新冠肺炎疫情背景下基于投入產(chǎn)出表出口對GDP影響的分析

閆 玄

(福建師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350001)

一、引言

支出法核算GDP是將其分解為最終消費(fèi)支出、資本形成及貨物和服務(wù)凈出口三個部分。2019年，我國貨物進(jìn)出口順差為2.9萬億元，服務(wù)進(jìn)出口逆差1.5萬億元。綜合后的貨物和服務(wù)凈出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長的貢獻(xiàn)率為11.0%[1]。對此，很多學(xué)者認(rèn)為這種核算方法存在明顯缺陷，不能真實反映出口對GDP的實際貢獻(xiàn)[2]：一是直接從出口中剔除總進(jìn)口的做法，會高估國內(nèi)消費(fèi)和投資，而低估出口在GDP增長中的貢獻(xiàn)。因為進(jìn)口的產(chǎn)品既用于中間使用，也用于國內(nèi)消費(fèi)和投資；二是若貨物和服務(wù)進(jìn)口比出口出現(xiàn)更大幅度下滑，那么凈出口對GDP增長的貢獻(xiàn)仍可以提升；三是不能分別反映貨物和服務(wù)出口對GDP增長的結(jié)構(gòu)性差異。

因此，出口對GDP增長的貢獻(xiàn)并不如支出法核算GDP所展現(xiàn)的那么簡單，許多學(xué)者主張用投入產(chǎn)出法改進(jìn)上述核算方法的不足。沈利生（2009）、張芳（2011）、楊茜淋等（2019）等都是基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的非競爭型投入產(chǎn)出表進(jìn)行核算[3-5]。夏明、張紅霞（2015）則認(rèn)為基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的非競爭型投入產(chǎn)出表的測算方法是一種中間品進(jìn)出口外生化的模型。該模型測算總出口（包括中間品出口在內(nèi)）所包含的增加值，具有理論缺陷，會出現(xiàn)高估出口帶來的增加值[6]。但是，這些研究并未就基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出表如何測算增加值出口給出答案。

在夏明、張紅霞（2015）的分析框架下，用WIOD數(shù)據(jù)測算基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)得出的增加值出口被高估程度，并以此為修正標(biāo)準(zhǔn)，用我國2017年的投入產(chǎn)出表測算貨物與服務(wù)的增加值出口，進(jìn)而較為客觀地了解新冠肺炎疫情發(fā)生以來，我國貨物與服務(wù)出口下滑對GDP增長的影響。

二、研究模型與數(shù)據(jù)

（一）非競爭型投入產(chǎn)出模型

現(xiàn)階段，競爭型投入產(chǎn)出表中各生產(chǎn)部門的中間投入對本國產(chǎn)品和進(jìn)口產(chǎn)品沒有進(jìn)行明確區(qū)分。由于中間品貿(mào)易在我國貿(mào)易中已經(jīng)占據(jù)很大的份額，因此，基于競爭型投入產(chǎn)出表的分析往往會夸大國內(nèi)生產(chǎn)部門之間的聯(lián)系。所以我們需要做一些假設(shè)對其進(jìn)行拆分，演變?yōu)榉歉偁幮屯度氘a(chǎn)出表。

1.基于國際間投入產(chǎn)出表測算增加值出口

下面以一個簡化的兩國投入產(chǎn)出表為例進(jìn)行說明。

表1 兩國投入產(chǎn)出表

用A rr、A rs、A sr和A ss表示相應(yīng)的直接消耗系數(shù)矩陣；用A vr表示國家r的增加值率行向量；Y rr和Y ss分別表示國家r和國家s利用本國產(chǎn)品滿足本國最終需求的列向量；Y sr和Y rs分別表示用對方產(chǎn)品滿足本國最終需求的列向量；I表示單位矩陣。于是，對于國家r而言，最終需求與增加值之間的聯(lián)系為：

式①表示，國家r的增加值（V r）分別是由本國r和國家s的最終需求所拉動的。具體分為兩個部分：（1）Avr B rrY rr+Avr B rsY sr，表示國家r的最終需求拉動本國的增加值；（2）Avr B rrY rs+Avr B rsY ss，表示國家s的最終需求拉動國家r的增加值。該部分即是夏明、張紅霞（2015）所定義的增加值出口。它的特點是不局限于出口概念，而是將考察的范圍擴(kuò)大到國家r出口的Y rs和國家s的Y ss。

若將式①中A vr調(diào)整為對角矩陣，還可得到國家r各部門的增加值出口。

2.基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出表測算增加值被高估的程度

當(dāng)A ss、Y ss、V s和X s均為空白時，表1就進(jìn)一步簡化為國家r的非競爭型投入產(chǎn)出表。國家r的國內(nèi)最終使用為Y rr，總出口為A rsX s+Y rs。于是，國家r的增加值也可表示為：

也就是說，用式②等號右邊第一部分計算國內(nèi)最終使用拉動的增加值出現(xiàn)了低估，用第二部分計算總出口包含的增加值又出現(xiàn)了高估。這個低估或高估的數(shù)值均為

將式④測算的結(jié)果除以式①等號右邊第二部分測算的增加值出口額，就得到基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出表測算增加值出口被高估的程度。

(二)數(shù)據(jù)說明

世界投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)(WIOD)目前更新到2014年，它涵蓋了43個經(jīng)濟(jì)體，56個部門。其中，關(guān)于我國的數(shù)據(jù)包括了中國香港和澳門地區(qū)的數(shù)據(jù)，而不含蓋臺灣地區(qū)。

為了便于根據(jù)表1的分析展開，首先將世界投入產(chǎn)出表（2014年）調(diào)整為我國和其他經(jīng)濟(jì)體間的投入產(chǎn)出表；然后參照其他研究的做法[7]，將世界投入產(chǎn)出表和我國公布的投入產(chǎn)出表中的產(chǎn)業(yè)部門都?xì)w并為11類：農(nóng)林牧漁業(yè)，采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、熱力、燃?xì)夂退纳a(chǎn)和供應(yīng)，建筑業(yè)，批發(fā)零售、運(yùn)輸倉儲郵政，住宿和餐飲業(yè)，信息通訊業(yè)，金融保險和房地產(chǎn)業(yè)，專業(yè)科技服務(wù)業(yè)，其他服務(wù)業(yè)；最后將我國公布的投入產(chǎn)出表拆分成非競爭型投入產(chǎn)出表，具體的拆分參照沈利生（2009)的做法。

三、結(jié)果分析與討論

（一）基于世界投入產(chǎn)出表（2014年）的分析

首先，據(jù)世界投入產(chǎn)出表（2014年）的數(shù)據(jù)顯示，中國貨物與服務(wù)總出口額為24254.64億美元。其中，貨物出口19727.18億美元，占比81.33%；服務(wù)出口4527.46億美元，占比18.67%。出口總額區(qū)分中間品來看（如表2所示），貨物貿(mào)易中間品出口額達(dá)到8874.89億美元，占貨物貿(mào)易出口總額的45%；服務(wù)貿(mào)易中間品出口額3246.73億美元，占服務(wù)貿(mào)易出口總額的71.7%。由此可見，我國貨物貿(mào)易出口以最終品出口為主，服務(wù)貿(mào)易出口則以出口服務(wù)中間品為主。

其次，由上述公式分別測算2014年我國貨物與服務(wù)總出口包含的增加值及增加值出口，分別為19813.67億美元和1937794億美元。前者是基于WIOD數(shù)據(jù)中單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算得出，后者是基于WIOD數(shù)據(jù)中國際間投入產(chǎn)出表測算得出。這意味著，若是以單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出表來測算增加值出口，那么將會高估43573億美元，占實際增加值出口的2.25%。分部門看，也都存在不同程度的高估。

第三，從很多部門（尤其是服務(wù)業(yè)）增加值出口的來源看，Yss帶來的增加值出口要高于Yrs帶來的增加值出口。整體而言，Yss帶來的增加值出口為939551.8億美元，占增加值出口的48.5%。Yss是其他經(jīng)濟(jì)體生產(chǎn)的產(chǎn)品是用于滿足自身的最終使用，我國雖未直接參與其生產(chǎn)，受益于全球價值鏈的快速發(fā)展，仍能從中獲益，促使中間品大規(guī)模地跨境流動。在此背景下，我國也能通過中間品貿(mào)易間接獲得大量的增加值出口。

表2 2014年我國貨物與服務(wù)總出口包含的增加值及增加值出口

(二)基于我國2017年投入產(chǎn)出表分析相關(guān)值

如上所述，若基于我國2017年的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算貨物與服務(wù)增加值出口，存在高估增加值的情況。那么，以表2最后一列增加值被高估的程度作為修正的系數(shù)，對測算出的貨物與服務(wù)總出口包含的增加值進(jìn)行修正，即可得到各部門的增加值出口，再將該值除以各部門的增加值，可得到各部門對出口的依賴程度，具體如表3所示。

從各部門增加值出口占其部門增加值的比重來看，制造業(yè)為24.9%，說明該部門的增加值對出口的依賴度還相對較大。但是，在整體上，貨物與服務(wù)增加值出口占所有部門增加值的比重僅為13.68%，說明出口依存度已相對較低，更大程度是依賴國內(nèi)消費(fèi)拉動GDP增長。

表3 2017年我國貨物與服務(wù)總出口包含的增加值及增加值出口

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2017年國家投入產(chǎn)出表核算。

(三)新冠肺炎疫情下出口對GDP增長的拉動率

新冠肺炎疫情全球大流行，極大影響了各國之間的貿(mào)易往來和服務(wù)流動。由上述分析可知，海外疫情的影響會使得Yss趨于收縮，加劇全球產(chǎn)業(yè)鏈的壓力，對我國貨物與服務(wù)增加值出口產(chǎn)生較大影響。

將表3中的增加值出口按貨物與服務(wù)分類，并將其值分別除以貨物與服務(wù)的出口額，得到的是我國貨物與服務(wù)單位出口帶來的增加值出口額。其中，貨物單位出口帶來0.537元的增加值出口，服務(wù)單位出口帶來1.03元的增加值出口。假定它們在短期相對穩(wěn)定，那么我們就可以結(jié)合新冠肺炎疫情以來貨物與服務(wù)的出口數(shù)據(jù)來評估增加值出口對GDP增長的拉動率。

2020年1—3月，我國的貨物和服務(wù)出口同比分別下降11.44%和4.1%。4—6月由于防疫物資銷量大增，貨物出口同比增長4.6%，服務(wù)出口同比仍下降1.02%。另一方面，GDP增長率在1—3月同比下滑6.8%，4—6月同比增長3.1%。從貨物和服務(wù)增加值出口對GDP增長的拉動率來看，第一、二季度，貨物增加值出口對GDP增長的拉動率分別為-1.04%和0.43%，服務(wù)增加值出口對GDP增長的拉動率分別為-0.09%和-0.02%。這表明，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有十足韌性，在新冠肺炎疫情下貨物與服務(wù)出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響有限。

四、結(jié)論及建議

若基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算貨物與服務(wù)增加值出口，增加值可能會被高估。本文用WIOD數(shù)據(jù)測算了增加值被高估的程度，并以此作為修正的標(biāo)準(zhǔn)，利用我國2017年投入產(chǎn)出表分析貨物與服務(wù)增加值出口的狀況，以及新冠肺炎疫情背景下出口對GDP增長的拉動率。得出如下結(jié)論：一是若基于單個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算貨物與服務(wù)增加值出口，在總體上會被高估2.25%，被高估的程度并不嚴(yán)重。二是貨物和服務(wù)增加值出口占GDP的13.68%，說明我國的出口依存度已經(jīng)相對較低。因此，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)基本面將取決于內(nèi)需狀況。三是新冠肺炎疫情下我國貨物與服務(wù)出口同比都有不同程度的下滑，但是從貨物和服務(wù)增加值出口對GDP增長拉動率的視角來看，出口對GDP增長的影響不大。

多家世界組織對2020年的全球貿(mào)易增長都不甚樂觀，大部分預(yù)測顯示，2020年全球貿(mào)易量將大幅下滑。因此，未來我國出口將愈發(fā)困難。在這種情況下，更要高度重視國內(nèi)消費(fèi)拉動內(nèi)循環(huán)對穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的重要作用。

為此，建議深入優(yōu)化國民收入分配格局，促進(jìn)內(nèi)需的可持續(xù)性擴(kuò)大。從稅、費(fèi)、社會保障等各個方面促進(jìn)中低收入群體的收入增長或者穩(wěn)定，激發(fā)這一龐大社會群體的消費(fèi)潛力以拉動內(nèi)需。實際上，在中央統(tǒng)一部署中，擴(kuò)大最終消費(fèi)，積極擴(kuò)大有效投資，以新型城鎮(zhèn)化帶動投資和消費(fèi)需求，用深化改革的辦法優(yōu)化營商環(huán)境，堅持“房住不炒”等，都是擴(kuò)大內(nèi)需的良策，我們需要積極探索具體實施過程中的有效方法，以內(nèi)循環(huán)帶動外循環(huán)促進(jìn)GDP穩(wěn)定增長。