中國出口乘數效應：近二十年的理論和經驗

馮貞柏

一、引言

隨著國際經濟的發展，出口促進發達國家經濟的發展是一個不爭的事實（Balassa,B. 1979；Erkin Bairam.1988），然而在中國，近年來出口雖然以很快的速度增長，但是出口對經濟增長貢獻份額和凈出口拉動經濟增長百分點兩個指標的發展變化顯示，出口對我國經濟增長的貢獻遞減，而且波動劇烈（史言信，2009；張亞雄，陶麗萍，2009）。中國的外貿乘數效應弱化，對國民收入影響有限（羅靜，李春明，2007）。

對于中國出口乘數效應降低的原因，很多學者都做了較為深入的研究。胡鈞民等對中國1953—2000年間的對外貿易與GDP增長進行了回歸分析（胡鈞民， 2002；高敬峰，2000），認為外貿增長對GDP的貢獻率1978年前更高，后來反而更低。莫莎（2000）分析認為我國外貿乘數太小，主要原因是我國產品的技術含量較低，多以勞動密集型為主，產業的關聯性和互動性不強，所以出口的拉動效應不明顯。呂曉英（2003）、Fang, D.（2004）分析認為我國的外貿乘數波動較大，且與國民經濟的波動不同步。吳國華、王佩等（2010）提出外貿乘數與被乘數概念，認為中國外貿乘數不大，是邊際消費傾向過低、邊際進口傾向過高及出口產品多以附加值低的勞動密集型產品為主等因素的影響所致。

本文以開放經濟為分析框架，將商品市場和貨幣市場聯系在一起，建立宏觀經濟模型。以國民收入和利率為內生變量，出口、政府支出和貨幣供給量為外生變量，利用比較靜態分析方法，考察影響我國出口乘數的主要因素。

二、理論模型

開放經濟是現代經濟的常態，所以分析國際經濟問題需要著眼于開放經濟。市場經濟不但是產品經濟，也是貨幣經濟，不但有商品市場，也有貨幣市場，這兩個市場相互影響，相互依存。在這樣的經濟體中，商品市場的特征可以由以下幾個函數規定：

I=I(Y,i)(TY>0;Ii<0)（1）

S=S(Y,i)(00)（2）

Ｍ=Ｍ(Ｙ)(0

Ｔ=Ｔ(Ｙ)(0<Ｔ'<1)（4）

Ｘ=Ｘ0（5）

Ｇ=Ｇ0（6）

在貨幣市場中，我們可用兩個函數表達：

Md=L(Y,i)(LY<0;Li<0)（7）

ＭS=ＭS0（8）

在這些函數式中，Ｉ 、 Ｓ、 Ｍ、 Ｔ和Ｘ同Ｙ一樣，均是流量概念，是在一定時間內度量的；而Md和Ms則是存量概念，它們表示在某一特定時點存在的量。但無論是存量還是流量，上述函數均被假定具有連續導數。

在四部門經濟中，同時考慮貨幣市場與商品市場，模型的一般均衡狀態可通過下述兩個條件來表示：

I(Y,I)+X0+G0=S(Y,i)+T(Y)+M(Y)（9）

L(Y,i)=Ms0（10）

在（9）和（10）式中，我們有兩個內生變量：國民收入 Y和利率 i，以及三個外生變量：出口X0 （由外國決定）、政府支出G0 （具有剛性）和貨幣供應量Ms0（由貨幣當局決定）。因此（9）和（10）式可以用隱函數表示，其中m=3;n=2 ：

F1(Y,i,X0,G0,Ms0)=I(Y,i)+X0+G0-S(Y,i)-T(Y)-M(Y)=0(11)

F1(Y,i,X0,G0,Ms0)=L(Y,i)-Ms0=0(12)

此方程組滿足隱函數定理的條件，且在初始均衡處和其它地方，內生變量的雅可比行列式不為零：

(13)

由于I、 S、M 、T 和L 都是連續可導的，而且一定存Y和i。因此，可以寫出隱函數

Y=Y(X0,G0,Ms0)和 i=i(X0,G0,Ms0)(14)

進而，我們可以寫出

I(Y, i)+X0+G0-S(Y, i)-T(Y) -M(Y)=0(15)

L(Y, i)-Ms0=0(16)

由這些均衡恒等式，可以得到六個比較靜態導數，其中兩個與X0有關。對（15）和（16）式取全微分，令dMs0 =0，從而使dX0成為唯一的不均衡因子。其次，以dX0通除，并把兩個微分的商視為偏導數，得到矩陣方程：

(17)

由克萊姆法則得到

(18)

因為Li≠0，Li<∞由（18）式可得

（19）

（19）式表明，在一般情況下，出口乘數的八個影響因素T'、M' 、SY 、LY 、Li 、Ii 、IY 、Si 之間相互影響，相互作用，最終決定因素只有兩個，一個就是全社會邊際稅收率（T' ），另一個是邊際進口傾向（M'），而儲蓄、消費、貨幣需求和利率并不會在根本上影響出口乘數的大小。

三、結構分析和理論驗證

在模型分析的基礎上，根據出口乘數、邊際進口傾向、全社會邊際稅收率的定義，對中國1991年至2010年間的數據進行計算。為便于Eviews軟件輸入，把用EM表示，把用IEM表示，而用MPI和MRT分別代表 和 ，通過計算得出下表：

表11988至2008年間中國出口乘數、邊際進口傾向及全社會邊際稅收率

對于包含一個應變量和兩個解釋變量的多個時間序列，我們要對每一個序列的平穩性進行單位根檢驗，然后再看如何進行數據處理。首先，為了確定單位根檢驗的回歸方程，繪制出如下時間序列的時序圖：

從時序圖初步判斷，IEM比較平穩，而MPI和MRT則顯得不太平穩。為了進一步作出準確判斷，我們分別對其作單位根檢驗。首先對IEM、MPI、MRT三個時間序列分兩步進行單位根檢驗，第一步，作原序列不差分的單位根檢驗；第二步，作一階差分的單位根檢驗。從這三個時間序列水平值的單位可以看出，它們的檢驗統計量大于10%檢驗水平下的臨界值，因此這三個序列都包含單位根，從而是非平穩序列。同時，這三個序列的一階差分的檢驗統計量值都小于1%檢驗水平下的臨界值，因此差分序列不包含單位根，從而表明差分序列是平穩的。根據分析，三個時間序列都是一階單整序列。

表2序列和差分序列的ADF單位根檢驗結果

研究一組非平穩時間序列時，通常會關心它們是否具有協整關系，如果有，則需進一步確認這種長期均衡關系的形式。

通過觀測序列有線性確定性趨勢并且協整方程（CE）僅有截距的方法，進行Johansen協整檢驗，無約束情形下的協整結果表明，按照協整關系個數r=0到r=k-1 順序執行Johansen檢驗，結果顯示：跡統計量為58.76，大于臨界值27.80；最大特征值統計量為49.43，也大于臨界值21.13。因此，無論是跡檢驗還是最大特征值檢驗結果都表明：在置信水平95%或0.05顯著性水平下都只有一個協整關系。這為我們進一步建立誤差修正模型奠定了基礎。無約束的參數估計值，即協整向量和α調整參數向量 的估計結果。我們都知道，協整向量β并不是唯一的。通過加入一些任意的正規化約束條件： β'S11β=I，β的第一行是第一個協整向量，第二行是第二個協整向量，依此類推，對應于每一個可能存在的協整關系個數r=0，1，…k-1與正規化的估計結果之間只存在一個協整關系，所以可以寫出協整方程如下：

IEM=1.317658MPI-0.225989MRT+u^t（20）

(0.04875) (0.09284)

從檢驗結果及估計方程可以看到，MPI對IFTM有明顯的促進作用，MPI每增加1%，IFTM則有1.318%的增長，這與前面數理分析的結果一致；同理容易看出，MRT每增加1%， IFTM則減少0.223%。

經過Johansen協整檢驗可知，三個序列存在協整關系。為了用數據的動態非均衡過程來逼近上文研究結論的長期均衡 ，我們可以構建不包含外生變量的VEC模型，用如下形式來表示：

ΔYt =αECMt-1+ΓiΔYt-i+εt(21)

其中，ECMt-1＝β'Yt是誤差修正項。它反映了變量之間長期均衡關系即變量之間的協整關系。也就是說，對長期均衡的偏離可以通過一系列的部分短期調整而得到修正，誤差修正項的系數α表示將這種偏離調整到長期均衡狀態的調整速度。而各解釋變量的滯后差分項ΔYt-i的系數Γi則反映了各變量的短期波動對ΔYt的影響。

根據VEC模型的估計結果：

(22)

其中， VECMt-1=IFTMt-0.5815MPIt-1.9639MRTt+0.1404

容易看出，VEC模型中3個方程有2個方程的擬合優度都比較高，只有1個方程的擬合優度比較小。而且模型的AIC準則和SC準則分別為-4.5351和-3.1996，都比較小。

上圖是VEC模型估計的單位圓和特征根圖。從圖上不難看出，所估計的模型有8個根，這些根的模都小于等于1，故模型滿足穩定性條件。從圖上可以看到，零值均線代表了變量之間的長期均衡穩定的關系。在1991年及1999年左右，誤差修正項的絕對值比較大，表明該時期短期波動偏離長期均衡關系比較大，而從長期的發展態勢看，他們之間存在著明顯的均衡穩定關系。

四、結論與建議

（一）出口引致經濟增長程度的衡量指標是出口乘數。在開放的四部門經濟中，將商品市場和貨幣市場聯系在一起，可以推導出影響一個國家出口乘數效應的因素很多，主要有邊際消費傾向、邊際儲蓄傾向、全社會的邊際稅率水平、貨幣對國民收入的邊際需求、貨幣對利率的邊際需求、利率對投資的影響、國民收入對投資的影響以及利率對儲蓄的影響等八大因素共同構成。在投機性貨幣需求常態下，或者說在常規利率水平條件下，一個國家外貿乘數的決定性因素有兩個：一個是邊際進口傾向的大小，另一個是全社會的邊際稅收率水平。而邊際消費傾向、邊際儲蓄傾向、貨幣對國民收入的邊際需求、貨幣對利率的邊際需求、利率對投資的影響、國民收入對投資的影響以及利率對儲蓄的影響這些因素的作用會互相抵銷，以至于對出口乘數產生的影響甚微。

（二）ADF檢驗表明，出口乘數、邊際進口傾向M'和全社會邊際稅收率T'都是不平穩的時間序列，而Johansen檢驗表明，這三個序列都是單整序列，而且存在協整關系。VEC模型估計的單位圓和特征根圖顯示，所估計的模型8個根的模都小于等于1，故模型滿足穩定性條件，而且零值均線代表了變量之間的長期均衡穩定的關系。在1990年及1999年左右，誤差修正項的絕對值比較大，說明該時期短期波動偏離長期均衡關系比較大，而從長期的發展態勢看，他們之間存在著明顯的均衡穩定關系。已有的文獻表明，近三十年來邊際進口傾向和邊際稅負水平的提高，這在某種程度上驗證了中國出口乘數效應降低的原因。

（三）通過本文分析，中國外貿乘數效應低的原因一方面是邊際進口傾向逐年提高，削弱了消費者利得的部分；另一方面是邊際稅率的不斷提高影響了生產者的積極性，從而減少了生產者利得部分。在這種條件下，一個國家要提高出口乘數效應，要從兩方面著手：一是降低全社會的邊際進口傾向。這主要靠微觀層面上微觀經濟主體的需求改變來實現，也即企業要努力提升產業級別，改善經營環境，提高出口產品的附加值，優化外貿產品的結構，在努力擴大出口的同時，降低相應的進口；二是要降低全社會的邊際稅收率水平。這主要靠宏觀層面上政府精減機構，提高執政效率和服務質量，實行減稅政策，減輕全社會的財政負擔，提高生產者的積極性，增加生產者利得，降低稅收對削弱外貿乘數效應的影響。

(作者單位：五邑大學經管學院）