美國經濟衰退對中國實體經濟的沖擊效應和傳導機制研究

2012-01-28 06:46:04陳麗珍

中國軟科學 2012年11期

王欣，陳麗珍

(江蘇大學財經學院，江蘇鎮江212000)

一、引言

2007年，以新世紀財務公司倒閉為標志，美國房地產市場爆發了次貸危機。在隨后的1年中，次貸危機迅速波及全球資本市場、信貸市場，進而演變為全球性金融危機?？v觀20世紀以來全球經濟發展歷程，本次危機的影響和沖擊程度遠遠超過了20世紀90年代北歐銀行危機、日本股市泡沫和1997年東南亞金融危機，是自1929年經濟危機以來最嚴重的危機。

本次金融危機除了對全球金融市場產生巨大的負面沖擊以外，最終蔓延并擴散到實體經濟，引發了實體經濟衰退。美國勞工部的報告顯示，2008年12月，全美非農部門工作崗位削減52.4萬個，失業率上升至7.2%，為16年來的最高點。在美國經濟衰退的沖擊下，世界主要經濟體均出現了不同程度的衰退。歐盟統計局的數據顯示，2008年第二和第三季度，歐元區經濟連續下滑0.2%，出現了1999年歐元區成立以來的首次經濟衰退。日本內閣府公布的數據顯示，2008年第二和第三季度，經濟出現負增長，也已開始步入經濟衰退。中國在美國經濟衰退的沖擊下，2008年度進出口出現負增長，吸收的FDI 大幅下滑，GDP 增速明顯放緩，實體經濟也出現了明顯的衰退。

本文結合課題研究的需要，主要研究金融危機引發的美國經濟衰退對中國實體經濟的沖擊效應和傳導機制。對這一問題研究的意義在于:第一，無論是發達國家還是發展中國家，在日益開放的條件下，實體經濟都有可能受到外部沖擊而引發衰退，因而這一現象具有普遍性;研究外部沖擊對本國實體經濟影響的一般規律，總結出有效防范外部沖擊的政策措施，具有重要的現實意義。第二，美國是全球經濟的核心，而中國已成為世界總量第二的經濟實體，中美兩國有密切而廣泛的經貿聯系;通過探討美國經濟衰退對中國實體經濟的沖擊效應和傳導機制，既能更加深入理解兩國經濟之間的影響和聯系，又能為相關政策的制定提供科學合理的理論依據。

二、相關文獻回顧

國外直接研究經濟衰退的沖擊效應和傳導機制的文獻不太多，與之相關的研究主要涉及經濟波動的國際傳導，包括國際傳導渠道、原因和影響因素等。例如，Cantor 和Mark(1988)［1］、Baxter 和Crucini(1995)［2］等學者研究認為，國際商品貿易和國際金融交易是經濟波動的主要傳導渠道。Canova 和Dellas(1993)［3］利用10 個工業化國家的數據并采用4 種不同的濾波方法，發現貿易在經濟波動傳導中的作用是顯著的。David(1993)［4］利用58 個國家1970－1985年的數據，發現國際貿易波動對GDP 具有沖擊效應。Sherman 和Kolk(1996)［5］認為經濟波動跨國傳導的主要渠道是國際貿易、國際金融體系和資本流動，而國際貿易是其中最主要的因素;貿易、投資和金融一體化程度的提高將導致經濟周期波動更容易傳導。Frankel等(1998)［6］、Gruben 等(2002)［7］認為國際貿易與國際經濟波動正相關。Jean(2004)［8］研究發現商品貿易、金融開放和經濟專業化也是經濟波動國際傳導的渠道。Jansen 等(2004)［9］認為國際直接投資是國際經濟波動的重要傳導機制。Calderon等(2007)［10］發現貿易強度與經濟周期有明顯的相關性，但發展中國家兩者的相關性比發達國家小。Burstein 等(2008)［11］研究發現國際經濟波動在兩個核心區之間的相關性比核心區與周邊區的相關性小，核心區與周邊區的貿易更容易實現生產共享。

國內學者的相關研究主要集中在中美經濟波動及傳導機制上。例如，湛柏明和莊宗明(2003)［12］通過對2000年以來美國對外貿易和中美貿易現狀的分析，闡述了美國經濟波動對中國經濟的影響。陳全功和程蹊(2003)［13］認為中國經濟對美國的依賴程度不斷提高，美國經濟的波動對中國宏觀經濟影響日益增大，應該重視自我增長因素的發展，減弱美國對我國經濟的負面影響。張兵(2006)［14］通過考察中美兩國經濟增長率之間的相關系數，發現兩國經濟周期波動在某些歷史時期具有較強的同步性，中美兩國貿易和直接投資聯系是經濟周期同步性出現的紐帶和基本傳導渠道。廖曉燕(2007)［15］從中美貿易角度實證分析了中美經濟波動的相關性，認為中美經濟波動的主要傳導渠道是中國從美國進口。馮永琦(2009)［16］利用1999－2009年的季度數據，運用VAR 模型和H－P 濾波，研究發現進出口貿易對于美國經濟波動均具有明顯的傳導作用，而美國對華直接投資和和中國對美直接投資的傳導作用不顯著。楊萬平和袁曉玲(2010)［17］運用基于VAR 模型的廣義脈沖響應函數與方差分解分析了美國經濟波動對中國經濟沖擊的長期傳導機制和短期動態影響特征，發現美國經濟波動主要通過影響中國對美國出口的途徑對中國經濟增長造成沖擊沖擊。安輝等(2011)［18］通過構建包含中美經濟變量的向量自回歸模型，分析了美國經濟緊縮通過外商直接投資渠道對中國實體經濟所產生的影響，認為美國經濟收縮將引發我國吸引外商直接投資和出口下降，進一步影響中國經濟的產出水平。

可以看出，雖然在研究范圍、研究方法以及研究結論上存在差異，但有關經濟波動國際傳導的多數研究都證實了國際貿易和國際直接投資是重要的實體傳導渠道。在實證分析中，大多采用VAR 模型，通過脈沖響應函數分析經濟波動的沖擊效應和傳導機制。這為本文的實證研究提供了重要的借鑒。

本文采用經濟波動國際傳導的分析思路，利用中美之間的實體經濟變量數據來研究美國經濟衰退對中國實體經濟沖擊效應和傳導機制。與已有的文獻相比，本文的拓展主要體現在以下幾個方面:第一，將中國GDP 和中國固定資產投資同時作為中國實體經濟的代理變量，以全面反映中國經濟特點。第二，利用施加過度識別約束的SVAR模型進行實證分析。VAR 模型是傳導機制分析中常用的方法，其優點在于將所有研究變量視為內生變量，能避免傳統計量模型內外生變量設定的偏誤，同時脈沖響應函數的分析結果無論對經濟衰退或繁榮的沖擊效應均具有解釋力;缺點在于VAR 模型以各個變量的滯后項作為解釋變量，無法反映各變量的同期相關關系。與VAR 模型相比，SVAR 模型克服了普通VAR 模型無法模擬各內生變量同期相關關系的不足，對SVAR 模型同期相關矩陣進行過度識別估計能使多數的估計參數通過顯著性檢驗，而模型的有效性可以通過施加過度識別約束得以保證;同時，SVAR 模型可以得到正交化的脈沖響應函數，即可單獨考慮各變量的沖擊對其他變量的影響，因而能較好地反映客觀實際。第三，綜合考慮匯率波動、價格指數以及季節因素的影響。對于各變量數據，采用季度價格指數將各變量的名義值進行平減，利用季度平均匯率換算成統一貨幣，并進行Census X12 季節調整，以期得到更為準確客觀的結論。

三、數據的選取和模型的構建

(一)數據的選取和處理

在多數文獻中，各國GDP 是常用的實體經濟代理指標。本文參照這一做法，選取中國國內生產總值CGDP 和美國國內生產總值UGDP 分別代表兩國實體經濟。此外，本文還選取中國固定資產投資INVEST 作為中國實體經濟的另一個代理變量，原因主要在于固定資產投資的重要作用。張軍(2002)［19］認為，中國20 多年的工業化是按照資本驅動的增長模式進行的，而資本的形成主要依賴于固定資產投資的持續增長。因此，將CGDP和INVEST 同時作為中國實體經濟的代理指標，有助于更加全面地反映中國實體經濟的特點。對于實體經濟可能的傳導渠道，本文參照上述國內外研究成果，選取的變量包括美國對中國出口EX、美國從中國進口IM、美國對中國直接投資FDI。其中，EX 和IM 是美國經濟衰退可能的貿易傳導渠道，FDI 是可能的投資傳導渠道。之所以沒有考慮中國對美國的直接投資，主要由于與其他各個指標相比，這一指標的統計時間較晚，并且規模較小，不具備構建模型的條件。為了盡可能多的擴大樣本容量，本文采用了季度數據?？紤]數據的可獲性，本文將樣本區間設定為1994年第1 季度至2011年第2 季度。這一樣本區間包括了2001年“9.11”恐怖襲擊突發性事件引起的美國經濟衰退和2008年美國金融危機引發的經濟衰退，可以較為全面地反映出衰退傳導的特點和規律。以下對這些變量數據進行詳細說明。

1.中國國內生產總值CGDP。CGDP 季度數據來源于國家統計局數據庫。該數據庫公布了歷年名義累計季度GDP 數值以及按上一期價格水平計算的同比增長率。根據1994年第1 季度GDP數值和同比增長率，本文計算出1994年為基期的歷年實際累計季度GDP 數值，最終計算出1994年第1 季度為基期的實際GDP 季度數值，同時可以計算出1994年第1 季度為基期的中國GDP 季度價格平減指數。對實際季度GDP 采用X12 作季節調整，單位為億元。

2.美國國內生產總值UGDP 。UGDP 季度數據來源于美國商務部經濟分析局(BEA)數據庫。該數據庫公布了歷年名義季度GDP 和以2005年價格水平計算的實際季度GDP，并已經作了季節調整，單位10 億美元。本文根據這兩組數據，計算出以1994年第1 季度為基期的美國GDP 季度價格平減指數，再用該指數對名義季度GDP 數據進行平減，得到1994年第1 季度為基期的實際GDP。為了與CGDP 統一貨幣單位，利用IFS 數據庫提供的美元對人民幣季度平均匯率進行換算，單位為億元。

3.中國固定資產投資INVEST 。INVEST 季度數據來源于國家統計局數據庫。本文首先根據國家統計局數據庫公布的歷年名義累計季度固定資產投資數值，計算出歷年名義季度固定資產投資。由于難以獲得固定資產投資季度平減指數，本文利用上文計算的中國GDP 季度平減指數平減，得到1994年第1 季度為基期的實際季度固定資產投資，再用X12 作季節調整，單位為億元。

4.美國對中國出口EX 和從中國進口IM。EX和IM 季度數據來源于美國商務部經濟分析局數據庫和IMF 的DOTS 數據庫。這兩個數據庫提供了各季度EX 和IM 名義數據，單位百萬美元。為得到EX 和IM 的實際數據，本文首先將IFS 數據庫提供的2005年為基期的美國季度出口指數和進口指數，換算為1994年第1 季度為基期的季度出口指數和進口指數，再利用這兩個指數平減EX 和IM，最后，利用匯率折算成億元人民幣，并作X12季節調整。

5.美國對中國直接投資FDI。FDI 季度數據來源于美國商務部經濟分析局數據庫。該數據庫公布了各季度FDI 名義值，單位為百萬美元。觀察各季度FDI 名義值發現有的季度出現負值，表明增量為負，必須對其進行處理?？紤]到FDI 具有類似資本的屬性，采用存量FDI 可能較為合理，因此，本文首先利用上文計算的1994年第1 季度為基期的美國GDP 季度平減指數對季度FDI 名義值進行平減;其次，采用類似資本存量的計算方法，利用永續盤存法計算出FDI 存量數值，折舊率設為10%。最后進行匯率調整和X12 季節調整，單位為億元。

(二)VAR 模型

6 變量VAR 模型。本文首先采用上述6 個變量各自的自然對數lnCGDP、lnUGDP、lnINVEST、lnEX、lnIM 和lnFDI 建立VAR 模型。采用常用的兩種檢驗方法:ADF 單位根檢驗和PP 單位根檢驗對各變量進行平穩性檢驗，結果見表1。

表1 6 變量平穩性檢驗

可以看出，無論是ADF 單位根檢驗還是PP 單位根檢驗，其結論是一致的:lnCGDP、lnUGDP、ln-INVEST、lnIM 是非平穩的，但其一階差分是平穩的，即都是I(1)序列;lnEX、lnFDI 是平穩的I(0)序列。關于VAR 模型對于數據平穩性的要求，越來越多的學者認為，各序列平穩或單整階數相同是建立變量之間協整關系和誤差修正模型(ECM)的必要條件，而對于普通的VAR 模型而言，這些條件不是必須的，但是合理的VAR 模型需要通過各種檢驗。因此，對于包含平穩和非平穩的混合序列，本文仍然采用水平變量建立VAR 模型，并通過穩定性檢驗、Granger 檢驗等驗證VAR 模型的合理性。

對6 變量VAR 模型，采用LR、AIC 等5 種常用的滯后期判斷標準，結果發現選擇1 階滯后或者2 階滯后較為合適。采用AR 特征根檢驗，結果發現1 階滯后VAR 模型有兩個特征根模大于1，位于單位圓外，表明該模型并不穩定;2 階滯后VAR模型所有特征根模均小于1，表明模型是穩定的，因此滯后階數確定為2。

對6 變量2 階滯后VAR 模型進行Granger 檢驗確定內外生變量。結果發現，lnIM 作為滯后解釋變量，在其他5 個變量作為因變量的回歸方程中，均不能拒絕lnIM 不能Granger 引起其他各個變量的原假設，如表2 所示。

表2 6 變量VAR 模型關于lnIM 的Granger 檢驗結果

而其他各變量作為滯后解釋變量，至少在一個方程中能拒絕原假設。因此，可以將lnIM 視為外生變量，VAR 模型需要在不考慮lnIM 變量的情況下重新構建。

5 變量VAR 模型。滯后期檢驗結果發現，對于5 變量VAR 模型，選擇1 階滯后或者4 階滯后較為合適。采用AR 特征根檢驗結果發現，1 階滯后VAR 模型有兩個特征根模大于1，位于單位圓外，表明該模型并不穩定;4 階滯后VAR 模型所有特征根模均小于1，表明模型是穩定的，因此滯后階數確定為4。

對5 變量4 階VAR 模型進行Granger 檢驗。5個變量分別作為滯后解釋變量，至少在1 個方程中拒絕原假設，結果見表3。

表3 5 變量VAR 模型Granger 檢驗結果

因此，5 個變量可以作為內生變量。最終VAR模型確定為5 變量4 階VAR 模型。

(三)SVAR 模型

由于VAR 模型的解釋變量都是各個變量的滯后項，因此，VAR 模型無法反映出各個變量之間的同期相關關系。為此，本文在5 變量4 階VAR 模型基礎上，建立能反映各變量同期相關關系的結構VAR(SVAR)模型，利用SVAR 模型進一步分析各變量之間的關系。

5 變量4 階滯后SVAR 模型的結構式可以表示為:

為同期相關矩陣;

(i =1，2，3，4);Xt= (lnCGDPt，lnUGDPt，lnFDIt，lnEXt，lnINVESTt)'，代表各內生變量;'，為結構式的擾動項，表示中國GDP、美國GDP、美國對中國直接投資、美國對中國出口和中國固定資產投資的結構性沖擊。為了獲得沖擊的標準偏差，假定各變量的隨機擾動項均為白噪聲序列，相互正交，協方差為0，即ut～VWN(0，In)。一般而言，結構式擾動項不能直接獲得，需要通過簡化式的擾動項計算獲得。

假設同期相關矩陣A 可逆，可以由結構式得到簡化式:

其中，Ci=A－1Γi(i =1，2，3，4)，εt='為簡化式的擾動項。可以看出，每個變量簡化式方程的擾動來自于結構性沖擊，并且是結構擾動項的線性組合。因此，可以通過εt=A－1ut計算出結構性沖擊，而關鍵在對于同期相關矩陣A 的估計。

Amisano、Gianni 和Carlo Giannini(1997)［20］對SVAR 模型的參數估計進行了詳細的分析。根據他們的研究成果，對于形如Aεt= But的AB 型SVAR 模型，如果矩陣A 和B 的所有參數都是未知的，那么模型將不可識別，必須對矩陣中的某些參數進行約束。對具有k 個內生變量的AB 型SVAR模型，需要對模型至少施加2k2－k(k +1)/2 個約束才能有效識別。事實上，在多數的SVAR 模型中，對于矩陣A 和B 已經施加了一定的約束。在本文的模型中，同期相關矩陣A 的對角線元素均為1，即施加了k 個約束，矩陣B 為單位矩陣，矩陣中所有的元素都施加了約束，因而約束的個數為k2。因此，對模型至少需要施加約束的個數為2k2－k(k+1)/2－(k +k2)。此時，模型恰好識別，可以通過完全信息極大似然法(FIML)估計出矩陣A的未知參數。但是，多數情況下模型恰好識別時估計得到的未知參數未必都能通過顯著性檢驗。如果有參數不能通過顯著性檢驗，表明模型設定存在問題，隨后的結構脈沖響應函數分析也可能產生偏誤。此時，可以考慮對矩陣施加更多約束，以代替部分不顯著的未知參數，這就產生了過渡識別。當出現過渡識別時，在對矩陣參數進行估計時需要施加過渡識別約束，約束是否有效可以通過LR 檢驗加以判斷。

在對矩陣進行約束時，需要結合多種因素加以綜合考慮。通常考慮的因素包括:各方程殘差的同期相關性、參數估計值的顯著性水平以及實際的經濟意義，等等。綜合這些因素，對同期相關矩陣A 的約束如下:

約束條件1:考慮到美國經濟規模巨大并具有外向性，假設當期中國GDP 受到當期美國GDP 的影響;同時，由于中國國內固定資產投資與GDP 有密切聯系，當期中國GDP 也會受到固定資產投資的影響。而美國對中國FDI 和美國對中國出口對于中國GDP 的影響可能有一定滯后性，因而假設當期中國GDP 不受當期美國對中國FDI 和美國對中國出口的影響，即a13=a14=0;

約束條件2:假設當期美國GDP 受到當期中國GDP 的影響，不受當期美國對中國直接投資、美國對中國出口以及中國固定資產投資的影響，即a23=a24=a25=0;

約束條件3:假設當期美國對中國直接投資受到當期美國對中國出口的影響，不受當期中國GDP、美國GDP 和中國固定資產投資的影響，即a31=a32=a35=0;

約束條件4:假設當期美國對中國出口受到當期美國對中國直接投資和當期中國固定資產投資影響，不受當期中國GDP 和美國GDP 的影響，即a41=a42=0;

約束條件5:假設當期中國固定資產投資受到當期中國GDP 和美國GDP 的影響，不受當期美國對中國直接投資和美國對中國出口的影響，即a53=a54=0。

因此，簡化式擾動項εt與結構沖擊ut的線性關系可以表示為以下方程組:

在上述假設下，該模型是過渡識別的。對矩陣A 施加過渡識別約束，估計結果如下:

表4 同期相關矩陣A 的估計結果

表4 顯示，各個未知參數的估計值都至少在10%的水平上是顯著的，同時LR 過渡識別檢驗結果中P 值大于0.1，表示即使在10%的顯著性水平上也不能拒絕過渡識別約束的原假設，表明過渡識別約束是有效的。因此，可以采用上述SVAR 模型分析各變量之間的關系。

四、實證分析

在SVAR 模型構建之后，可以利用結構脈沖響應函數曲線形狀和響應數值大小分析美國經濟衰退對中國實體經濟的沖擊效應和傳導機制。首先，從總體上考察美國GDP 對表征中國實體經濟的兩個變量:中國GDP 和中國固定資產投資的沖擊效應;其次，對傳導機制進行分析，即對可能的兩個傳導渠道:美國對中國直接投資和美國對中國出口，分析它們是否會對中國的實體經濟產生顯著的傳導作用。

(一)美國經濟衰退對中國實體經濟的沖擊效應

1.美國GDP 對中國GDP 的沖擊效應

圖1 顯示了lnCGDP 對lnUGDP 結構沖擊的脈沖響應函數曲線。對lnUGDP 施加一個單位標準差的正向結構沖擊，lnCGDP 在第1 季度達到了最大的正向響應0.6243%。隨著時間的推移，響應程度逐漸下降，趨于收斂，但始終保持為正向響應。累計脈沖響應數值達到4.8093%。SVAR 模型的同期相關矩陣顯示，lnUGDP 對lnCGDP 同期影響系數為33.672，即美國GDP 增加1%，會使中國GDP 同期增長33.672%，可見美國GDP 對中國GDP 的當期影響非常顯著。綜合結構脈沖響應函數和SVAR 模型同期相關矩陣的結果，可以得出結論:美國GDP 對中國GDP 的同向沖擊效應是顯著的，并且當期的沖擊效應更為明顯。而這一結論與實際情況也較為吻合:美國經濟衰退對中國實體經濟的沖擊在2008年最為明顯，隨后的負面影響逐漸減弱。

圖1 lnCGDP 對lnUGDP 結構沖擊的響應函數曲線

圖2 lnINVEST 對lnUGDP 結構沖擊的響應函數曲線

2.美國GDP 對中國固定資產投資的沖擊效應

圖2 顯示了lnINVEST 對lnUGDP 結構沖擊的脈沖響應函數曲線。對lnUGDP 施加一個單位標準差的正向結構沖擊，lnINVEST 從第1 季度微弱的正向響應迅速轉變為第2 季度負向響應，并在第4 季度達到負向響應的最大值1.0894%。隨后，負向響應在第5 季度減弱，在第6 季度轉變為正向響應，并在第7 季度達到正向響應的最大值0.6174%。以后各期，雖然響應有一定波動，但都是正向響應。累計脈沖響應數值達到2.7607%。由此可以看出，在短期內，中國固定資產投資對美國GDP 正向沖擊的響應有一定的波動，但就長期而言，正向響應仍然較為顯著。

因此，美國GDP 對于中國GDP 和固定資產投資的同向沖擊效應都是顯著的。根據這一結果，當美國爆發經濟危機引發實體經濟衰退時，應該對中國實體經濟產生明顯的負面沖擊。而這也是與客觀實際情況吻合的。在此基礎上，以下進一步對傳導機制進行分析。

(二)美國經濟衰退對中國實體經濟的傳導機制

1.基于美國對中國出口的傳導渠道分析

美國GDP 對于美國對中國出口的沖擊效應如圖3 所示。對于lnUGDP 施加1 個單位標準差的正向結構沖擊，lnEX 在第2 季度達到正向響應的最大值1.018%，即lnEX 對于lnUGDP 的正向響應存在1 個季度的滯后。第3 季度開始正向響應下降，并在第4 季度轉變為負向響應。第5 到第8 季度的響應在正負響應之間波動，第9 季度開始，轉變為持續和穩定的正向效應，累計響應數值為2.1257%。因此，美國GDP 對于美國對中國出口具有顯著的同向沖擊。

3 lnEX 對lnUGDP 結構沖擊的響應函數曲線

圖4 lnCGDP 對lnEX 結構沖擊的響應函數曲線

美國對中國出口對于中國GDP 的沖擊效應如圖4 所示。對于lnEX 施加1 個單位標準差的結構沖擊，lnCGDP 的響應在第1 季度為0，從第2 季度開始，以后各期的響應均為正，并在20 季度達到最大值0.4852%，累計脈沖響應數值為6.6834%，這表明美國對中國出口對于中國GDP 的同向沖擊非常顯著。

美國對中國出口對于中國固定資產投資的沖擊效應如圖5 所示。對于lnEX 施加1 個單位標準差的正向結構沖擊，lnINVEST 的響應在第1 季度為0，從第2 季度開始迅速上升，并在第5 季度和第8 季度出現兩次向響應的高峰，分別為1.2828%和1.2927%。以后各期正向響應雖然有所下降，但基本保持在1%左右的水平。累計脈沖響應數值為25.0579%?？梢钥闯?，與對中國的GDP 的沖擊相比，美國對中國出口對于中國固定資產投資的同向沖擊效應更加顯著。

綜合上述分析，當美國GDP 波動時，會通過美國對中國出口這一渠道，對中國的GDP 和固定資產投資產生顯著的同向沖擊。因此，美國對中國出口渠道是美國經濟衰退的一條重要實體傳導渠道。

2.基于美國對中國直接投資的傳導渠道分析

5 lnINVEST 對lnEX 結構沖擊的響應函數曲線

6 lnFDI 對lnUGDP 結構沖擊的響應函數曲線

美國GDP 對于美國對中國直接投資的沖擊效應如圖6 所示。對于lnUGDP 施加1 個單位標準差的正向結構沖擊，lnFDI 在第2 季度達到負向響應最大值2.2494%，在第3 季度迅速轉變為正向響應，并在第5 期達到正向響應的最大值3.6948%;隨后響應在正負之間波動，并逐漸趨向于0。從圖形可以看出，lnFDI 對lnUGDP 沖擊的同向響應主要體現在第3 到第6 季度的短期，累計脈沖響應數值為0.2674%，可見lnFDI 對lnUGDP 沖擊的響應總體是同向的，但與lnEX 對lnUGDP 沖擊的響應相比要小得多。

美國對中國直接投資對于中國GDP 的沖擊效應如圖7 所示。對于lnFDI 施加1 個單位標準差的正向結構沖擊，lnCGDP 的響應在在第3 季度達到負向響應最大值0.2906%。隨后負向響應持續減弱，并在第7 季度轉變為正向響應;以后各期，正向響應持續增加，累計脈沖響應數值為4.0994%?？梢姡绹鴮χ袊苯油顿Y對于中國GDP 的同向沖擊效應存在大約6 季度的時滯，并且長期沖擊效應較為顯著。

7 lnCGDP 對lnFDI 結構沖擊的響應函數曲線

8 lnINVEST 對lnFDI 結構沖擊的響應函數曲線

美國對中國直接投資對于中國固定資產投資的沖擊效應如圖8 所示。對于lnFDI 施加1 個單位標準差的正向結構沖擊，lnINVEST 的響應第1 季度到第4 季度在正負之間波動，并在第4 季度達到負向響應最大值0.9455%;隨后在第5 季度迅速轉變為正向響應，并最終趨于穩定，正向響應大約存在1年的時滯。累計脈沖響應數值14.3168%，可見同向沖擊的長期效應是穩定和持久的。

因此，無論是中國的GDP 還是固定資產投資，對于美國對中國直接投資正向沖擊的正向響應都是顯著的。因此，美國對中國直接投資也是美國經濟衰退的另一條實體傳導渠道。

將這一渠道與美國對中國出口渠道沖擊效果進行對比，結果見表5。

可以看出，基于美國對中國直接投資渠道的沖擊效應均小于相應的美國對中國出口渠道的沖擊效應，因此這一渠道的傳導作用相對較弱。

表5 兩條傳導渠道沖擊效應比較

五、結論和對策建議

本文通過建立施加過度識別約束的SVAR 模型，利用結構脈沖響應函數分析了美國經濟衰退對中國實體經濟的沖擊效應和傳導機制，主要形成以下結論:第一，美國經濟衰退對中國GDP 和固定資產投資具有顯著的負面沖擊效應;第二，美國經濟衰退對中國GDP 和固定資產投資的實體傳導渠道包括美國對中國出口和美國對中國直接投資;第三，與美國對中國出口渠道相比，基于美國對中國直接投資傳導渠道的傳導效應相對較弱。由于結構脈沖響應函數的結果無論對于經濟衰退和繁榮的沖擊都具有解釋力，因此，基于沖擊和傳導渠道兩面性的考慮，結合以上結論，本文提出如下對策建議:

1.堅持擴大內需方針，增強自身實力

在開放的條件下，一國實體經濟很容易受到外部的沖擊而引發衰退，本文的實證分析已經對這一點做了驗證。因此，首先必須考慮如何減少外部沖擊的負面影響。在當前經濟形勢下，擴大內需仍然是有效應對金融危機、增強自身經濟發展動力、保持經濟長期平穩較快發展的重要舉措。具體而言，應該通過財政政策和收入再分配政策增加低收入者收入，提高中等收入者比重，鼓勵創業就業，進而拉動最終消費需求;通過加大基礎設施投資、鼓勵擴大民間投資等措施，拉動投資需求?？偠灾?，通過自身經濟實力的增強，減少外部沖擊的干擾。

2.改變出口商品結構，提高出口商品附加值

實證分析結果顯示，美國從中國進口，即中國對美出口并不是主要的實體傳導渠道。如果從貿易流量上看，中國對美國長期保持貿易順差，似乎中國對美國出口應該是重要的傳導渠道之一。但是，如果從中國對美國出口商品結構去考察，就容易解釋本文的結論。中國對美國出口商品以資源性產品、勞動密集型的低附加值工業制成品和半成品、日用消費品為主，而勞動密集型產品又占有較大比重。總體而言，這些商品需求收入彈性較低，當美國爆發金融危機導致國民收入明顯下降時，對中國進口商品的需求幅度下降不多，因而不會通過這一渠道對中國實體經濟產生明顯的負面沖擊。根據2008年12月海關統計，中國進出口總值1833.3 億美元，同比下降11%，其中進口下降21.3%，出口下降2.8%，與進口相比，出口的下降幅度要小得多，可見這一結論與客觀實際較為吻合。

但是，如果考慮到傳導渠道的兩面性，我們應該著力改變目前的出口商品結構，增加出口商品附加值，提高資本密集型和技術密集型商品出口的比重，當美國經濟復蘇時，可以通過大量增加對中國商品的需求促進中國實體經濟增長。同時，這一出口戰略也是增強我國商品國際競爭力的重要舉措。

3.進一步增加從美國進口商品技術含量

實證分析結果顯示，美國對中國出口，即中國從美國進口是重要的實體傳導渠道。從進口對實體經濟的作用機理分析，可以對這一結論作出解釋。一般而言，東道國增加技術先進商品的進口能導致國內市場競爭深化，促使企業優勝劣汰，優化本國市場結構，誘導國內新興產業的成長，更能夠通過技術外溢提高本國的全要素生產率，從而促進國內經濟增長?？疾烀绹鴮χ袊隹谏唐方Y構，可以發現美國對中國出口的商品主要以資本密集型、技術密集型和高新技術工業制成品為主，包括機械與運輸設備、工業原料和化工產品，這些進口商品在上述機制作用下對中國經濟產生了積極的促進作用。而美國金融危機的爆發導致美國對華出口大幅下降，同樣也通過這一渠道對中國實體經濟產生明顯的負面沖擊。

但我們同時也應該看到，出于政治原因的考慮，美國政府在對華高科技產品出口方面采取種種限制措施，這在一定程度上抑制了這一渠道正向作用的發揮。因此，應該采取政治、經濟、外交等手段，進一步擴大美國對中國出口規模，增加從美國進口商品的技術含量，充分發揮這一渠道的正向促進作用。

4.加強對美國在華投資企業的監管與引導

實證分析結果顯示，美國對中國直接投資是另一條實體傳導渠道，但作用相對較弱，這可以從美國對華投資的特點進行分析。美國對華投資主體多為大型跨國公司，擁有較先進的技術經驗和管理體制;為了克服市場不完全的不利影響并保持壟斷優勢，美國在華投資企業中獨資企業比重較高，這使得國內企業難以通過學習、模仿等手段獲得美國企業較為先進的技術，是制約技術溢出效應發揮的不利因素之一;此外，由于美國在華投資企業整體實力較強，為了實現全球化經營的戰略意圖，其生產所需的原材料多數都采用全球采購的方式獲得，在中國國內采購的比重偏低，使中國國內企業也難以通過產業前后向關聯的方式獲得美國企業技術溢出。在上述因素的影響下，基于美國對中國直接投資渠道對中國實體經濟的沖擊作用較弱。為了提高引資效果，應采取措施，加強國內企業與美資企業的合作和交流，提高美資企業在華采購比例，促進技術溢出效應的發揮。雖然這一渠道的沖擊作用較弱，但2008年金融危機爆發后，美國在華投資出現了大量裁員和資本的非正常撤資，對中國經濟仍然產生了一定的負面影響。因此，應健全和完善與外商投資相關的政策體系和法律體系，建立外商投資風險預防機制，對在華投資企業實行有效的監督和管理。

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