中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的决定因素分析

2014-02-13 10:28陈旭华

商业经济研究 2014年4期

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响下，一国的经济波动将传至相关国家。endprint

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。

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23×19=437、13×19=247、10×19=190组样本观测值。

在构建实证模型时，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）

ρij，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，t代表t时期国家i和国家j之间的产业结构差异指数。εij，t 为随机误差项，满足εij，t ～N（0，σ2u），且与各解释变量不相关。

（二）变量选取

1.双边协动化指数（ρ）。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，ρij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，ρij的计算过程如下：

（4）

经过变形，可得：

（5）

重新安排时期T加总，可以得到：

（6）

因此：

（7）

（8）

其中，ρij代表ρij，t的均值，ρij，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FDI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）。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：endprint

（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、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP四种不同的面板单位根检验方法，细致检验ρ、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ρ、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，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

在欧美债务危机背景下，考察中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的决定因素具备深刻的现实意义。本文细致考察了贸易强度、产业内贸易、FDI和产业结构相似度等因素对中国与主要贸易伙伴经济波动协动化的影响结果，对中国与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做出了科学解释。一方面，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；另一方面，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。此外，无论发达或发展中的贸易伙伴，与中国产业结构相似度越高，经济波动协动化程度就越强。

在国际商品贸易传导渠道中，产业内贸易对中国与发达的贸易伙伴经济波动协动化起决定作用，而对与发展中的贸易伙伴作用则不明显。Frankel & Rose（1998）认为，如果贸易伙伴间进行产业内贸易，即便仅仅是特定产业层面受到冲击，也可能会使贸易伙伴间产生经济波动协动化。但如果贸易伙伴间是在比较优势原则下进行产业间贸易，由于各国在不同领域存在比较优势，除非面临全局性冲击，各国经济反而会得益于更紧密的贸易联系，而使得稳定性增强。尽管中国与发达的贸易伙伴间以产业间贸易为主，但是产业内贸易比重提高很快（鲁政委，2005），且这种产业内贸易并非一般意义上具有相同或相似生产要素禀赋的国家之间所进行的贸易，大部分是加工贸易（如加工贸易已经占据中美贸易的60%以上）。一旦这些国家经济波动，产业内贸易中的加工贸易就会成为主要因素，引起我国经济波动，这种现象在2008年的国际金融危机中已得到验证。因此，未来对外贸易发展，我国进一步加强与发达的贸易伙伴产业间贸易的同时，应注重双边产业内贸易由垂直性分工为主过渡到水平性为主。

在国际金融交易传导渠道中，FDI在中国与发展中的贸易伙伴经济波动协动化中起决定作用，与发达贸易伙伴则为负相关。改革开放以来，FDI对我国经济发展的促进作用是显而易见的，但不可否认的是存在着对外资利用效率低、外资引进成本高、地域和产业发展不平衡等诸多问题。我国70%以上的外资来自东亚国家和地区，这些国家和地区一旦发生经济动荡，对我国经济的影响不容忽视。因此，有针对性地利用FDI，积极吸收与利用和中国有较强、稳定双边贸易关系的发达国家或地区的高技术含量的外商投资，鼓励外商投资设立高新技术企业和研发中心，优化引资结构。与此同时，坚持走自主开发创新之路，培养本土大型的跨国企业集团开展对外直接投资。

无论发达的贸易伙伴还是发展中的贸易伙伴，与我国产业结构相似度越高，经济周期协动化程度就越强。因此，我国在逐步融入世界经济体系的过程中，在存量上改造并提升制造业，加快企业技术改造步伐，重点增强新产品研发能力和品牌打造能力，提高能源、资源综合利用水平。在增量上培育开发战略性新兴产业，加快促进现代服务业发展，以建立适合国际需求结构调整和国内消费结构升级新变化的现代产业体系，加快推动产业转型升级。这不仅有利于规避主要贸易伙伴经济波动对我国经济的冲击，而且有利于实现长期经济增长。endprint

经济全球化发展中，国家之间的经济联系日益紧密，影响各国经济波动协动化的因素越来越复杂，使得国际经济波动协动化的决定因素成为重要的研究课题。还需要进一步深入研究的问题是，在开放经济形态下，将制度因素、新型的经济组织形态（如国际生产体系、国际金融体系和国际商品流通体系）、人力资本的跨国流动所引致的存量投资和技术外溢所造成的生产率冲击纳入研究范畴，这将是下一步研究的新课题。

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作者简介：

陈旭华（1982-），男，浙江义乌人，义乌工商职业技术学院外语外贸分院党总支副书记，讲师，硕士，研究方向为国际贸易理论与政策、跨境电子商务。endprint