中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的决定因素分析.doc

1、中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的决定因素分析内容摘要：关于中国与主要贸易伙伴间经济波动协动化的决定因素，现有研究文献尚不多见。其实，在开放经济形态下，商品和资本的国际交换成为经济波动跨国传导的渠道，各国之间经济波动协动化可以在理论和实证两方面得到关联于现实的论证。本文使用 1991-2009 年的跨国数据，采用 Cerqueira&Martins（2009）的方法测算了中国与 23 个主要贸易伙伴经济波动协动化指数，通过建立面板数据模型，细致地检验中国与主要贸易伙伴间经济波动协动化的决定因素。结果发现，产业内贸易是中国与发达的贸易伙伴经济波动协动化的决定因素，FDI 则是中国与发展中的贸易伙

2、伴经济波动协动化的决定因素。此外，无论是发达的贸易伙伴还是发展中的贸易伙伴，与中国产业结构相似度越高，经济波动协动化程度就越强。 关键词：贸易伙伴 经济波动 协动化 引言 经济全球化使各国经济波动通过多种渠道实行跨国传递，世界各个国家或地区的经济波动已不仅仅表现为各自内部的波动特性，而是日益呈现出相互影响、相互传导的协动关系。Dellas（1986）和 Canova（1993）的研究证实了市场经济国家的经济波动越来越协同一致。就中国而言，改革开放 30 多年来创造了世界经济的奇迹。其中，对外贸易发展更是令人称奇，2012 年，中国进出口总值为 38667.6 亿美元，晋级为世界第一大外贸体。不

3、可否认的一个事实是，期间，开放下的中国与主要贸易伙伴之间的经济波动表现出显著的跨国运动协动化，这种经济波动协动化现象在 1997 年的东南亚金融危机、2008 年的国际金融危机及当前的欧美债务危机中均得到验证。那么，影响中国与主要贸易伙伴（发达的贸易伙伴和发展中的贸易伙伴）经济波动协动化的决定因素是什么？科学地回答这个问题具有非常强的理论和现实意义。 凯恩斯主义经济周期理论认为经济波动源于经济系统内在因素，经济周期波动的主要原因在于资本存量边际生产效率的冲击（Keynes，1936）和投资冲击（Samuelson，1939） 。实际经济周期理论则认为经济波动的根源是外生的，强调全要素生产率（索

4、罗残差）外生冲击的重要性（Kydland & Prescot，1982；Long & Plosser，1983） 。新凯恩斯主义理论指出，引起宏观经济扰动的是来自总供给和总需求的冲击，经济中的摩擦和不完全性放大了这种扰动，干扰的根源是外生的，但也存在一些内生因素使波动加剧并使干扰的影响延续下去，其结果导致总产出与就业的波动（Stiglitz，1987；Mankiw，1989） 。理论研究学者们对国家之间经济波动协动化的传导渠道和决定因素进行了经验检验，概括起来有两种结论。一部分学者认为国际商品贸易是各国经济波动协动化的传导渠道（宋玉华、高莉，2007） ，在国际商品贸易渠道中，本国与相关国家贸

5、易之间的贸易强度和贸易模式双因子决定了国家之间经济波动的协动化程度。Frankel&Rose（1998） 、Baxter&Kouparitsas（2005） 通过实证研究解释了双边贸易强度是影响国家之间经济波动协动化的主要因素；JAmbler， Cardia& Zimmemann（2002）认为各国经济波动协动程度的提高主要是由于产业内贸易的增加引起的。另一部分学者认为国际金融交易是各国经济波动协动化的传导渠道（Daniel，1981；Flood&Marion，1982；Blankenau etc.，2001；Cantor&Mark，1987；Stockman，1990） ，在国际金融交易渠道

6、中，国际直接投资和国际间接投资双因子构成国家之间经济波动协动化的决定因素。Jansen&Stokman（2004） ；Wu et al（2009）证实了双边的直接投资成为比贸易更能影响国家之间经济波动协动化的因素；Jonathan Heathcote& Fabrizio Perri（2002）对开放程度不同的金融市场进行了比较，发现国际货币借贷对各国经济波动协动化的重要性。此外，对外贸易和跨国直接投资在一定程度上影响着一国产业结构，产业结构相似程度则会影响国家间经济结构的变动和经济增长的变动趋势 （Imbs，2003；Lee&Azali，2009） 。因而，国家之间产业结构相似性越高，经济波动

7、协动化就越强（石柱鲜等，2010） 。 然而，由于世界各国或地区的经济发展水平、开放程度以及政策制度等的差异性，各国经济波动协动化的传导渠道和决定因素也就不尽相同，具有很强的国别针对性。如何在开放经济状态下刻画中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的决定因素，现有研究语焉不详。比较分析中国与发达的贸易伙伴、中国与发展中的贸易伙伴间经济波动协动化的决定因素，现有研究文献更是凤毛麟角。就中国的实际情况来看，由于现阶段中国的金融账户没有完全开放，且利率和汇率均未完全市场化，国际金融交易渠道并非完全畅通，国际间接投资因素在经济波动传导中的作用不是很明显。鉴于此，本文使用 1991-2009 年的跨国数据，采

8、用Cerqueira&Martins（2009）的方法分别测算了中国与 23 个主要贸易伙伴、中国与 13 个发达的贸易伙伴、中国与 10 个发展中的贸易伙伴经济波动协动化指数，并细致检验贸易强度、贸易模式、FDI 与产业结构相似度对中国与主要贸易伙伴间经济波动协动化的影响。 国际经济周期协动化的传导机制与渠道解析 国际经济周期的生成主要是由世界经济体系的外部冲击（通常都是非经济因素）和内部冲击（通常都是经济因素）所引发。内部冲击的产生也会引发国际经济周期协动性的传导。 纵向来看，当一国的宏观经济发生变动时，其经济波动会通过国际商品贸易和国际金融交易两个主要渠道向相关国家传导。在国际商品贸易渠

9、道中，主要由本国与相关国家贸易强度、贸易模式以及产业结构差异性的综合效用决定。在国际金融交易渠道中，主要由国际直接投资和国际货币借贷双因子来决定。国际直接投资因子中按投资方式可细分为绿地投资和并购投资，它们都是以跨国公司为主体，通过 FDI 流量和流向的变化来影响各国之间经济波动的相关程度。不同类型的 FDI 对经济周期协动性的影响程度不尽相同。国际货币借贷因子中可细分为资本与货币市场、证券投资组合及跨国银行金融体系，通过这些因素宏观经济波动传导到相关国家。在以上各种渠道的传导过程中，政府调控经济政策和市场，各个传导渠道的催化剂或减速器则是对于经济发展趋势的信心和预期。最终，在以上各种因素的影

10、响下，一国的经济波动将传至相关国家。 横向来看，国际商品贸易和国际金融交易对国际经济周期协动性的传导机制具有互动性，并产生国际经济周期波动的横向扩散传导。首先，国际直接投资可以分为垂直型和水平型，都与国际商品贸易相关；其次，国际商品贸易与国际货币借贷的传导作用也是相结合的；最后，国际货币借贷和国际直接投资传导也具有一定联系。 从中国现状来看，上述传导并不一定都能实现。中国的金融账户还未实现完全开放，利率、汇率也未实现完全市场化，国际货币借贷渠道在国际经济周期波动传导中的作用并不明显。基于上述分析，我们可以这样认为，目前中国与主要贸易伙伴经济周期协动性的传导渠道主要是国际直接投资和国际商品贸易。

11、 模型构建与变量选取 （一）模型构建 本文研究样本选取 1991-2009 年双边贸易额占中国对外贸易额比重均值前 26 位的 23 个主要贸易伙伴为样本，其中包括 13 个发达国家（或地区）和 10 个发展中国家。发达国家（或地区）包括：美国、日本、香港、韩国、德国、澳大利亚、新加坡、荷兰、英国、法国、意大利、加拿大和西班牙。发展中国家包括：马来西亚、印度、巴西、泰国、沙特阿拉伯、印度尼西亚、阿联酋、越南、菲律宾和墨西哥。建立贸易强度、贸易模式、FDI 强度和产业结构相似度对国家之间经济波动协动化影响的分析模型，构成 2319=437、1319=247、1019=190 组样本观测值。 在构

12、建实证模型时，由于考虑到“样本数据中横截面单位较多而时间较短，可得出地区间的差异主要体现在横截面的不同单位之间，其参数不随时间变化或者变动较小” （魏楚、沈满洪，2007） ，因此，本文不考虑变系数模型。经 F 检验和 Hausman 检验，最终选取变截距固定效应面板模型，构建如下： （1） ij，t 代表 t 时期国家 i 与国家 j 之间的经济波动协动化程度，BTIij，t 代表 t 时期国家 i 和国家 j 之间的双边贸易强度，IITij，t 代表 t 时期国家 i 和国家 j 之间的双边产业内贸易指数，FDIij，t 代表 t时期国家 i 和国家 j 之间的双边直接投资强度，ISij，

13、t 代表 t 时期国家i 和国家 j 之间的产业结构差异指数。ij，t 为随机误差项，满足ij，t N（0，2u） ，且与各解释变量不相关。 （二）变量选取 1.双边协动化指数（） 。在以往文献中，多采用典型横截面回归测算双边协动化指数，即： （2） 其中，ij 代表 i 国和 j 国之间的 GDP 交叉相关指数，Xij，t 为解释变量的向量，uij，t 为随机冲击。 由于上述方法未考虑时间变动对模型的影响，因此，采用面板数据模型更为适用。本文采用 Cerqueira&Martins（2009）的方法测算来双边协动化指数。即： （3） 对于通用变量 d，ij 的计算过程如下： （4） 经过变形

14、，可得： （5） 重新安排时期 T 加总，可以得到： （6） 因此： （7） （8） 其中，ij 代表 ij，t 的均值，ij，t 即为国家 i 和国家 j 之间实际经济活动的双边相关性，即经济波动协动化化指数。di，t 和dj，t 分别表示国家 i 和国家 j 的实际 GDP 增长率，di 和 dj 分别表示为国家 i 和国家 j 的实际 GDP 增长率的均值。公式中实际 GDP 数据单位为美元，来源于世界银行的 World Development Indications（WDI） ，以2000 年为基期。 2.双边贸易强度（BTI） 。文章使用 Fankel&Rose（1998）的方法测算

15、双边贸易强度，即： （9） 其中 Xij，t 表示 t 时期国家 i 向国家 j 的出口额，Mij，t 表示 t 时期国家 i 对国家 j 的进口额，GDPit 和 GDPjt 分别表示 t 时期国家 i 和国家 j 的名义总产出。BTIij，t 则为两国之间的双边贸易强度，其值越大，表明两国间双边贸易强度越高。中国与贸易伙伴之间的双边贸易数据来源于 IMF 的 Direction of Statistics（DOT）数据库，而各国或各地区的名义 GDP 数据来源于世界银行的 WDI 数据库。 3.双边产业内贸易指数（IIT） 。本文引入 Aquino（1978）提出的 AQ指数来测算双边产业

16、内贸易指数。即： （10） 其中： IITij，t 表示 t 时期 i 国和 j 国之间 k 个产业的双边产业内贸易指数。Xij，k 和 Mij，k 分别为 t 时期 i 国向 j 国出口的 k 产业产品和 i 国从 j 国进口的 k 产业产品。IITij，t 的值介于 0-100 之间，数值越大，说明两国（或地区）产业内贸易的程度越大。根据标准国际贸易分类（SITI Rev2）的十大类产业进出口数据来源于联合国统计署创立的贸易数据库（COMTRADE） 。 4.双边直接投资强度（FDI） 。本文借鉴 Fankel&Rose（1998）定义贸易强度的思路来界定 FDI 强度，即两国之间的 FD

17、I 与两国 FDI 总流入与流出额之比。由于缺乏统计数据，本文采用中国实际利用各国或各地区直接投资额来替代中国与各国或各地区的双边直接投资额，从而间接测度中国与贸易伙伴间的双边直接投资强度，即： （11） 其中，FDIInwardit 和 FDIOutwardjt 则分别为 i 国和 j 国的 FDI 流入总量。FDIij，t 表示 t 时期 i 国和 j 国之间的双边直接投资强度，数值越大，表示双边直接投资强度越大。式中中国实际利用各国或各地区直接投资数据来源于历年的中国统计年鉴 ，中国及贸易伙伴的 FDI 流入总量来源于 UNCTAD 的 FDI 数据库。 5.双边产业结构相似度（IS）

18、。本文使用 Krugman（1991） 的绝对值指数来创建双边产业结构差异指数，从而间接地衡量产业结构的相似程度。即： （12） 其中，skit、skjt 分别是 t 时期 k 产业增加值在 i 国和 j 国的 GDP中的权重。ISij，t 指数值在 0 到 2 之间。指数越大，i 国和 j 国之间的产业结构差异越大，说明两国之间产业结构相似度越小，反之亦然。数据来源于联合国共同数据库的 National Accounts Main Aggregates。 实证结果分析 （一）面板数据单位根检验 为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，必须对各面板序列的平稳性进行检验。本文同时采用 LLC、IP

19、S、Fisher-ADF、Fisher-PP 四种不同的面板单位根检验方法，细致检验 、BTI、IIT、FDI、IS 五个数列的平稳性。LLC、IPS、Fisher-ADF 及 Fisher-PP 检验原假设均为“存在单位根” ，检验结果如表 1 所示。 由表 1 可知，除了 IS 序列的 Fisher-PP 检验没能拒绝“存在单位根”的原假设之外，其他所有检验均在 1%的显著性水平下拒绝原假设。因此，综合判断，本文认为 、BTI、IIT、FDI、IS 都是平稳的，可以构建面板数据模型进行回归分析。 （二）回归结果分析 本文逐步对中国与主要贸易伙伴、与发达的贸易伙伴、与发展中的贸易伙伴进行回归

20、，回归结果如表 2 所示。 1. 产业结构相似度是中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的决定因素。从中国与主要贸易伙伴的整体样本回归来看，双边产业内贸易强度、双边 FDI 强度和双边贸易强度的回归系数为正，其系数依次为0.416、0.323、0.087。这表明产业内贸易、FDI 和贸易强度均是中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的影响因素，相较于贸易强度，产业内贸易强度和 FDI 强度的影响作用更为显著。此外，由于贸易模式和 FDI 的传导作用影响着我国的产业结构，产业结构差异指数的回归系数为负（-0.567） ，这说明中国与主要贸易伙伴间比较高的产业结构相似度加大了经济波动协动化程度。 2.产业内贸

21、易是中国与发达的贸易伙伴经济波动协动化的决定因素。就中国与发达的贸易伙伴而言，双边产业内贸易指数与经济波动协动化在 1%的水平上显著正相关，且系数为 0.459（大于双边贸易强度系数0.032） ，说明产业内贸易是我国与发达的贸易伙伴经济波动协动化的决定因素。但是，FDI 系数为负（-0.024） ，并在 1%的水平上显著，表明我国与发达的贸易伙伴之间经济波动协动化影响因素中，贸易因素的影响大于投资。这与程惠芳、岑丽君（2010）和廖晓燕（2006）的研究结论基本吻合。 3. FDI 是中国与发展中的贸易伙伴经济波动协动化的决定因素。就中国与发展中的贸易伙伴而言，双边 FDI 强度与经济波动协动化在 5%的水平上显著的正相关，其回归系数为 1.356，是四个解释变量中回归系数最大的，充分揭示了 FDI 是影响中国与发展中的贸易伙伴经济波动协动化的第一要素。双边贸易强度的回归系数在 1%的水平上显著为正相关，双边产业内贸易指数的回归系数在 5%的水平上显著正相关，但其系数都比较小，说明相对于 FDI，贸易强度和产业内贸易对中国与发展中贸易伙伴经济波动协动化作用不明显。 结论