中国出口周期性波动及成因研究——基于主成分方法构建中国出口景气指数，本文主要内容关键词为：中国出口论文,周期性论文,成因论文,景气论文,成分论文，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：F740 文献标识码：A 文章编号：1000—2154（2007）02—0028—07
一、引言
上世纪90年代以来，中国贸易开放度逐步攀升，出口已经成为影响中国宏观经济稳定与否的关键因素，外贸渠道也成为世界经济冲击中国宏观景气状况的重要渠道。中国出口周期波动状况及成因日益受到广泛关注。
众所周知，在开放经济下，一国出口主要受世界经济景气及其主要贸易伙伴国需求状况的影响，因此其出口周期主要受世界经济周期及其主要贸易伙伴经济周期的影响，而出口周期波动反过来又会影响国内的投资、生产和消费，最终影响本国经济周期。例如，一些研究认为，贸易渠道能够将一国的经济周期波动传导到其主要的贸易伙伴国，从而引起某些国家产生明显的经济周期共变性[1][2]。另外，理论和实证研究都表明，世界产业转移趋势、汇率变动等因素，都将对一国的出口景气循环产生冲击，并最终波及到国内经济。就中国而言，影响出口周期的冲击因素除了外部市场因素，还可能包括内部体制性因素和国家的宏观调控因素。
中国政府逐步推进的各项改革措施，如关税和外贸体制改革、汇率制度改革等，都加强了市场力量对出口的作用。如Cerra和Saxena[3] 指出，在上世纪80年代中期至2001年这一阶段，出口对市场价格信号的敏感性逐步增加。在价格作用机制方面，汇率制度改革对出口也产生了显著影响。Cerra和Dayal-Gulati[4] 认为中国出口对汇率变动是越来越敏感的。卢向前、戴国强[5] 的研究表明，人民币实际汇率波动对中国进出口存在着显著的影响。
另外一些研究也表明政府的政策安排和行政调控对中国出口周期会造成冲击，但不同政策作用时效和程度各有不同。刘穷志[6] 发现出口退税只是影响出口的短期因素，影响中国出口的长期因素是汇率、中国商品生产能力和中国商品在世界的相对价格。Rodrik[7] 则认为中国出口的成功并不能简单地归功于比较优势或市场力量，还应当归功于中国政府吸引外资及其相应的产业政策安排。
随着中国经济开放度的不断提高，出口周期受外部性因素的影响也日益增强。很多研究表明，国际产业转移趋势推动了外商直接投资在中国的持续增长，使中国在国际分工中的地位持续上升，显著地促进了中国的出口[8][9]。
众多学者的分析表明影响中国出口周期的因素是多方面的，但上述的研究都是分别从某一角度，如关税、汇率、外商直接投资等分析中国出口，而不是将诸多影响出口周期的因素置于同一框架来进行研究的。为了同时分析影响中国出口的诸多因素，本文试图利用构建中国出口景气指数刻画中国出口增长的周期波动①，同时通过在景气指数构建过程中各种先行、一致、滞后指标的选取，来分析影响出口周期的多种因素。文章结构安排如下：第一部分是引言；第二部分论述了利用主成分方法构建出口景气指数的具体应用；第三部分运用出口景气指数刻画我国上世纪90年代初至今的中国出口周期，并综合分析影响我国出口周期运行状况的各个因素；最后是结论和政策建议。
二、基于主成分方法构建的出口景气指数
应用景气指数方法刻画出口周期的基本思想是：由于出口同多个产业相关，并涉及投资、生产等经济环节，因此选取多个与出口相关的指标合成出口景气指数，从而综合反映出口的波动水平。目前应用较广泛的景气指数方法有扩散指数（DI）方法、合成指数（CI）方法，还有应用主成分分析、状态空间模型、Markov动态因子转移模型、Probit模型等方法来构建景气指数的方法。本文采取了主成分分析的方法。
（一）景气指标的选取
基于前面文献分析，本文广泛选取了可能影响中国出口增长的两大类影响因素，一类是影响外需的各种因素，包括反映世界性、区域性和中国主要贸易伙伴国② 贸易发展状况和宏观经济运行状况的指标，另一类是反映中国宏观经济状况及政府调控的指标。上述指标皆为月度数据，分别来源于IFS（International Financial Statistics）、OECD以及中经网的统计数据库，世界性和国外指标的数据时段基本上都是从1990年1月～2006年6月，国内指标的数据时段是从1995年1月2006年8月。我们将收集到的指标进行数据处理，计算相应的增长率序列，并将其进行季节调整，然后利用时差相关分析方法、K-L信息量方法、峰谷对应法等多种方法③ 筛选出了15个景气指标，分别构成中国出口的先行、一致、滞后指标组。如表1所示。
表1 出口景气指数指标④
指标名称 K-L信息量 相关系数
先中国固定资产投资累计增速
30.50(-12) 0.72(-12)
行中国外商直接投资实际利用金额累计增速
84.01(-12) 0.37(-12)
指美国狭义货币指数增速
42.98(-12) 0.66(-12)
标OECD狭义货币指数增速
47.45(-9) 0.64(-9)
六国加权广义货币指数增速
57.53(-11) 0.65(-12)
中国出口总值增速
0.00(0)1.0(0)
一美国进口商品总值增速
40.01(0)
0.61(0)
致澳大利亚进口商品总值增速
26.24(-2) 0.78(-2)
指韩国进口商品总值增速
96.74(-2) 0.64(-2)
标OECD进口商品总值增速
28.08(+1) 0.76(+1)
加拿大进口商品总值增速 34.50(+1) 0.68(+1)
香港进口商品总值增速
34.33(+2) 0.69(+2)
滞美国进口价格指数
48.38(+5) 0.55(+5)
后发展中国家进口单位价格 55.35(+8) 0.43(+8)
指世界进口单位价格
51.73(+8) 0.49(+9)
注：括号内的数值表示先行期（-）或者滞后期（+），为了显示清楚，K-L信息量扩大了10000倍，选择标准是K-L信息量越接近于0越好；时差相关系数越接近于1越好。
由于中国出口商品总值同比增长率直接反映了中国的出口状况，因此将出口总值增长率作为基准指标。首先考虑一致指标（Coincident Indicators）。一致指标是指该指标的波动与当前出口的景气变动大体一致。本文所选取的一致指标包括加拿大、香港、美国、澳大利亚、韩国、OECD等国家和地区的进口商品总额。由于上述国家和地区都为中国的前10大贸易伙伴，中国向他们的出口额占到出口总额将近90％，而欧盟、美国和香港也是中国贸易顺差的三大来源地；因此他们的进口总额同中国出口额是密切相关的。香港主要为转口贸易，其进口需求主要为美国、欧盟等的进口需求。而OECD国家由于包含了世界上主要的发达经济体，涵盖了除东盟、俄罗斯之外的中国主要贸易伙伴，其进口额更能够反映中国所面临的外部需求的变动，因此OECD进口商品总额同中国出口也是高度一致的。
其次考虑先行指标（Leading Indicators）。先行指标是指在经济波动达到高峰（或低谷）前，超前出现峰和谷的指标。虽然在一些国外的相关研究中，出口先行指数由一国的主要贸易伙伴的先行景气指数和实际有效汇率构成[10][11]。但根据本文的分析，中国主要贸易伙伴，如美国、欧盟、日本等国家的先行景气指数和实际有效汇率（OECD发布的），与基准指标相比，虽然相关系数较大，但先行性并不明显，甚至有一些是滞后的。而美国狭义货币指数（M1）、OECD狭义货币指数（M1）、加权广义货币指数同基准指标相比，先行性较好。这表明同贸易伙伴的先行指数和实际有效汇率相比，中国贸易伙伴的货币指数更准确地衡量了国外消费者和生产者对中国出口商品的需求状况。货币指数衡量了货币政策的松紧状况，在货币政策宽松的情况下，将刺激私人消费和投资，可能引致进口需求的增加，反之将抑制进口需求；因此货币指数对中国出口具备一定的先行性。
另外，中国固定资产投资和外商投资实际利用额与基准指标的时差相关性也较好。固定资产投资同基准指标的相关系数为0.72，这是由于中国多年来一直以出口为拉动GDP的三驾马车之一，多个行业都是出口导向型的，出口依存度不断增加，这些行业的投资水平必将最终反映在出口上，因此反映全社会投资水平的固定资产投资同出口相比就具备了较好的先行性。
最后考虑滞后指标（Lagging Indicators）。滞后指标是指那些转折点（峰或谷）滞后于经济波动的指标，其作用在于它的峰和谷的出现可以确认经济波动的高峰或低谷确已出现。本文选取了3个滞后指标，都是价格指标，分别为美国进口价格指数、发展中国家进口单位价格和世界进口单位价格。由于中国进出口额在世界贸易中的比重不断增加，特别是加工贸易的繁荣，使得中国出口实际在两方面影响着世界价格水平。一方面是大量进口能源、原材料，推动能源和原材料价格上行；另一方面是因激烈竞争和出口市场的集中，导致中国出口企业倾向于利用价格优势出口产品，导致世界工业品价格水平在低位运行。这两种作用机制使得我国出口直接影响着其它国家的进口价格水平，因此上述3个价格指数同基准指标相比都是滞后的。
（二）应用主成分分析构建景气指数
1.主成分方法的主要思想。主成分分析（Principal Components Analysis）是利用降维的思想，把多指标转化为少数几个合成指标的多元统计分析方法。在多元分析中，为了尽可能完整地收集信息，往往要取多个指标，指标间存在一定的信息重叠。为降低问题的难度并剔除重叠的信息，人们希望通过对原始指标进行线性组合得到新的、数量较少的合成指标，来替代原始指标。为了使新的合成指标在最大程度上代表原始指标，避免信息损失，要求新的合成指标的方差最大。
2.合成指数的计算。本文应用主成分方法分别计算一致指标组、先行指标组和滞后指标组的各主成分序列及各主成分的特征值、特征向量、贡献率和累积贡献率。
一致指标组主成分计算结果表明：一致指标组的第一主成分的贡献率达到70.38％，较充分地代表了一致指标组的变动状况，因此将第一主成分作为出口一致合成指数（见图1）。
先行指标组主成分计算结果表明：先行指标组的第一主成分的贡献率为51.21％，还未能充分解释先行指标组的变动。第一和第二主成分的累积贡献率达到了69.60％，解释了先行指标组的大部分变动。并且，第一主成分和第二主成分都具有很好的先行性质（见图1、图2），分别选为出口的先行合成指数Ⅰ和Ⅱ。
在表2的第一主成分中，加权广义货币指数、固定资产投资、美国狭义货币指数、OECD狭义货币指数的特征向量的分量分别为0.41、0.45、0.56和0.49，这表明先行指标组的第一主成分主要包含了上述四个指标的信息。在第二主成分中，外商直接投资的特征向量分量为0.88，这说明先行指标组第二主成分主要受外商直接投资影响。
从图中可以看出，出口先行合成指数Ⅰ具有稳定的先行变动趋势，峰的先行期大致为18个月，谷的先行期大致为18～24个月；出口先行合成指数Ⅱ也有较稳定的先行变动趋势，峰的先行期大致为18～24个月，谷的先行期为24个月。
图1 出口一致合成指标（一致指标组第一主成分，实线）、出口先行合成指标Ⅰ（先行指标组第一主成分，虎线）
图2 出口一致合成指标（一致指标组第一主成分，实线）、出口先行合成指标Ⅰ（先行指标组第一主成分，虎线）
滞后指标组的第一主成分的贡献率达到了88.76％，也较好的解释了滞后指标组的变动，因此将滞后指标组第一主成分作为出口的滞后合成指数。
三、中国出口周期波动及成因分析
从图3中的出口一致合成指数，可以看到从1991年1月～2006年6月，中国出口经历了五次较为明显的增长周期变动，其中三次增长周期的峰谷波动非常剧烈。前四个周期持续时间都在24～30个月左右，而最后一个周期较长。对我国这五次出口周期的逐一分析，可以发现它们存在各自特征，各自的主要成因也有所不同。前两个出口周期受政府宏观调控和投资需求拉动的因素影响较为明显，后三个出口周期波动受世界经济，特别是美国、欧盟等主要贸易伙伴的影响日益增强。
图3 出口一致合成指数
（一）投资拉动的出口周期
1992年初邓小平同志的南巡讲话，促使中国经济快速增长。中国掀起了新一轮的投资热潮，信贷规模极度增长，固定资产投资和外商直接投资都增速明显。另一方面，人民币在1994年实施了汇率机制并轨，货币当局在当时对人民币进行了“超贬”，使得人民币对美元达到了1∶8.7的低点，这有力了提升了中国产品在世界市场上的竞争力。旺盛的投资和生产拉动了中国在此阶段的出口景气。从1993年到1996年，中国出口景气一路上行，出口一致合成指数在1995年1月达到峰值。随后，由于宏观经济过热，中国政府实施了“双稳健”的财政货币政策，严格控制信贷规模和固定资产投资，经济实施了软着陆。受这一宏观调控影响，出口景气持续下降，出口一致合成指数在1996年2月达到谷底。基于上面的分析，本文认为固定资产投资和政府的宏观调控主导了这一阶段出口合成指数的波动。
（二）受亚洲金融危机严重冲击的出口周期
中国出口周期在1996年初到1997年处于复苏状态，景气有了一定的回升，但此次出口周期未上行到应有的峰值，就因1997年7月亚洲金融危机的发生而戛然而止，出口景气自此进入了衰退阶段，出口一致合成指数在1998年7月达到了谷底。
亚洲金融危机严重冲击了世界，特别是亚洲经济体的经济及贸易，中国也未能幸免。特别是在东亚国家主要货币纷纷贬值、而中国坚持人民币不贬值的局面下，出口受到严重影响。同时亚洲金融危机也使得国际资本逃离亚洲，重新流入美国、欧盟等经济体，进一步影响了中国外资引进及利用。上述外部因素的共同作用，导致此次因亚洲金融危机而未达到应有峰值的出口周期。
（三）受世界经济波动影响加剧的出口周期
自1999年开始，亚洲金融危机对亚洲经济体的影响逐步消除，中国出口景气逐步回升。美国新经济的繁荣带动世界进出口的高速增长，这推动中国出口周期在2000年初达到峰值。随后因美国新经济泡沫破裂、而欧盟、日本等世界主要经济体的经济增长停滞不前，导致世界性外需下降，使得我国出口周期再一次进入衰退阶段。
（四）加入WTO，出口潜力进一步释放的出口周期
中国在2001年末加入了WTO，这对国内经济产生了深入而广泛的影响，也推动着出口历经了1990年以来持续时间最长的繁荣阶段。这一出口高速增长首先是由于中国在2001年末正式加入WTO，中国产品面临的关税和贸易壁垒等大幅度降低和解除，多年累积的出口潜力得以充分释放。同时，中国对外经济部门经过多年的市场化改革，产品多元化不断上升，出口产品结构不断优化，出口产品在国际上的竞争力与日俱增。在外需方面，由于美国、欧盟、日本等国家和地区经济复苏，导致外需旺盛。上述因素导致我国出口以惊人的速度增长，2003年、2004年、2005年的出口增长率分别达到34.6％、35.4％和28.4％。图3中的出口一致合成指数表明本轮出口周期在2004年10月已经达到了峰值，在2005年12月达到谷底。图3还进一步表明2006年的出口景气在复苏当中，这意味着新一轮的景气循环正在形成之中。
尽管2006年以来的出口增速维持在较高水平，前9个月的平均出口增速超过26％，但本文认为本轮出口景气难以长期延续下去，这主要出于以下考虑：2005年人民币汇率形成机制改革后，人民币的小幅升值并未缓解中国的“双顺差”局面，这可能导致人民币在未来保持升值的势头，从而在一定程度上影响出口；中国外贸构成中加工贸易的比重过大，国际市场能源、原材料价格的上升以及国内劳动力成本的提高，都将挤压国内厂商的利润，从而影响出口的增长；中国出口对美国、欧盟等市场过度依赖，过高的集中度导致贸易争端不断，对某些行业出口冲击巨大；中国长期以来实施的吸引外资、以出口拉动经济增长的增长方式导致了内外经济的严重不平衡，国家已经出台相关政策（如调整出口退税政策）进行调整，这也将抑制出口的迅猛增长。
一些学者的研究也支持了上述观点：Gaulier，Lemoine和Unal-kesenci[12] 的研究从两个方面对目前中国的出口增长模式提出了置疑：首先是中国及其它亚洲国家生产的最终产品仍然主要依赖于美国和欧盟市场，这意味着中国出口的继续增长将可能面临越来越多的贸易争端和各种形式的贸易壁垒；同时中国面临外贸条件恶化及竞争激烈导致的利润空间被不断挤压的情况。两者的共同作用导致中国的出口增长态势难以持续下去。Palley[13] 从美国贸易赤字的角度出发，得出了中国难以维持目前出口导向型的增长策略。
四、结论和政策建议
本文基于主成分的方法构建了中国出口景气指数，刻画了1991年以来中国出口增长的周期性波动，并在指标选取的过程中，分析了影响中国出口周期波动的诸多内外部因素。通过对1991年以来中国历经的五个出口周期的分析，本文得出下述结论：市场化改革和全球化进程共同促进了中国出口在总量上的持续增长和结构的多元化，同时政府的宏观调控也在相当程度上促进了出口的稳定发展。在上世纪90年代的前期和中期，中国出口周期受政府调控和国内投资等内部因素的影响较大；但上世纪90年代后期至今，世界整体经济状况、产业转移趋势等外部因素对中国出口周期的作用日益显著。
本文的结论表明，在目前出口周期受诸多外部不确定因素影响的情况下，中国出口周期在未来的波动可能更为剧烈。为避免出口周期性波动对国民经济造成巨大冲击，中国政府必须首先扭转国民经济对出口的高度依赖，尽快通过改革收入分配等措施提高居民消费水平，缓解经济中内外需严重的不平衡，以内需的增长来弥补因出口波动造成的需求缺口。同时，中国政府应当进一步推动外贸增长方式的转变，实现加工贸易的转型升级，优化出口结构，提升产品在国际市场上的竞争力。另外，中国政府还应当在促进服务贸易、协助企业实施出口多元化战略、调整出口退税政策等方面有所作为，最终实现中国由贸易大国向贸易强国的转变。
收稿日期：2006—11—09
基金项目：国家社科基金项目资助（05BJY013）、国家自然科学基金项目资助（70673009）。
注释：
① 美国等国家研究的周期多为古典周期波动，研究的是绝对量的周期波动，而中国的出口等各项宏观经济指标具有持续上升的增长趋势，因此本文利用增长率序列考察中国出口周期的增长循环。
② 商务部公布的数据表明美国、欧盟、香港、日本、中国台湾、韩国、东盟、加拿大、澳大利亚、俄罗斯为2005年中国的前10大出口国（地区），本文将上述10国（地区）作为中国主要贸易伙伴。
③ 指标选取方法参见：董文泉等．经济周期波动的分析与预测方法[M].长春：第四章，吉林大学出版社，1998.
④ 先行指标中的狭义货币指数和广义货币指数来自于OECD，是以2000年月度均值为基准计算得出的。六国加权广义货币指数是用欧盟、美国、日本、韩国、加拿大、澳大利亚6个国家或地区的当期广义货币指数乘以当期中国向该国出口额占中国出口总额的比值，加权而来的。滞后指标中的价格指数和单位价格来自于IFS，其中进口单位价格是以美元计的，以2000年月度均值为基期计算的一单位商品进口价格。其他经济指标增速是与上年同期比增长率序列，并经过季节调整去掉了季节要素和不规则要素后的时间序列。
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