中国国际收支与经济增长关系的实证研究，本文主要内容关键词为：国际收支论文,经济增长论文,中国论文,实证研究论文,关系论文，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：F832 文献标识码：A 文章编号：1672—0334（2006）05—0058—08
1 引言
国际收支与经济增长的关系是开放经济下内外均衡的首要问题，国际收支平衡表作为对外开放的事后会计性记录，客观描述了一国与外部经济的总体联系，它的结构及各组成账户与经济增长的关系在一定程度上反映了国际收支与经济增长的关系。
2 研究现状
目前立足于国际收支平衡表，从开放经济政策选择角度研究国际收支总量、结构与国内经济联系的文献已相当广泛，主要集中在两个方面。
（1）国际收支结构与国内供求结构分析。郭威运用差额分析法对2000年～2003年中国国际收支表的经常项目、资本项目、错误与遗漏项目的差额进行了直观分析[1]；王月溪通过国际收支平衡表，对中国国际收支的结构特征、形成动因以及与国内投资和储蓄的关系进行了详细分析，进而提出将单纯出口创汇观念转变为实现总体上的资源最优配置、引进外资和对外投资并举的政策建议[2]；对外经济贸易合作部政策研究室课题组侧重理论和政策，分析了开放经济下国际收支平衡这一外部均衡目标与原有经济增长、物价稳定、充分就业等内部均衡的关系，提出了加入WTO后内外均衡关系的处理及完善国际收支调节机制的对策[3]。
（2）国际收支对国内货币政策、 进而对通货膨胀影响的研究。刘柏通过Granger影响关系、VAR模型的冲击反应和误差方差分解方法证实，在开放经济条件下中国国际收支状况的变化引致通货膨胀和国内生产总值的变动，继而揭示了外部冲击对中国货币政策独立性具有影响[4]；曹阳、王波在对2001年以来中国国际收支结构变化进行分析的基础上，对中国国际收支顺差和内部经济中通货膨胀共存的现象进行了解释[5]。这些研究均以国际收支与国内经济增长存在长期均衡关系为前提，但中国国际收支与国内经济是否保持长期均衡关系、其均衡关系的特征是什么则缺乏系统说明。
此外立足于国际收支主要项目，分别就对外贸易和引进外商直接投资与经济增长关系进行研究的文献也相当广泛。
（1）对外贸易与中国经济增长关系的研究主要集中在两个方面。①出口贸易对经济增长的影响。李文通过经济增长模型得出了出口增长对经济增长具有明显的拉动作用[6]；赖明勇利用线性回归的方法、杨全发利用生产函数线性回归、王永齐构造了贸易结构测度指标运用VAR模型估计了中国出口贸易与经济增长的关系，均得出出口贸易对整个经济增长的推动作用不强的结论[7—9]。②检验中国经济增长的出口导向性假说。沈程翔、赵陵利用Granger因果检验及协整检验的方法，检验了中国经济增长的出口导向性假说，发现中国的出口与产出之间存在着互为因果的双向联系，但不存在长期稳定的均衡关系（协整关系）[10,11]；李军等运用协整检验发现，经济增长不是完全意义上的出口导向型，进口对经济增长的弹性很大[12]。
（2）外商直接投资与经济增长关系的研究主要集中在4个方面。①侧重于外商直接投资与经济增长关系的计量。王新、萧政、沈艳利用哈罗德—多马动态经济增长模型[13,14] 以及桑秀国用新增长模型得出外商直接投资与GDP正相关[15]。②侧重于区域、产业层面研究外商直接投资与经济增长的关系。Kueh、Sun、魏后凯、张天顶均认为外商直接投资通过地区资本形成对经济增长的影响[16—19]。③强调人力资本在劳动投入中起作用的前提下计量外商直接投资对中国经济增长的影响。沈坤荣、耿强、陈浪南、陈景煌均认为外商直接投资增长导致中国经济增长率增加，外商直接投资技术扩散效应的发挥与人力资本有至关重要的关系[20,21]。④考虑到相应经济效应（劳动生产率提高、税收、贸易、技术外溢、聚集效应）研究外商直接投资对中国经济增长影响的机理。于克萍和傅晓涛通过建立国民经济总体生产函数、黄华民通过外商直接投资占GDP 比重和外资企业纳税占全国工商税收的比重指标、江锦凡利用新增长理论考虑到资本效应和外溢效应[22—24]；任永菊、张岩贵以Alfaro模型考虑金融市场影响[25]；黄建宏、莆云从专业化分工角度利用非线性方法、赖明勇等构建的一个中间产品种类扩张内生技术进步模型均就外商直接投资对中国经济增长的作用机理进行研究[26,27]。
这些研究虽然具体深入，但却很少把各账户与经济增长的关系作为一个整体研究。本研究把国际收支平衡表作为一个整体综合主要账户，研究它与经济增长的关系，试图用协整分析、误差修正模型和格兰杰因果检验法分析贸易账户、资本账户和外汇储备与中国经济增长的关系。
3 数据、变量与计量模型
3.1 数据与变量
本文分析所使用的样本为1980年～2004年的年度数据，数据来源于《中国统计年鉴（2005）》（外商直接投资样本为1983年～2004年的年度数据）。用出口总额（X）、进口总额（M）、进出口总额（XM）来反映贸易账户状况；用外商直接投资额（FDI）反映资本账户的状况，统计资料中的外商直接投资额以美元表示，本文用人民币对美元的年平均汇价（中间价）转换成当年价人民币，目的是为了立足内部均衡并与贸易开放可比；用WAI反映外汇储备的状况；用国内生产总值（GDP）反映经济增长。为了消除物价变动对GDP和X、M、XM、FDI、WAI的影响，用消费价格指数（以1978年为100％）对GDP、X、M、XM、FDI、WAI的数据进行平减，由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以对实际GDP、实际出口、实际进口、实际进出口和实际FDI进行自然对数变换，分别用LGDP、LX、LM、LXM、LFDI、LWAI表示自然对数的实际国内生产总值、实际出口额、实际进口额、实际进出口总额、实际FDI和实际外汇储备。
3.2 计量模型
（1）单位根检验
量序列｛y[,t]｝不存在单位根，即它是平稳序列。
（2）协整检验
变量序列之间的协整关系是由Engle和Granger首先提出的，这一方法论的基本思想在于，尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列（均为I（1）），但它们的某种线性组合却呈现稳定性，则这两个变量之间便存在长期稳定关系，即协整关系。常用的协整检验方法有Engle Granger两步法和Johansen法，本文采用Johansen法，该方法的基本思路是在多变量向量自回归系统回归构造两个残差的积矩阵，计算矩阵的有序本征值（Eigenvalue），根据本征值得出一系列的统计量判断协整关系是否存在以及协整关系的个数。
（3）误差修正模型
根据Engle定理，如果一组变量之间有协整关系，那么协整回归总是能被转换成误差修正模型。误差修正模型（error correction model，ECM）是由Engle和Granger在1987年提出的，对向量自回归模型进行差分处理并化简，误差修正模型可表示为
无关的协整向量，向量A 代表均衡误差修正项的权重，反映模型从任何非均衡状态向长期均衡状态的调整速度。在误差修正模型中，长期调节和短期调节的过程同样被考虑进去，误差修正模型的优点在于它提供了揭示长期关系和短期调节的途径。
（4）格兰杰因果关系检验
协整检验可以检验两个经济变量之间是否具有长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger 提出的因果关系检验可以解决此类问题，该检验是确定一个变量能否有助于预测另一个变量。如果x有助于预测y，即根据y的过去值对y进行自回归时，如果再加上x的过去值，能显著的增强回归的解释能力，则称x是y的格兰杰原因，记为x
y；否则，称为非格兰杰原因，记为x
y。
4 国际收支主要账户与经济增长关系的实证研究
4.1 贸易账户与经济增长的实证研究
（1）时间序列的平稳性检验
本文时间序列的平稳性检验使用ADF方法检验数据的平稳性， 单位根检验结果表明，LGDP的ADF值为－0.4710，大于5％显著水平的临界值－2.9970，拒绝原假设，LGDP是非平稳的，含有单位根。进一步对LGDP的差分DLGDP进行检验（方程形式有截距、无趋势项），ADF的统计量小于5％显著水平的临界值，差分后的序列是平稳的，因此LGDP是一阶单整，即I（1）。同理，运用ADF方法对LX、LM、LXM进行检验，结果表明，LX、LM、LXM序列也均是一阶单整序列，见表1。
（2）协整检验
虽然时间序列LGDP、LM、LX、LXM是非平稳的一阶单整序列， 但可能存在某种平稳的线性组合，这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。本文使用Johansen多变量系统极大似然估计法对多变量时间序列进行协整检验，协整检验从检验不存在协整关系这一零假设开始逐步检验（见表2）。
①进口与GDP的协整检验
表2从零假设H[,0]：r＝0开始，似然率统计量的值为25.51，超过5％显著性水平的临界值15.41，表明应拒绝零假设的H[,0]：r＝0，接受r＝1备择假设。同时，在原假设为H[,0]：r＝1时，似然比为3.64，小于5％的临界值3.76，因而接受H[,0]：r＝1的零假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论，在5 ％的显著性水平下GDP与进口存在协整关系。由此可见，在95％的概率下，有理由确信中国GDP与进口存在长期均衡关系，长期均衡关系的协整方程为
ECM＝LGDP－0.6573LM－4.5043 （5）
在确定协整向量后可以建立GDP与进口的向量误差修正模型，得到关于GDP与进口的向量误差修正模型为
（6）
（7）
其中，ECM[,t-1]为滞后一期的均衡误差修正项，其前面的系数包含着变量的过去值对现在值影响的信息。如果这一系数显著，意味着上一期的均衡误差修正项在决定变量的当前增长中起着重要作用，各解释变量差分项前的系数表示模型的短期动态性质。从上述误差修正模型中可以得知，进口的误差修正项系数是显著的，而GDP的误差修正项系数不是显著的，这说明GDP对进口的影响远大于后者对前者的影响。
②出口与GDP的协整检验
表3从零假设H[,0]：r＝0开始，似然率统计量的值为35.76，超过5％显著性水平的临界值15.41，表明应拒绝零假设的H[,0]：r＝0，接受r＝1备择假设。同时，在原假设为H[,0]：r＝1时，似然比为0.009，小于5％的临界值3.76，因而接受H[,0]：r＝1的零假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论，在5％的显著性水平下GDP与出口存在协整关系。由此可见，在95％的概率下有理由确信中国GDP与出口存在长期均衡关系，长期均衡关系的协整方程为
ECM＝LGDP－0.5867LX－5.0573 （8）
在确定协整向量后，可以对向量误差模型进行估计，得到关于GDP 与出口的向量误差修正模型为
（9）
（10）
从上述误差修正模型中可以得知，出口的误差修正项系数是显著的，而GDP的误差修正项系数不是显著的，这说明GDP对出口的影响远大于后者对前者的影响。
③进出口与GDP的协整检验
表4从零假设H[,0]：r＝0开始，似然率统计量的值为24.51，超过5％显著性水平的临界值15.41，表明应拒绝零假设的H[,0]：r＝0，接受r＝1备择假设。同时，在原假设为H[,0]：r＝1时，似然比为1.01，小于5％的临界值3.76，因而接受H[,0]：r＝1的零假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论，在5 ％的显著性水平下GDP与进出口总额存在协整关系。由此可见，在95％的概率下，有理由确信中国GDP与进出口总额存在长期均衡关系，长期均衡关系的协整方程为
ECM＝LGDP－0.6218LXM－4.3478 （11）
在确定协整向量后可以对向量误差模型进行估计，得到关于GDP与进出口的向量误差修正模型为
（12）
（13）
从上述误差修正模型中可以得知，进出口总额的误差修正项系数是显著的，而GDP的误差修正项系数不是显著的，这说明GDP对进出口总额的影响远大于后者对前者的影响。
（3）格兰杰因果关系检验
表5中的P值表示接受零假设的概率，数字越小，说明自变量预测因变量的能力越强。本检验中采用滞后期为5，由于样本量为24，所以样本数为19。从表5中可以看出，DLM不是DLGDP的格兰杰原因，这说明从短期来看，进口对中国经济增长的影响不大；在5.84％的显著性水平下，GDP明显是进口的格兰杰原因。
从表6可以看出，DLX不是DLGDP的格兰杰原因，这说明从短期来看， 出口对中国经济增长的影响不大；在9.606％的显著性水平下，GDP明显是出口的格兰杰原因。
从表7可以看出，DLXM不是DLGDP的格兰杰原因，这说明从短期来看进出口总额对中国经济增长的影响不大；在4.60％的显著性水平下，GDP明显是进出口总额的格兰杰原因。在5％显著性水平下GDP与进出口总额之间仅仅存在单方向的因果关系，即经济增长是引起进出口总额增加的原因，进出口总额却不是引起经济增长的原因。在10％显著性水平下GDP与进口、出口之间存在单方向的因果关系， 即经济增长是引起进口、出口增加的原因，进口、出口却不是引起经济增长的原因。表明过去25年间中国出口在经济增长中的导向性作用还不明显，因此将进口和出口结合在一起研究对经济增长的促进作用比单独利用出口或进口进行研究更为有效。
4.2 资本账户与经济增长的实证分析
（1）平稳性检验
如表8所示，使用ADF方法检验数据的平稳性，单位根检验结果表明， LGDP的ADF值为－4.0378，大于5％显著水平的临界值－4.5000，拒绝原假设，LGDP是非平稳的，含有单位根。进一步对LGDP的一阶差分DLGDP进行检验（方程形式有截距、无趋势项），ADF的统计量小于10％显著水平的临界值，差分后的序列是平稳的，因此LGDP是一阶单整，即I（1）。同理，运用ADF方法对LFDI进行检验， 结果表明，LFDI序列也是一阶单整序列。
（2）协整性检验
假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论，在5％的显著性水平下GDP与FDI存在协整关系。由此可见，在95％的概率下，有理由确信中国GDP与FDI存在长期均衡关系，长期均衡关系的协整方程为
ECM＝LGDP－0.1041LFDI－9.1530 （14）
在确定协整向量后，可以对向量误差模型进行估计，得到关于GDP与FDI的向量误差修正模型为
（15）
（16）
从上述误差修正模型中可以得知，FDI的误差修正项系数是显著的，而GDP的误差修正项系数不是显著的，这说明GDP对FDI的影响远大于后者对前者的影响。
（3）格兰杰因果关系检验
从表10可以看出，DLFDI不是DLGDP的格兰杰原因，这说明从短期来看外商直接投资对中国经济增长的影响不大；在0.9％的显著性水平下，GDP明显是外商直接投资的格兰杰原因。
4.3 外汇储备与经济增长的实证分析
（1）平稳性检验
平稳性检验结果见表11。由表11看出，时间序列LGDP、LWAI经过一阶差分平稳，所以是一阶单整序列。
（2）协整性检验
协整性检验结果见表12。
表12从零假设H[,0]：r＝0开始，似然率统计量的值为23.63，超过5％显著性水平的临界值15.41，表明应拒绝零假设的H[,0]：r＝0，接受r＝1备择假设。同时，在原假设为H[,0]:r＝1时，似然比为2.45，小于5％的临界值3.76，因而接受H[,0]：r＝1的零假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论，在5 ％的显著性水平下GDP与外汇储备存在协整关系。由此可见，在95％的概率下，有理由确信中国GDP与外汇储备存在长期均衡关系，长期均衡关系的协整方程为
ECM＝LGDP－0.2818LWAI－7.810 （17）
在确定协整向量后，可以对向量误差模型进行估计，得到关于GDP与LWAI的向量误差修正模型为
（18）
（19）
从上述误差修正模型中可以得知，GDP和外汇储备的误差修正项系数均是显著的，这说明从长期来看，GDP和外汇储备是相互影响的， 但二者影响对方的程度却是不同的，外汇储备方程误差修正项系数明显大于GDP方程相应误差项系数，这说明GDP对外汇储备的影响远大于后者对前者的影响。
（3）格兰杰因果检验
从表13可以看出，在5％的显著性水平下，DLWAI不是DLGDP的格兰杰原因，这说明从短期来看外汇储备对中国经济增长的影响不大；在0.19％的显著性水平下，GDP明显是外汇储备的格兰杰原因。
5 结论
国际收支平衡表作为一国（地区）居民与他国（地区）进行一切经济交易的事后会计记录，其基本账户与经济增长的关系反映了国际收支与经济增长的关系。本文立足于国际收支平衡表对主要账户与经济增长关系的研究得到如下结论。
（1）尽管进口、出口、进出口和FDI账户增长序列与经济增长序列各自都不平稳，但它们与经济增长之间却构成了长期稳定的均衡关系；进出口方程的协整系数大于出口方程的协整系数，说明中国进出口比出口与经济增长关系更为密切，这反映了中国大国经济和投资拉动经济增长的特征；建立的向量误差修正模型显示在长期条件下GDP对进口、出口、进出口总额的影响都是显著的，而后三者对GDP的影响却都不显著；格氏因果检验表明，从总体上看，可以认为经济增长是对外贸易增长（进口、出口、进出口）的原因，而对外贸易却不是经济增长的原因，因此中国未来对外贸易的发展在相当程度上体现为国内经济的发展和出口竞争力的提高。
（2）虽然中国的GDP和FDI时间序列都是非平稳序列， 但两者之间的线性组合却是平稳的，也即两者之间存在长期均衡关系；向量误差修正模型结果显示，GDP对外商直接投资在长期内影响显著，而外商直接投资对GDP的影响不是十分显著；短期内，GDP是FDI增长的格兰杰原因，而FDI却不是GDP增长的格兰杰原因，因此以国内市场为主，依靠经济的内生机制，强调引进外资的根本目的是提高中国的自主发展和创新能力，掌握引进FDI的主动权，确保经济持续稳定增长才是FDI持续稳定增长的根本前提。
（3）虽然中国GDP和外汇储备时间序列都是非平稳序列，但两者之间的线性组合却是平稳的，也即两者之间存在长期均衡关系；向量误差修正模型结果显示，外汇储备和经济增长的修正系数都是显著的，说明二者在长期是互相影响的，经济增长对外汇储备的影响要更显著一些；短期内，GDP是外汇储备增长的原因，而外汇储备却不是GDP增长的原因，因此过多的外汇储备并不利于中国经济增长， 巨额的外汇储备不仅导致国际上人民币升值的呼声甚嚣尘上，而且导致国内货币供给持续上升、通货膨胀压力增大、中央银行对付通货膨胀的成本增加，最终影响经济增长。
收稿日期：2006—07—26
基金项目：黑龙江省社科基金、哈尔滨工业大学文科基金（05B0068）；TPM资助。
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