地区分工、外部冲击与东亚经济合作，本文主要内容关键词为：东亚论文,经济合作论文,地区论文，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
20世纪90年代后，垂直专业化分工在东亚迅速发展，原本梯次分明的“雁行模式”日渐式微，彼此交织的区域分工网络日趋成熟（陈勇，2006）。在这样一个跨国生产分工网络中，零部件贸易迅速发展（Ng and Yeats，2003），中间品和零部件贸易成为推动东亚区域内贸易增长的主导力量。
“雁行”时代以来，日本、欧美与东亚其他发展中国家之间就形成了典型的“三角贸易”格局（Gaulier et al.,2004），随着垂直生产分工盛行，生产的区位转移延伸到工序层面（Haddad，2007）。① 但总体上，“三角贸易”格局仍然得以延续，同时东亚以外跨国公司的影响逐渐加强。新的区域分工网络中，中国等东亚发展中国家装配加工能力日益增强，在零部件贸易中呈现持续扩大的逆差，同时，这些国家同西方发达国家和日本的制成品贸易顺差不断增长（Gaulier et al.,2004; Athukorala and Yamashita,2005）。这表明，东亚发展中经济体面临着一种对外部市场零部件进口和制成品出口“两头倚重”的生产贸易格局，进而预示着东亚经济体在外部市场冲击下的脆弱性。当前由西方金融危机引发的经济衰退对东亚各国造成的冲击就是一个很好的例证：2008年下半年，金融危机扩大到实体领域，美国等发达国家进口需求下降。到2008年10月，中国和东盟的出口增长急剧放慢，11月开始转为负增长。由于垂直专业化分工是东亚生产和贸易的主要模式，出口下滑导致了该地区进口贸易同步萎缩，② 进出口的下降对严重依赖于贸易拉动的东亚经济带来了严峻挑战。
为减轻外部扰动带来的冲击，扩大东亚内部市场的规模成为必需的选择。在采取外向型工业化发展战略之初，东亚各经济体为促进加工贸易的发展，开始实施一系列中间产品贸易的便利化政策。1997年亚洲金融危机以后，东亚在推进区域贸易自由化和货币金融合作方面取得了重要进展，但目前离建立高水平的“制度性”区域经济合作组织还有相当的距离。最近一轮金融危机爆发以后，美国、欧盟和日本均推出了庞大的金融救助计划，实施强劲的扩张性货币政策；随后针对实体经济的衰退，又纷纷推出了规模空前的财政刺激方案；进入2009年，随着各国失业率迅速上升，解决失业问题成为各国经济刺激计划的重要内容与目标。事实上，第二次世界大战以后，货币、财政以及就业等政策已成为发达国家频繁使用以干预经济的手段；同时，科技的迅速发展对世界生产和贸易格局产生了深刻的影响。因此，外部发达国家的货币、财政、就业等政策以及生产技术的变革都可能成为东亚经济波动的根源。本文关注的是：在“两头倚重”的生产贸易格局下，推进区域市场整合对东亚抵御上述外部冲击的能力构成何种影响？下文运用新开放经济宏观经济学的研究框架，对此问题展开研究。
Obstfeld和Rogoff（1995）提出的动态汇率的Redux模型（下称“OR模型”），为新开放经济宏观经济学的发展奠定了基础。此后，新开放经济宏观经济学迅速取代传统的Mundell－Fleming模型，成为开放条件下宏观经济波动的标准研究框架。在基础的OR模型中，跨国商品市场和金融市场被假定为完全整合，厂商在不完全竞争条件下采取“生产者货币定价”（producer currency pricing，PCP）原则。这些限制条件在后续的研究中逐渐得以放松。如Sutherland（1996）引入了金融交易成本；Betts和Devereux（1998）将生产者定价策略改为“按市场定价（pricing to market，PTM）”，对OR模型的主要结论进行了重新研究；Senay（1998）就商品和金融市场的分割对宏观经济的冲击响应效果进行了分析；Brunner和Naknoi（2003）研究了贸易成本对国内外冲击下本国主要宏观经济变量波动的影响。此外，众多学者沿不同方向对OR模型进行了拓展和延伸。③ 这些研究都存在一个共同特点，即采用单一阶段生产的假设。Obstfeld和Rogoff（2000）、Devereux和Engel（2006）引入了两阶段生产过程，但均将国际贸易限定于中间产品；Shi和Xu（2007）在OR模型框架下采用两阶段生产和贸易假定，研究了国内外技术冲击对最优货币政策选择的影响，但没有考虑贸易成本或金融交易成本的作用。本文拟借鉴Shi和Xu（2007）两阶段生产和贸易的设定，在OR框架中引入商品市场和金融市场的贸易（交易）成本，研究外部冲击对区域内各国经济的动态影响。
文章结构安排如下：第二部分提出一个包含两阶段生产和贸易的三国动态一般均衡模型，就外部扰动对区域内两国经济的冲击和区域市场开放对外部冲击效应的影响进行研究；第三部分运用东亚数据检验理论模型；第四部分为结论。
二、区域市场整合对外部冲击效应影响的理论分析
（一）模型设定
假定世界由A、B、C三国组成。世界人口（家户）规模设定为1，其中A国相对人口规模为m，B国为（n－m），C国为（1－n）。每个家户既是一组制成品的消费者，同时也是一种特定的差异化制成品（消费品）和中间品的生产者。④
（二）参数校准（Calibration）和数值模拟
本文借助数值模拟技术对上述动态系统进行分析，将A和B视为区域内部国家，C国视为外部国家。假定基准稳态下，政府税收和财政支出为零；各国间贸易平衡，即各国居民对各国发行的债券持有的净头寸为零。依此假定，可求解基准稳态下各内生变量的均衡值，但在求解基准稳态之前，须先对系统中的参数进行校准。根据Sutherland（1996）、Senay（1998）、Brunner和Naknoi（2003）以及Buch（2005）和张瀛（2006、2008）的研究，本文将β、σ、μ、γ、ε和θ的取值设定如表1；(14) 关于中间品替代弹性值，目前还未发现有专门的估计。一般认为，中间品的替代弹性要小于制成品，本文将其设定为1.5；国家相对规模设置上，将区域内两国中的B国设定为较大。
根据引言部分对当前东亚生产贸易格局的分析，模拟中需要构造一种对外部中间品进口和制成品出口“两头倚重”的格局。鉴于模型将所有的产品设为可贸易，这里对“倚重”的定义为：初始稳态下，各国制成品生产过程中用于购买A、B两国复合投入品所费的成本权重小于两国的相对人口规模；同时A、B两国生产的制成品中，被两国居民消费的比重小于两国的相对人口规模。由于模型较为复杂，用公式来体现上述规定较为困难，本文对参数设定采取如下简化：因制成品生产技术为Cobb－Douglass形式，将制成品生产函数中来自A、B两国的复合投入品权重设定为小于其相对人口规模，来体现对外部中间品的进口倚重；(15)制成品出口方面，由于三国居民的效用函数相同，A、B两国对C国出口的倚重须源于C国较高的收入水平。依据模型，基准稳态下的居民收入源自中间品部门的产值（工资＋利润），在各国对C国中间品需求偏重的情形下，C国因中间品部门的收入水平较高而成为A、B两国的制成品出口倚重地。(16)
A、B两国的人口规模和制成品生产函数中两国复合投入品比重的差异成为设定“两头倚重”格局的关键。为保证结论的稳健，须对上述参数进行灵敏度检验。将按上述原则进行参数设置的模拟称为“模拟1”，对比模拟中，维持模拟1中的两国规模不变，分别将两国复合投入品的比重对调（模拟2）、将制成品生产函数中两国复合投入品的比重设为与国家规模相等（模拟3）、将两国复合投入品的权重分别提高至0.35和0.40（模拟4），以观察各种情况下结论的异同。
根据引言部分对外部冲击的描述，模拟中将C国的货币供给（Mt）、政府支出（Gt）、劳动供给倾向（κt）和制成品生产效率（At）设定为冲击变量，以上变量均为平稳的一阶自回归过程。
求解出基准稳态后，将系统沿基准稳态点线性展开，利用Uhlig（1999）待定系数法对得到的线性递归系统进行模拟。模型涉及制成品市场、中间品市场和金融市场，本文关注的是区域内部三大市场之间的不同开放格局对外部冲击传导效应的影响，因此假定区域内两国同外部的三大市场之间均存在较高的贸易壁垒或金融交易成本。(17)根据区域内部三类市场的不同整合程度，每次模拟均设定了八种情形。
（三）模拟分析
1.外部冲击的传导机理。在衡量宏观经济波动时，一般采用产出、消费、经常账户、实际利率、实际汇率等指标（Buch et al.,2005; Brunner与Naknoi，2003；张瀛，2008）。本文将分析重点集中于区域内两国的中间品及制成品产出、消费以及经常账户在上述冲击下的调整过程。由于价格波动决定着其他变量的波动，下面以外部冲击对各国产品价格和价格指数影响的分析为基础，解析各类冲击对区域内两国各类经济变量及内部贸易成本和金融交易成本的影响。为节省篇幅，仅以区域内两国制成品产出波动为例展开上述分析。A国价格指数的线性化方程式为（零下标表示零稳态值）：
下面分析区域内贸易成本和金融交易成本对制成品产出波动的影响。金融交易成本对价格指数波动的影响是内生的，贸易成本对价格指数波动的影响机制如下：AB（τi）和AC（τii）分别为τi和τii的减函数，意味着制成品贸易成本使A国价格指数波动受另外两国制成品价格和名义汇率波动的影响减弱；由基准稳态下的价格指数方程式可知
，制成品贸易成本提高了各国基准稳态价格指数值，使AA、AB（τi）和AC（τii）的值增大，这意味着本国价格指数波动受本国和外国制成品价格以及名义汇率波动的影响增大。制成品贸易成本对各国价格指数波动的影响取决于以上两种效应抵消以后的剩余效应；中间品贸易成本对价格指数的影响通过影响各国制成品价格来实现：由基准稳态下A国的制成品价格指数方程可知
，中间品贸易成本越高，基准稳态下三国制成品价格越高（根据本文的模型设定，复合中间品价格指数不受贸易成本的影响）。对A国而言，一方面，制成品价格升高减小了AB（τi）和AC（τii）值；另一方面，三国制成品价格提高又会增大各国基准稳态价格指数值，这将导致AA、AB（τi）和AC（τii）的值升高。中间品贸易成本对两国价格指数波动的影响也取决于两种效应相互抵消以后的剩余效应。
2.模拟结果分析。模拟1中，C国货币冲击下A、B两国制成品产出波动及两国间贸易成本和金融交易成本影响如图1。图1仅报告外部货币冲击下两国制成品产出的脉冲响应，其他脉冲响应图略。由于模拟中用到的方程数较多（71个），模拟过程中未能彻底排除相关矩阵的单位根现象，导致部分变量在受到冲击后未能完全收敛至零稳态值。但Uhlig（1999）指出，这并不影响变量在冲击响应初期的波动方向与幅度，冲击响应初期的结果是可信的。据此，本文根据实际情况，对部分变量的脉冲响应的最终稳态值做出微调。
可见，C国货币冲击下，区域内制成品和中间品贸易成本推动了A、B两国的制成品产出的增加，而金融交易成本对A、B两国的制成品产出波动没有显著影响。或者说，区域中间品市场和制成品市场整合对A、B两国的制成品产出的增加起到抑制作用，而区域金融市场的整合对两国的制成品产出波动影响不显著。
对比四种参数设置下的模拟结果，表明上述结果是稳健的。根据前文参数校正部分的论述，两国人口规模与复合投入品相对权重的差异是构造“两头倚重”格局的关键，在这个意义上，将A、B两国人口规模设定为与各自复合投入品的相对权重相等，可以认为与模拟1具有很强的可对比性。(19) 模拟1和模拟3中，在C国各类冲击下，A、B两国间贸易成本和金融交易成本对两国制成品和中间品产出、消费以及经常账户波动的影响总结如表4。
综合对各种外部冲击下两国经济调整的模拟结果，可以发现：
（1）与“两头倚重”的生产和贸易格局相比，将国家相对规模和中间品投入权重参数设为对等时，区域市场整合对外部冲击效应产生显著影响。这表明在“两头倚重”的格局下推进区域市场整合，并不能稳健地影响区域经济体的外部冲击抵御能力。
（2）外部冲击下，不同国家的变量波动方向并不总是相同（经常账户尤其如此）。对比分析发现，主要影响因素是两国复合投入品的相对权重，而非国家相对规模。(20)模拟1中，当区域商品市场整合显著地影响两国经济调整时，小国四类变量的波动在较多情况下受到抑制，大国的调整幅度在较多的情形下加剧；模拟3的结果正好相反。这说明复合投入品权重小的国家通过区域市场整合部分地向另一国转嫁外部冲击。
（3）短期内，与金融市场整合相比，区域商品市场整合对外部冲击效应的影响更为显著：一方面，区域中间品市场和制成品市场的整合对各变量波动幅度的影响较大；另一方面，商品市场整合对各经济变量调整的影响方向在两种参数设置下均未发生改变，金融市场整合对变量波动的影响方向则有可能因参数改变而出现反转。
三、对东亚的经验检验
中间品产出数据不可得，各国消费数据也不是连续可得，因此无法对上述两变量的调整进行检验。本文尝试以实际GDP代表制成品产出。(21)下文将对东亚各国制成品产出和经常账户余额在外部冲击下的波动进行检验。
（一）计量模型的设定及数据说明
根据上文的冲击设定，我们将外部货币变动、财政支出变动和劳动力规模变动引入回归方程。(22) 美国是东亚最重要的出口目的地，所以用美国的上述变量代理外部冲击。区域市场整合对外部冲击效应的影响是本文检验的重要内容，我们构建了三类市场的整合变量，各变量的构建方法及数据来源见表5。(23)
纳入计量模型的国家为中国、日本、韩国、菲律宾、泰国、马来西亚、印度尼西亚和越南；各变量均为年度数据，样本区间从1980至2006年。我们将三种冲击同时纳入回归方程；由于贸易或金融交易成本在不同的外部冲击下对经济波动的影响可能存在差异，我们将各冲击变量与市场整合度变量相乘，将所得交叉项依次引入，回归模型为：(24)
上文模拟结果显示，外部货币供给增加时，两国制成品产出均上升。因此在对ΔRGDP进行回归时，MSK符号预期为正；此时，区域中间品及制成品市场的整合会降低两国制成品产出的波动（这意味着IMTC的提高会加剧货币冲击的影响），金融市场整合的影响不显著。因此IMTC和MSK的交叉项系数预期为正，而FMI同MSK的交叉项系数预期为负，FOP交叉项预期符号不确定。类似地，可以判断其他冲击下各变量的预期符号，如表6所示。
（二）回归结果
我们运用面板数据最小二乘法对上述方程进行估计。考虑到个体效应，采用变常数模型。此时有两种方法，即固定效应模型或随机效应模型可供选择，Hausman检验结果支持使用固定效应模型。由于部分国家某些年份数据不可得，面板数据是非平衡的，因此在不同的回归中，样本数有时存在差异，回归结果见表7。
RGDP模型中，因变量一期滞后项系数显著为正；由于理论分析中两国制成品产出在外部财政冲击下波动方向不同，预期GSK项系数符号不确定。回归结果显示，该系数在三个方程中显著为正，表明美国财政支出增加促进了东亚制成品产出的增长；LSK的符号在三个冲击方程中均为正，符合预期但缺乏显著性；IMTC·MSK系数符合预期且显著，FMI·MSK项系数符号与预期相反，但不显著。考察外部财政冲击下区域市场整合效应的回归表明，区域金融市场开放显著地抑制了制成品产出的波动，FMI·GSK项的系数符号与预期相反但不显著；外部劳动冲击下区域市场整合效应的回归结果中，IMTC·LSK项符号合乎预期且显著，FOP·LSK符号也符合预期但不显著，证明金融市场整合对制成品产出的影响较弱。
CAB模型中，因变量滞后项系数也显著为正；冲击项系数在三个回归中基本上显著为正；IMTC·MSK和FMI·MSK项系数符号均符合预期但缺乏显著性；制成品市场整合在外部财政冲击和劳动力供给冲击下均显著推动了区域经常账户的波动。值得注意的是，区域金融市场整合变量与冲击变量的交叉项系数在CAB模型的三个方程中均显著，但系数符号均没有违反预期。总体而言，本文的计量结果较好地支持了理论模型的结论。当然，本文的计量指标构建存在一定难度，需要审慎对待计量结果。
四、结论
随着垂直专业化分工的发展，日益成熟和严密的地区分工网络已将东亚各国／地区的经济紧密联系在一起，加强区域经济合作成为东亚经济发展的必然要求。在当前对外两头倚重、区域经济体面临外部冲击威胁的情况下，从政策和制度层面推进区域市场整合、扩大内部市场更成为东亚各国的一致追求。
本文的研究表明，在对外零部件进口和制成品出口“两头倚重”的垂直专业化分工网络中推进区域市场整合，并不能使各国稳健地增强对外部冲击的抵御能力。这种“不稳健性”体现为，与国家相对规模和各国中间品投入比重对等的格局相比，“两头倚重”格局下两国经济的波动在较多情形下不受区域市场整合的影响。同时，上述格局下的区域市场整合对处于不同分工地位的国家的外部冲击能力影响是不同的：区域市场整合可能有助于平抑中间投入品权重较小国家的经济波动，而另一国有可能因此而经历更为剧烈的波动。从这个意义上看，各国对推进区域经济一体化的态度将会出现分歧，这可能也是近年来东亚经济一体化的制度性建设进展缓慢的原因之一。
在对外部市场“两头倚重”的格局下推进区域市场整合，对于增强东亚经济的外部冲击抵御能力的潜在意义是有限的。本文研究表明，减轻对外部市场的两头依赖有助于平抑外部冲击下的区域经济波动，因而破除“两头倚重”的生产贸易格局将有助于东亚经济一体化的推进。而这种格局的打破将依赖于东亚发展中经济体逐步改善在地区甚至全球分工体系中的地位，这又取决于这些国家能否创建自主的技术创新体系（佟家栋、彭支伟，2007）。对发展中国家而言，建立自主的技术创新体系必将是一个艰难而漫长的过程。加强各国在技术开发领域的分工合作、通过避免恶性竞争来共同培育自主的技术创新体系，同时积极推进区域贸易自由化和金融便利化，是一种有吸引力的选择。但在推进区域市场一体化的过程中，如何通过设计恰当的国家间福利转移方案，平衡各国在技术研发和经济一体化过程中的利得，值得进一步研究。
注释：
①即东亚“四小龙”从日本进口资本品和中间产品，在本地组装成最终产品，然后出口到美国和欧洲；而东盟国家（ASEAN）作为原料产地，为“四小龙”和日本提供资源密集型产品，处于制成品贸易的外围。
②中国海关统计数据表明，2009年前3季度，中国外贸出口额同比下降21.3％；进口额同比下降20.4％；根据IMF DOTS数据的计算，东盟在2009年前7个月当中，出口同比下降了25.3％，进口同比下降27.0％。
③对Obstfeld和Rogoff论文和新开放经济宏观经济学发展脉络的详尽分析参见Lane（2001）。
④对模型的阐述所用符号中，加“*”号表示B国变量，加“Δ”号表示C国变量。
⑤由［0，1］范围内的制成品经CES形式复合而成，产品间替代弹性为θ。
⑥为节省篇幅，只列出A国的部分方程，完整的模型可与作者联系索取。居民效用函数中，0＜β＜1为时间偏好率，σ为复合消费品的跨期替代弹性，χ为货币效用的权数，ε＞0为货币需求弹性的倒数，κ为劳动供给倾向，μ＞1为劳动供给边际负效用的弹性。
⑦EIt为t期A、B两国间的名义汇率，EIIt为A、C两国间的名义汇率，均以A国货币标价。Tt为t期A国政府向居民征取的税收，wt为t期工资水平，Nt为t期A国居民提供的劳动量，∏t为t期A国中间品生产商利润。
⑧债券交易成本方程中第二项是为了保证后文将债券交易成本方程线性化时具有一个稳定的初始点。这一假定为Schmitt－Grohe和Uribe（2003）以及Buch等（2005）所采用。参见Buch等（2005）对采用这种凸性债券交易成本理由的论述。
⑨Anderson和van Wincoop（2004）指出，贸易成本不仅包含关税和非关税壁垒，也应包含运输成本、语言差异成本、市场信息的搜集成本、合同签订的成本以及由于汇率波动所导致的成本等等。
⑩垄断竞争条件下，厂商定价原则还有“按市场定价”（PTM）。采用PTM时，须将厂商对在不同市场上销售的产品采取PTM定价的比率作为对两国商品市场分割程度的衡量（Betts and Devereux,1998;Senay,1998），这样在建模时不容易获得合适的代理变量。而PCP定价原则能将“冰山”贸易成本显性地引入模型当中，可以较好地解决与经验分析的衔接问题。故本文假定厂商采用PCP定价原则。
(11)为简单计，本文借鉴Shi与Xu（2007）的做法，将劳动单一地归入中间产品生产函数。
(12)在垂直专业化生产过程中，中间产品往往对应生产过程中的技术或资本密集阶段。因此，这里可以将劳动视为人力资本或者熟练劳动力。
(13)随着世界工业化和全球化进程的加快，制成品的价格竞争日趋激烈，制成品价格随市场供求变化而灵活波动；中间品因其产品特性而具有相对较强的垄断力量，因而价格粘性较强（Yong- Yil，2005）。因此，本文将价格粘性限定在中间产品生产阶段，以简化模型。从技术上讲，引入Calvo价格交错调整机制是为下文在数值模拟中引入随机冲击后，各变量显示动态调整的过程奠定基础。
(14)张瀛（2006、2008）在针对中国的模拟中，对ε和θ的取值设定与本文有所区别。
(15)实际上，对差异中间品的需求一方面取决于各国相对人口规模和制成品生产函数中来自各国复合投入品的相对权重，同时也受初始稳态下各国间的贸易成本和汇率水平的影响，但可以认为，前者是导致区域内两国对外部中间品进口倚重的最直接和最重要的因素。
(16)在下文的第一种模拟情形中，三国的初始稳态消费水平分别为：C0＝0.0246、C0*＝0.0414、C0Δ＝0.1256；复合制成品价格指数为：P0＝2.4823、P0*＝1.7238、P0Δ＝0.9749。初始稳态下各国居民持有的债券净头寸为零，因而各国消费值与复合消费品价格指数之积即为基准稳态下各国居民的收入。易见，此时C国居民的收入高于A、B两国。其他情形下的参数设定结果类似。
(17)下文以美国作为区域外部国家的代表。中美之间的比中国与东盟之间的贸易成本更低，其他东亚国家可能也如此。此假定完全是出于探讨在当前的生产贸易格局下推进东亚区域市场整合效果的需要。
(18)此即为贸易成本“市场分割效应”的体现，见张瀛（2006）。
(19)如果把两国相对规模与复合投入品相对权重相等视为一种“对等”分工地位的标准，则两国相对规模与复合投入权重的差别可以理解为两国分工地位的差异。
(20)模拟2的结果表明，将两国复合投入品相对权重对调以后，那些在模拟1中反向波动的变量，其波动方向也发生了对调。从模拟1到模拟4，上述四个变量的波动方向在绝大多数情况下仍与模拟1相同，但波动幅度有所差异，这表明，国家规模对变量波动的方向没有表现出重要的影响，但国家规模与复合投入品相对权重一起，影响变量的波动幅度。
(21)按照定义，GDP统计的是一定时期内一国生产的最终产品增加值；理论模型中，制成品产出是实际变量，故以实际而非名义GDP代替。
(22)制成品生产技术不易获得合适的代理变量，不予检验。
(23)由于数据获得性的困难，本文区域中间品贸易成本、区域制成品市场整合度以及区域金融市场开放度变量无法完全地与理论模型的要求相对应。但是观察数据可以发现，样本国家的中间品贸易成本存在明显的下降趋势，用贸易依存度和资本流动水平衡量的制成品及金融市场开放度显著上升。
(24)各方程中均引入因变量的滞后项；三种冲击变量在不同的回归中反复引入，可以通过对比检验外部冲击效果的稳健性；引入交叉项的方法在张瀛（2008）的文章当中也有应用。