形式，得：
X[,t]＝a[,0]+a[,1]Y[,wt]+a[,2]P[,wt]+a[,3]P[,t]+a[,4]E[,t]+z[,t] （8）
实证分析使用经过季节调整的季度数据。数据的时间跨度是1985年第1季度至1996年第4季度。其中X[,t]表示中国出口的对数， 单位是亿美元。Y[,wt]是外国的总支出（世界GDP）的对数，近似为OECD的GDP，并以1990年为基年（1990＝100）的指数形式表示。P[,wt] 是世界出口价格的对数，以中国的主要贸易伙伴国（工业化国家）的出口价格表示（1990＝100）。P[,t]是中国出口价格的对数，根据《海关统计》（各期）中主要出口商品数量与金额数据构造（1990＝100）。E[,t]是直接标价法下人民币对美元的贸易加权汇率的对数， 构造方法参考文献[10]。z[,t] 是误差项。 其余数据来自《International FinancialStatistics》（各期）。
在理论上，外国消费者的收入越高，对中国出口品的需求量越大，因此我们预计Y[,wt]的估计系数应为正。中国出口价格越低，外国对中国出口的需求越大，因此中国出口价格P[,t]的系数应为负。 而外国商品价格越高，中国产品越具有价格比较优势，中国的出口量也就越多，因而P[,wt]的系数应为正。人民币贬值得越多、越快，中国出口品的价格比较优势越大，因此直接标价法下的汇率系数应为正。
在应用计量经济学方法进行经济分析时，仅当时间序列数据平稳时，估计结果才有意义。否则将会产生伪回归问题，导致谬误结论。因而本文首先检验变量之间的协整关系。
4 中国出口的长期决定因素
协整关系（cointegration relationship）研究是80年代末到90年代以来，计量经济学方法论的重大突破。这一重要方法构成了辨别中国出口与其决定因素之间是否存在长期稳定关系的理论基础。
最常用的协整检验方法是EG[11]两步法。另一种方法是Johansen—Juselius的多变量系统极大似然估计法[12，13]。极大似然法在考虑两个以上变量的协整关系时，还能精确地确定出协整向量数目。Charemza—Deadman建议将Johansen方法用作单一方程建模的辅助工具[14]。 他们指出，如果变量间的确存在唯一的协整关系，则用Johansen方法估计出的协整向量，经标准化处理后，向量中具有合理经济意义的各分量的符号和数值大小，与用EG方法估计出的结果近似。因此，我们用Johansen方法来验证用EG方法建立的单方程模型。为简捷起见，本文省略了关于协整关系理论的具体数学表达式。
在协整检验前，首先使用单位根检验法检验每个变量的平稳性。我们应用ADF方法检验各变量的单位根。即对变量x进行如下回归：
k
△x[,t]＝α[,0]+α[,1]t+α[,2]x[,t-1]+∑β△x[,t-j] +u[,t] （9）
j＝1
并作假设检验：H[,0]∶a[,2]＝0；H[,1]∶a[,2]＜0。如果接受H[,0]（拒绝H[,1]），则说明序列x[,t]存在单位根，因而是非平稳的；否则x[,t]是平稳的。方程（9）中加入k 个滞后项是为了使回归残差为白噪声。对于非平稳变量，还需检验其高阶差分的平稳性。检验结果见表1。
表1 ADF单位根检验结果
变量
ADF统计量检验形式(C,T,L)
X -2.1573(C,T,2)
Y[,w] -2.2481(C,T,1)
P[,w] -2.8192(C,T,5)
P -1.3734(C,T,1)
E -1.2123(C,N,1)
△X-3.8575[*] (N,N,1)
△Y[,w]-4.7867[*] (C,N,N)
△P[,w]-3.7651[*] (C,N,2)
△P-3.877[*] (C,N,3)
△E-6.5635[*] (C,N,N)
注：检验形式C、T和L分别表示单位检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数，N是指不包括C或T。加入滞后变量是为了使残差项成白噪声（用LMF检验来判断）。*表示在5%水平下是显著的。ADF统计量临界值来自MICROTSP7.0。
由表1知，这些变量都是一阶差分平稳的。 因此我们可进一步检验变量间的协整关系。基于EG法的协整回归结果如下（样本区间：1985.1—1996.4）：
X[,t]＝0.424Y[,wt]+0.484P[,wt]+0.640P[,t]+1.340E[,t]（9）′
（0.632） （0.836）（0.858）
（0.181）
WALD Test Chi[2]（4）＝8499.094。
由于常数项的t检验不显著，因此设其为零。 括号内数值是回归系数的标准差（下同）。协整回归方程（9）′是根据文献[15 ]提供的长期均衡关系估计方法，以一般形式的自回归分布滞后（ADL ）模型为基础，直接求出长期解。与EG法相比，该方法不仅能克服EG法估计有限样本的长期均衡关系的有偏性，而且可根据标准的t 检验推断出各变量的长期显著性，根据WALD检验结果可推断出模型的整体显著性。并且该方法对样本长度没有严格限制。因此，我们的估计结果具有稳健性。方程（9）′含有许多重要信息：
（1）WALD检验结果说明， 在任何显著水平上都可拒绝估计系数同时为零的原假设，即系统中的确存在着长期均衡关系。然而，只有汇率的估计系数显著异于零，这说明人民币汇率的长期贬值的确起到了促进出口的积极作用。
（2）P[,t]的回归系数的符号与理论预期完全相反，说明从长期来看，中国出口产品的定价越低越会降低出口。从实际经济背景来看，这一实证分析结果并不完全出乎意料。
①从出口产品结构来看，长期以来，我国居前10名的主要出口产品没有大的变化。初级产品以石油、煤炭等能源产品和谷物、水产、蔬菜、生丝、茶叶等农产品为主，工业制成品仍以服装、棉布、家用陶瓷、绸缎、棉纱等低附加值、初加工产品为主。电扇、自行车等轻工业品的出口虽有所增加，也不属于高附加值产品。总之，初级产品和低档工业制成品在中国出口产品中唱主角。我国对外贸易近几年的顺差主要是靠数量和低价取胜。因价格过低而失去市场有两种情形：一是与国际贸易中流行的“买涨不买跌”的商业行为相悖而失去市场，另一种是招致进口国的反倾销指控而失去市场。前一种著名的例子是丝绸。中国丝绸因其织制精美自古就在国际丝绸市场上占有天然垄断地位。然而近几年却在国际丝绸市场屡屡受挫，一个很大的原因就在于其价格下跌过快。至于因受进口国反倾销指控而失去市场的例子，则不胜枚举。
②外贸系统自相竞争，严重降低了我国外贸效益。由于没有有效地解决外贸经营权下放过程中出现的问题，外贸出口多头对外，秩序混乱，自相竞争，互相压价，使我国贸易条件严重恶化，蒙受惨重损失。这种不计血本的出口一方面造成国内市场商品供应紧张，价格上涨，通货膨胀压力加大；另一方面也使国际上针对我国的反倾销案日益增多，加剧了我国同有关国家的贸易摩擦。
（3）除P[,t]外各变量的回归系数具有预期的符号，但只有汇率的系数显著，说明除汇率外，其余各变量对出口没有显著的长期影响。在排除不显著变量后的长期估计结果为：
X＝1.553E+2.629 （10）
（0.143）（0.264）WALD Test Chi[2]（2）＝3783.391。
出口对人民币汇率的长期弹性为1.553，显著大于1。说明人民币汇率政策是促进中国出口增长的长期有效工具。但由于中国出口品在国际市场目前已价格过低，是否继续贬值人民币来刺激出口，是有关政策当局需要权衡利弊的现实问题。
方程（10）的ADF检验值是—5.2704，检验形式为（N，N，1）。此检验值大于显著水平为1%的临界值（—2.6143）。 这说明我国的出口与人民币汇率之间存在协整关系，即长期均衡关系。如上所述，变量间也可能存在多种协整关系，因此，我们用Johansen方法进行检验。由于Johansen估计对滞后步长非常敏感，本文用Akaike信息准则（AIC ）确定VAR模型的最优滞后步长是2。检验结果见表2。检验结果说明向量V＝（X，Y[,w]，P[,w]，P，E）的VAR模型中含有唯一的协整向量。
表2 Johansen极大似然（ML）检验A：基于随机矩阵最大特征值的协整LR检验
H[,0]H[,1]λ[,max] 5%临界值
r＝0 r＝1 54.3633.46
r≤1 r＝2 25.9227.07
r≤2 r＝3 14.7720.97
r≤3 r＝4
9.4514.07
r≤4 r＝5
0.60 3.76
B：基于随机矩阵迹的协整LR检验
H[,0]H[,1] λ[,trace]
5%临界值
r＝0 r≥1
105.09
68.52
r≤1 r≥246.73
47.21
r≤2 r≥324.82
29.68
r≤3 r≥410.05
15.41
r≤4 r＝5 0.603.76
注：r表示协整向量和，临界值来自文献[16]。
5 中国出口的短期动态行为：误差修正模型
根据Granger表现定理，可将协整回归方程（10 ）的回归残差作为误差修正项来描述出口需求的短期行为，即建立误差修正模型。模型的一般形式还应反映，所有变量的短期变化对出口需求可能产生的短期影响。短期动态模型的一般形式如下：
nn
△X[,t]＝β[,0]+∑β[,1i]△X[,1t-i]+∑β[,2i]△Y[,w
i＝0 i＝1
n
n
n
t-i]+∑β[,3i]△P[,wt-i]+∑β[,4i]△P[,t-i]+∑β[,5i]△E[,
i＝1 i＝1 i＝1
t-i]+β[,6]EC[,t-1]+error term（11）
在建模过程中，我们用Schwarz 信息准则判定变量的最优滞后步长（n）是4。根据Hendry的一般到特定的建模方法[17]，逐步删除作用不显著的变量，并进行如下诊断检验：正态性检验（Nx[2]）、 残差自相关性的LM检验（ARF）、条件异方差的LM检验（ARCHF）、异方差检验（X[2][,i]F）以及函数设定形式的RESET检验。模型的最终界定形式及检验结果如下：
△X[,t]＝1.12△Y[,wt-1]－0.23△X[,t-4]+0.47△P[,wt-1]
（0.42）（0.12） （0.25）
+0.62△P[,t-2]+0.22△E[,t-3]－0.20EC[,t-1]
（0.36）（0.11）（0.03） （12）
T＝1986.2－1996.4，R[2]＝0.79，F[6，37]＝5.09，σ＝0.003，DW
＝2.15，mean＝0.039，SD＝0.069，AR1－5F[5，32]＝1.40，ARCH4F
[4，33]＝0.48，X[2][,i]F[6，31]＝0.64，RESET F[1，36]＝0
.04，Normality X[2]（2）＝0.87。
其余符号R[2]、σ、DW、mean、SD分别表示可决系数、回归方程的标准差、DW统计量、出口增长的均值和标准差。常数项的t检验不显著，设其为零。模型具有令人满意的统计性质。不仅拟合效果较好，方程的标准差σ很小，而且所有诊断检验在10%的显著水平下都可通过，说明方程（12）得到了正确界定。
由估计方程（12）知，虽然外国收入和外国价格不是中国出口增长的长期决定因素，但它们对中国出口增长有显著的短期影响，并且两个解释变量的估计系数具有理论预期的符号，这一结果说明外部冲击对中国出口有显著影响，中国出口战略的制定必需考虑国际经济环境。进一步说，随着中国经济与世界经济整合程度的提高，外部冲击很可能会通过影响中国的对外贸易进而影响中国国内经济。尽管中国出口品价格过低对出口增长的长期影响还不显著。但对出口增长的短期负面影响却极为明显。汇率对出口增长的影响存在着“J曲线”效应， 在汇率变化的当期和第一季度，对出口增长有统计上不显著的负面影响；到第二季度，对出口增长开始发挥正面影响，但不显著；进入到第三季度，对出口有显著的正面影响。误差修正项（EC）的系数表明平均每一季度校正上一季度非均衡的程度为20%左右，平均每年校正达60%，这说明我国出口严重地存在着大起大落现象。
6 稳定性检验
在样本期间，中国的外贸外汇管理体制以及整个经济体制和经济结构都发生了许多重要变化。因此我们非常关心模型的稳定性。不稳定性将会使进口增长不能保持它与其决定因素之间的一致的动态关系。
最好的稳定性检验方法是递归回归法。这一方法不受主观选择发生结构变化时间的影响，如果模型确实发生了结构变化，则基于递归回归的残差检验能辨明可能发生结构变化的时间。而且该方法对样本长度也没有严格要求。基于递归回归法的动态模型（12）的稳定性检验结果如图1、图2所示。检验结果表明我们的模型是相当稳定的。
图1 实线是递归残差的累计和（CUSUM），两条虚线表示5 %的临界区域
图2 实线是递归残差平方的累计和（CUSUMSQ），两条虚线表示5%的临界区域
7 结论
本文通过分析外国微观经济主体的最优化行为，得出中国最优出口需求函数。实证分析结果表明：中国出口与贸易汇率之间存在着长期关系，汇率对出口增长的短期影响存在着“J曲线”效应。 在汇率变化的当期和第一季度，对出口增长有统计上不显著的负面影响；到第二季度，对出口增长开始发挥正面影响，但不显著；进入到第三季度，对出口有显著的正面影响。虽然外国收入和外国价格不是中国出口增长的长期决定因素，但它们对中国出口增长有显著的短期影响，并且两个解释变量的估计系数具有理论预期的符号。这一结果说明外部冲击对中国出口有显著影响，中国出口战略的制定必须考虑国际经济环境。进一步说，随着中国经济与世界整合程度的提高，外部冲击很可能会通过影响中国的对外贸易进而影响中国国内经济。尽管中国出口品价格过低对出口增长的长期负面效应还不显著，但对出口增长的短期负面影响却极为明显。误差修正项（EC）的系数表明平均每一季度校正上一季度非均衡的程度为20%左右，平均每年校正达60%，这说明我国出口严重地存在着大起大落现象。大量诊断检验验证了估计结果的稳健性。
收稿日期：1999—10—08
基金项目：国家自然科学基金资助项目（79800019）