三元邊際對我國與主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的影響研究

楊 陽

（大連財經(jīng)學院，遼寧大連 116600）

一、問題的提出

20 世紀80 年代以來，世界經(jīng)濟進入全球化發(fā)展的新階段，世界各國的聯(lián)系日益密切，各國的經(jīng)濟成為相互融合、相互影響的有機整體。在現(xiàn)代經(jīng)濟體制下，某一國家經(jīng)濟的波動可能會引發(fā)一系列的連鎖反應，尤其是主要的經(jīng)濟體經(jīng)濟波動極易引發(fā)全球性的變化，這種現(xiàn)象被稱為國際經(jīng)濟周期性波動〔1〕。比如在1998 年的亞洲金融危機中，不僅給印度尼西亞、泰國的經(jīng)濟造成重創(chuàng)，還引起了周邊國家經(jīng)濟的周期性波動，全球經(jīng)濟受到一定程度的影響〔2〕。2008 年，美國次貸危機引起的全球金融危機是二戰(zhàn)后全球最嚴重的經(jīng)濟衰退，再次證明了全球經(jīng)濟的整體性特征。

改革開放以來，我國經(jīng)濟逐漸融入世界經(jīng)濟體系中，一方面，我國通過積極參與全球競爭促進了國民經(jīng)濟的發(fā)展，對外貿(mào)易總額位于世界首位；另一方面，我國的經(jīng)濟發(fā)展容易受到外來因素的影響，如1998 年、2008 年金融危機的沖擊，我國經(jīng)濟周期性波動與世界經(jīng)濟波動有一定的協(xié)同性。對外貿(mào)易是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，傳統(tǒng)的經(jīng)濟周期理論認為國際貿(mào)易是國際經(jīng)濟波動協(xié)同性的重要傳導機制，這一觀點在2008 年金融危機中得到充分驗證〔3〕。在外部壓力的沖擊下，我國國民經(jīng)濟遭受了前所未有的壓力，對外貿(mào)易的增速也開始明顯放緩。過度依賴凱恩斯式的短期投資也為經(jīng)濟發(fā)展帶來了后遺癥，這種負面效應在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中逐漸體現(xiàn)。毫無疑問，對外開放是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力量，即使其中也蘊藏著危機。在我國經(jīng)濟周期與世界經(jīng)濟周期性波動逐漸同步的背景下，針對貿(mào)易增長的三元邊際，著眼于對外貿(mào)易政策的實用性，對我國宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)發(fā)展有著重要的指導意義。

二、文獻綜述

（一）國際經(jīng)濟周期協(xié)動性研究

關于國際經(jīng)濟周期協(xié)動性的研究在理論上和實證上存在不一致的現(xiàn)象，實證上的分歧主要集中在經(jīng)濟周期相關程度、協(xié)動性變化等問題，這主要是由于研究對象的差異所致。傳統(tǒng)的經(jīng)濟周期理論認為，經(jīng)濟全球化是經(jīng)濟周期協(xié)動性的根本原因，孫杰認為國際經(jīng)濟協(xié)動性是經(jīng)濟全球化深入發(fā)展的結果，實證結果表明經(jīng)濟周期協(xié)動性與樣本國家存在著顯著的正相關關系〔4〕。師俊國和李許卡自定義了國際經(jīng)濟協(xié)動性的測算方法，認為在工業(yè)化國家的經(jīng)濟協(xié)動性水平處于較低狀態(tài)，發(fā)展中國家的同步波動程度也低于學者的預期〔5〕。孔丹鳳和茍成娟以20 個工業(yè)化國家為主要研究樣本，認為工業(yè)化國家雖然在國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平上的眾多指標是正相關，但是相關系數(shù)并不高，主流的BKK 模型也存在著一定的不足。即使對研究對象的范圍進行人為限制，對同一地區(qū)的經(jīng)濟周期協(xié)動性變化也存在著一定的爭議〔6〕。張煒和妥璟旖發(fā)現(xiàn)，在G7 國家內(nèi)部經(jīng)濟周期協(xié)動性從石油危機后開始走強，但是沒有表現(xiàn)出持續(xù)增強的變化特征〔7〕。蘇應蓉和王熠琳認為，隨著經(jīng)濟全球化的不斷深入，國際經(jīng)濟周期性波動的影響因素是多種多樣的，既有產(chǎn)業(yè)結構，也有發(fā)展信心、股市波動、銀行借貸等因素的影響〔8〕。

（二）貿(mào)易發(fā)展的三元邊際研究

貿(mào)易增長的三元邊際研究主要來源于微觀經(jīng)濟學，對了解貿(mào)易發(fā)展的內(nèi)部結構、影響因素、福利政策有著重要的意義。貿(mào)易的三元邊際指的是貿(mào)易的擴展邊際，是衡量貿(mào)易增長方式的重要指標。如果貿(mào)易的增長主要集中在某一方向，則被稱為貿(mào)易增長的集約邊際，又被分為價格邊際和數(shù)量邊際；如果貿(mào)易的增長表現(xiàn)為產(chǎn)品種類的增加，則被稱為貿(mào)易的擴展邊際，學者們將其稱之為“貿(mào)易增長的三元邊際”。姚曦和續(xù)繼分析了三元邊際的影響因素，指出貿(mào)易成本、貿(mào)易制度、文化聯(lián)系、外部沖擊會在不同程度影響貿(mào)易的三元邊際〔9〕。劉金全和周欣研究了二戰(zhàn)后國際貿(mào)易的發(fā)展，發(fā)現(xiàn)在不同時期的貿(mào)易增長三元邊際的貢獻程度不同〔10〕。汪川和滿向昱的研究發(fā)現(xiàn)，在20 世紀90 年代的出口貿(mào)易中，擴展邊際、數(shù)量邊際和價格邊際扮演了重要的角色〔11〕。

（三）文獻簡評

學者們在國際經(jīng)濟周期協(xié)動性上進行了諸多研究，取得了一系列研究成果，主要表現(xiàn)在以下幾個方面：判斷國際經(jīng)濟周期協(xié)動性是否成立、分析經(jīng)濟周期協(xié)動性的傳導機制、評價經(jīng)濟周期協(xié)動性的傳導效果。但是從上述研究成果中我國也認識到還有繼續(xù)完善的地方，在分析工具上三元邊際理論為我們提供了有效的分析方法。不管是從理論層面還是從檢驗經(jīng)驗上來看，貿(mào)易增長的三元邊際影響因素都是研究的難點，這也是相關實證研究中的不足之處〔12〕。另外，引力模型也為實證研究提供了重要的研究工具，通過企業(yè)的異質(zhì)性能夠建立數(shù)量邊際、價格邊際和擴展邊際的研究框架，分析了對應的影響因素。

三、研究模型構建

（一）國際經(jīng)濟周期協(xié)動性測算

從世界經(jīng)濟周期的概念界定來看，經(jīng)濟周期協(xié)動性指的是國家與國家之間的經(jīng)濟波動趨同性的量化描述。根據(jù)相關文獻，目前學術界進行的經(jīng)濟周期協(xié)動性測算公式為：

式（1）中，cor 指的是國家與國家之間GDP 增長的相關程度，d 表示國家GDP 的實際增長率，dˉ指的是GDP 增長率的平均值。

本文的主要研究對象是和我國有貿(mào)易往來的17 個國家，主要有美國、德國、英國、新加坡、俄羅斯、泰國、法國、韓國、朝鮮、菲律賓、荷蘭、日本、墨西哥、巴西、阿根廷、智利、印度尼西亞，這些貿(mào)易伙伴的GDP 總量占全球總量的80%，具有代表性。其中，發(fā)展中國家8 個，發(fā)達國家9 個。在數(shù)據(jù)處理上，運用濾波法剔除GDP 增長中的趨勢項，得到這些國家的面板數(shù)據(jù)，根據(jù)式（1）得到我國與貿(mào)易國經(jīng)濟波動的相關系數(shù)。

（二）雙邊貿(mào)易強度測算

在現(xiàn)有的研究中，大多數(shù)學者都認為國家與國家之間的貿(mào)易關系越緊密，其經(jīng)濟周期協(xié)動性就越強，學者們主要采用雙邊貿(mào)易強度指數(shù)來衡量國家之間的貿(mào)易關聯(lián)程度。三元邊際理論將貿(mào)易總量劃分為數(shù)量邊際、價格邊際和擴展邊際三個維度。

首先，將i 國與j 國的貿(mào)易總額占世界交易總額的比重進行分解，公式如下：

式（2）中，P 表示產(chǎn)品或者服務價格，X 表示產(chǎn)品或者服務的數(shù)量，由于本文的重點是分析三元邊際對我國與貿(mào)易國經(jīng)濟周期協(xié)動性的影響，這就需要考察我國出口貿(mào)易的情況，即雙邊出口貿(mào)易。因此，可以構建擴展邊際強度指數(shù)（BEI）、價格邊際強度指數(shù)（BPI）、數(shù)量邊際強度指數(shù)（BQI），分別運用三個邊際指數(shù)來分析對兩國之間經(jīng)濟周期協(xié)動性的影響效果。

式（3）（4）（5）中，EX 表示出口貿(mào)易的總量的期望值，Q 表示產(chǎn)品和服務的數(shù)量，P 為產(chǎn)品和服務的價格。

（三）外商直接投資測算

外商直接投資指的是兩國之間的FDI 流入和流出之比，國際投資資本的流動是影響國家經(jīng)濟周期協(xié)動性的重要因素。

（四）雙邊產(chǎn)業(yè)結構相似度測算

在學術界的研究文獻中，大部分學者也認為產(chǎn)業(yè)結構相似度會對兩國之間經(jīng)濟周期協(xié)動性產(chǎn)生影響。國內(nèi)經(jīng)濟受到?jīng)_擊會影響本國的國際貿(mào)易發(fā)展，同時也會對周邊國家的經(jīng)濟產(chǎn)生影響，也就是說某一國的經(jīng)濟下滑，與其貿(mào)易往來頻繁的伙伴國的經(jīng)濟也會產(chǎn)生一定的波動，這說明產(chǎn)業(yè)結構類似的國家經(jīng)濟周期協(xié)動性更強。

關于產(chǎn)業(yè)結構相似度的測算，采用雙邊產(chǎn)業(yè)結構相似度指標來進行衡量，具體計算方法如式（7）：

根據(jù)學術界的一般規(guī)則，一般產(chǎn)業(yè)結構相似度值在0.9 以上即可認為差異程度較大，這通常發(fā)生在我國和發(fā)達國家之間；而我國和發(fā)展中國家的產(chǎn)業(yè)結構指數(shù)多處于0.9 以下，這說明我國和新興國家之間有較多的共同特征，產(chǎn)業(yè)結構的相似程度高。一般來看，產(chǎn)業(yè)結構也具有一定的穩(wěn)定性，在短期內(nèi)并不會發(fā)生顯著的變化。

（五）模型、變量和數(shù)據(jù)來源

為了分析三元邊際對我國與主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的影響，本文試圖構建以cor 為被解釋變量，BEI、BQI、BPI 為核心解釋變量的計量分析模型。同時，為了考慮其他因素對經(jīng)濟周期協(xié)動性的影響，在模型中加入了控制變量，模型設定可以表示為：

式（8）中，cor 表示國家之間的經(jīng)濟周期協(xié)動性，BEI、BQI、BPI 分別表示擴展邊際強度、數(shù)量邊際強度和價格邊際強度。Control 表示多個控制變量，有外商直接投資、國家產(chǎn)業(yè)結構相似度、共同語言、地理距離和國家類型。ε 表示隨機擾動項，δ 指的是未觀測變量。將國家間是否簽署雙邊FTA 作為虛擬變量，使用FTA 表示。筆者選擇的研究對象主要是和我國有貿(mào)易往來的17 個國家，主要有美國、德國、英國、新加坡、俄羅斯、泰國等等，這些國家的貿(mào)易總量在與中國所有貿(mào)易國家中居于前列。研究數(shù)據(jù)主要來源于CEPII 數(shù)據(jù)庫，考慮到數(shù)據(jù)的完整性和可獲得性，樣本區(qū)間主要是2001—2020 年，樣本描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 研究樣本描述性統(tǒng)計

四、模型估計與實證檢驗

（一）模型估計結果

在表2 中共有6 個不同模型的估計結果，其中模型1、模型2、模型3 是以cor 為被解釋變量，以各國的經(jīng)濟增長率作為指標，分析了國家之間經(jīng)濟周期協(xié)動性的指標。模型4、模型5、模型6 是以cor 為被解釋變量，以各國的就業(yè)增長率作為指標，分析了國家之間經(jīng)濟周期協(xié)動性的指標。模型4、模型5、模型6 的主要作用是檢驗回歸模型的穩(wěn)定性。由于本文的研究主題是分析三個邊際效應對經(jīng)濟周期協(xié)動性的影響，在模型1 至模型6 中均以三個邊際效應作為核心解釋變量，同時考慮到其他因素對研究結論的影響，在模型1 中加入了FDI、IS，在模型2 中加入了Site、lang，驗證模型的穩(wěn)健性。在模型3 中以國家類型作為虛擬變量，驗證國家類型對研究結論的影響，模型4 主要是分析貿(mào)易邊際強度對研究結論的影響。模型5 以模型4 為基礎，添加了Site、lang 來驗證模型的穩(wěn)定性。在模型6 中繼續(xù)加入國家類型作為虛擬變量，重點分析不同的經(jīng)濟發(fā)展水平對經(jīng)濟周期協(xié)動性的影響。

表2 模型估計結果

由表2 可知：模型1 至模型6 的R2均大于0.5，說明模型具有較好的擬合優(yōu)度。在模型1、模型2 和模型3 中，變量BEI 和變量BQI 的回歸系數(shù)均為正，均在1%顯著性水平顯著，這說明擴展強度要明顯大于數(shù)量強度，擴展強度是影響我國和其他國家經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。在模型1 和模型2中，BPI 的回歸結果并不顯著，在模型中加入了控制變量后，符號方向由正變?yōu)樨摚遣⑽赐ㄟ^顯著性水平檢驗，在模型3 中加入了虛擬變量后，價格強度通過了顯著性水平檢驗，這說明在區(qū)分了貿(mào)易國的經(jīng)濟發(fā)展水平后，我國和發(fā)展中國家的經(jīng)濟周期協(xié)動性會因為出口產(chǎn)品的價格差異拉大而降低經(jīng)濟周期協(xié)動性?？偠灾?，價格強度的符號方向不穩(wěn)定，顯著性水平多變，說明了價格強度并不是影響我國和主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。在模型4、模型5 和模型6 中，擴展邊際的回歸結果依然穩(wěn)健，且通過了顯著性檢驗。數(shù)量邊際和價格邊際的符號方向和顯著性水平多變，主要原因可能是就業(yè)數(shù)量質(zhì)量不高，或者這兩個因素并非影響我國和主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。

在非貿(mào)易影響因素中，在模型1 中加入了控制變量，在模型2 中加入了虛擬變量，模型3 中FDI、IS 通過了顯著性檢驗，且FDI 的系數(shù)為正，IS 的系數(shù)為負，與預期的結論保持一致，說明貿(mào)易國家的投資強度越大、產(chǎn)業(yè)結構的相似度越高，我國和貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟周期協(xié)動性就越強?？刂谱兞縎ite的符號為負，不符合研究預期，也沒有通過顯著性水平檢驗，說明在現(xiàn)代化條件下，交通運輸能力發(fā)達，使得地理位置并不是影響國際貿(mào)易的主要因素。在模型1 和模型2 中，lang 的符號多變，且并未通過顯著性檢驗，說明其并不是影響我國和主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。在模型3中，加入了虛擬變量后，擴展強度（BEI）、數(shù)量強度（BQI）、價格強度（BPI）的回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗，其中擴展強度和數(shù)量強度的回歸系數(shù)符號為正，價格強度的回歸系數(shù)符號為負，國家類型的回歸系數(shù)為正，且通過了顯著性檢驗，說明我國和發(fā)展中國家的經(jīng)濟周期協(xié)動性更強。

最后，將GDP 的協(xié)動性作為替代指標進行模型回歸，模型4、模型5 和模型6 的回歸結果與模型1、模型2 和模型3 的結果類似，這說明研究模型的設計是合理的，研究模型的結論是合理的，回歸系數(shù)依舊保持穩(wěn)健。在所有的研究模型中，擴展強度、國家類型的回歸系數(shù)顯著為正，F(xiàn)DI 和IS 的檢驗結果保持穩(wěn)定，通過了顯著性檢驗，這說明這四個因素是影響我國和主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。

模型1 至模型6 中的FTA 的回歸系數(shù)均為正，且至少在5%的水平上顯著，說明雙方簽訂雙邊FTA 能夠有效促進國家之間的經(jīng)濟周期協(xié)動性提高，雙邊國家之間簽訂雙邊FTA，可以提升國家之間的貿(mào)易伙伴關系程度，加深雙方之間的信任度，從而深化雙方之間的經(jīng)濟貿(mào)易往來，由此帶動雙方的經(jīng)濟周期協(xié)動性提升。

（二）協(xié)整檢驗

為了進一步分析數(shù)量邊際、價格邊際、擴展邊際和經(jīng)濟周期性波動的關系，本文進一步進行協(xié)整檢驗，得到如表3 的結果。

表3 協(xié)整檢驗結果

通過表3 可知：拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，表明數(shù)量邊際、價格邊際、擴展邊際和經(jīng)濟周期性波動存在協(xié)整關系，進一步支持了本文的研究結論。協(xié)整關系的成立說明數(shù)量邊際、價格邊際、擴展邊際與經(jīng)濟周期性波動之間存在長期的穩(wěn)定關系，即在長期中數(shù)量邊際、價格邊際以及擴展邊際的變動能夠明顯帶動經(jīng)濟周期性波動。

（三）格蘭杰因果檢驗

為了判斷變量是否還存在外生變量，本文繼續(xù)進行格蘭杰因果檢驗，格蘭杰因果關系檢驗可以檢驗經(jīng)濟周期性波動的導致因素，檢驗結果如表4所示。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

由表4 可知：擴展邊際（BEI）與經(jīng)濟周期性波動的格蘭杰因果關系檢驗結果為13.954，P 值為0，說明格蘭杰因果關系檢驗在1%的水平上拒絕原假設，即擴展邊際（BEI）是經(jīng)濟周期性波動的單向格蘭杰原因，擴展邊際（BEI）的變動能夠導致經(jīng)濟周期性波動。數(shù)量邊際（BQI）與經(jīng)濟周期性波動的格蘭杰因果關系檢驗結果為9.398，P 值為0，說明格蘭杰因果關系檢驗在1%的水平上拒絕原假設，即數(shù)量邊際（BQI）是經(jīng)濟周期性波動的單向格蘭杰原因，數(shù)量邊際（BQI）的變動能夠導致經(jīng)濟周期性波動。價格邊際（BPI）與經(jīng)濟周期性波動的格蘭杰因果關系檢驗結果為18.485，P 值為0，說明格蘭杰因果關系檢驗在1%的水平上拒絕原假設，即價格邊際（BPI）是經(jīng)濟周期性波動的單向格蘭杰原因，價格邊際（BPI）的變動能夠導致經(jīng)濟周期性波動。數(shù)量邊際、價格邊際、擴展邊際是引發(fā)經(jīng)濟周期性波動的格蘭杰原因，表明本文的研究結論可靠。

五、研究結論與建議

本文以和我國有貿(mào)易往來的17 個國家為研究對象，研究數(shù)據(jù)主要來源于CEPII 數(shù)據(jù)庫，考慮到數(shù)據(jù)的完整性和可獲得性，樣本區(qū)間主要是2001—2020 年，構建了6 個計量模型進行實證分析，得到如下研究結論：第一，變量BEI 和變量BQI 的回歸系數(shù)均為正，均在1%顯著性水平顯著，這說明擴展強度要明顯大于數(shù)量強度，擴展強度是影響我國和其他國家經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。BPI 的回歸結果并不顯著，在模型中加入了控制變量后，符號方向由正變?yōu)樨?，但是并未通過顯著性水平檢驗?？偠灾?，價格強度的符號方向不穩(wěn)定，顯著性水平多變，說明了價格強度并不是影響我國和主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。第二，在非貿(mào)易影響因素中，在模型1 中加入了控制變量，在模型2 中加入了虛擬變量，模型3 中FDI、IS 通過了顯著性檢驗，且FDI 的系數(shù)為正，IS 的系數(shù)為負，與預期的結論保持一致，說明貿(mào)易國家的投資強度越大、產(chǎn)業(yè)結構的相似度越高，我國和貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟周期協(xié)動性就越強。第三，將GDP 的協(xié)動性作為替代指標進行模型回歸，模型4、模型5 和模型6的回歸結果與模型1、模型2 和模型3 的結果類似，這說明研究模型的設計是合理的，研究模型的結論是合理的，回歸系數(shù)依舊保持穩(wěn)健。在所有的研究模型中，擴展強度、國家類型的回歸系數(shù)顯著為正，F(xiàn)DI 和IS 的檢驗結果保持穩(wěn)定，通過了顯著性檢驗，這說明這四個因素是影響我國和主要貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟周期協(xié)動性的主要因素。

通過本文的研究，對外貿(mào)易、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結構等因素均會對我國經(jīng)濟的周期性波動產(chǎn)生影響，對我國對外貿(mào)易的發(fā)展有如下建議：第一，積極開展對外貿(mào)易，在國際競爭中占據(jù)主動權。經(jīng)濟全球化使國界的觀念漸漸模糊，國際貿(mào)易的出現(xiàn)更是加快了全球生產(chǎn)、運輸、銷售、服務的一體化進程。我國也應積極參與國際競爭，在激烈的國際競爭中取得主動權，為我國對外貿(mào)易的健康發(fā)展創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。第二，大力吸引外資，提高國民經(jīng)濟活力。外商投資對我國經(jīng)濟的發(fā)展有著重要的推動作用，不僅能夠帶來產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資金，而且有利于新技術、新經(jīng)驗的引進，增強國內(nèi)經(jīng)濟的實力。但是引進外資的同時也應注意國內(nèi)自主產(chǎn)業(yè)的保護，對于影響國計民生的關鍵產(chǎn)業(yè)要堅持以自主產(chǎn)業(yè)為主。第三，積極促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。通過本文的研究可知，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構也會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響，為了降低國際經(jīng)濟波動對國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的沖擊，應該積極促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構的升級，使得我國經(jīng)濟在國際分工中占據(jù)主導地位，以降低國際經(jīng)濟波動對國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的不利影響。