国际贸易冲击效应与中国宏观经济波动：1978～2005，本文主要内容关键词为：效应论文,国际贸易论文,中国宏观经济论文，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
2002年中国经济增长率升到8.3％，至此宏观经济波动开始进入新一轮的周期，在2003、2004和2005年，中国经济连续三年保持了9％～9.5％的适度高位平稳增长(刘树成等，2005)，2006年经济增长率高达11.1％。①一些国家的发展经验表明，在国内经济增长态势较好的情况下，如何防范国际冲击的负面影响，是一个应高度重视的问题。尤其是在该国外贸依存度较大的情况下，更是如此。
有关中国经济波动问题的文献，大多以封闭经济为条件，从需求、供给等角度进行研究，得出了有意义的结论。从需求角度看，刘树成等(2005)对中国2002年以来新一轮经济周期进行了综合分析，认为消费结构升级的同时产生经济的长期增长和短期波动；郭庆旺(2004)认为，投资波动是改革开放以来中国经济波动的冲击源。从供给方面看，不少学者认为技术冲击和劳动供给的变化是中国经济波动的主要原因(卜永祥和勒炎，2002；陈昆亭等，2004；黄赜琳，2005)。
有关国际贸易与经济波动二者相互作用的机制，传统观点认为(Macbean,1966; Krugman,1985)，国际贸易对经济波动的冲击主要体现在收入效应和价格信号效应上。出口收入的不稳定会传导到国内经济，使国内需求出现变化，这种变化以及获得进口原料机会的不确定，会挫伤投资者的积极性，不利于经济平稳增长；出口不稳定也可能会扰乱相对价格传递的信号，投资者因此无从选择能使产出最大的投资，在既定的投资水平上降低了经济增长率。以Friedman(1993)为代表的货币主义学派的永久性收入假说，在微观基础上提出了相反的结论。他们认为收入越是围绕永久性水平上下波动，为维持不变的消费水平，就越要储蓄。也就是说如果出口收入的不稳定传导到家庭，他们将更多储蓄，该国也就能为更多的投资融通资金，经济会得到更快增长。
David(1993)从计量经济学角度检验了国际贸易波动对GDP的冲击效应。通过对一个包括85个国家的15年(1970～1985年)样本进行分析，发现出口波动确实提高了投资与GDP的比率，但却降低了GDP的增长率。
上述文献从不同角度分析了国际贸易波动与经济增长的关系，但存在以下几方面不足：首先，注重分析出口额变化与GDP、投资增长率之间的短期关系，忽视了长期的连续效应。其次，注重用单方程模型说明出口或投资对产出的影响。而经验已经证明产出变动反过来也会影响出口的变化，进而形成循环效应。最后，一些研究认为贸易对经济波动的影响是通过储蓄和投资效应间接实现的，但如果一国投资不仅来源于储蓄，而且是更大程度依靠其他来源，贸易对产出的影响效应可能会改变。
国内有关国际贸易与中国宏观经济关系的研究多集中于进出口对经济增长的影响(刘学武，2000；潘向东，2005)，而对于国际贸易与宏观经济波动之间相关性和作用机制的研究比较欠缺。孙立坚、孙立行(2005)用EGARCH-VAR模型检验了对外开放和中国宏观经济波动的关联性；杜婷、庞东(2006)在分析国际贸易波动特征及其与经济周期性波动关系的基础上，通过国际贸易乘数效应研究国际贸易冲击对经济周期性波动的影响。上述文献研究表明，近年来中国经济波动与国际贸易呈现出较大的相关性。
本文构建结构向量自回归模型(SVAR)，对1978～2005年间中国宏观经济波动的国际贸易冲击效应进行了研究。本研究与以往研究不同之处：第一，应用SVAR模型研究国际贸易对中国经济波动的短期和长期冲击效应；第二，识别了国际贸易对宏观经济波动的结构性冲击因素，包括供给冲击、国外需求冲击和名义冲击；第三，模拟结果不仅显示出国际贸易对经济波动的冲击效应，而且有助于分析经济波动对国际贸易的影响；第四，用脉冲响应和方差分解方法定量研究国际贸易冲击对中国经济波动的动态效应。
二 国际贸易与宏观经济波动关系的理论分析
在探讨国际贸易与经济波动的相互关系之前，有必要对贸易影响经济增长的相关理论进行简单梳理。最早对国际贸易与经济增长的关系做出分析的是乘数效应理论。该理论认为，一国总出口额的改变，可直接影响出口部门生产者的收入、消费和投资支出，间接影响其他部门生产者的收入，进而对整个经济产生影响。早在1933年，哈罗德(Harrod)就在凯恩斯基础上提出了“贸易乘数(trade multiplier)”理论(Kennedy and Thirlwall,1979)，认为出口增加会使国民收入增加数倍，产生贸易乘数效应。理论的推导主要基于开放条件下国民收入恒等式：
其中
分别代表国际收支平衡约束下的均衡经济增长率和出口增长率；
分别代表国内外价格和汇率变动的比率；η、ψ、π则分别表示进口、出口的价格弹性和进口的收入弹性。McCombie的分析结果表明，一国经济增长不仅与国际贸易需求变量有关(出口额)，而且与国际贸易名义变量(如国内外商品价格)也有较大关系。
Kydland和Prescott(1982)提出了真实周期(RBC)理论，该理论认为技术冲击是经济波动的来源，这为我们引入国际贸易供给变量(用全要素生产率TFP表示)研究国际贸易对经济波动的冲击提供了一种思路。RBC理论是一种外生冲击理论，认为供给冲击是产生波动的主要根源。该理论将资本、劳动投入质量改变、新的管理方法、新产品的开发及新生产技术引进引起的冲击定义为“技术冲击”，并将其作为供给冲击的代表因素建立模型并进行经验分析。RBC理论还认为，技术波动决定了生产函数即人们把投入(资本与劳动)转变为产出的能力，引起了产出与就业的波动。当出现技术进步时，产出增加，从而实际工资和就业也会增加；技术水平落后会引起整个经济衰退。
标准的RBC模型采用一般均衡模型假设，并假定经济中存在技术冲击的实际扰动。在该模型中，代表性厂商的生产函数为：
三 数据和模型构建
国际贸易对宏观经济的冲击主要表现在三个方面：首先，从国外总需求角度看，贸易伙伴国的产出水平或者对中国产品偏好影响了对中国产品需求，总需求变化影响了中国的出口额，出口的变动通过收入效应对中国宏观经济波动造成冲击；其次，从贸易条件看，贸易条件的变化直接影响中国出口产品的价值，进而通过价格效应影响中国的产出波动；最后，通过进口，产生技术溢出、技术扩散等效应，对中国生产率形成冲击，本文称为供给冲击。
根据以上分析，本文以国内生产总值(GDP)变动状况衡量中国宏观经济波动，由于GDP反映了一国居民的收入水平，可把GDP自身的冲击定义为国内居民收入冲击，假定其他因素不变，居民收入水平的变化不仅影响了对国内产品的需求，而且影响对国外产品的需求；以出口额(EX)衡量外国居民对中国产品的总需求，把EX的冲击定义为国外需求冲击；用贸易条件(TOT)衡量中国出口产品价值，把TOT的冲击定义为名义冲击；用全要素生产率(TFP)衡量国际贸易对中国经济技术进步的影响，技术进步提高了一国劳动生产率，增加了产品的供给，因此，本文把TFP的冲击定义为供给冲击。
(一)变量选取和数据来源
本文涉及的时间序列数据包括中国各年份的GDP、出口额(EX)、贸易条件(TOT)以及全要素生产率(TFP)。
1.在GDP、出口额(EX)的统计中，为消除价格因素的影响，采用1978年的不变价格。其中，各年份GDP的1978年不变价来源于2006年《中国统计年鉴》，EX是根据2006年《中国海关统计年鉴》和《中国统计年鉴》相关数据整理所得。
2.贸易条件(terms of trade，TOT)。贸易条件又称交换比价，即出口价格指数与进口价格指数的比率，是指一个单位的出口商品可以换回多少进口商品。贸易条件恶化是指出口1个单位商品所换回的进口商品减少。主要包括三种情况：出口价格下降而进口价格上升；进出口价格均下降，但出口价格下降幅度大于进口价格下降幅度；进出口价格均上升，但出口价格的上升幅度小于进口价格的上升幅度。本文的贸易条件获取采用世界银行《世界发展指标数据库》中以2000年为基期的出口价格指数与进口价格指数之比。
3.全要素生产率(TFP)。全要素生产率也称总和要素生产率，是指除劳动和资本这两大物质要素之外的所有其他要素带来的产出增长率，主要是指因技术进步提高了的效率，理论上全要素生产率与一国经济增长呈正相关关系。本文全要素生产率的获取采用了张军和施少华(2003)的方法，利用《中国统计年鉴》中资本形成数据(1978年不变价)和劳动投入数据，用道格拉斯生产函数建立回归模型，求出资本、劳动的投入产出弹性系数后，代入全要素生产率公式，计算出1978～2005年各年全要素生产率。
我们对TFP、EX、TOT和GDP四个变量进行ADF单位根检验②后发现，四个变量的时间序列均不为I(0)序列，且存在一个单位根(即I(1)序列)；对这四个变量的增长率RTFP、REX、RTOT和RGDP进行检验，发现增长率变量的时间序列是I(0)序列。为保持数据的平稳性，本文使用四个变量的增长率来研究这四个变量的相互关系，这里增长率为实际增长率。③
(二)模型设定及相关检验
一般的模型只单向描述自变量的改变对因变量产生的影响，向量自回归模型(VAR)则考虑了模型中各变量之间的相互作用，被公认为描述变量间动态关系的一种实用方法。VAR是Sims(1980)首先提出的研究各个变量之间关系的非结构建模方法。Blanchard和Quah(1989)通过对VAR模型施加基于经济理论的长期约束条件，开创性地把VAR模型应用到宏观经济波动理论，识别出经济中的总需求和总供给冲击，给出了美国宏观经济波动的凯恩斯解释。此后，有很多文献对VAR模型进行扩展(Johansen,1991; Hoffmaister and Rolds,2001)，也有学者研究了开放经济环境下(Mendoza,1995; Prasad,1999)，宏观经济波动的结构性冲击。但VAR模型没有给出变量之间当期相关关系的确切形式，即在模型的右端不含有内生变量，这些当期相关关系隐藏在误差项的相关结构中，无法解释。为了明确变量之间的当期关系，本文采用结构性向量自回归方法(SVAR)建立模型：
其中，变量与参数矩阵④分别为：
模型设定好后，需要对相关变量进行平稳性检验。根据附表1对RTFP、REX、RTOT和RGDP时间序列的ADF单位根检验结果发现，四个变量时间序列均不存在单位根，为平稳序列(即为I(0))。这表明可以将RTFP、REX、RTOT和RGDP作为内生变量集，建立SVAR模型进行检验。
用Eviews 5.0进行检验，根据AIC准则和SC准则判断滞后阶数都应该选择3，⑤即式(7)中k等于3。进一步用Eviews 5.0运算结果表明，SVAR(3)的特征多项式所有根的倒数均位于单位圆内⑥(如图1所示)，表明滞后阶数3是合理的，SVAR(3)是稳定的。
(三)模型估计结果
图1 SVAR(3)模型特征多项式根的倒数
四 国际贸易对中国宏观经济波动影响的计量分析
依据估计出的结构模型，我们可以计算出RTFP、REX、RTOT、RGDP对供给冲击、国外需求冲击、名义冲击、国内居民收入冲击的脉冲响应函数和误差方差分解，用以考察各种冲击的动态效果，衡量国际贸易对中国宏观经济波动的动态效应。
(一)国际贸易冲击的脉冲响应函数分析
脉冲响应函数方法(Impulse Response Function，IRF)主要分析当一个误差项发生变化或者模型受到某种冲击时对系统的动态影响。在VAR模型中，由于协方差矩阵被假设为非对角矩阵，表明扰动向量
中其他元素随着第j个元素
的变化而变化，与计算脉冲响应函数时假定变化，中其他元素不变化相矛盾，因此需要一个正交化的脉冲响应函数来解决该问题。在SVAR模型中可以得到正交化的脉冲响应函数，即可以单独考虑各个变量的冲击对其他变量的影响。本文用Eviews 5.0对上述SVAR模型进行分析，研究国际贸易各变量变动对中国经济波动的冲击效应。图2描绘了一个标准差的供给冲击、国外需求冲击、名义冲击和国内居民收入冲击对四个变量的累积效应。其中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：年度)，纵轴表示各变量增长率的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。通过对脉冲响应函数图形的分析，我们可以得出以下结果：
1.造成经济增长率(RGDP)波动的因素。我们考察RGDP对各变量一个标准差新息的脉冲响应(见图2第四行)，发现经济增长率对RTFP新息一个标准差扰动，在整个预测期呈现负响应(第一列)，滞后7期时，累积响应达到最低点(-0.07)，⑦表明国际贸易供给冲击对GDP的增长率有持久的抑制作用。相对于全要素生产率，RGDP对REX新息的扰动以及对自身的冲击呈现正响应(第四行的第二、四列)。图形显示：国外需求冲击在整个预测期内对RGDP的冲击效应均较为明显，表明中国经济增长对出口贸易依赖性较大；RGDP对自身冲击的响应在短期较为明显，长期则逐渐减弱。出现这种情形，可能是由于短期内1单位居民收入的增加更多地转化为对国内产品的需求，从而增加RGDP。而从长期看，随着居民收入水平的逐渐提高，假设国内外产品结构不发生变化(如本国生产低档品，进口外国奢侈品)，会有更多的消费需求转化为对国外奢侈品的需求，从而增加了进口，即增大了边际进口倾向(中国历年的国民收入与进口的数据也支持了此观点)。根据乘数效应理论，边际进口倾向的增大使得收入增加对经济的刺激作用减小。RGDP对名义冲击的响应幅度在整个预测期均不显著，滞后1到4期还呈现出较小程度的负累积响应，虽然滞后5期后呈现出正响应，但响应幅度较小，最大也只有0.02单位。
2.RTFP新息(供给冲击)的冲击效应。进一步分析各种冲击对其他变量的动态影响有助于理解其对RGDP的冲击效应。首先，供给冲击(图2中第一列)对各变量的影响。一般对发展中国家的国际贸易而言，对全要素生产率的冲击主要通过从贸易伙伴国的进口实现。当面临全要素生产率一个标准差新息的扰动时，滞后1期RTFP大概有0.034单位的小幅上升(图二第一行)，RTFP的增加引起出口和贸易条件增长率均有0.05～0.1单位的较大幅度增长(图二第二、三行)。而产出增长率RGDP不升反降，表明中国进口多是高附加值产品，由此引起的收入支出超过了出口增加产生的收入效应，还表明中国出口产品结构比较低，有待于进一步优化。长期内，正的供给冲击对RTFP、REX没有形成持续的增长效应，分别在滞后7期和滞后5期收敛为0，对RTOT的累积效应在整个预测期虽然为正，但影响幅度不大，且处于波动状态。正的供给冲击给出口增长率带来的负效应增强了其对产出的不利影响。造成这种情况可能有两个原因：第一，中国出口大部分由外资企业加工贸易带动，短期内外资企业从母国进口高附加值的设备，生产产品出口，但长期受中国巨大的消费市场影响，转向内销，不利于出口增长率的提高，持续的出口负效应对产出长期增长不利；第二，因为生产率的提高导致可贸易品产量增加，但在需求得不到有效提高的情况下，产量增加可能会使价格下降，如果价格下降的幅度大于产出量增加效应，也会对GDP增长不利。
3.贸易条件增长率新息(名义冲击)的冲击效应。正的名义冲击意味着贸易条件的改善，出口商品价格的相对提高。图2第三列显示，RTOT一个标准差的新息对REX和RGDP的影响不明显，对RTOT自身的影响，在滞后1期有较大程度的正效应，滞后2期时收敛为0，但在滞后5期又形成较显著的正效应，此后处于波动状态。虽然对于RTFP在滞后1期并无较大影响，但随后形成较持久的负效应。造成这种结果的原因可能是改革开放以来，中国实行钉住美元的固定汇率制度，在该制度下(名义汇率固定)，由正的名义冲击引起的出口商品价格的提高，导致实际汇率呈上升趋势。汇率上升引起出口量的减少抵消了价格效应引起的出口增长，并且由于本文使用的序列不是水平值而是增长率，所以正的名义冲击短期不会提高GDP增长率，长期虽形成持续的正效应，但效果不明显。可以预测，在中国逐渐由固定汇率制向浮动汇率制转变的过程中，名义冲击作用可能会增强。
图2各变量对1单位标准差冲击的响应函数
4.出口增长率(国外需求冲击)与GDP增长率(国内居民收入冲击)新息的冲击效应。图2第二列和第四列显示，正的国外需求冲击(第二列)和国内居民收入冲击(第四列)短期对生产部门产生较高的收入效应，进而刺激投资，有利于中国产出增长率(第四行)的增加。从图中(第四行)看出，由正的国外需求冲击引起的RGDP的增加在长期有持续性，而国内居民收入冲击引起的RGDP的增长效应在滞后4期达到最大，随后影响力度逐渐减小，滞后10期已收敛为0。这可能与两种冲击对出口的影响效应(第二行第二列、第四列)有关。图2第二行第二列显示，正的国外需求冲击在整个预测期均能对出口形成正的累积效应，从而增加了产出；而图2第二行第四列显示，正的国内居民收入冲击在长期会有一部分转化为对国外产品的需求，增加了边际进口倾向，从而相对减小了其对经济的增长效应。此外，国外需求和国内居民收入冲击对RTFP的影响虽然滞后1期效应不明显，但随后即形成较强的正效应。两者对RTOT的影响无论短期还是长期，影响力度均不显著。表明RTFP和RTOT的增加不能只靠数量的影响，更重要的是结构的改善，因此我们长期更应重视贸易结构的高级化，贸易流向的多元化，而不只是追求数量的增加。
(二)宏观经济各变量预测误差的方差分解
脉冲响应函数能解释各变量对特定冲击的响应符号和响应幅度，但是不能比较不同冲击对一个特定变量的影响强度，而预测误差的方差分解(variance decomposition)将系统的均方误差(mean square error)分解成各变量冲击所做的贡献，为解决此问题提供了更加正式和准确的信息，表1显示了SVAR模型的方差分解的模拟结果。
表1 各变量预测期误差的方差分解
RTFP的误差方差分解(1)
时期
标准差
供给冲击(％)
国外需求冲击(％) 名义冲击(％) 国内需求冲击(％)
1 0.0338 100.0000 0.0000 0.0000 0.0000
2 O.0405 70.6117
5.9312 11.544511.9126
3 O.0429 63.3548
8.2028 15.796512.6460
4 0.0436 61.5549
7.9903 15.285615.1692
5 O.0459 57.2550
8.2712 16.570517.9032
100.0494 54.3225
9.8850 18.199617.5928
REX的误差方差分解(2)
1 O.1284 52.2686
47.7314 O.0000 O.0000
2 0.1726 69.2041
28.9719 1.4912 0.3328
3 O.1846 66.2172
25.4049 3.3162 5.0617
4 0.1963 69.9732
22.4972 3.0198 4.5098
5 0.2042 64.7036
22.0673 6.7264 6.5028
100.2263 54.3976
19.268114.580011.7543
RTOT的误差方差分解(3)
1 0.1042 16.4839
0.5143 83.0017 0.0000
2 0.1340 11.1740
3.7595 84.4684 O.5982
3 0.1375 11.7692
3.9075 81.7519 2.5714
4 0.1439 15.1203
5.7790 74.7988 4.3019
5 0.1613 15.9015
7.0048 73.5845 3.5092
10O.1740 15.6137
7.7306 71.9395 4.7163
RGDP的误差方差分解(4)
1 0.0353 2.405536.198010.743550.6529
2 0.0511 16.5970
30.8300 5.234247.3387
3 O.0563 24.3124
25.4564 7.555842.6754
4 0.0570 25.6299
25.2996 7.509841.5606
5 0.0586 25.6351
24.8000 7.172242.3927
10O.0685 29，6163.20.724210.874438.7850
说明：表1包括6列，第一列是预测期，本文选择10期，为缩短篇幅，第6～9期估计值没有在表中显示，第二列为各变量各期预测标准误差，后四列表示每种冲击对各期预测误差的贡献度。
表1(4)显示，在所有预测期内，由国际贸易波动引起的中国产出的标准差不大，但有逐渐增加的趋势(从第1期的0.04到第10期的0.07)，表明短期国际贸易波动对中国宏观经济波动影响不大，长期作用会增强。由表1(4)可知，无论是国内居民收入冲击还是国外需求冲击，均能在很大程度上解释中国GDP的波动，但解释力度随着滞后期的增加而减弱，分别从滞后1期的50.65％和36.20％到滞后10期的38.79％和20.72％。国内居民收入冲击效应长期减弱表明，中国国内居民收入的增加短期内有较大部分转化为对国内产品的需求，从而增加产出，而长期会有部分转化为对国外产品的需求，增加进口，制约了其对产出的增长效应。这提示我们，通过扩大内需来推动经济增长，应该作为一项长期政策来实施。国外需求冲击长期作用的减小表明，中国实行的促进贸易结构高级化、贸易流向多元化的贸易政策发挥了作用。
表1(4)还显示，供给冲击对产出波动的解释力度逐步增强，虽然滞后1期时，仅能解释产出增长率的2.41％，但在第10期已能解释产出波动的29.62％。而脉冲响应图显示，产出对国际贸易供给冲击的响应符号为负，表明长期应预防供给冲击对经济波动带来的负面效应，同时也表明在进口国外资本品的同时应注意吸收其先进的技术，否则对中国全要素生产率的提高意义不大。
表1(2)显示的出口增长率(REX)波动中，名义冲击虽然短期对REX波动解释力度不强，但长期效应逐渐增强。对REX波动影响最大的还是国外需求冲击和供给冲击，虽然解释力度在长期有所下降，但分别能解释出口额波动的19.27％和54.40％。国内居民收入冲击虽然滞后1期不能解释出口波动，但解释作用逐渐增强，滞后10期解释力度已能达到11.75％。
贸易条件增长率(RTOT)的波动(如表1(3)所示)，大部分来自于自身的冲击(即名义冲击)，整个预测期内均能达到70％以上。也有一部分来自于供给冲击，解释力度大致达到12％以上。预测期内，国内居民收入、国外需求冲击对RTOT波动解释力度均不强，其中国内居民收入冲击的解释作用还不到5％。
在预测期内，中国全要素生产率增长率(RTFP)的波动如表1(1)所示，大部分来自于自身冲击(即供给冲击)，滞后1期时为100％，滞后10期仍能达到54.32％。而国内居民收入与国外需求冲击和名义冲击的解释作用短期相对较弱，长期有增强趋势(三种冲击在滞后10期时已能解释RTFP波动的近45.68％，但在滞后1期时几乎为0)。供给冲击在这里起了较大作用，可能因为中国经历了重要的供给方的改变，如结构性改革和生产率冲击。此外，名义冲击不像其他国家那样短期内能较大程度解释RTFP的波动，可能与中国长期实行固定汇率制度有关，随着金融业的开放，名义冲击对中国宏观经济波动的解释力会越来越强。
(三)稳健性检验
我们依据经济理论以及Cholesky分解思想对变量当期关系与排序作了一定的限制，从而使得上述计量分析结果有可能是模型变量特殊顺序的产物，因此需要对上述结果进行稳健性检验。参考Shi(2006)的做法，我们分别在变量当期关系或者变量排序发生变化时，对本文计量分析结果进行了稳健性检验。限于文章篇幅，这里只给出检验方法和结论，省略了具体的检验过程。首先，我们变化B[,o]矩阵的待估值，使其并不一定是下三角矩阵，相当于变量当期关系发生变化。此时对不同B[,o]矩阵的SVAR模型，进行脉冲响应分析，得到同样的结果。其次，我们变化模型变量的顺序，如使其排序为REX、RTFP、RTOT、RGDP，或RTOT、RTFP、REX、RGDP，或RGDP、RTFP、REX、RTOT等等。变换变量顺序后，四个变量对各种冲击的脉冲响应结果并未改变。上述分析表明，本文SVAR模型通过了稳健性检验，得出的结果比较合理。
五 主要结论及政策含义
通过国际贸易影响中国经济波动的因素有三类：一是通过进口产生的技术溢出效应，实现贸易部门生产率增长；二是贸易伙伴国GDP以及对中国产品偏好的改变引起的对贸易品需求的变化；三是贸易条件或者汇率等名义扰动。本文从这一点出发，并根据相关贸易理论构建结构向量自回归模型，对中国1978年以来国际贸易对实际GDP的冲击作用进行了研究，估计了4种类型的冲击(即供给冲击、国外需求冲击、名义冲击和国内居民收入冲击)对中国GDP、全要素生产率、总出口、贸易条件等变量增长率波动的影响。研究得出以下结论：
第一，方差分解结果显示，虽然国际贸易波动短期对中国宏观经济波动解释作用比较有限，但长期有较大的冲击效应。这表明随着改革开放程度的加深，对外经济依存度的提高，国际贸易对中国经济波动影响会越来越大。在制定平滑宏观经济波动政策的过程中，中国应充分重视国际贸易各方面带来的冲击。
第二，RGDP的脉冲响应图(图2第四行)和方差分解结果(表1(4))显示：首先，国外需求冲击无论在长期还是短期均可较大程度解释中国产出增长率的波动，并形成持久的正效应。这表明中国目前经济增长对出口贸易有过多的依赖，如果未来由于某种原因使国外需求骤然减少，即不能沿袭依赖出口的增长模式时，中国产出会受到较大程度的影响。因此制定贸易政策时，注意促进贸易结构的高级化与贸易流向的多元化。其次，国内居民收入冲击对中国经济增长率有正效应，但短期作用较强，长期影响会逐渐减弱，这是因为增加的居民收入长期会有部分转化为对国外产品的需求，增大了边际进口倾向，使得收入增加对经济的刺激作用减小。因此，通过“扩大内需来推动经济增长”应该作为一项长期经济政策加以实施。
第三，从RGDP的脉冲响应图(图2第四行)和方差分解结果(表1(4))还可得出：国际贸易供给冲击对中国产出增长率波动有负面影响，并且这种负面作用长期有增长趋势。国际贸易供给冲击主要通过进口高附加值产品产生的技术溢出、技术扩散效应影响中国全要素生产率，进而影响经济波动。正的技术冲击不利于中国产出增长率的提高，可能由于直接进口高技术设备，高技术在短期不容易被吸收，不利于中国经济增长，而长期容易对国外形成技术依赖，本国创新能力得不到提高，更不利于经济增长。
第四，贸易条件变化虽然对中国经济波动有正效应，但作用却不明显，滞后10期解释力度还不到10％，这一结论与以往学者研究相同。由于中国一直实行固定汇率制度，贸易条件对产出变动的影响不大，但在金融自由化背景下，贸易顺差的扩大使得中国面临开放资本市场和转变汇率制度的强大国际压力，名义冲击对产出波动的影响未来会逐渐增强，因此我们应该提前预防，制定相应贸易政策以防止贸易条件的恶化。
本文的研究是初步的，有待于进一步深化和扩展，特别是随着金融、资本市场的不断开放，可以在结构向量自回归模型中加入新的相关变量，也可添加国内消费、投资等国内变量加以对比，以便更准确地把握中国宏观经济波动的国际冲击因素，为政府制定平滑波动政策提供理论依据。
附录：
附表1 TFP、EX、TOT、GDP与RTFP、REX、RTOT、RGDP的ADF检验结果
变量 检验形式(C，T，K) ADF检验统计量 5％临界值
TFP (C，T，0) -1.7047 -2.9763
EX (C，T，0) -0.8525 -3.5875
TOT (C，N，5) -0.3784 -3.0124
GDP (C，T，1) -3.4157 -3.5950
ΔTFP(C，N，0) -3.6919 -3.5950
ΔEX (C，N，0) -4.0285 -2.9810
ΔTOT(C，N，5) -5.0040 -3.0123
ΔGDP(C，N，1) -3.1268 -2.9862
RTFP (C，N，0) -3.8459 -2.9763
REX (C，N，0) -5.3762 -2.9763
RTOT (C，N，2) -5.8273 -2.9862
RGDP (C，N，1) -2.7515 -2.6299
说明：其中检验形式(C，T，K)分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后项的阶数，加入滞后项是为了使残差项为白噪声，Δ表示一阶差分；由TFP、EX、TOT、GDP水平值的检验结果表明，ADF检验统计量值均比5％临界值大，表明存在单位根，序列非平稳；一阶差分后，结果相反，则表明序列为平稳序列；RTFP、REX、RTOT、RGDP的检验结果显示，ADF检验统计量值均比5％临界值小，表明不存在单位根(I(0))，序列平稳。
附表2
SVAR滞后阶数检验结果
SVAR(1)SVAR(2) SVAR(3)
对数似然函数(LL) 161.3370
165.7805 191.0829
赤池信息准则(AIC)-10.4694-9.9831 -11.1266
舒瓦茨信息量(SC) -9.5095-8.2411 -9.5914
说明：滞后阶数为4以上时，有单位根的模大于1，所以这里只列出滞后阶数为1、2、3时的情况；一般根据AIC、SC信息量取值最小的准则确定模型的阶数。
作者感谢匿名审稿人对本文提出的建设性修改意见，同时感谢上海财经大学黄赜林、吉缅周等提出的宝贵建议。当然，文责自负。
(截稿：2008年2月)
注释：
①本文数据如果未特别标注，均来自《中国经济信息网统计数据库》。
②TFP、EX、TOT和GDP与RTFP、REX、RTOT和RGDP的ADF检验结果见附表1。
③实际增长率是根据消除通货膨胀因素的各变量水平值计算所得，与统计年鉴上公布的名义增长率不同。
④此时X矩阵中变量的顺序是我们为研究方便，按照Cholesky基本思想，根据本文对SVAR模型设定的约束条件设立的，后文对其合理性与稳健性进行了检验。
⑤滞后阶数选择依据见附表2。
⑥这是用于检验VAR或SVAR模型滞后阶数合理性的一种方法，详见高铁梅(2006)。
⑦本文用脉冲响应图分析所得数字只代表一种趋势表征作用，用于响应幅度的比较。
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