哈薩克斯坦與中、俄兩國經濟互動關系的實證研究
——基于協整和VAR模型?

賈 文，石 鶴，余 潔,

(1.四川大學經濟學院，四川成都610064；2.四川大學公共管理學院，四川成都610000)

一、研究框架設計

本文在協整及相關分析部分，將首先檢驗中、俄、哈三國經濟總量序列的單整階數。若階數相同則可進入協整關系檢驗。在各種檢驗方法中，可靠性較高的是基于向量自回歸（VAR）模型的JJ檢驗。本研究選擇這種方法，在估計VAR模型基礎上用JJ法對反映中、俄、哈三國經濟總量的有關序列進行協整檢驗。

本研究另一重要內容就是在協整分析基礎上用脈沖響應和方差分解對三國經濟互動關系進行動態解析，旨在更為全面地分析和比較哈薩克斯坦對中、俄兩國的經濟依賴關系的異同。本研究用GDP指標代表每個國家的經濟總量，取樣區間為1990—2010年，三國數據的樣本容量均為21。數據來源為世界銀行官方網站的世界發展數據庫（World Development Indicators,WDI）。為緩解異方差的影響，用中、俄、哈三國GDP的對數（分別表示為LCHN、LRUS和LKAZ）進行分析。研究平臺選用Eviews5.0軟件。

二、協整及相關擴展分析

（一）單整性分析

欲了解每個國家GDP對數序列的單整階數，需檢驗每個序列及其差分序列的平穩性。首先需檢驗的是一階差分序列。若一階差分后均變為平穩，則不再檢測更高的階數；若為非平穩，則需繼續檢驗二階甚至更高階的差分序列。按照這一要求，本研究首先生成了三國GDP對數序列的一階差分序列，分別表示為DLCHN、DLRUS和DLKAZ。

用DF-ADF法對三國GDP對數及其一階差分序列進行單整性檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 中、俄、哈三國GDP對數的單整性檢驗

表1顯示，在0.10的顯著性水平下，LCHN、LRUS和LKAZ序列DF-ADF統計量的概率值分別為0.6415、0.8832和0.8903，均遠遠超過0.10。三國GDP對數序列均為非平穩序列。而相應的一階差分序列DLCHN、DLRUS和DLKAZ所對應的概率值依次為0.0860、0.0082和0.0460，均小于0.10，序列為非平穩的原假設可以被拒絕。三國GDP對數序列為非平穩，但經過一次差分后均變為平穩，三者的單整階數均為一階。由于三者單整階數相同序列，故相互之間有可能存在協整關系。協整檢驗的必要條件業已具備。

（二）協整性分析

在估計包含LCHN、LRUS和LCHN三個內生變量的VAR后，可以用JJ法進行協整檢驗。估計VAR模型時，滯后期的選擇按AIC最小化原則確定，選定的滯后期1-2。由于本研究的重點是協整關系、脈沖響應和方差分解，故VAR模型的估計結果不再報出。

協整檢驗結果如表2所示。其中，第1列為原假設，包括無協整關系、至多有一個協整關系和至多有兩個協整關系。第2-4列依次為每個原假設所對應的特征值、跡統計量、0.05顯著性水平下的臨界點，以及跡統計量的概率值。

表2 三國GDP對數序列的JJ檢驗

在0.05的顯著性水平下，無協整關系的原假設對應的跡統計量32.04大于臨界點29.80。原假設被有效拒絕，顯示三國GDP對數之間存在協整關系。同時，對于至多有一個和兩個協整關系的原假設，相應的跡統計量數值均小于臨界點，原假設無法被拒絕。因此，三國GDP對數之間的協整關系只有一個。綜合三個假設檢驗的結果，中、俄、哈三國GDP對數之間不僅存在協整關系，而且協整關系具有唯一性，即協整關系有且僅有一個。

協整關系的存在顯示中、俄、哈三國經濟總量形成了一個長期均衡型系統。相互之間在經濟上的聯系不是暫時的或偶然的聯系，而是長期的和穩定的聯系。協整關系為三國在經濟上相互依賴提供了直接的統計學證據。

（三）長期均衡關系分析

中、俄、哈三國之間的相互依賴呈現出怎樣的格局？相互之間的依賴達到了何種程度呢？Eviews軟件報出的協整方程可以給出明確的回答。

（1）式中，ETCt為殘差項，（）和［］中的數字分別表示有關系數的標準差和t值。式中兩個斜率系數的t值分別為12.038和26.252，而0.01顯著性水平下的臨界點t0.005(19)為2.861。兩個t統計量的絕對值均遠超臨界點，顯示在經濟總量上，中、俄兩國均對哈薩克斯坦有高度顯著的影響。由于俄羅斯對應的t統計量的絕對值明顯高于中國，故中國在影響力的顯著程度上不及俄羅斯。兩個系數均為正，表明從長期來看，中、俄兩國的經濟增長有利于哈薩克斯坦經濟增長。哈薩克斯坦與兩國在經濟領域存在明顯的共同利益。但是，兩國在影響程度上有較大差異。哈薩克斯坦經濟總量對中、俄兩國經濟總量的彈性分別為0.313和0.945。而中國的經濟增長對哈薩克斯坦經濟的拉動效應只有俄羅斯的1/3左右。

（四）誤差校正分析

運用逐步回歸法篩選變量，可以建立（2）式所示的誤差校正模型。

（2）式中，ETCt?1為協整方程中殘差的上期值，εt為誤差校正模型的擾動項。三個斜率系數t統計量的絕對值分別為3.200、12.640和5.875，均明顯大于0.01顯著性水平下的臨界點(15)＝2.947。模型中每個解釋變量對DLKAZt的影響均高度顯著。未校正和校正的判定系數顯示模型有極強的解釋能力。DW值也表明無明顯的自相關現象。

在模型中，誤差校正項斜率系數為負，符合反向修正機制。其絕對值為0.866，表明若中、俄、哈三國經濟之間的長期均衡因為外部沖擊而暫時被打破，將以高達86.6%的速度恢復到均衡狀態。三國經濟的長期均衡關系具有高度的抗沖擊和自我修復能力，因此他們之間是一種穩定性極強的相互依賴關系。

用逐步回歸法篩選解釋變量時，DLRUSt可以通過t檢驗，但DLCHNt卻無法通過。只有將其替換為DLCHNt?1后方能通過。在短期互動中，哈薩克斯坦經濟增量部分對俄羅斯的反應更快，而對中國的反應則相對較慢。在變動方向上，短期互動的情況也和長期互動有很大不同。長期關系中，中、俄兩國GDP對數所對應的斜率系數均為正，而在反映短期互動關系的誤差校正模型中，俄羅斯對應的系數仍為正，但中國所對應的系數卻為負。至少從形式上看，如果中、俄兩國經濟增長均有所加速，俄羅斯加速有利于哈薩克斯坦加速，而中國加速的效果則正好相反。

（五）因果關系檢驗

在Granger因果關系檢驗中，滯后期選擇對檢驗結果影響很大。正確選擇滯后期是保證檢驗結論可靠性的前提。在本研究中依次用不同的滯后期試驗，并按照AIC最小化的原則進行篩選，發現最佳滯后期應選擇為2期。因果關系檢驗結果的實際情況如表3中所示。

表3 中俄哈三國GDP對數的Granger因果關系

若顯著性水平取為0.10，在中、哈之間和中、俄之間的兩對共四個檢驗中，每一個F統計量所對應的概率值大于0.10。故無法檢出單向或雙向的因果關系。但俄、哈兩國的情況正好相反。無論原假設是“LRUS不是LKAZ的Granger原因”還是相反，有關概率值均小于.10，兩個原假設在0.10的顯著性水平下均可以被有效拒絕。綜上，俄、哈兩國經濟總量之間存在雙向因果關系，而且相應的概率值較為接近；而在中、哈之間和中、俄之間，則未發現單向或雙向因果關系。

三、脈沖響應分析和方差分解

（一）脈沖響應分析

在向量自回歸模型基礎上可以估計出LKAZ對自身、LCHN和LRUS的脈沖響應函數，其走勢如圖1所示。其中，橫坐標為時間，縱坐標表示LKAZ在受到沖擊后的變動程度。

在自身受到一個標準差的正向沖擊后，哈薩克斯坦經濟總量的對數持續十年一直會做出正向響應，響應程度在第一年即高達15%，第二年迅速上升到近20%左右。此后響應程度一直下降，到第5年后將保持平穩，并且至第10年一直維持在14—15%左右。若是中國或俄羅斯經濟總量在期初受到同樣正向沖擊，在10年內對哈薩克斯坦經濟的影響明顯要小得多。響應程度最高只能略超過4%。而且中、俄兩國的情況也有較大的差異。

圖1 LKAZ對LAZ、LCHN和LRUS的脈沖響應

若期初受正向沖擊是俄羅斯，則在第4年之前哈薩克斯坦的經濟總量一直會做出正向響應。響應程度在第2年達到4%左右的峰值，然后開始下降，并在第4年轉為負向響應。第4—10年，會先變為正向，然后再迅速轉為負向。雖然正負變換頻繁，但響應程度變化不大，一直停留在-1%—+1%之間。若受沖擊的是中國，哈薩克斯坦經濟總量在前6年內均會做出負向響應。這種情形正好與誤差校正模型所反映的情況相互印證。但是，在第6—7年左右，負向響應會轉為正向響應，且響應程度不斷上升，至第10年時正向響應程度甚至會超過俄羅斯受沖擊后哈薩克斯坦正向響應的最大值。

縱觀三個脈沖響應函數可以發現，哈薩克斯坦對自身以及對中、俄兩國經濟所受正向沖擊的響應存在很大差別。首先，若是本國經濟受正向沖擊，哈薩克斯坦的響應程度遠超過中、俄兩國受沖擊之時。即使與哈有密切聯系的經貿伙伴發生較大的經濟波動，對其造成的影響也比較小。其次，哈薩克斯坦對中、俄兩國經濟的動態依賴模式存在較大差異。在中國或俄羅斯經濟受到正向沖擊后，哈薩克斯坦經濟先是對俄羅斯的變化做出正向響應，對中國的變化做出負向響應。但在6—7年后，不僅對兩國的響應方向將出現反轉，而且對中國的正向響應程度將超越過去對俄羅斯正向響應程度的峰值。

（二）方差分解

方差分解可以通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，來反映某一變量變動所導致的另一變量變動對該變量變動的貢獻度。圖2為哈薩克斯坦GDP對數的方差分解圖。其中，橫坐標表示時間（年），縱坐標反映用一個序列的數據預計另一序列時的預測誤差方差百分比，該百分比越大表示前者對后者影響越大，重要性越明顯。

圖2 哈薩克斯坦GDP對數的方差分解

圖2 顯示，第一年LKAZ的變化完全取決于自身，不受中、俄兩國經濟總量變動的影響。進入第2年，中、俄兩國經濟總量變動對哈薩克斯坦經濟的貢獻度略有上升，分別上升到1%和4%左右。自身對自身的貢獻則下降到95%左右，并在很長時間內基本維持在這一水平。方差分解再次表明中、俄兩國經濟波動不會造成哈薩克斯坦經濟的大起大落。在哈薩克斯坦經濟對中、俄兩國經濟波動的敏感性上，第8年是重要的界限。8年內，對俄羅斯的波動更為敏感；8年后，則對中國更為敏感。方差分解得出的結論與脈沖響應分析高度一致。

四、研究結論和啟示

（一）實證研究結論

通過實證研究可以得出以下幾個結論：

首先，哈薩克斯坦與中、俄兩國在經貿領域存在密切而穩定的相互依賴關系。協整關系的存在表明，哈薩克斯坦與中、俄兩國在經濟總量上形成了典型的長期均衡，相互之間在經濟領域的互動關系并非短期、偶然的聯系，而是長期穩定的相互依賴關系。協整方程顯示，哈薩克斯坦在經濟總量上與中、俄兩國成同向變動趨勢。誤差校正模型表明，三國經濟互動關系即使因外部沖擊而暫時偏離均衡，也能以極快的速度恢復到均衡狀態，是一種自我修復能力極強的互動關系。

其次，在長期經濟互動關系中，哈薩克斯坦對中、俄兩國的依賴程度存在明顯的差異。對協整方程的分析表明，中國經濟總量增長對哈薩克斯坦的拉動效應只有俄羅斯的三分之一。在對哈經濟的影響力上，中國明顯弱于俄羅斯。不僅如此，在影響的顯著程度上，中國也無法和俄羅斯相比。因果關系檢驗可以在俄、哈之間檢出雙向因果關系，在中、哈之間卻無法檢出任何因果關系，從而再次印證了中國對哈薩克斯坦的經濟影響力不及俄羅斯的事實。

第三，在短期互動中，中、俄、哈三國經濟總量的變動方向并非完全一致。誤差校正模型顯示，哈薩克斯坦對于中、俄兩國經濟增長加速所做出的響應方向正好相反。對俄羅斯的響應為正向響應，即在俄羅斯經濟增長加速時，哈薩克斯坦的增長也會加速；對中國的響應卻是負向響應，即在中國經濟增長加速時，哈薩克斯坦的增長速度會有所下降。

第四，哈薩克斯坦經濟對中、俄兩國的經濟短期波動的敏感性較低。哈薩克斯坦對于兩國經濟的短期波動均有很強的耐受能力。中、俄兩國經濟即使受到臨時性沖擊，均不會導致哈薩克斯坦經濟大起大落。只要不是本國經濟直接受到沖擊，哈薩克斯坦不會因為與中、俄的密切聯系出現過大波動。

第五，哈薩克斯坦對中、俄兩國經濟波動的早期和后期響應存在很大差異。脈沖響應分析表明，若中國或俄羅斯經濟受到正向沖擊，在6—7年內哈薩克斯坦對俄羅斯的響應為正，對中國的響應則為負。第7年后的響應則出現反轉，對俄羅斯的響應由正變負，對中國的響應則由負變正。此后，無論是對中國的正向響應程度還是對俄羅斯的負向響應程度均會逐年上升。方差分解顯示，在中國或俄羅斯經濟總量發生變動后，兩國的變動對哈薩克斯坦的影響程度以第8年為界限。8年內，對俄羅斯的波動更為敏感；8年后，則對中國更為敏感。

（二）研究的啟示

本文的研究揭示了以下兩個現實：一是在經濟領域，中、俄、哈三國之間共同利益和利益差別并存，但共同利益遠大于利益差別。在短期互動中，哈薩克斯坦的經濟增長隨著俄羅斯增長加速而加速，隨著中國的加速反而會減速。表面上，中、哈兩國在增速變化方向上正好相反，三國的短期利益的確也存在差異。但在長期互動關系中，中、俄兩國經濟總量擴大均可明顯帶來哈薩克斯坦經濟的繁榮和發展。短期經濟利益上的差異并未妨礙三國形成一榮俱榮、一損俱損的長期互動關系。三國之間在經濟上巨大而穩定的共同利益遠超過利益上的差異。二是自蘇聯解體以來，俄羅斯對哈薩克斯坦的經濟影響力一直遠大于中國，但中、俄兩國在影響力的對比上正在悄然發生著變化。實證研究顯示，俄羅斯經濟在長期互動關系中對哈薩克斯坦的影響程度約為中國的三倍。蘇聯解體前，俄、哈兩國同屬一個國家。即使蘇聯已不復存在，但兩國在幾十年形成的密切聯系仍將對未來經濟互動形成巨大而深遠的影響。不過，近年來中、哈經濟關系的迅速發展也在提升著中國對哈薩克斯坦的影響力。脈沖響應和方差分解印證了中國影響力的悄然上升。

在上述互動格局中，如何處理三國經濟關系才能更好地協調相互的經濟利益，在更高水平上實現三國的互利共贏呢？本文認為，中、俄、哈三國需要朝著以下幾個方向共同努力：

1.正確認識和處理能源輸出國和輸入國之間基于能源價格的利益關系

眾所周知，能源貿易在俄、哈兩國的對華貿易中占相當大比例。兩國同屬能源輸出大國，而中國則是能源輸入大國。相互之間在能源貿易上分別處于賣方和買方的地位。在短期波動中，能源輸出和輸入國對能源價格變動的反應正好相反。隨著能源價格上漲，前者可能因能源出口收入上升而加速增長，后者則會因企業成本上升而拖累經濟增長。在短期經濟波動中，俄、哈兩國在能源價格上利益相近，而中國則正好相反。

雖然買賣雙方所希望的價格變動方向截然相反，但兩者的關系并非零和游戲。能源需求有較大的剛性。在短期內，能源漲價并不會導致需求量的大幅下降。但在較高的能源價格持續一定時間后，不僅能源進口國經濟增長會受到影響，甚至世界經濟增長也會受累，從而導致外部需求量下滑。對能源出口國而言，價格當然十分重要，但更重要的是主要進口國經濟和世界經濟持續穩定的增長。在能源價格出現連續、大幅上漲后，歐佩克之所以通過增加石油產量遏制過快的漲幅，原因正在于此。哈薩克斯坦與中、俄兩國的長期互動關系也再次證明了這點。輸出國和輸入國之間在基于能源價格的利益上存在差異，但相互之間在能源價格上更應著眼于巨大的共同利益：更為穩定、合理的能源價格有利于能源輸入國經濟穩定、健康和可持續的發展，有利于區域性甚至全球性能源市場的穩定和繁榮，從而也有利于能源輸出國的根本利益和長遠利益。

2.樹立開放、包容的地緣經濟理念，以積極的心態面對中國經濟影響力的上升

在與能源有關的國家經濟利益上，不僅中、俄和中、哈之間存在差異，俄、哈兩個輸出大國之間也不完全相同。俄羅斯希望在能源領域發揮更大的主導作用，而哈薩克斯坦則在很大程度上希望保持能源政策的相對獨立性，因而奉行了能源出口多元化戰略。中、俄兩國對哈經濟影響力的變化會不可避免地影響兩國在能源市場的話語權，并將對哈薩克斯坦的能源政策選擇產生影響。

長期以來，哈薩克斯坦無論是在歷史、文化上還是地緣上與俄羅斯的聯系均超過中國。中國影響力的上升容易在俄羅斯國內誘發中國在中亞與之“爭搶地盤”，在其周邊“挖墻腳”之類的民族主義情緒。尤其是在區域外大國介入、俄羅斯國內政局變化等情況下，民族主義對三國經濟合作的負面影響更是不可小視。

如果能從更為廣闊的視角看待中國在中亞地區經濟影響力的上升，中國崛起對俄羅斯不僅不是威脅，而且還意味著巨大的機遇。中國經濟總量的擴大為哈薩克斯坦，也為俄羅斯的能源出口創造了巨大的市場空間。而且，俄羅斯在長期經濟發展戰略上也強調逐步減少對能源和資源性產品出口的過度依賴。潛力巨大的中國市場可以為俄羅斯經濟轉型帶來不可多得的機遇。在經濟全球化條件下，有關國家需要樹立更為開放、包容的地緣經濟理念，避免受制于片面強調“勢力范圍”和“地盤”的狹隘觀念。中國也需要通過積極的政府外交和公共外交，大力弘揚互利共贏的經濟合作理念，積極化解對方國家的政府和民間不必要的擔憂。

3.積極深化和完善上合組織的經濟合作機制，推動上合組織成員國之間的經濟一體化

自上合組織成立以來，成員國之間在政治、經濟、安全等方面開展合作，取得了廣泛而深入的成效。但相比于政治和安全領域的合作，以及中國與東盟等其他周邊國家的經貿合作，上合組織的經濟合作機制還有待進一步深化和完善。以哈薩克斯坦為例，它在中國對外經貿關系中的地位絕非只是簡單的能源供應國或純粹的邊境貿易伙伴國。新歐亞大陸橋在哈薩克斯坦橫貫東西，不僅連接起中、俄、哈三國貿易往來，也成為了溝通中國與其他獨聯體國家、東歐，甚至西歐國家的重要紐帶。在農業等領域，中國、俄羅斯和包括哈薩克斯坦在內的其他上合成員之間均有廣泛的合作空間。

在中亞的上合成員國中，不同國家在促進與中國和與俄羅斯間經濟一體化的積極性上并非完全相同。即使是在一個成員國內部，意見也并非完全統一。在區域經濟一體化問題上，俄羅斯亦有發揮主導作用的意愿。2010年1月1日俄、白、哈三國關稅同盟正式啟動，三國經濟一體化進程進入實質階段。2011年11月18日，三國總統在莫斯科簽署協議，決定在2015年成立歐亞經濟聯盟。俄羅斯總統梅德韋杰夫表示，聯盟最初的成員國是俄、白、哈三國，但歡迎所有原蘇聯國家加入。此后，塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦對聯盟表現出了興趣。事實上，不同的一體化機制之間盡管存在著利益差異，但并非水火不相容。一國同時加入不同的一體化機制早已不是新鮮事。中國作為上合組織的重要成員國，也需要在與俄羅斯進行必要的利益協調的前提下，積極在上合組織框架內推動與中亞成員國的經濟一體化，努力推進中俄－中亞經濟圈的形成，使上合組織的經濟合作機制躍上一個新的臺階。