基于共同周期的我國經濟與世界經濟協同性特征的測算

王海紅

0 引言

隨著經濟全球化的不斷深入，世界各國經濟周期的協同性越來越來越顯著，許多作者運用各種計量經濟方法對各國的經濟指標進行了分析，同時也從各個角度分析了我國與國際經濟周期的同步性。大量事實證明，世界經濟周期是客觀存在的，并且我國與世界經濟已經越來越融入一體了。例如Kose,Otrok和Whiteman（2003）利用因子模型對7大洲60個國家的數據進行了分析,認為世界經濟周期確實存在。Lumsdaine與Prasad（2003）對1963年以來的某些OECD國家的工業指數進行了分析，發現世界經濟周期與歐洲經濟周期都存在的事實，并認為1973年以來這些國家經濟周期的協動性更加緊密了。宋玉華、方建春（2007）認為改革開放以來中國與世界經濟波動的互動關系越來越強，而且中國與世界經濟整體相關性是一個由強到弱又逐步增強的過程。張兵（2006）對中美之間經濟周期的同步性進行了研究，認為中美經濟周期的同步性總體不強，但是有增強的趨勢。余昭朋、張玉好（2008）等對改革以來的中國與世界經濟周期的相關性進行了分析，認為目前世界經濟正在進入新一輪周期，而在這一輪周期中，世界經濟增長將會對中國經濟增長的態勢和軌跡產生更加強烈的影響等。

為了進一步加深對我國與世界經濟周期同步及其機制的理解，促進我國與世界各國的經濟交往，同時也為了與世界各國建立起經濟政策的國際協調機制，以便共同防范國際經濟危機，推動我國與世界各國經濟的良性循環，本文將在對我國與世界經濟周期進行歷史回顧的基礎上，對我國與世界經濟周期的協同性進行分析，期望對促進我國經濟社會發展提供科學的政策建議。

1 我國與世界經濟周期的特征分析

為了便于對問題的分析，繪制經濟增長率曲線（1978年以來）如圖1所示。由圖1分析可知，根據劉易斯的“谷－谷”法，這段時期中國與世界經濟周期總共呈現出5個周期。通過計算二者的經濟周期的相關特征可知（表1），首先從波動的平均位勢來看，二者的平均位勢波動值都較小，基本上都穩定在10%和3%左右，而世界經濟周期的波動位勢更趨于穩定。我國的波動位勢之所以能遠高于世界經濟，這與我國的投資率始終保持較高水平是分不開的。其次從波動幅度來看，中國的波動幅度的變化規律是先上升后下降，尤其是20世紀90年代之后下降較明顯，這主要是由于我國1978年以來的市場化改革引發全要素生產率的提高和經濟結構的變化的結果，也是與改革以來我國與世界各國的經濟交往分不開的。而世界經濟周期的振幅總體上呈現出平穩，但是第四個周期的振幅較大，這應該是與東南亞金融危機導致的經濟衰退分不開的。最后再從波峰與波谷年份來看，我國與世界經濟周期的峰谷年份基本上還算一致，很多峰谷的年份還是完全吻合的，其它的也只是超前或者滯后一到兩年。

因此，1978年以來，我國與世界經濟波動的周期性特征都還是比較明顯的，而且經濟波動的特征也出現了趨同化趨勢。在經濟全球化的背景下，這些趨勢都可能給我國的經濟波動形態產生重大影響。下面我們將借助典型相關分析和共同周期檢驗等方法，對我國與世界經濟周期的協同性進行分析。

圖1 中國與世界經濟增長率折線圖(%)

假如通過計量檢驗得知該組變量在長期內存在協整關系，那么可建立ECMt模型，然后利用典型相關分析方法求出 ΔYt=(Δyt1,Δyt2…Δytn)與Wt=(ΔYt-1,ΔYt-2……Δ Yt-(p-1),ECMt-1)之間的典型相關系數，第三步再求出統計檢驗值C(p,s)，具體公式如下：

表1 中國與世界經濟周期特征

2 研究方法

所謂世界經濟周期的協同性，即是指世界各國的經濟周期互相影響、互相作用從而使得各國的宏觀經濟同步擴張和收縮的行為。協同性的檢驗過程將涉及到較多的變量和數據。為了更加深入的分析中國與世界經濟周期的協同性，本文將綜合采用滾動相關系數法、多元統計分析中的典型相關分析法以及共同周期檢驗法對二者的協同性進行實證檢驗。

2.1 滾動相關系數法

本文將使用固定樣本長度的滾動相關系數法來分析我國與世界經濟周期之間的動態相關性。滾動相關系數的計算方法如下：假設i國與j國的經濟周期的指標序列分別是｛kit｝與｛kjt｝，在樣本范圍內給定時窗長度m，在p時刻的滾動相關系數定義如（1）式所示：

其中，t=p-m+1,…,p;p=m,…,T。

2.2 典型相關分析法

典型相關分析的基本思想即是研究兩組變量之間的相關性，基本方法即是找一組系數l和m，分別對這兩組變量進行線性組合，把這兩組變量化為兩個變量之間的關系。我們可以用數學方法表達如下：設兩組隨機矢量x=(x1,x2,…,xp)'，y=(y1,y2,…,yq)'，為研究x與y之間的相關關系，分別令Uk=a1kx1+…+apkxk=a'x,，Vk=b1ky1+…+bqkyk=b'y，現在即是求a和b，使U和V之間的相關系數r達到最大。標準化隨機變量U和V的相關系數為：

2.3 共同周期檢驗法

共同周期檢驗的方法如下：假如有一組變量Yt，首先我們建立如下的VAR模型（假設最優滯后值為2）：

其中λi即是ΔYt與Wt之間的s個典型相關系數，假如C(p,s)服從自由度為s2+sn(p-1)+sr-sn的χ2分布，那么以上的n個變量之間就存在共同特征向量；假如向量組Yt具有s組共同特征向量，即可表明向量組Yt具有n-s個共同周期。

3 我國與世界經濟周期的相關性分析

相關性及因果關系是度量經濟周期協同性的重要指標，因此接下來我們對中國與世界的GDP增長率進行相關性實證檢驗，主要是對二者的相關系數進行分析，然后根據相關系數的計算結果再對他們進行因果檢驗。

3.1 相關系數分析

從1978年到2008年期間，我國的經濟周期的平均波長為4～5年，而世界大致為4.5年，我們這里的時窗長度取平均波長的兩倍，即8年。利用滾動相關系數法求得和滾動相關系數如圖2所示。由圖2可知，兩者的滾動相關系數一直在0.5左右波動，而在20世紀90年代末期期間的相關系數是負值，這是因為我國當時正是體制轉軌以及國有企業改革最艱巨的時期，而同時由于東南亞金融危機引發的諸多國家的經濟動蕩，使得這段時期兩者之間的經濟周期的相關程度是負值。而在進入21世紀之后，兩者的滾動相關系數又突然升高了。因此，總的來看中國與世界經濟周期的相關程度還是比較高的。

圖2 我國與世界經濟周期滾動相關系數圖

接下來我們再利用靜態相關系數進行分析。我們以1992年和2001年為界，把1978年以來的整個時段分成三段進行分析，結果如表2所示，由表2可知，兩者經濟周期的相關系數在1978-1992年期間是0.38，而1993-2000年期間兩者的相關系數已逾0.48以上，達到了強相關指標，而入世后的該項指標超0.86，屬于高度相關。出現這種情況的原因，主要是由于我國在20世紀80年代期間對外開放剛剛開始，與世界各國的經濟交往還不多，因此1978年以來的相關系數還不高，而20世紀90年代以來，尤其是隨著1992年十四大召開以及2001年加入WTO以后，我國與世界各國的經濟交往越來越頻繁，20世紀90年代與21世紀以來，我國與世界經濟周期的相關系數不斷上升。因此，1992年與2001年都是我國與世界經濟交往的轉折點。

表2 改革以來我國與世界經濟周期分時段相關系數

3.2 因果檢驗

這里我們把中國與世界的數據分成1978～1989年和1990～2010年兩段時期來進行因果檢驗。首先經過ADF檢驗得知，二者的GDP增長率都在5%的臨界值下平穩（由于占的篇幅太大，因此具體程略），接下來我們再進行因果檢驗，檢驗結果如表3所示，得知在80年代期間是世界經濟周期作用于中國，而在那之后是兩者相互作用，這表明80年代期間中國對外開放度不夠大，而且由于中國的經濟實力不夠強大，由此導致中國對世界經濟的影響度有限，而20世紀90年代以來由于這兩個因素都大大改善了，使得我國對世界經濟周期的作用不斷上升，兩者之間的協動性也大大增強了。

表3 中國經濟波動(Z)與世界經濟波動(W)GRANGER因果檢驗

4 中國與世界經濟的共同周期測算

由于20世紀80年代期間我國與世界經濟周期的相關系數不高，并且通過EVIEWS檢驗得知二者在這段時期也不存在協整關系，因此我們下面只對1990～2010年期間的數據進行共同周期檢驗。

4.1 單位根檢驗

由于協整檢驗必須要求各序列是同階單整序列，因此我們先對兩個序列實施ADF檢驗（如表4所示），由檢驗結果可判斷，兩序列均是屬于一階單整序列，符合協整檢驗的理論前提。

表4 ADF檢驗（lny1t和lny2t序列）

4.2 協整檢驗

由HQ準則，我們選VAR模型的最優滯后值為2，通過EVIEWS軟件，可得JOHNSON檢驗的跡檢驗值和最大特征值如表5所示，由表5可知，兩對數序列都在5%的統計值下通過協整檢驗，說明這兩個序列之間存在長期趨勢。因此我們可以得出結論：中國與世界經濟周期在長期內具有顯著的協同性。

表5 中國與世界GDP序列協整檢驗

4.3 共同周期檢驗

這部分我們將在建立兩序列的誤差修正模型之后再來檢驗中國與世界經濟周期的共同性。由于已經檢驗出二者存在協整關系，因此可由EVIEWS軟件直接得出兩序列的誤差修正模型如（4）式：

由（4）式可計算出誤差修正項的數據如表6所示。

表6 誤差修正項ECMt

最后我們可以利用（3）式來求ΔY t與W t的典型相關系數，利用多元統計軟件，可得出ΔY t與W t之間的典型相關系數為：λ1=0.6,λ2=0.85。再依靠公式s2+sn(p-1)+sr-sn可分別計算出自由度為2和6，依靠χ2分布表，可得表7。

表7 共同周期向量檢驗結果

由檢驗結果可知，當s=1時，C(p,s)值小于χ2值，而當s＝2時相反，說明中國與世界經濟周期之間存在一個共同特征向量；也就是說兩者擁有一個共同經濟周期。

綜上所述，自從改革開放以來我國的經濟周期就與世界存在顯著的同步性，二者的協同性隨著我國市場化改革的步伐越來越高，尤其是20世紀90年代以來，通過計量檢驗得知，二者不僅存在長期協整關系，而且在短期內還存在一個共同周期。

5 結論

本文通過對我國與世界經濟周期的相關性、因果檢驗及其共同周期檢驗的研究，得知自從我國對外開放以來，我國與世界經濟周期之間的協同性大大增強。

第一，通過對我國與世界經濟周期的回顧得知，二者經濟周期的起止年份基本一致，而且經濟周期的波峰與波谷年份也基本能夠吻合，說明二者經濟周期的同步性還是較一致的。

第二，通過對二者相關性及其因果檢驗得知，20世紀80年代期間由于我國經濟實力有限，而且改革開放剛剛起步，二者相關程度較低，而且也只是隨著世界經濟周期的波動而波動，而進入20世紀90年代之后，隨著經濟實力的增強，以及市場經濟體制目標的確立，使得我國與世界經濟周期的相關程度大幅度上升，而且由GRANGER檢驗得知，二者的因果關系由世界經濟周期單向作用于我國而變成了互相作用。

第三，通過對1990年以來的二者的協整與誤差修正模型檢驗得知，我國與世界經濟周期不僅存在長期的協整關系，而且存在短期的共同周期，即我國與世界經濟擁有同一個周期。

為此，當前我國在經濟全球化的背景下，要充分抓住我國與世界經濟周期協同性的機遇，促進我國與世界經濟的一體化。具體可從以下幾點來實施：一是要全面拓展我國與世界各國的產業對接規模和領域，提升對接層次，加大我國與各國的服務業的貿易往來，以便促進我國與世界服務業市場的對接從而減緩我國的經濟波動幅度；二是要努力改變我國當前對外貿易“大而不強”的局面，要提高出口商品的附加值，獲取高額利潤，大力發展新能源、綠色環保、生物工程等新興產業，實現對各國和地區的出口附加值倍增計劃，增強本地區的出口實力，這樣才能使我國受世界經濟波動的沖擊度降低；三是要建立我國經濟周期的預警系統，適時防范世界經濟周期的沖擊。最后要加強國際協調，要與各個國家和地區就財政、貨幣等政策展開磋商、協調，或聯合采取干預市場，共同預測世界經濟周期的趨勢，以減緩各種經濟危機帶來的沖擊，共同促進各國與世界市場的良性循環和各國經濟穩定增長。

[1]宋玉華,吳聃.從國際經濟周期理論到世界經濟周期理論[J].經濟理論與經濟管理,2006,(3).

[2]郭晶,姚宇靜.世界經濟周期研究述評[J].經濟縱橫,2009，(6).

[3]喻旭蘭.經濟周期同步性與東亞經濟合作的可行性研究[J].經濟研究，2007，(10).

[4]Engle,R.F,S.Kozicki.Testing for Common Features[J].Journal of Busi?ness Stratistics，1993，(11).

[5]李月.中國有效經濟增長周期波動的特征事實[J].求索，2011，(2).

[6]Kollmann,Robert.Incomplete Asset Markets and the Cross-country Consumption Correlation Puzzle[J].Journal of Economic Dynamics and Control，1996，(5).

[7]周陽敏.政府投資、政府消費與世界經濟周期:以中國為例[J].經濟學（季刊），2006，(3).