王玉華
(貴州財經大學金融學院,貴陽550025)
“新常態”下中國出口的可持續發展研究
王玉華
(貴州財經大學金融學院,貴陽550025)
在中國經濟進入“新常態”及世界經濟處于危機后修復與調整期背景下,中國出口能否繼續擔當中國經濟增長的重要引擎引人關注。本文建立包括中國出口、中國主要貿易伙伴GDP與人民幣匯率等變量的VAR模型,通過實證分析發現,中國出口受到發達經濟體經濟和人民幣匯率波動的影響。如果發達經濟體經濟和人民幣匯率發生波動,則中國出口會受其影響而發生相應波動。
中國出口;可持續性;研究
改革開放三十多年以來,中國經濟實現了長期高速增長,對外貿易成為中國對外開放最為成功的領域之一。但自中國經濟走出金融危機影響的陰影后,開始表現出不同以往的新特征,步入中國經濟“新常態”,經濟增長持續下滑,經濟長期快速增長積累的風險開始凸顯和釋放(王玉華、趙平,2012)。與此同時,世界經濟長期處于增長緩慢、經濟動蕩、需求疲軟的金融危機后的修復與調整期,企業投資意愿不強,經濟內生增長的動力不足。在世界經濟存在下行風險的情況下,世界各經濟體的發展也出現了分化,新興經濟體包括中國的對外貿易出現明顯波動。隨著中國經濟步入“新常態”,加之世界經濟長期沒能完全走上正常增長之路,中國出口能否持續健康發展已成為學術界關注的熱點之一。
(一)模型設定
本文構建包括中國出口、美國經濟、歐洲五國經濟、日本經濟和人民幣兌美元匯率這五個內生變量的VAR模型,運用向量自回歸模型能夠較方便地預測相互聯系的時間序列系統及分析系統中隨機擾動項對經濟變量的動態影響。VAR模型是基于數據的統計性質建立模型,把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數,從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型(高鐵梅,2006)。VAR(p)模型的一般數學表達形式為:

其中,yt是k維內生變量向量,xt是d維外生變量向量,p為滯后階數,t為樣本個數。k×k維矩陣A1,…,Ap和k×d維矩陣B是要被估計的系數矩陣。εt是k維擾動向量,它們相互之間可以同期相關,但不與自己的滯后值相關及不與等式右邊的變量相關,假設∑是εt的協方差矩陣,是一個k×k的正定矩陣。
(二)變量選擇及數據說明
樣本數據的時間為1980年至2015年,X代表中國實際出口總額,GDPUS代表美國實際GDP,GDPEU5代表德國、法國、英國、意大利和荷蘭等歐洲五國的實際GDP之和,GDPJA代表日本實際GDP,P代表人民幣兌美元匯率。中國出口經中國CPI調整為中國實際出口額,單位為億美元;美國、歐洲五國及日本GDP分別用各國的GDP平減指數調整為實際GDP,單位為億美元;以上數據均以2000年為基期。1980年至2014年的中國出口數據及人民幣兌美元匯率數據來源于2015年及之前各期《中國統計年鑒》,2015年中國出口數據來源于中國商務部,人民幣兌美元匯率來源于中國外匯管理局,2015年中國CPI數據來源中國統計局網站。美國、歐盟五國及日本GDP數據及平減指數均來源于國際貨幣基金組織世界經濟展望數據庫(World Economic Outlook 2016/04),其中2015年數據為預測值。LNX、LNGDPUS、LNGDPEU5及LNGDPJA分別代表X、GDPUS、GDPEU5及GDPJA的對數。
(一)單位根檢驗
對時間序列進行協整分析的第一步是確定時間序列的平穩性,單位根檢驗(unit root test)是常用的檢驗方法,本文采用ADF單位根檢驗來確定變量的平穩性。
檢驗結果顯示,除LNGDPUS序列外,其他序列水平值都是非平穩序列(見表1)。然后,對它們的一階差分DLNX、DLNGDPUS、DLNGDPEU5、DLNGDPJA和DP進行ADF檢驗,發現它們是平穩的。LNX的一階差分DLNX序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設,接受DLNX是平穩序列的結論。因此,LNX序列是1階單整序列。LNGDPUS序列的一階差分DLNGDPUS序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設,DLNGDPUS序列是平穩序列,LNGDPUS序列為1階單整序列。LNGDPEU5序列的一階差分DLNGDPEU5序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設,DLNGDPEU5序列是平穩序列,LNGDPEU5序列為1階單整序列。LNGDPJA序列的一階差分DLNGDPJA序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設,DLNGDPJA序列是平穩序列,LNGDPJA序列為1階單整序列。P序列的一階差分DP序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設,DP序列是平穩序列,LNP序列為1階單整序列。

表1 單位根檢驗結果
(二)協整檢驗
由于 LNX、LNGDPUS、LNGDPEU5、LNGDPJA和P均為一階單整序列,滿足進行協整檢驗的前提,采用E-G方法對其進行協整檢驗。以LNX為被解釋變量,以LNGDPUS、LNGDPEU5、LNGDPJA和P解釋變量,對其進行回歸,對回歸的殘差序列做ADF檢驗。由于序列LNX、LNGDPUS、LNGDPEU5、LNGDPJA和P存在自相關,故引入AR模型,并對AR模型的殘差RE進行ADF檢驗。

表2 RE的ADF檢驗結果
序列LNX、LNGDPUS、LNGDPEU5、LNGDPJA、P的協整結果如下:

所有系數均通過了顯著性為10%的t檢驗(括號中的數字表示各個系數的t統計量)。在長期關系中,中國出口、美國經濟、歐洲五國經濟、日本經濟和人民幣兌美元匯率這五個變量間存在穩定關系,即在開放經濟條件下,美國經濟、歐洲五國經濟、日本經濟和人民幣匯率會影響中國出口。
(三)脈沖響應
變量 LNX、LNGDPUS、LNGDPEU5、LNGDPJA和P具有長期穩定的協整關系,可以將它們作為內生變量集,建立VAR模型進行檢驗。根據選擇VAR模型滯后階數的各種準則綜合評比確定滯后階數為2(見表3),建立VAR(2)模型。

表3 選擇VAR滯后階數的各種準則內生變量:LNX LNGDPUS LNGDPEU5 LNGDPJA P;外生變量:C;樣本區間:1980-2015
采用VAR(2)模型進行估計,模型是顯著的。從表4可以看出,VAR(2)的特征多項式的根都小于1,說明該VAR(2)模型是一個穩定的系統。

表4 VAR模型特征根
以VAR(2)模型為基礎,采用Cholesky分解技術,建立中國的主要貿易伙伴國美國、歐洲五國、日本的GDP,以及人民幣兌美元匯率對中國出口的廣義脈沖響應函數(GIRF)模型。廣義脈沖響應函數刻畫的是在誤差項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量當期值和未來值所帶來的影響。此處追溯期選擇為10期,以橫軸表示;縱軸表示因變量對各變量的響應大小。
圖1顯示了美國經濟對中國出口貿易的沖擊效應。初期美國經濟對中國出口有一個短期逐漸下降的正沖擊,在第二期之后這種沖擊呈逐漸增強,到第五期之后趨于平穩。美國經濟波動對中國出口存在一年的一個滯后期,隨后對中國出口的影響程度加強,五年之后影響逐漸趨于平穩。圖2顯示了歐洲五國經濟對中國出口貿易的沖擊效應。初期歐洲五國經濟對出口有一個逐漸加強的正沖擊,第二期之后沖擊減弱,至第三期沖擊逐漸趨于0,到第6期之后轉為負。歐洲五國經濟波動對中國出口的影響是迅速的,但這種影響波動比較大,且影響程度比較小。圖3顯示了日本經濟對中國出口貿易的沖擊效應。中國出口在第一期就對日本經濟沖擊有反應,并且反應逐漸增大,并在第二期迅速達到最大值之后逐漸減弱,到每四期轉為負。日本經濟的波動對中國出口的影響是迅速且波動幅度較大的。圖4顯示了人民幣兌美元匯率對中國出口貿易的沖擊效應。中國出口對人民幣兌美元匯率的沖擊迅速做出正的反應,且在第一期之后達到最大值,之后反應逐漸減弱,在第四期之后這種反應在負正之間小幅轉變,說明人民幣兌美元匯率的波動對中國出口是有影響的,但這種影響在較長時期之后變得比較微弱。

圖1 LNX對LNGDPUS的廣義脈沖響應

圖2 LNX對LNGDEU5的廣義脈沖響應

圖3 LNX對LNGDPJA的廣義脈沖響應

圖4 LNX對P的廣義脈沖響應
中國出口、美國經濟、歐洲五國經濟、日本經濟和人民幣兌美元匯率這五個變量間存在穩定的協整關系,即中國出口受美國經濟、歐洲五國經濟、日本經濟和人民幣匯率的影響。美國經濟的波動對中國出口的影響程度最大,而且這種影響會持續較長時間。歐洲五國經濟的波動對中國的出口影響次之,日本經濟的波動對中國出口的影響最小,并且延續時間也較短。主要原因是中美之間的貿易規模比較大,美國經濟波動造成美國需求波動時,會對中國造成較大的沖擊。而且中國出口到美國的產品多為勞動密集型產品,許多產品在經濟衰退時期比較容易引發貿易保護主義和貿易摩擦。歐洲五國其經濟周期并不完全一致,其對中國產品的需求會存在一定的此消彼長之勢,故而其經濟波動對中國出口沖擊相對較小。日本與中國間的貿易規模相對較小,所以同幅度的經濟波動,對中國出口的沖擊也相對較小。
總之,中國出口受發達經濟體經濟的影響。如果世界經濟形勢穩定,發達經濟體經濟持續穩定增長,則中國出口可以實現持續穩定地增長。一旦發達經濟體國家經濟發生波動,則中國出口也會受其影響而發生變動。中國出口亦受到人民幣匯率的影響,人民幣匯率發生波動也會引起中國出口的波動。所以,中國出口的可持續性依賴于外部環境和中國經濟的穩定性。
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[責任編輯:方 曉]
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1005-913X(2016)11-0001-03
2016-07-07
2015年度貴州財經大學引進人才科研項目“中國開放型經濟發展模式轉型路徑研究”
王玉華(1978-),女,吉林汪清人,副教授,博士,研究方向:國際貿易理論與政策。