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        中國(guó)出口乘數(shù)效應(yīng):近二十年的理論和經(jīng)驗(yàn)

        2012-04-29 04:05:28馮貞柏
        北方經(jīng)濟(jì) 2012年5期
        關(guān)鍵詞:乘數(shù)單位根邊際

        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)

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