馮貞柏

一、引言

隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，出口促進(jìn)發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)（Balassa,B. 1979；Erkin Bairam.1988），然而在中國(guó)，近年來出口雖然以很快的速度增長(zhǎng)，但是出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)份額和凈出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)百分點(diǎn)兩個(gè)指標(biāo)的發(fā)展變化顯示，出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)遞減，而且波動(dòng)劇烈（史言信，2009；張亞雄，陶麗萍，2009）。中國(guó)的外貿(mào)乘數(shù)效應(yīng)弱化，對(duì)國(guó)民收入影響有限（羅靜，李春明，2007）。

對(duì)于中國(guó)出口乘數(shù)效應(yīng)降低的原因，很多學(xué)者都做了較為深入的研究。胡鈞民等對(duì)中國(guó)1953—2000年間的對(duì)外貿(mào)易與GDP增長(zhǎng)進(jìn)行了回歸分析（胡鈞民， 2002；高敬峰，2000），認(rèn)為外貿(mào)增長(zhǎng)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率1978年前更高，后來反而更低。莫莎（2000）分析認(rèn)為我國(guó)外貿(mào)乘數(shù)太小，主要原因是我國(guó)產(chǎn)品的技術(shù)含量較低，多以勞動(dòng)密集型為主，產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)性和互動(dòng)性不強(qiáng)，所以出口的拉動(dòng)效應(yīng)不明顯。呂曉英（2003）、Fang, D.（2004）分析認(rèn)為我國(guó)的外貿(mào)乘數(shù)波動(dòng)較大，且與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)不同步。吳國(guó)華、王佩等（2010）提出外貿(mào)乘數(shù)與被乘數(shù)概念，認(rèn)為中國(guó)外貿(mào)乘數(shù)不大，是邊際消費(fèi)傾向過低、邊際進(jìn)口傾向過高及出口產(chǎn)品多以附加值低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主等因素的影響所致。

本文以開放經(jīng)濟(jì)為分析框架，將商品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)聯(lián)系在一起，建立宏觀經(jīng)濟(jì)模型。以國(guó)民收入和利率為內(nèi)生變量，出口、政府支出和貨幣供給量為外生變量，利用比較靜態(tài)分析方法，考察影響我國(guó)出口乘數(shù)的主要因素。

二、理論模型

開放經(jīng)濟(jì)是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的常態(tài)，所以分析國(guó)際經(jīng)濟(jì)問題需要著眼于開放經(jīng)濟(jì)。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不但是產(chǎn)品經(jīng)濟(jì)，也是貨幣經(jīng)濟(jì)，不但有商品市場(chǎng)，也有貨幣市場(chǎng)，這兩個(gè)市場(chǎng)相互影響，相互依存。在這樣的經(jīng)濟(jì)體中，商品市場(chǎng)的特征可以由以下幾個(gè)函數(shù)規(guī)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）

在貨幣市場(chǎng)中，我們可用兩個(gè)函數(shù)表達(dá)：

Md=L(Y,i)(LY<0;Li<0)（7）

ＭS=ＭS0（8）

在這些函數(shù)式中，Ｉ 、 Ｓ、 Ｍ、 Ｔ和Ｘ同Ｙ一樣，均是流量概念，是在一定時(shí)間內(nèi)度量的；而Md和Ms則是存量概念，它們表示在某一特定時(shí)點(diǎn)存在的量。但無論是存量還是流量，上述函數(shù)均被假定具有連續(xù)導(dǎo)數(shù)。

在四部門經(jīng)濟(jì)中，同時(shí)考慮貨幣市場(chǎng)與商品市場(chǎng)，模型的一般均衡狀態(tài)可通過下述兩個(gè)條件來表示：

I(Y,I)+X0+G0=S(Y,i)+T(Y)+M(Y)（9）

L(Y,i)=Ms0（10）

在（9）和（10）式中，我們有兩個(gè)內(nèi)生變量：國(guó)民收入 Y和利率 i，以及三個(gè)外生變量：出口X0 （由外國(guó)決定）、政府支出G0 （具有剛性）和貨幣供應(yīng)量Ms0（由貨幣當(dāng)局決定）。因此（9）和（10）式可以用隱函數(shù)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)

此方程組滿足隱函數(shù)定理的條件，且在初始均衡處和其它地方，內(nèi)生變量的雅可比行列式不為零：

(13)

由于I、 S、M 、T 和L 都是連續(xù)可導(dǎo)的，而且一定存Y和i。因此，可以寫出隱函數(shù)

Y=Y(X0,G0,Ms0)和 i=i(X0,G0,Ms0)(14)

進(jìn)而，我們可以寫出

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

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

由這些均衡恒等式，可以得到六個(gè)比較靜態(tài)導(dǎo)數(shù)，其中兩個(gè)與X0有關(guān)。對(duì)（15）和（16）式取全微分，令dMs0 =0，從而使dX0成為唯一的不均衡因子。其次，以dX0通除，并把兩個(gè)微分的商視為偏導(dǎo)數(shù)，得到矩陣方程：

(17)

由克萊姆法則得到

(18)

因?yàn)長(zhǎng)i≠0，Li<∞由（18）式可得

（19）

（19）式表明，在一般情況下，出口乘數(shù)的八個(gè)影響因素T'、M' 、SY 、LY 、Li 、Ii 、IY 、Si 之間相互影響，相互作用，最終決定因素只有兩個(gè)，一個(gè)就是全社會(huì)邊際稅收率（T' ），另一個(gè)是邊際進(jìn)口傾向（M'），而儲(chǔ)蓄、消費(fèi)、貨幣需求和利率并不會(huì)在根本上影響出口乘數(shù)的大小。

三、結(jié)構(gòu)分析和理論驗(yàn)證

在模型分析的基礎(chǔ)上，根據(jù)出口乘數(shù)、邊際進(jìn)口傾向、全社會(huì)邊際稅收率的定義，對(duì)中國(guó)1991年至2010年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。為便于Eviews軟件輸入，把用EM表示，把用IEM表示，而用MPI和MRT分別代表 和 ，通過計(jì)算得出下表：

表11988至2008年間中國(guó)出口乘數(shù)、邊際進(jìn)口傾向及全社會(huì)邊際稅收率

對(duì)于包含一個(gè)應(yīng)變量和兩個(gè)解釋變量的多個(gè)時(shí)間序列，我們要對(duì)每一個(gè)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，然后再看如何進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。首先，為了確定單位根檢驗(yàn)的回歸方程，繪制出如下時(shí)間序列的時(shí)序圖：

從時(shí)序圖初步判斷，IEM比較平穩(wěn)，而MPI和MRT則顯得不太平穩(wěn)。為了進(jìn)一步作出準(zhǔn)確判斷，我們分別對(duì)其作單位根檢驗(yàn)。首先對(duì)IEM、MPI、MRT三個(gè)時(shí)間序列分兩步進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，第一步，作原序列不差分的單位根檢驗(yàn)；第二步，作一階差分的單位根檢驗(yàn)。從這三個(gè)時(shí)間序列水平值的單位可以看出，它們的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于10%檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此這三個(gè)序列都包含單位根，從而是非平穩(wěn)序列。同時(shí)，這三個(gè)序列的一階差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值都小于1%檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此差分序列不包含單位根，從而表明差分序列是平穩(wěn)的。根據(jù)分析，三個(gè)時(shí)間序列都是一階單整序列。

表2序列和差分序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

研究一組非平穩(wěn)時(shí)間序列時(shí)，通常會(huì)關(guān)心它們是否具有協(xié)整關(guān)系，如果有，則需進(jìn)一步確認(rèn)這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系的形式。

通過觀測(cè)序列有線性確定性趨勢(shì)并且協(xié)整方程（CE）僅有截距的方法，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，無約束情形下的協(xié)整結(jié)果表明，按照協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)r=0到r=k-1 順序執(zhí)行Johansen檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：跡統(tǒng)計(jì)量為58.76，大于臨界值27.80；最大特征值統(tǒng)計(jì)量為49.43，也大于臨界值21.13。因此，無論是跡檢驗(yàn)還是最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果都表明：在置信水平95%或0.05顯著性水平下都只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。這為我們進(jìn)一步建立誤差修正模型奠定了基礎(chǔ)。無約束的參數(shù)估計(jì)值，即協(xié)整向量和α調(diào)整參數(shù)向量 的估計(jì)結(jié)果。我們都知道，協(xié)整向量β并不是唯一的。通過加入一些任意的正規(guī)化約束條件： β'S11β=I，β的第一行是第一個(gè)協(xié)整向量，第二行是第二個(gè)協(xié)整向量，依此類推，對(duì)應(yīng)于每一個(gè)可能存在的協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)r=0，1，…k-1與正規(guī)化的估計(jì)結(jié)果之間只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以可以寫出協(xié)整方程如下：

IEM=1.317658MPI-0.225989MRT+u^t（20）

(0.04875) (0.09284)

從檢驗(yàn)結(jié)果及估計(jì)方程可以看到，MPI對(duì)IFTM有明顯的促進(jìn)作用，MPI每增加1%，IFTM則有1.318%的增長(zhǎng)，這與前面數(shù)理分析的結(jié)果一致；同理容易看出，MRT每增加1%， IFTM則減少0.223%。

經(jīng)過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)可知，三個(gè)序列存在協(xié)整關(guān)系。為了用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過程來逼近上文研究結(jié)論的長(zhǎng)期均衡 ，我們可以構(gòu)建不包含外生變量的VEC模型，用如下形式來表示：

ΔYt =αECMt-1+ΓiΔYt-i+εt(21)

其中，ECMt-1＝β'Yt是誤差修正項(xiàng)。它反映了變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系即變量之間的協(xié)整關(guān)系。也就是說，對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離可以通過一系列的部分短期調(diào)整而得到修正，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)α表示將這種偏離調(diào)整到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。而各解釋變量的滯后差分項(xiàng)ΔYt-i的系數(shù)Γi則反映了各變量的短期波動(dòng)對(duì)ΔYt的影響。

根據(jù)VEC模型的估計(jì)結(jié)果：

(22)

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

容易看出，VEC模型中3個(gè)方程有2個(gè)方程的擬合優(yōu)度都比較高，只有1個(gè)方程的擬合優(yōu)度比較小。而且模型的AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則分別為-4.5351和-3.1996，都比較小。

上圖是VEC模型估計(jì)的單位圓和特征根圖。從圖上不難看出，所估計(jì)的模型有8個(gè)根，這些根的模都小于等于1，故模型滿足穩(wěn)定性條件。從圖上可以看到，零值均線代表了變量之間的長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。在1991年及1999年左右，誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值比較大，表明該時(shí)期短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系比較大，而從長(zhǎng)期的發(fā)展態(tài)勢(shì)看，他們之間存在著明顯的均衡穩(wěn)定關(guān)系。

四、結(jié)論與建議

（一）出口引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)程度的衡量指標(biāo)是出口乘數(shù)。在開放的四部門經(jīng)濟(jì)中，將商品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)聯(lián)系在一起，可以推導(dǎo)出影響一個(gè)國(guó)家出口乘數(shù)效應(yīng)的因素很多，主要有邊際消費(fèi)傾向、邊際儲(chǔ)蓄傾向、全社會(huì)的邊際稅率水平、貨幣對(duì)國(guó)民收入的邊際需求、貨幣對(duì)利率的邊際需求、利率對(duì)投資的影響、國(guó)民收入對(duì)投資的影響以及利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響等八大因素共同構(gòu)成。在投機(jī)性貨幣需求常態(tài)下，或者說在常規(guī)利率水平條件下，一個(gè)國(guó)家外貿(mào)乘數(shù)的決定性因素有兩個(gè)：一個(gè)是邊際進(jìn)口傾向的大小，另一個(gè)是全社會(huì)的邊際稅收率水平。而邊際消費(fèi)傾向、邊際儲(chǔ)蓄傾向、貨幣對(duì)國(guó)民收入的邊際需求、貨幣對(duì)利率的邊際需求、利率對(duì)投資的影響、國(guó)民收入對(duì)投資的影響以及利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響這些因素的作用會(huì)互相抵銷，以至于對(duì)出口乘數(shù)產(chǎn)生的影響甚微。

（二）ADF檢驗(yàn)表明，出口乘數(shù)、邊際進(jìn)口傾向M'和全社會(huì)邊際稅收率T'都是不平穩(wěn)的時(shí)間序列，而Johansen檢驗(yàn)表明，這三個(gè)序列都是單整序列，而且存在協(xié)整關(guān)系。VEC模型估計(jì)的單位圓和特征根圖顯示，所估計(jì)的模型8個(gè)根的模都小于等于1，故模型滿足穩(wěn)定性條件，而且零值均線代表了變量之間的長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。在1990年及1999年左右，誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值比較大，說明該時(shí)期短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系比較大，而從長(zhǎng)期的發(fā)展態(tài)勢(shì)看，他們之間存在著明顯的均衡穩(wěn)定關(guān)系。已有的文獻(xiàn)表明，近三十年來邊際進(jìn)口傾向和邊際稅負(fù)水平的提高，這在某種程度上驗(yàn)證了中國(guó)出口乘數(shù)效應(yīng)降低的原因。

（三）通過本文分析，中國(guó)外貿(mào)乘數(shù)效應(yīng)低的原因一方面是邊際進(jìn)口傾向逐年提高，削弱了消費(fèi)者利得的部分；另一方面是邊際稅率的不斷提高影響了生產(chǎn)者的積極性，從而減少了生產(chǎn)者利得部分。在這種條件下，一個(gè)國(guó)家要提高出口乘數(shù)效應(yīng)，要從兩方面著手：一是降低全社會(huì)的邊際進(jìn)口傾向。這主要靠微觀層面上微觀經(jīng)濟(jì)主體的需求改變來實(shí)現(xiàn)，也即企業(yè)要努力提升產(chǎn)業(yè)級(jí)別，改善經(jīng)營(yíng)環(huán)境，提高出口產(chǎn)品的附加值，優(yōu)化外貿(mào)產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)，在努力擴(kuò)大出口的同時(shí)，降低相應(yīng)的進(jìn)口；二是要降低全社會(huì)的邊際稅收率水平。這主要靠宏觀層面上政府精減機(jī)構(gòu)，提高執(zhí)政效率和服務(wù)質(zhì)量，實(shí)行減稅政策，減輕全社會(huì)的財(cái)政負(fù)擔(dān)，提高生產(chǎn)者的積極性，增加生產(chǎn)者利得，降低稅收對(duì)削弱外貿(mào)乘數(shù)效應(yīng)的影響。

(作者單位：五邑大學(xué)經(jīng)管學(xué)院）