生產(chǎn)依存度、產(chǎn)出關(guān)聯(lián)與國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性——中國(guó)與主要貿(mào)易伙伴的實(shí)證檢驗(yàn)

丁振輝

(中國(guó)人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100872)

一、問題的提出

經(jīng)濟(jì)周期理論一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中的重點(diǎn)課題，隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)和國(guó)際宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的不斷發(fā)展，學(xué)者們對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的研究也從一國(guó)拓展至世界范疇，并由此產(chǎn)生了世界經(jīng)濟(jì)周期(World Business Cycle)或國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期(International Business Cycle)等概念。世界經(jīng)濟(jì)周期是指整個(gè)世界經(jīng)濟(jì)活動(dòng)作為由一個(gè)個(gè)理性經(jīng)濟(jì)體而構(gòu)成的理性整體所具有的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)現(xiàn)象。宋玉華［1］認(rèn)為國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期則側(cè)重從一國(guó)經(jīng)濟(jì)體出發(fā)，研究本國(guó)與其他經(jīng)濟(jì)體組成的“國(guó)際”經(jīng)濟(jì)活動(dòng)所呈現(xiàn)出的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)現(xiàn)象。國(guó)內(nèi)學(xué)界對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期理論的研究相對(duì)較少，大部分研究均集中于中國(guó)與世界或其他國(guó)家和地區(qū)，特別是與美國(guó)的經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性問題，如王勇等［2］研究了外部沖擊下中國(guó)與世界經(jīng)濟(jì)波動(dòng)協(xié)同性問題，認(rèn)為雙邊貿(mào)易一體化和生產(chǎn)依存度對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的協(xié)同性影響顯著為正;宋玉華、方建春［3］認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)滯后于世界經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，并據(jù)此認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)存在較強(qiáng)的依賴性。而事實(shí)上國(guó)外學(xué)者對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期問題已經(jīng)進(jìn)行了大量基礎(chǔ)性的研究，如Canova和Dellas［4］以一個(gè)兩國(guó)向量自回歸模型解釋了跨國(guó)經(jīng)濟(jì)周期聯(lián)動(dòng)情況，他們發(fā)現(xiàn)在不同長(zhǎng)期趨勢(shì)假設(shè)條件下，各國(guó)經(jīng)濟(jì)周期具有相關(guān)性，并且隨著各國(guó)貿(mào)易聯(lián)系程度越強(qiáng)其關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)。在實(shí)證方面，Dellas［5］和 Kouparitsas［6］分別論證了美英德日和七國(guó)集團(tuán)等發(fā)達(dá)國(guó)家內(nèi)部存在高度一致的經(jīng)濟(jì)同周期現(xiàn)象。Pablo A.Neumeyer和 Fabrizio Perri［7］研究了新興經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)周期的協(xié)同性，他們認(rèn)為新興經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)周期存在協(xié)同性，但是要明顯弱于發(fā)達(dá)國(guó)家，利率在其中扮演了重要角色。Michael D.Bordo和Thomas Helbling［8］研究一個(gè)由16個(gè)主要國(guó)家組成的樣本在過去100多年中經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性變動(dòng)情況，他們認(rèn)為無(wú)論采取何種匯率機(jī)制這些國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)協(xié)同性明顯加強(qiáng)了，世界范圍內(nèi)商品、資本和金融市場(chǎng)的一體化是其中的重要原因。

國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期理論研究的重要性在于某種程度上為區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化提供了判別的依據(jù)，根據(jù)R.A.Mundell［9］的最優(yōu)貨幣區(qū)域(Optimum Currency Areas)理論，國(guó)際經(jīng)濟(jì)協(xié)同性越高的國(guó)家，相應(yīng)的貿(mào)易、投資、金融往來(lái)聯(lián)系越密切，越適合參加貨幣同盟，這又進(jìn)一步地有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)整合。J.A.Frankel和A.K.Rose［10］利用進(jìn)出口貿(mào)易聯(lián)系度為指標(biāo)研究了20個(gè)工業(yè)化國(guó)家之間經(jīng)濟(jì)整合和國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期的相關(guān)性，得出結(jié)論認(rèn)為市場(chǎng)整合力量越大，國(guó)際經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)，因此國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性越明顯。但是，有學(xué)者如 P.Krugman［11］對(duì)此持反對(duì)立場(chǎng)，他認(rèn)為隨著世界經(jīng)濟(jì)整合程度提高，貿(mào)易障礙降低，各國(guó)生產(chǎn)專業(yè)化程度提升，各國(guó)在專業(yè)分工的基礎(chǔ)上相對(duì)獨(dú)立地進(jìn)行生產(chǎn)，這將破壞國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性。持此種觀點(diǎn)的學(xué)者亦大有人在，如 P.B.Kenen［12］，B.Eichengreen［13］。每派觀點(diǎn)背后均有特定國(guó)家或區(qū)域?qū)嵶C檢驗(yàn)以支撐，使得學(xué)界對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性與經(jīng)濟(jì)一體化難有定論。因此，學(xué)者開始尋求從國(guó)別角度出發(fā)研究單個(gè)經(jīng)濟(jì)體與其他國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性與一體化進(jìn)展，或者區(qū)域經(jīng)濟(jì)集團(tuán)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性問題。A.H.Hallett和 L.Piscitelli［14］以 Canova 和 Dellas給出的模型出發(fā)，簡(jiǎn)化了一兩國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，為進(jìn)行兩國(guó)經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性研究提供了很好的范本，本文對(duì)該模型進(jìn)行了一定的簡(jiǎn)化，并檢驗(yàn)了中國(guó)與部分主要貿(mào)易國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系和經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性問題。本文結(jié)構(gòu)如下:第二部分建立了一個(gè)基于H-P模型的簡(jiǎn)化式，用以分析生產(chǎn)依存度和產(chǎn)出關(guān)聯(lián)之間的關(guān)系;第三部分利用中國(guó)與主要貿(mào)易伙伴之間的數(shù)據(jù)對(duì)此進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn);第四部分是簡(jiǎn)短的結(jié)論和政策建議。

二、理論模型

本文以A.H.Hallett和L.Piscitelli的兩國(guó)經(jīng)濟(jì)周期模型為理論基礎(chǔ)，擴(kuò)展為無(wú)窮期的經(jīng)濟(jì)周期模型。假設(shè)一個(gè)世界，只有兩個(gè)國(guó)家(本國(guó)H和外國(guó)F)，兩種商品(H和F)，并且每個(gè)國(guó)家只專業(yè)化生產(chǎn)一種產(chǎn)品，為了建立經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，這種產(chǎn)品同時(shí)是消費(fèi)品(C)也是中間投入品(X)。則有:

假設(shè)每個(gè)國(guó)家代表性個(gè)人的效用函數(shù)符合柯布-道格拉斯效用函數(shù)。則有:

假設(shè)每個(gè)國(guó)家代表性企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)同樣符合柯布 -道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，則有:

其中，αHi，αFi分別為i國(guó)中間投入品H和F的產(chǎn)出彈性，或者可以理解為i國(guó)生產(chǎn)過程中H和F投入的比例，也可以用來(lái)代表兩國(guó)間貿(mào)易的緊密程度，特別是一體化程度，即生產(chǎn)依存度①若兩國(guó)之間沒有貿(mào)易，生產(chǎn)依存度必然為0，則有αFH=0，外國(guó)商品F在H國(guó)生產(chǎn)中不作為中間投入品使用;若兩國(guó)之間存在貿(mào)易，且αFH=1，說(shuō)明H國(guó)對(duì)F國(guó)的生產(chǎn)依存度為1，H國(guó)生產(chǎn)中只使用外國(guó)商品F作為中間投入品。。我們假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變或者遞減，則有，αHi+αFi≤1。αHi+αFi=1說(shuō)明規(guī)模報(bào)酬不變;否則，說(shuō)明規(guī)模報(bào)酬遞減。θ代表生產(chǎn)沖擊，在t+1期，當(dāng)生產(chǎn)過程結(jié)束時(shí)已知，但是，在t期，生產(chǎn)過程未完結(jié)時(shí)不知。

代表性消費(fèi)者以終身效用最大化為目標(biāo)，則效用函數(shù)為:

其中β是折舊因子，0＜β＜1。

從代表性消費(fèi)者效用函數(shù)和預(yù)算約束函數(shù)出發(fā)，通過拉格朗日乘數(shù)法求解各期最優(yōu)消費(fèi)與投資，以H國(guó)為例，可以得到以下幾個(gè)方程:

由(3)和(4)得，

將(5)和(6)代入H國(guó)預(yù)算式，得到

因此，

上式兩邊取對(duì)數(shù)，得到:

其中，

同理，可推得:

其中，

可以將(10)和(11)寫成VAR形式，如下:

其中，Δ |I-A|=(1- αHH)(1- αFF)-αFHαHF

定義國(guó)內(nèi)外生產(chǎn)關(guān)聯(lián)系數(shù)

若協(xié)方差vFH=vHF=0，則:

上式對(duì)αFH求導(dǎo)，有:

(17)式分母恒大于0，考慮上式的分子(1-αHH)(1- αFF)- αHFαFH，

(17)式中，ρ表示兩國(guó)間產(chǎn)出的關(guān)聯(lián)性，α表示生產(chǎn)依存度，因此，從上式符號(hào)可以發(fā)現(xiàn):(a)當(dāng)(1-αHH)(1-αFF)= αHFαFH時(shí)，亦即生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報(bào)酬不變時(shí)，(17)式等于0，ρ對(duì)α的一階導(dǎo)數(shù)為0，即α對(duì)ρ不造成影響，這意味著兩國(guó)間生產(chǎn)依存度增加時(shí)，并不會(huì)改變產(chǎn)出的關(guān)聯(lián)性;(b)而當(dāng)生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報(bào)酬遞減時(shí)，表示兩國(guó)間生產(chǎn)依存度越大則產(chǎn)出的關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)。

若vFH，vHF≠0，那么我們進(jìn)一步可以推導(dǎo)出:

繼續(xù)判定(18)式的正負(fù)號(hào)，(18)分母為正，主要考察分子的正負(fù)情況，而這主要取決于vHH，vFF，VFH相對(duì)大小的比較，共有=6種情況，本文將各種可能性情況及結(jié)果整理如下表1:

表1

表1的結(jié)果反映了兩國(guó)間生產(chǎn)依存度變動(dòng)時(shí)，兩國(guó)產(chǎn)出關(guān)聯(lián)性的變動(dòng)方向。若結(jié)論為正，說(shuō)明當(dāng)兩國(guó)間生產(chǎn)依存度增加時(shí)，兩國(guó)產(chǎn)出關(guān)聯(lián)性加強(qiáng);反之，減弱。同時(shí)，我們可以發(fā)現(xiàn):若結(jié)論為正，則符合Frankel和Rose等人的結(jié)論(如最后兩組E組和F組);若結(jié)論為負(fù)，則符合Kurgman等人的推論(如A組和C組)。

三、實(shí)證分析

為了實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)的情況，本文選取了中國(guó)與前10個(gè)主要國(guó)家和地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。以2011年為例，中國(guó)前十大貿(mào)易伙伴分別為美國(guó)、日本、香港、韓國(guó)、德國(guó)、臺(tái)灣、澳大利亞、馬來(lái)西亞、巴西和俄羅斯。本文以經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)作為衡量產(chǎn)出關(guān)聯(lián)性的指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)周期呈同方向變動(dòng)，則意味著產(chǎn)出關(guān)聯(lián)性正相關(guān);若兩國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性不一致，則不能認(rèn)為兩國(guó)產(chǎn)出呈現(xiàn)某種關(guān)聯(lián)性。在實(shí)際操作中一般以實(shí)際項(xiàng)對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)項(xiàng)的偏離來(lái)考察經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)情況，即經(jīng)濟(jì)周期，因此考察經(jīng)濟(jì)周期的過程也可以看做去趨過程。去趨的方法有很多種，其得到的結(jié)果也有很大差異，勢(shì)必會(huì)影響實(shí)證結(jié)果。因此，本文對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)采取三種不同的設(shè)定方法:(1)假設(shè)長(zhǎng)期趨勢(shì)為隨機(jī)游走的自然對(duì)數(shù)隨機(jī)游走模型(log random walk model，簡(jiǎn)稱RM);(2)假設(shè)長(zhǎng)期趨勢(shì)遵循線性趨勢(shì)的自然對(duì)數(shù)線性趨勢(shì)模型(log linear trend model，簡(jiǎn)稱 LT);(3)是由 Hodrick和 Pre-scott(1980)所提出的，假設(shè)長(zhǎng)期趨勢(shì)為隨機(jī)平滑移動(dòng)的隨機(jī)趨勢(shì)模型(簡(jiǎn)稱HP)，由于本文采用年度數(shù)據(jù)其參數(shù)設(shè)定為100。本文截取的時(shí)間段為1978年～2011年，其中部分國(guó)家部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，在具體計(jì)算中需要進(jìn)行調(diào)整。各國(guó)或地區(qū)的資料均來(lái)自UNCTAD網(wǎng)站，其中德國(guó)1990年以前的數(shù)據(jù)為聯(lián)邦德國(guó)，俄羅斯數(shù)據(jù)從1991年開始統(tǒng)計(jì)，GDP數(shù)據(jù)為實(shí)際GDP數(shù)據(jù)。

進(jìn)行VAR估計(jì)，必須確認(rèn)所有數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對(duì)上述數(shù)據(jù)首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3。表2是針對(duì)中國(guó)和上述10個(gè)國(guó)家在不同去趨方法下得到的經(jīng)濟(jì)周期的水平單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)包括常數(shù)項(xiàng)、滯后項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)三項(xiàng)，由于本文單位根檢定估計(jì)式中包含趨勢(shì)項(xiàng)與不包含趨勢(shì)項(xiàng)的結(jié)果并無(wú)顯著差異，因此本文僅討論不含趨勢(shì)項(xiàng)的情況。滯后項(xiàng)最優(yōu)滯后期選擇采用SIC準(zhǔn)則。由表2結(jié)果可以看出，在RW模型下，所有序列數(shù)據(jù)水平值均拒絕單位根檢驗(yàn)，即是水平I(0)平穩(wěn)序列;在LT模型下，僅有香港序列數(shù)據(jù)拒絕單位根檢驗(yàn)，是水平平穩(wěn)序列，其他都是非平穩(wěn)序列;在HP模型下，除了巴西、俄羅斯和中國(guó)三國(guó)不能拒絕單位根檢驗(yàn)外，其他國(guó)家和地區(qū)均拒絕單位根檢驗(yàn)，亦即是水平平穩(wěn)序列。進(jìn)行一階差分后，所有序列均變?yōu)橐浑AI(1)平穩(wěn)序列。所有數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)后可以進(jìn)一步進(jìn)行VAR模型估計(jì)。

表2 序列單位根檢驗(yàn)

為避免11個(gè)國(guó)家或地區(qū)整體估計(jì)會(huì)因某些國(guó)家數(shù)據(jù)長(zhǎng)度不足而使得樣本數(shù)減少，并對(duì)估計(jì)造成影響，本文分別估計(jì)中國(guó)與這10個(gè)國(guó)家的兩兩內(nèi)生變量VAR模型，滯后期同樣以SIC準(zhǔn)則為準(zhǔn)，并以所得到的殘差去推算變異系數(shù)和協(xié)方差，即vHH，vFF，vHF的值。三種長(zhǎng)期趨勢(shì)假定下的實(shí)證分析結(jié)果見表3。

我們發(fā)現(xiàn)三種模型中，vFH均有可能為0(值很小，可以忽略為0)，根據(jù)前面的結(jié)論(式(16))，當(dāng)vFH=vHF=0時(shí)，產(chǎn)出關(guān)聯(lián)性的判別要視生產(chǎn)函數(shù)是否為固定規(guī)模報(bào)酬的情況具體分析:若兩國(guó)生產(chǎn)函數(shù)均為固定規(guī)模報(bào)酬，式(17)為0;兩國(guó)生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬遞減，式(17)大于0。因此，我們根據(jù)VAR模型的估計(jì)結(jié)果首先進(jìn)行生產(chǎn)函數(shù)是否為固定規(guī)模報(bào)酬的假設(shè)。

為檢驗(yàn)生產(chǎn)函數(shù)的規(guī)模報(bào)酬，我們?cè)O(shè)假設(shè)為生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變，即H0:αHH+αFH=1①若VAR模型中滯后期數(shù)超過1，則若有假設(shè)變成和對(duì)應(yīng)的解釋變量所有的滯后項(xiàng)系數(shù)和為1。，采取Wald檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量為卡方值，生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬的檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表3 三種模型估計(jì)結(jié)果 (單位:E-04)

表4 生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬檢驗(yàn)

可以發(fā)現(xiàn)，在RW和LT模型下，中國(guó)與所有國(guó)家生產(chǎn)函數(shù)均拒絕規(guī)模報(bào)酬不變的原假設(shè)，在HP模型下，除中國(guó)與俄羅斯生產(chǎn)函數(shù)不能拒絕規(guī)模報(bào)酬不變的若有假設(shè)外，中國(guó)與其他國(guó)家生產(chǎn)函數(shù)均拒絕規(guī)模報(bào)酬不變的原假設(shè)。換言之，在RW和LT模型下，和在HP模型下的大部分情況下，中國(guó)與主要貿(mào)易伙伴在生產(chǎn)上具有規(guī)模報(bào)酬遞減的性質(zhì)，因此，我們認(rèn)為(17)式大于0，也就是說(shuō)隨著兩國(guó)間生產(chǎn)依存度的加深，兩國(guó)(或地區(qū))之間的關(guān)聯(lián)性也越強(qiáng)，中國(guó)與這些國(guó)家(或地區(qū))經(jīng)濟(jì)周期有協(xié)同性趨勢(shì)。這種生產(chǎn)依存度的加深直觀上是隨著雙方經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的加強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)一體化或者經(jīng)濟(jì)互動(dòng)密切的必然表現(xiàn)，更具體的是隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化趨勢(shì)的加強(qiáng)，中國(guó)與其他國(guó)家或地區(qū)在全球產(chǎn)業(yè)鏈產(chǎn)業(yè)分工中關(guān)系進(jìn)一步密切。也就是說(shuō)，隨著中國(guó)積極參與國(guó)際分工，中國(guó)進(jìn)一步被整合到國(guó)際經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中，中國(guó)與其他國(guó)家或地區(qū)，特別是主要貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)周期呈協(xié)同趨勢(shì)。中國(guó)的實(shí)例更符合Frankle等人的觀點(diǎn)，而不支持Krugman等人的觀點(diǎn)，這具有更為深遠(yuǎn)的政策含義。

如果我們的結(jié)論與Krugman等人一致，這就是說(shuō)明隨著中國(guó)參與國(guó)際分工，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)周期是逆貿(mào)易伙伴的，特別是逆美國(guó)、歐盟和東亞等中國(guó)主要出口市場(chǎng)的，那么中國(guó)似乎更加可能這些國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“自動(dòng)穩(wěn)定器”，事實(shí)上這既不符合我們觀察到的現(xiàn)象，也難以獲得實(shí)證上的支持。本文所得到的結(jié)論暗含著這樣一種觀點(diǎn)，中國(guó)與主要貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)周期的協(xié)同性隨著生產(chǎn)依存度的提升，即經(jīng)濟(jì)一體化程度的提高而不斷提高，中國(guó)可能不是世界經(jīng)濟(jì)的救命稻草，相反中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更加依賴于世界經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。

四、結(jié) 論

本文在兩國(guó)模型的基礎(chǔ)上，討論了兩國(guó)之間生產(chǎn)依存度和產(chǎn)出關(guān)聯(lián)性，以及與經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性之間的關(guān)系，本文的理論架構(gòu)主要以2002年Hallett和Piscitelli所提出的模型的簡(jiǎn)化式為基礎(chǔ)，在此基礎(chǔ)上得到了跨國(guó)向量自回歸關(guān)系式。本文的主要結(jié)論認(rèn)為:若跨國(guó)產(chǎn)出沖擊相關(guān)性為0，并且規(guī)模報(bào)酬遞減時(shí)，則國(guó)際間生產(chǎn)依存度越高，即國(guó)際經(jīng)濟(jì)整合程度越高，則國(guó)家間產(chǎn)出的關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)，即國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性越高;若跨國(guó)產(chǎn)出沖擊相關(guān)性不為0，國(guó)家間產(chǎn)出的相關(guān)性取決于本國(guó)與外國(guó)沖擊變異系數(shù)和協(xié)方差相對(duì)大小。本文以中國(guó)為例，對(duì)中國(guó)與10個(gè)主要貿(mào)易伙伴的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果顯示，在不同的長(zhǎng)期趨勢(shì)設(shè)定下，中國(guó)與大部分國(guó)家隨著生產(chǎn)依存度提升時(shí)，國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期協(xié)同性也隨之提高。

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