中美經濟互動的貿易傳導與影響

摘要：

目前計算變量相關系數的方法需要設定滾動窗口，導致不能測算時點相關度，進而引發實證分析存在自相關、自由度減少等內在不足。在重新測度中美兩國時點經濟協動度基礎上，利用SVAR模型分析1978—2011年中美雙邊貿易和兩國經濟協動的相互影響。結果顯示：從相互影響來看，二者存在相互明顯的短期正向沖擊，長期內沖擊作用較弱；從影響程度來看，二者主要受自身水平影響的短期強正向沖擊。

關鍵詞：

經濟協動；貿易結合度；中美；雙邊貿易；貿易傳導；SVAR模型

文章編號：2095-5960（2013）04-0066-06

；中圖分類號：F752.7

；文獻標識碼：A

一、引言

隨著世界經濟一體化的深入發展和中國融入世界經濟的進程加快，世界經濟已深深影響到中國經濟，世界主要經濟體通過貿易與中國經濟的互動更加明顯。2008年陷入經濟危機的美國通過貿易渠道拖累中國經濟至今仍在低谷徘徊。IMF在2012年3月份發布的《世界經濟展望》預測2012和2013年中國經濟增長率僅為8.0%和85%，對美國經濟的預測僅為1.4%和1.9%。實際上至2008年美國金融危機爆發以來，中國對美國貿易下滑趨勢明顯，從出口看，2008年出口增長率僅為8.4%，低于2007年的14.4%，2009年出口增長率為-12.5%，2010年受政府出口政策的刺激，出口增長率達到28.3%，2011年僅為14.5%，遠低于歷史平均水平。從全球視角看，作為兩個經濟失衡但具互補性的最大經濟體，經濟的發展具有很強的相互依賴，貿易已把中美兩國的經濟緊密聯系在一起。因此如何測度中美雙邊貿易對兩國經濟協動的影響，從而更好地采取措施應對以美國為代表的世界主要經濟體經濟不穩定帶來的消極影響，保持中國經濟平穩增長，具有重要的現實和理論意義。

二、國內外相關研究

檢索文獻發現，從貿易的視角考察世界主要經濟體之間經濟互動起初并不是獨立進行，而是包含于對國際經濟周期形成機制的研究過程中。學者們發現，貿易是國際經濟周期機制形成過程中不可忽視的重要因素，從而開始關注貿易對經濟體之間經濟互動的影響，并逐漸成為一個專門的研究領域。而真正構建模型考察貿易和經濟波動之間關系的是Frankel和Rose（1998）［1］，其模型是：

ρijt=c+αTradeijt+εijt

上式中，ρijt表示對國家i和j的GDP濾波（HP）后得到周期成分在時間跨度t上的交叉相關系數，Tradeijt表示國家i和j在時間跨度t上的平均雙邊貿易強度。Frank和Rose取t為10，利用季度數據考察了21個工業國家的經濟協動和貿易強度之間的關系，研究表明經濟協動和貿易之間存在積極的相互影響。于是以Rose（2000）［2］、Rose Wincoop(2000)［3］為引領的諸多學者基于這種模型不斷進行改進，以貨幣區成員國為研究對象更好地經濟協動和貿易的相互影響。但在后續研究中，諸多爭議性的問題不斷出現，其中首要的是如何合理闡釋貿易對經濟總量影響的作用機制，以便改進模型，提高可信度。主要觀點有兩種：第一是以Grnben et al.(2002)［4］、Imbs(2004)［5］、Caldéron et al.(2007)［6］和Inklaar et al.(2008)［7］為代表的學者認為，經濟周期可以視為經濟對外在沖擊的一種反應，而當前國際貿易中占據主導地〖JP2〗位的是行業間貿易，這使得貿易國更易受到共同的外部沖擊（如技術沖擊等），從而引起國際間經濟周期的協動，因此應該從行業間貿易的視角構建模型中的Tradeijt指數，并為此做出了不懈的努力；第二是以Rose（2000）［8］、Persson(2001)［9］和Cerqueira (2009)［10］為代表的學者認為，貿易國之間的經濟協動并非起因于行業間或行業內貿易，而是國家間整體貿易，因為后者具有的乘數放大機制作用密切了貿易伙伴國之間的經濟聯系，從而引發經濟波動協動，因此應該從這個視角改進模型中貿易協動度指數的測算。〖JP〗

國內相關研究更多的是借鑒了國外已有的方法和模型，從貿易視角考察區域經濟體內經濟協動或中國與主要經濟體經濟協動情況。代表性的有任志祥（2004）［11］、杜群陽（2005）［12］和熊豪（2009）［13］等認為中國與貿易伙伴國經濟周期的協動性因雙邊產業內貿易占總貿易比重提高而得到加強；王悅（2007）［14］、嚴志輝（2008）［15］等認為貿易對區域經濟體內經濟波動周期有積極影響。

綜上可以看出，現有研究基本上都是在上述思想指導下，在模型框架范圍內，圍繞如何更合理地改進測算經濟、貿易協動度指數方法上，從貿易的視角檢驗經濟體之間經濟互動影響。實際上目前關于這一問題的探討還在繼續，但已有的研究在構建測度兩國經濟波動的協動度指數時，存在明顯的不足，即需要給定一個時間窗口t，采用滾動系數法獲取考察期內的經濟體經濟總量的相關系數。這將導致以下缺陷：第一是時變特征不足，即該指數只能給出一段時間（t）內的國際經濟相關度，難以給出考察某一具體年份上的相關度；第二是滾動窗口（時間t）設定的合理度難以確定，t太小導致相關系數的值不可靠，t太長使實際分析時有效樣本空間減至（T-t），導致自由度不夠；第三是采取滾動法獲得的相關系數不可避免地出現自相關，這直接導致分析結果可信度降低。鑒于此，本文擬在已有研究的基礎上，在避免以上缺陷的前提下，重構建測度兩國經濟波動協動的時變指數，擴展樣本空間，利用SVAR模型，分析中美兩國的經濟互動影響的貿易傳導過程。

三、變量構建

（一） 經濟波動協動度指數構建的改進

在已有的研究中，經濟體之間的經濟總量協動度用相關系數ρij表示，一般表達式為：

ρij=F〖JB((〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖SX(〗Xij，t〖〗T〖SX)〗，∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖SX(〗uij，t〖〗T〖SX)〗〖JB))〗（1）

ρij表示國家i和國家j的GDP相關系數，Xij，t表示解釋變量向量，uij，t表示隨機動態沖擊。這種方法計算得到的測度指數沒有考慮時間變動，只是給出一個較長固定時間段內的GDP相關度數值，不能得到考察時段內所有時點上的ρij，t。為避免不足，得到時點上的協動度數值，我們構建下列等式：

ρij，t=F〖JB((〗Xij，t，uij，t〖JB))〗 （2）

觀察發現，對等式（2）用時間T求平均數就得到等式（1），即：

ρij=∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖SX(〗ρij，t〖〗T〖SX)〗（3）

因此，如果得到ρij的具體表達式，就可以得到各時點上的ρij，t。如何得到ρij對于一般變量X，如果要得到在T時間段內的Xi和Xj的相關系數，根據相關系數計算公式，有：

ρij=〖SX(〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗〖JB((〗Xi，t－X〖TX-〗i〖JB))〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗〖JB))〗〖〗〖KF(〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xi，t－X〖TX-〗i〖JB))〗2〖KF)〗〖KF(〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗2〖KF)〗〖SX)〗（4）

對等式（4）右邊乘以2除以2后，構造完全平方公式（過程省略）得到等式：

ρij=〖SX(〗1〖〗2〖SX)〗〖JB((〗2－∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗〖SX(〗〖JB((〗Xi，t－X〖TX-〗i〖JB))〗〖〗〖KF(〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xi，t－Xi〖JB))〗2〖KF)〗〖SX)〗－〖SX(〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗〖〗〖KF(〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗2〖KF)〗〖SX)〗〖JB))〗2〖JB))〗（5）

對（5）式右邊乘以除以T后，略作變形得到：

ρij=〖SX(〗1〖〗T〖SX)〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗1－〖SX(〗1〖〗2〖SX)〗〖JB((〗〖SX(〗〖JB((〗Xi，t－X〖TX-〗i〖JB))〗〖〗〖KF(〗〖SX(〗1〖〗T〖SX)〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xi，t－X〖TX-〗i〖JB))〗2〖KF)〗〖SX)〗－〖SX(〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗〖〗〖KF(〗〖SX(〗1〖〗T〖SX)〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗2〖KF)〗〖SX)〗〖JB))〗2〖JB))〗（6）

因為pij=∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖SX(〗ρij，t〖〗T〖SX)〗，我們得到：

ρij，t=1－〖SX(〗1〖〗2〖SX)〗〖JB((〗〖SX(〗〖JB((〗Xi，t－X〖TX-〗i〖JB))〗〖〗〖KF(〗〖SX(〗1〖〗T〖SX)〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xi，t－X〖TX-〗i〖JB))〗2〖KF)〗〖SX)〗－〖SX(〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗〖〗〖KF(〗〖SX(〗1〖〗T〖SX)〗∑〖DD(〗T〖〗t=1〖DD)〗〖JB((〗Xj，t－X〖TX-〗j〖JB))〗2〖KF)〗〖SX)〗〖JB))〗2（7）

（7）式中，ρij，t是變量Xi，t和Xj，t在時點t的相關系數。利用式（7），我們可以得到兩個國家經濟總量在考察期內任一時點上的相關系數，其中變量Xi，t和Xj，t分別表示國家i和j在t年的增長率，X〖TX-〗i和X〖TX-〗j分別表示在T時間段內i國和j國的平均經濟增長率。

對比發現，相比于以前常使用的相關系數指數，該新構造指數具有如下明顯特點：第一是克服了時變特征不足的缺點，能定量給出觀察期內任一時點上兩國經濟波動的相關程度；第二，不設定滾動窗口的長度，避免了樣本空間的不足①〖ZW（DYB，0.25〗〖HTF〗①在以前相關系數計算等式中，選定滾動窗口長度t面臨兩難選擇，t過短導致所得相關系數不可靠，t過長會導致樣本空間不足，分析結果可信度弱。〖ZW)〗；第三，避免相關系數的自相關，以前在計算指數時設定滾動窗口長度t，極易導致相關系數出現自相關現象。

（二）貿易聯系程度指數的構建

測算兩國貿易關聯程度時，我們選用Brown(1948)構建的貿易強度指數，計算公式為：

Iijt=〖SX(〗Tij，t/Ti，t〖〗Tj，t/TWt〖SX)〗 （8）

Iijt表示i、j兩國在t年的貿易強度，Tij，t表示在t年國家i與國家j之間的雙邊貿易總額，Ti，t和Tj，t分別表示i國和j國在t年的對外貿易總額，TWt表示t年的世界貿易總額。Iijt取值越大，表明兩國間貿易聯系愈緊密。

四、模型選取

在確定變量后，可以構造SVAR模型分析中美貿易結合度對兩國經濟波動協動的沖擊和影響過程。SVAR模型是在VAR模型上加入內生變量間的當期關系，對VAR系統參數附加結構式約束條件的一種分析方法，從而克服VAR模型不考慮經濟理論、“新息”導致脈沖響應不能被識別為內在的結構誤差、不能進行結構性解釋的不足。

我們首先建立經濟波動協動度、貿易結合度的SVAR(P)模型：

Byt=Γ0+∑〖DD(〗p〖〗i=1〖DD)〗Γiyt－i+εt（9）

其中變量和參數矩陣為：

，yt  = 〖JB(［〗ρCHINA.USA t ICHINA.USA.t 〖JB)］〗B=〖JB(［〗〖HL(2〗1〖〗b12b21〖〗1〖HL)〗〖JB)］〗， Γ0=〖JB(［〗b10b20〖JB)］〗，Γi=〖JB(［〗〖HL(2〗αi11〖〗αi12αi21〖〗αi22〖HL)〗〖JB)］〗，εt=〖JB(［〗ε1tε2t〖JB)］〗

ρCHINA.USA .t 和ICHINA.USA .t 分別表示中美兩國經濟的協動度和貿易結合度序列，ε1t和ε2t分別是作用在協動度和貿易結合度的結構式沖擊，εt是白噪聲向量(εt~VWN(0，IN)）。

如果矩陣B可逆，可將式（9）轉化為下列等式：

yt=B－1Γ0+B－1∑〖DD(〗p〖〗i=1〖DD)〗Γiyt－i+μt，μt=B－1εt （10）

通常，（10）式中殘差μt是一種復合沖擊，為結構式殘差εt的線性組合。

五、實證分析

（一）變量平穩性檢驗、滯后階數確定和模型穩定性檢驗

本文分析的樣本空間為1978-2011年。為減少數據統計口徑引致的誤差，我們在計算相關數時，數據來源于同一數據庫。由上文公式（7）可知，在測算中美兩國經濟時點相關系數ρCHINA.USA.t（下文簡稱ρt）時，需要用到中美兩國經濟增長率XCHINA.t和XUSA，t，數據來源于IMF在線數據庫（該數據庫提供了用同一口徑測算的上世紀60年代以來世界各國的實際經濟增長率）。由上文公式（8）可知，在計算指標ICHINA.USA .t （下文簡稱it）用到的中國對美國貿易額TCHINA.USA、中國對外貿易額TCHINA、美國貿易總額TUSA和世界貿易總額TW，數據來源于OECD在線數據庫。得到指標后，基于ADF法，利用Eviews5.1對變量ρt和It的平穩性進行檢驗，結果如表1所示。

表1表明，各序列均為0階單整，ρt和it分別在1%和5%的顯著水平下通過檢驗。因此可將變量ρt和it作為內生變量集，建立SVAR(P)模型進行實證分析。利用Eviews5.1，根據ACI和SC準則得出滯后階數p取2，且SVAR(2)的特征多項式所有根的倒數的模均小于1。

表1 變量平穩性檢驗結果

〖JZ）〗〖JY〗

〖HT6SS〗〖BG(!〗〖BHDFG1*2，WK7，K11。4，KW〗

變量〖〗檢驗形式(C，T，K)〖〗ADF檢驗統計量〖〗1%臨界值〖〗5%臨界值〖〗10%臨界值〖BHD〗ρt〖〗（0，0，0）〖〗-4.768766〖〗-2.636901〖〗-1.951332〖〗-1.610747〖BH〗it〖〗（C，T，1)〖〗-4.010018〖〗-4.273277〖〗-3.557759〖〗-3.212361〖BG)F〗注:檢驗結果由Eviews5.1給出;檢驗類型(C，T，L)分別表示單位根檢驗方程含常數項、時間趨勢項和滯后期限。〖HT〗

（二）參數估計

對于k元SVAR(P)模型，需要對結構式施加k(k-1)/2個限制條件。本文中有2個變量，因此要識別結構沖擊，本文需要施加1個約束條件。中美兩國互為最大貿易伙伴國，貿易額又是經濟總量重要的構成，因此貿易額變化當年勢必影響到兩國當年經濟總量。由于在現實中，很多當期貿易行為實際是在履行先前貿易合同，因此兩國經濟聯系程度的變化影響貿易政策、制度的變化，最終影響到實際交易行為勢必存在遲滯效應，即中美經濟聯系程度的變化不能立刻影響到貿易。可以假設：中美兩國貿易的結合度對兩國當前經濟波動的協動有影響，而兩國經濟協動對當期的貿易結合度沒有影響，即b12為0。實際上互為最大的貿易伙伴國，雙邊貿易對各自的經濟都有顯著的影響，這種緊密的貿易聯系已成為影響兩國經濟協動的最重要因素，2008年的經濟危機便是很好的例證。設定約束條件后，估算得出B的系數矩陣：

B=〖JB(［〗〖HL(2〗1〖〗0b21〖〗1〖HL)〗〖JB)］〗=〖JB(［〗〖HL(2〗1〖〗02.303〖〗1〖HL)〗〖JB)］〗

（三）脈沖響應函數分析

根據上面估計的結構模型，可以測算中美經濟協動和貿易聯系的相互影響的脈沖響應函數，并據此考察相互沖擊的動態效果和沖擊路徑。利用Eviews5.1對SVAR(2)模型分析，考察二者相互的沖擊效應。

1.中美經濟協動度對雙邊貿易結合度結構化沖擊的脈沖響應。

圖1給出了中美經濟協動度對雙邊貿易結合度結構式擾動沖擊的脈沖影響，其中實線和虛線分別表示脈沖響應函數和正負兩倍標準差偏離帶。縱軸表示中美經濟協動度受貿易結合度沖擊后的反應，橫軸表示沖擊作用的滯后期數（年度）。

圖1（a）表明，當給定中美貿易結合度一個正向標準差的沖擊之后，中美經濟協動度在當期即有一個明顯的正向反應，并且達到0.983162的最大值。此后反應開始迅速下降，在第2期內轉為負向反應，并在第3期達到負向反應最大值0.070073。第4期后，這種沖擊反應基本趨于0，并逐漸消失。這說明每一次中美貿易強度的增加，將給中美兩國經濟協動的增強帶來顯著影響，但這種影響會迅速下降，持續時間不長，一般在3年左右，此后影響消失。但圖1（b）表明，中美經濟協動度對貿易結合沖擊的累積響應函數表明，給定貿易結合度一個當期的正向標準差沖擊后，中美經濟協動度的累積響應一開始就處于一個較高的程度，隨后表現出先升后降的變動趨勢，并在第4期后達到平穩狀態。這說明，盡管中美貿易結合度對中美經濟協動度的沖擊影響持續短，但每一次沖擊都會使后者在當期處于一個更高程度的協動。

〖PS10T1.EPS，BP#〗

〖TS(〗〖HT5”H〗〖JZ〗圖1中美經濟協動度對雙邊貿易結合度沖擊的脈沖響應〖TS)〗

2.中美貿易結合度對中美經濟協動度沖擊的脈沖響應。

圖2給出了中美貿易結合度對中美經濟協動度結構化沖擊的脈沖響應。圖2（a）顯示，在當期給定中美經濟協動度一個正向標準差的沖擊后，總體上表現出現升后降的變動。在當期，中美貿易結合度反應極弱，但有著逐漸增強的正向反應，并在第3期達到正向反應最大值0.030312；此后，正向反應逐漸減弱并在第10期后消失。這表明，當年中美經濟波動協動增強對雙邊貿易起到積極的影響作用，且作用是逐漸加強在第3年達到最大。圖2（b）顯示，不同于中美經濟協動度對貿易結合沖擊的累積響應，中美貿易結合度對中美經濟協動度沖擊的累積響開始并未達到很高的程度，而是逐漸增強并在第5期后達到一個穩定的狀態。這表明當期中美經濟波動協動的增強，需要滯后5年才能影響到中美貿易聯系達到一個穩定、較高的程度。

〖PS10T2.EPS，BP#〗

〖TS(〗〖HT5”H〗〖JZ〗圖2中美貿易結合度對中美經濟協動度沖擊的脈沖響應〖TS)〗

3.方差分解

脈沖響應函數能解釋各變量受特定沖擊的響應情況，但無法比較特定變量受不同沖擊影響的程度。而方差分解能把系統的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻，從而比較不同沖擊對特定變量影響的大小，從而可以直觀地顯示內生變量相互影響的程度。

表2各變量預測誤差方差分解

〖JZ）〗〖JY〗

〖HT6SS〗〖BG(!〗〖BHDFG3，WK6，KW〗

時期〖〗〖ZB(〗〖BHDG1*2，K27，KW〗中美貿易結合度（I）〖〗中美經濟協動度（R）

〖BHDG1*2，K9。5，KW〗標準差〖〗I的貢獻率〖〗R的貢獻率〖〗標準差〖〗I的貢獻率〖〗R的貢獻率〖ZB)〗

〖BHDG1*3，WK6，K9。5，KW〗1〖〗0.0863 〖〗100.0000 〖〗0.0000 〖〗1.0031 〖〗3.9362 〖〗96.0638 〖BH〗2〖〗0.1404 〖〗97.9662 〖〗2.0338 〖〗1.0164 〖〗4.5241 〖〗95.4759 〖BH〗3〖〗0.1756 〖〗95.7193 〖〗4.2807 〖〗1.0191 〖〗4.5557 〖〗95.4443 〖BH〗4〖〗0.1958 〖〗94.3279 〖〗5.6721 〖〗1.0196 〖〗4.5573 〖〗95.4427 〖BH〗5〖〗0.2061 〖〗93.5719 〖〗6.4281 〖〗1.0196 〖〗4.5575 〖〗95.4425 〖BH〗6〖〗0.2109 〖〗93.1811 〖〗6.8190 〖〗1.0196 〖〗4.5579 〖〗95.4421 〖BH〗7〖〗0.2129 〖〗92.9929 〖〗7.0071 〖〗1.0196 〖〗4.5593 〖〗95.4408 〖BH〗8〖〗0.2136 〖〗92.9114 〖〗7.0886 〖〗1.0196 〖〗4.5607 〖〗95.4394 〖BH〗9〖〗0.2138 〖〗92.8807 〖〗7.1193 〖〗1.0196 〖〗4.5617 〖〗95.4383 〖BH〗10〖〗0.2138 〖〗92.8709 〖〗7.1291 〖〗1.0196 〖〗4.5622 〖〗95.4378 〖BG)F〗〖HT〗

表2顯示，在預測期內，中美貿易結合度的標準差有逐漸增加趨勢。除自身因素的沖擊影響外，來自于中美經濟波動協動的沖擊影響不大，在第1期為0，表明中美貿易結合度不受當期中美經濟波動協動的沖擊影響。但隨著時間的延伸，影響在逐漸增大。從第2期的2.034%開始，中美經濟波動協動的解釋力度始終處于逐漸增強的態勢，到第10期達到穩定的7.13%。這說明無論是長期還是短期，中美貿易結合度對其自身的影響較大；而中美經濟波動協動在短期內影響較小，但在長期內表現出逐漸增強的趨勢。

對于中美經濟協動度，在預測期內，來自自身的沖擊影響很大，自身解釋力度在當期達到96.064%，此后開始略有下降，在第10期達到穩定的95.440%。來自中美貿易結合度的貢獻率較小，當期僅為3.936%，隨著時間推移，解釋作用在逐漸增大，在第10期達到穩定的4.558%。這說明無論是長期還是短期，中美經濟波動協動自身的貢獻率較大，中美貿易結合度的貢獻率較小，但表現出一直增強的趨勢。

六、基本結論和啟示

筆者重構建測度兩國經濟波動協動指數的方法，進而利用SVAR模型分析中美經濟互動的貿易影響，結果顯示：（1）中美經濟協動的變動對中美貿易結合度有正向的影響作用，但存在明顯的滯后；（2）中美貿易結合度的沖擊在短期內對中美經濟協動水平有正向沖擊作用，而在長期內作用不明顯，且表現逐漸消失的極弱負向沖擊；（3）二者相互的影響在短期內不明顯，但在長期內有逐漸增強的趨勢；（4）方差分解表明，中美經濟協動和中美貿易結合度在短期內主要受其自身水平的影響且都表現出很強的正向沖擊作用。說明中美貿易和中美兩國經濟聯系存在逐漸增強的相互促進作用，但在影響對方的時間和持續性上存在差異，透露出如下較強的政策含義和啟示

首先是中國在應對當前中國經濟走出“低谷”短期政策中，不能刻意削弱與美國經濟已有的緊密關系。盡管需要刺激內需、轉變經濟增長方式、保持經濟健康平穩發展是我國未來經濟發展的主要目標，但在當前經濟不振、內需低迷且短期難以提高的現實情況下，短期內外貿仍是推動經濟復蘇上升的重要推動力，不可因經濟方式需要轉變而改變積極的貿易政策。而“中美經濟協動對中美貿易結合度有正向影響”的結論表明，在當前經濟仍可能在低谷徘徊的一段時期內，密切與最大貿易伙伴國（美國）的經濟聯系、積極影響雙邊貿易，也是助推中國經濟短期向好的措施之一。

其次，鑒于中國與主要經濟體經濟協動與貿易結合度顯示出長期增強的相互正向影響，中國為保持經濟平穩發展，較弱外來波動影響，在實行以內需拉動經濟為主的政策的同時，積極改善貿易地理結構，加強與新興經濟體的貿易往來。在世界經濟一體化深層次迅速推進下，作為WTO成員的中國融入世界的進程不可逆轉，在改革開放繼續深入推進的背景下，中國與世界經濟的關系會更加密切，未來無論如何刺激內需都不可能降低外貿在中國經濟中的重要地位，這使中國經濟受外來影響仍的風險很高。從目前來看，我國的出口伙伴國主要是美國、日本和歐盟三大經濟體，而它們也正是引起中國經濟波動的主要經常性波源。但是當今世界經濟的波動具有明顯的非同步性。美國、日本和歐盟經濟發展緩慢，世界新興經濟體的發展勢頭良好，世界經濟的發展呈現出“此起彼伏”的局面。因此在世界經濟發展呈現不均衡發展的態勢下，中國要改變對主要經濟體貿易的依賴，積極加強同各類經濟體的貿易往來，使來自不同經濟體的消極波動和積極波動在“疊加”后，整體上減弱對中國經濟影響。

可以利用世界經濟波動的不同步性，增加外來波動源，使得來自不同經濟體的

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Trade Transmission and Influence of SinoUS Economic Interaction

 SAVR Verification Based on a New Method of Measuring Comovement Index

XIONG Hao

(School of Economics， Henan University of Science and Technology， Luoyang， Henan， 471023，China)

Abstract：

The method used presently to calculate correlation coefficient of variables requires the setting of a rolling window and is unable to measure the correlation at any appointed time， causing autocorrelation and the lower degree of freedom in empirical analyses. The present thesis proposes a new method that can measure the correlation at any appointed time. Using the proposed new method and based on the remeasurement of comovement degree of SinoUS economy from 1978 to 2011， the thesis utilizes SVAR model to analyze SinoUS bilateral trade and economic comovement. Following results are shown: SinoUS trade and economic comovement has obvious shortterm sagittal impact， and long term impact tends to be weaker; SinoUS economic comovement and SinoUS trade are mainly affected by its own economic level and shows strong positive impact in short term.

Key words：

economic comovement; trade combination degree; the united states and china;twoway trade;trade transmission;SVAR model

責任編輯：蕭敏娜

收稿日期：2013-04-27

基金項目：本文受作者主持的國家社科基金項目“金融危機背景下世界經濟波動對中國經濟影響的貿易傳導路徑研究”資助，項目編號（12CJL052）。

作者簡介：熊豪（1978-），男，河南信陽人，河南科技大學經濟學院副教授，四川大學世界經濟專業博士研究生，研究方為世界經濟波動與國際貿易。