中国出口乘数效应：近二十年的理论和经验

冯贞柏

一、引言

随着国际经济的发展，出口促进发达国家经济的发展是一个不争的事实（Balassa,B. 1979；Erkin Bairam.1988），然而在中国，近年来出口虽然以很快的速度增长，但是出口对经济增长贡献份额和净出口拉动经济增长百分点两个指标的发展变化显示，出口对我国经济增长的贡献递减，而且波动剧烈（史言信，2009；张亚雄，陶丽萍，2009）。中国的外贸乘数效应弱化，对国民收入影响有限（罗静，李春明，2007）。

对于中国出口乘数效应降低的原因，很多学者都做了较为深入的研究。胡钧民等对中国1953—2000年间的对外贸易与GDP增长进行了回归分析（胡钧民， 2002；高敬峰，2000），认为外贸增长对GDP的贡献率1978年前更高，后来反而更低。莫莎（2000）分析认为我国外贸乘数太小，主要原因是我国产品的技术含量较低，多以劳动密集型为主，产业的关联性和互动性不强，所以出口的拉动效应不明显。吕晓英（2003）、Fang, D.（2004）分析认为我国的外贸乘数波动较大，且与国民经济的波动不同步。吴国华、王佩等（2010）提出外贸乘数与被乘数概念，认为中国外贸乘数不大，是边际消费倾向过低、边际进口倾向过高及出口产品多以附加值低的劳动密集型产品为主等因素的影响所致。

本文以开放经济为分析框架，将商品市场和货币市场联系在一起，建立宏观经济模型。以国民收入和利率为内生变量，出口、政府支出和货币供给量为外生变量，利用比较静态分析方法，考察影响我国出口乘数的主要因素。

二、理论模型

开放经济是现代经济的常态，所以分析国际经济问题需要着眼于开放经济。市场经济不但是产品经济，也是货币经济，不但有商品市场，也有货币市场，这两个市场相互影响，相互依存。在这样的经济体中，商品市场的特征可以由以下几个函数规定：

I=I(Y,i)(TY>0;Ii<0)（1）

S=S(Y,i)(00)（2）

Ｍ=Ｍ(Ｙ)(0

Ｔ=Ｔ(Ｙ)(0<Ｔ'<1)（4）

Ｘ=Ｘ0（5）

Ｇ=Ｇ0（6）

在货币市场中，我们可用两个函数表达：

Md=L(Y,i)(LY<0;Li<0)（7）

ＭS=ＭS0（8）

在这些函数式中，Ｉ 、 Ｓ、 Ｍ、 Ｔ和Ｘ同Ｙ一样，均是流量概念，是在一定时间内度量的；而Md和Ms则是存量概念，它们表示在某一特定时点存在的量。但无论是存量还是流量，上述函数均被假定具有连续导数。

在四部门经济中，同时考虑货币市场与商品市场，模型的一般均衡状态可通过下述两个条件来表示：

I(Y,I)+X0+G0=S(Y,i)+T(Y)+M(Y)（9）

L(Y,i)=Ms0（10）

在（9）和（10）式中，我们有两个内生变量：国民收入 Y和利率 i，以及三个外生变量：出口X0 （由外国决定）、政府支出G0 （具有刚性）和货币供应量Ms0（由货币当局决定）。因此（9）和（10）式可以用隐函数表示，其中m=3;n=2 ：

F1(Y,i,X0,G0,Ms0)=I(Y,i)+X0+G0-S(Y,i)-T(Y)-M(Y)=0(11)

F1(Y,i,X0,G0,Ms0)=L(Y,i)-Ms0=0(12)

此方程组满足隐函数定理的条件，且在初始均衡处和其它地方，内生变量的雅可比行列式不为零：

(13)

由于I、 S、M 、T 和L 都是连续可导的，而且一定存Y和i。因此，可以写出隐函数

Y=Y(X0,G0,Ms0)和 i=i(X0,G0,Ms0)(14)

进而，我们可以写出

I(Y, i)+X0+G0-S(Y, i)-T(Y) -M(Y)=0(15)

L(Y, i)-Ms0=0(16)

由这些均衡恒等式，可以得到六个比较静态导数，其中两个与X0有关。对（15）和（16）式取全微分，令dMs0 =0，从而使dX0成为唯一的不均衡因子。其次，以dX0通除，并把两个微分的商视为偏导数，得到矩阵方程：

(17)

由克莱姆法则得到

(18)

因为Li≠0，Li<∞由（18）式可得

（19）

（19）式表明，在一般情况下，出口乘数的八个影响因素T'、M' 、SY 、LY 、Li 、Ii 、IY 、Si 之间相互影响，相互作用，最终决定因素只有两个，一个就是全社会边际税收率（T' ），另一个是边际进口倾向（M'），而储蓄、消费、货币需求和利率并不会在根本上影响出口乘数的大小。

三、结构分析和理论验证

在模型分析的基础上，根据出口乘数、边际进口倾向、全社会边际税收率的定义，对中国1991年至2010年间的数据进行计算。为便于Eviews软件输入，把用EM表示，把用IEM表示，而用MPI和MRT分别代表 和 ，通过计算得出下表：

表11988至2008年间中国出口乘数、边际进口倾向及全社会边际税收率

对于包含一个应变量和两个解释变量的多个时间序列，我们要对每一个序列的平稳性进行单位根检验，然后再看如何进行数据处理。首先，为了确定单位根检验的回归方程，绘制出如下时间序列的时序图：

从时序图初步判断，IEM比较平稳，而MPI和MRT则显得不太平稳。为了进一步作出准确判断，我们分别对其作单位根检验。首先对IEM、MPI、MRT三个时间序列分两步进行单位根检验，第一步，作原序列不差分的单位根检验；第二步，作一阶差分的单位根检验。从这三个时间序列水平值的单位可以看出，它们的检验统计量大于10%检验水平下的临界值，因此这三个序列都包含单位根，从而是非平稳序列。同时，这三个序列的一阶差分的检验统计量值都小于1%检验水平下的临界值，因此差分序列不包含单位根，从而表明差分序列是平稳的。根据分析，三个时间序列都是一阶单整序列。

表2序列和差分序列的ADF单位根检验结果

研究一组非平稳时间序列时，通常会关心它们是否具有协整关系，如果有，则需进一步确认这种长期均衡关系的形式。

通过观测序列有线性确定性趋势并且协整方程（CE）仅有截距的方法，进行Johansen协整检验，无约束情形下的协整结果表明，按照协整关系个数r=0到r=k-1 顺序执行Johansen检验，结果显示：迹统计量为58.76，大于临界值27.80；最大特征值统计量为49.43，也大于临界值21.13。因此，无论是迹检验还是最大特征值检验结果都表明：在置信水平95%或0.05显著性水平下都只有一个协整关系。这为我们进一步建立误差修正模型奠定了基础。无约束的参数估计值，即协整向量和α调整参数向量 的估计结果。我们都知道，协整向量β并不是唯一的。通过加入一些任意的正规化约束条件： β'S11β=I，β的第一行是第一个协整向量，第二行是第二个协整向量，依此类推，对应于每一个可能存在的协整关系个数r=0，1，…k-1与正规化的估计结果之间只存在一个协整关系，所以可以写出协整方程如下：

IEM=1.317658MPI-0.225989MRT+u^t（20）

(0.04875) (0.09284)

从检验结果及估计方程可以看到，MPI对IFTM有明显的促进作用，MPI每增加1%，IFTM则有1.318%的增长，这与前面数理分析的结果一致；同理容易看出，MRT每增加1%， IFTM则减少0.223%。

经过Johansen协整检验可知，三个序列存在协整关系。为了用数据的动态非均衡过程来逼近上文研究结论的长期均衡 ，我们可以构建不包含外生变量的VEC模型，用如下形式来表示：

ΔYt =αECMt-1+ΓiΔYt-i+εt(21)

其中，ECMt-1＝β'Yt是误差修正项。它反映了变量之间长期均衡关系即变量之间的协整关系。也就是说，对长期均衡的偏离可以通过一系列的部分短期调整而得到修正，误差修正项的系数α表示将这种偏离调整到长期均衡状态的调整速度。而各解释变量的滞后差分项ΔYt-i的系数Γi则反映了各变量的短期波动对ΔYt的影响。

根据VEC模型的估计结果：

(22)

其中， VECMt-1=IFTMt-0.5815MPIt-1.9639MRTt+0.1404

容易看出，VEC模型中3个方程有2个方程的拟合优度都比较高，只有1个方程的拟合优度比较小。而且模型的AIC准则和SC准则分别为-4.5351和-3.1996，都比较小。

上图是VEC模型估计的单位圆和特征根图。从图上不难看出，所估计的模型有8个根，这些根的模都小于等于1，故模型满足稳定性条件。从图上可以看到，零值均线代表了变量之间的长期均衡稳定的关系。在1991年及1999年左右，误差修正项的绝对值比较大，表明该时期短期波动偏离长期均衡关系比较大，而从长期的发展态势看，他们之间存在着明显的均衡稳定关系。

四、结论与建议

（一）出口引致经济增长程度的衡量指标是出口乘数。在开放的四部门经济中，将商品市场和货币市场联系在一起，可以推导出影响一个国家出口乘数效应的因素很多，主要有边际消费倾向、边际储蓄倾向、全社会的边际税率水平、货币对国民收入的边际需求、货币对利率的边际需求、利率对投资的影响、国民收入对投资的影响以及利率对储蓄的影响等八大因素共同构成。在投机性货币需求常态下，或者说在常规利率水平条件下，一个国家外贸乘数的决定性因素有两个：一个是边际进口倾向的大小，另一个是全社会的边际税收率水平。而边际消费倾向、边际储蓄倾向、货币对国民收入的边际需求、货币对利率的边际需求、利率对投资的影响、国民收入对投资的影响以及利率对储蓄的影响这些因素的作用会互相抵销，以至于对出口乘数产生的影响甚微。

（二）ADF检验表明，出口乘数、边际进口倾向M'和全社会边际税收率T'都是不平稳的时间序列，而Johansen检验表明，这三个序列都是单整序列，而且存在协整关系。VEC模型估计的单位圆和特征根图显示，所估计的模型8个根的模都小于等于1，故模型满足稳定性条件，而且零值均线代表了变量之间的长期均衡稳定的关系。在1990年及1999年左右，误差修正项的绝对值比较大，说明该时期短期波动偏离长期均衡关系比较大，而从长期的发展态势看，他们之间存在着明显的均衡稳定关系。已有的文献表明，近三十年来边际进口倾向和边际税负水平的提高，这在某种程度上验证了中国出口乘数效应降低的原因。

（三）通过本文分析，中国外贸乘数效应低的原因一方面是边际进口倾向逐年提高，削弱了消费者利得的部分；另一方面是边际税率的不断提高影响了生产者的积极性，从而减少了生产者利得部分。在这种条件下，一个国家要提高出口乘数效应，要从两方面着手：一是降低全社会的边际进口倾向。这主要靠微观层面上微观经济主体的需求改变来实现，也即企业要努力提升产业级别，改善经营环境，提高出口产品的附加值，优化外贸产品的结构，在努力扩大出口的同时，降低相应的进口；二是要降低全社会的边际税收率水平。这主要靠宏观层面上政府精减机构，提高执政效率和服务质量，实行减税政策，减轻全社会的财政负担，提高生产者的积极性，增加生产者利得，降低税收对削弱外贸乘数效应的影响。

(作者单位：五邑大学经管学院）