丁振輝

(中國人民大學經濟學院，北京100872)

一、問題的提出

經濟周期理論一直是經濟學研究中的重點課題，隨著國際經濟學和國際宏觀經濟學的不斷發(fā)展，學者們對經濟周期的研究也從一國拓展至世界范疇，并由此產生了世界經濟周期(World Business Cycle)或國際經濟周期(International Business Cycle)等概念。世界經濟周期是指整個世界經濟活動作為由一個個理性經濟體而構成的理性整體所具有的經濟周期波動現(xiàn)象。宋玉華［1］認為國際經濟周期則側重從一國經濟體出發(fā)，研究本國與其他經濟體組成的“國際”經濟活動所呈現(xiàn)出的經濟波動現(xiàn)象。國內學界對國際經濟周期理論的研究相對較少，大部分研究均集中于中國與世界或其他國家和地區(qū)，特別是與美國的經濟周期協(xié)同性問題，如王勇等［2］研究了外部沖擊下中國與世界經濟波動協(xié)同性問題，認為雙邊貿易一體化和生產依存度對經濟周期的協(xié)同性影響顯著為正;宋玉華、方建春［3］認為中國經濟波動滯后于世界經濟波動，并據(jù)此認為中國經濟對世界經濟存在較強的依賴性。而事實上國外學者對國際經濟周期問題已經進行了大量基礎性的研究，如Canova和Dellas［4］以一個兩國向量自回歸模型解釋了跨國經濟周期聯(lián)動情況，他們發(fā)現(xiàn)在不同長期趨勢假設條件下，各國經濟周期具有相關性，并且隨著各國貿易聯(lián)系程度越強其關聯(lián)性越強。在實證方面，Dellas［5］和 Kouparitsas［6］分別論證了美英德日和七國集團等發(fā)達國家內部存在高度一致的經濟同周期現(xiàn)象。Pablo A.Neumeyer和 Fabrizio Perri［7］研究了新興經濟體經濟周期的協(xié)同性，他們認為新興經濟體經濟周期存在協(xié)同性，但是要明顯弱于發(fā)達國家，利率在其中扮演了重要角色。Michael D.Bordo和Thomas Helbling［8］研究一個由16個主要國家組成的樣本在過去100多年中經濟周期協(xié)同性變動情況，他們認為無論采取何種匯率機制這些國家之間的經濟協(xié)同性明顯加強了，世界范圍內商品、資本和金融市場的一體化是其中的重要原因。

國際經濟周期理論研究的重要性在于某種程度上為區(qū)域經濟一體化提供了判別的依據(jù)，根據(jù)R.A.Mundell［9］的最優(yōu)貨幣區(qū)域(Optimum Currency Areas)理論，國際經濟協(xié)同性越高的國家，相應的貿易、投資、金融往來聯(lián)系越密切，越適合參加貨幣同盟，這又進一步地有利于區(qū)域經濟整合。J.A.Frankel和A.K.Rose［10］利用進出口貿易聯(lián)系度為指標研究了20個工業(yè)化國家之間經濟整合和國際經濟周期的相關性，得出結論認為市場整合力量越大，國際經濟關聯(lián)性越強，因此國際經濟周期協(xié)同性越明顯。但是，有學者如 P.Krugman［11］對此持反對立場，他認為隨著世界經濟整合程度提高，貿易障礙降低，各國生產專業(yè)化程度提升，各國在專業(yè)分工的基礎上相對獨立地進行生產，這將破壞國際經濟周期協(xié)同性。持此種觀點的學者亦大有人在，如 P.B.Kenen［12］，B.Eichengreen［13］。每派觀點背后均有特定國家或區(qū)域實證檢驗以支撐，使得學界對國際經濟周期協(xié)同性與經濟一體化難有定論。因此，學者開始尋求從國別角度出發(fā)研究單個經濟體與其他國家之間的經濟周期協(xié)同性與一體化進展，或者區(qū)域經濟集團內部經濟周期協(xié)同性問題。A.H.Hallett和 L.Piscitelli［14］以 Canova 和 Dellas給出的模型出發(fā)，簡化了一兩國經濟周期波動檢驗模型，為進行兩國經濟周期協(xié)同性研究提供了很好的范本，本文對該模型進行了一定的簡化，并檢驗了中國與部分主要貿易國家之間的經濟聯(lián)系和經濟周期協(xié)同性問題。本文結構如下:第二部分建立了一個基于H-P模型的簡化式，用以分析生產依存度和產出關聯(lián)之間的關系;第三部分利用中國與主要貿易伙伴之間的數(shù)據(jù)對此進行了實證檢驗;第四部分是簡短的結論和政策建議。

二、理論模型

本文以A.H.Hallett和L.Piscitelli的兩國經濟周期模型為理論基礎，擴展為無窮期的經濟周期模型。假設一個世界，只有兩個國家(本國H和外國F)，兩種商品(H和F)，并且每個國家只專業(yè)化生產一種產品，為了建立經濟聯(lián)系，這種產品同時是消費品(C)也是中間投入品(X)。則有:

假設每個國家代表性個人的效用函數(shù)符合柯布-道格拉斯效用函數(shù)。則有:

假設每個國家代表性企業(yè)的生產函數(shù)同樣符合柯布 -道格拉斯生產函數(shù)，則有:

其中，αHi，αFi分別為i國中間投入品H和F的產出彈性，或者可以理解為i國生產過程中H和F投入的比例，也可以用來代表兩國間貿易的緊密程度，特別是一體化程度，即生產依存度①若兩國之間沒有貿易，生產依存度必然為0，則有αFH=0，外國商品F在H國生產中不作為中間投入品使用;若兩國之間存在貿易，且αFH=1，說明H國對F國的生產依存度為1，H國生產中只使用外國商品F作為中間投入品。。我們假設規(guī)模報酬不變或者遞減，則有，αHi+αFi≤1。αHi+αFi=1說明規(guī)模報酬不變;否則，說明規(guī)模報酬遞減。θ代表生產沖擊，在t+1期，當生產過程結束時已知，但是，在t期，生產過程未完結時不知。

代表性消費者以終身效用最大化為目標，則效用函數(shù)為:

其中β是折舊因子，0＜β＜1。

從代表性消費者效用函數(shù)和預算約束函數(shù)出發(fā)，通過拉格朗日乘數(shù)法求解各期最優(yōu)消費與投資，以H國為例，可以得到以下幾個方程:

由(3)和(4)得，

將(5)和(6)代入H國預算式，得到

因此，

上式兩邊取對數(shù)，得到:

其中，

同理，可推得:

其中，

可以將(10)和(11)寫成VAR形式，如下:

其中，Δ |I-A|=(1- αHH)(1- αFF)-αFHαHF

定義國內外生產關聯(lián)系數(shù)

若協(xié)方差vFH=vHF=0，則:

上式對αFH求導，有:

(17)式分母恒大于0，考慮上式的分子(1-αHH)(1- αFF)- αHFαFH，

(17)式中，ρ表示兩國間產出的關聯(lián)性，α表示生產依存度，因此，從上式符號可以發(fā)現(xiàn):(a)當(1-αHH)(1-αFF)= αHFαFH時，亦即生產函數(shù)為規(guī)模報酬不變時，(17)式等于0，ρ對α的一階導數(shù)為0，即α對ρ不造成影響，這意味著兩國間生產依存度增加時，并不會改變產出的關聯(lián)性;(b)而當生產函數(shù)為規(guī)模報酬遞減時，表示兩國間生產依存度越大則產出的關聯(lián)性越強。

若vFH，vHF≠0，那么我們進一步可以推導出:

繼續(xù)判定(18)式的正負號，(18)分母為正，主要考察分子的正負情況，而這主要取決于vHH，vFF，VFH相對大小的比較，共有=6種情況，本文將各種可能性情況及結果整理如下表1:

表1

表1的結果反映了兩國間生產依存度變動時，兩國產出關聯(lián)性的變動方向。若結論為正，說明當兩國間生產依存度增加時，兩國產出關聯(lián)性加強;反之，減弱。同時，我們可以發(fā)現(xiàn):若結論為正，則符合Frankel和Rose等人的結論(如最后兩組E組和F組);若結論為負，則符合Kurgman等人的推論(如A組和C組)。

三、實證分析

為了實證檢驗中國的情況，本文選取了中國與前10個主要國家和地區(qū)相關數(shù)據(jù)進行實證分析。以2011年為例，中國前十大貿易伙伴分別為美國、日本、香港、韓國、德國、臺灣、澳大利亞、馬來西亞、巴西和俄羅斯。本文以經濟周期的波動作為衡量產出關聯(lián)性的指標，經濟周期呈同方向變動，則意味著產出關聯(lián)性正相關;若兩國經濟周期波動性不一致，則不能認為兩國產出呈現(xiàn)某種關聯(lián)性。在實際操作中一般以實際項對長期趨勢項的偏離來考察經濟的波動情況，即經濟周期，因此考察經濟周期的過程也可以看做去趨過程。去趨的方法有很多種，其得到的結果也有很大差異，勢必會影響實證結果。因此，本文對長期趨勢采取三種不同的設定方法:(1)假設長期趨勢為隨機游走的自然對數(shù)隨機游走模型(log random walk model，簡稱RM);(2)假設長期趨勢遵循線性趨勢的自然對數(shù)線性趨勢模型(log linear trend model，簡稱 LT);(3)是由 Hodrick和 Pre-scott(1980)所提出的，假設長期趨勢為隨機平滑移動的隨機趨勢模型(簡稱HP)，由于本文采用年度數(shù)據(jù)其參數(shù)設定為100。本文截取的時間段為1978年～2011年，其中部分國家部分數(shù)據(jù)缺失，在具體計算中需要進行調整。各國或地區(qū)的資料均來自UNCTAD網站，其中德國1990年以前的數(shù)據(jù)為聯(lián)邦德國，俄羅斯數(shù)據(jù)從1991年開始統(tǒng)計，GDP數(shù)據(jù)為實際GDP數(shù)據(jù)。

進行VAR估計，必須確認所有數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對上述數(shù)據(jù)首先進行單位根檢驗，檢驗結果如表2和表3。表2是針對中國和上述10個國家在不同去趨方法下得到的經濟周期的水平單位根檢驗。單位根檢驗包括常數(shù)項、滯后項和趨勢項三項，由于本文單位根檢定估計式中包含趨勢項與不包含趨勢項的結果并無顯著差異，因此本文僅討論不含趨勢項的情況。滯后項最優(yōu)滯后期選擇采用SIC準則。由表2結果可以看出，在RW模型下，所有序列數(shù)據(jù)水平值均拒絕單位根檢驗，即是水平I(0)平穩(wěn)序列;在LT模型下，僅有香港序列數(shù)據(jù)拒絕單位根檢驗，是水平平穩(wěn)序列，其他都是非平穩(wěn)序列;在HP模型下，除了巴西、俄羅斯和中國三國不能拒絕單位根檢驗外，其他國家和地區(qū)均拒絕單位根檢驗，亦即是水平平穩(wěn)序列。進行一階差分后，所有序列均變?yōu)橐浑AI(1)平穩(wěn)序列。所有數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)后可以進一步進行VAR模型估計。

表2 序列單位根檢驗

為避免11個國家或地區(qū)整體估計會因某些國家數(shù)據(jù)長度不足而使得樣本數(shù)減少，并對估計造成影響，本文分別估計中國與這10個國家的兩兩內生變量VAR模型，滯后期同樣以SIC準則為準，并以所得到的殘差去推算變異系數(shù)和協(xié)方差，即vHH，vFF，vHF的值。三種長期趨勢假定下的實證分析結果見表3。

我們發(fā)現(xiàn)三種模型中，vFH均有可能為0(值很小，可以忽略為0)，根據(jù)前面的結論(式(16))，當vFH=vHF=0時，產出關聯(lián)性的判別要視生產函數(shù)是否為固定規(guī)模報酬的情況具體分析:若兩國生產函數(shù)均為固定規(guī)模報酬，式(17)為0;兩國生產函數(shù)規(guī)模報酬遞減，式(17)大于0。因此，我們根據(jù)VAR模型的估計結果首先進行生產函數(shù)是否為固定規(guī)模報酬的假設。

為檢驗生產函數(shù)的規(guī)模報酬，我們設假設為生產函數(shù)規(guī)模報酬不變，即H0:αHH+αFH=1①若VAR模型中滯后期數(shù)超過1，則若有假設變成和對應的解釋變量所有的滯后項系數(shù)和為1。，采取Wald檢驗，檢驗變量為卡方值，生產函數(shù)規(guī)模報酬的檢驗結果見表4。

表3 三種模型估計結果 (單位:E-04)

表4 生產函數(shù)規(guī)模報酬檢驗

可以發(fā)現(xiàn)，在RW和LT模型下，中國與所有國家生產函數(shù)均拒絕規(guī)模報酬不變的原假設，在HP模型下，除中國與俄羅斯生產函數(shù)不能拒絕規(guī)模報酬不變的若有假設外，中國與其他國家生產函數(shù)均拒絕規(guī)模報酬不變的原假設。換言之，在RW和LT模型下，和在HP模型下的大部分情況下，中國與主要貿易伙伴在生產上具有規(guī)模報酬遞減的性質，因此，我們認為(17)式大于0，也就是說隨著兩國間生產依存度的加深，兩國(或地區(qū))之間的關聯(lián)性也越強，中國與這些國家(或地區(qū))經濟周期有協(xié)同性趨勢。這種生產依存度的加深直觀上是隨著雙方經濟貿易的加強，經濟一體化或者經濟互動密切的必然表現(xiàn)，更具體的是隨著全球經濟一體化趨勢的加強，中國與其他國家或地區(qū)在全球產業(yè)鏈產業(yè)分工中關系進一步密切。也就是說，隨著中國積極參與國際分工，中國進一步被整合到國際經濟一體化進程中，中國與其他國家或地區(qū)，特別是主要貿易伙伴的經濟周期呈協(xié)同趨勢。中國的實例更符合Frankle等人的觀點，而不支持Krugman等人的觀點，這具有更為深遠的政策含義。

如果我們的結論與Krugman等人一致，這就是說明隨著中國參與國際分工，中國的經濟周期是逆貿易伙伴的，特別是逆美國、歐盟和東亞等中國主要出口市場的，那么中國似乎更加可能這些國家經濟增長的“自動穩(wěn)定器”，事實上這既不符合我們觀察到的現(xiàn)象，也難以獲得實證上的支持。本文所得到的結論暗含著這樣一種觀點，中國與主要貿易伙伴經濟周期的協(xié)同性隨著生產依存度的提升，即經濟一體化程度的提高而不斷提高，中國可能不是世界經濟的救命稻草，相反中國經濟的發(fā)展更加依賴于世界經濟的健康發(fā)展。

四、結 論

本文在兩國模型的基礎上，討論了兩國之間生產依存度和產出關聯(lián)性，以及與經濟周期協(xié)同性之間的關系，本文的理論架構主要以2002年Hallett和Piscitelli所提出的模型的簡化式為基礎，在此基礎上得到了跨國向量自回歸關系式。本文的主要結論認為:若跨國產出沖擊相關性為0，并且規(guī)模報酬遞減時，則國際間生產依存度越高，即國際經濟整合程度越高，則國家間產出的關聯(lián)性越強，即國際經濟周期協(xié)同性越高;若跨國產出沖擊相關性不為0，國家間產出的相關性取決于本國與外國沖擊變異系數(shù)和協(xié)方差相對大小。本文以中國為例，對中國與10個主要貿易伙伴的數(shù)據(jù)進行了實證分析，結果顯示，在不同的長期趨勢設定下，中國與大部分國家隨著生產依存度提升時，國際經濟周期協(xié)同性也隨之提高。

［1］ 宋玉華，周陽敏.世界經濟周期的協(xié)同性與非協(xié)同性研究綜述［J］.經濟學動態(tài)，2003(12):81-84.

［2］ 王勇，傅雄廣，魏強.外部沖擊下的中國與世界經濟波動協(xié)同性研究［J］.世界經濟研究，2010(7):15-22.

［3］ 宋玉華，方建春.中國與世界經濟波動的相關性研究［J］.財貿經濟，2007(1):104-111.

［4］ Canova F，Dellas H.Trade interdependence and the international business cycle［J］.Journal of International E-conomics，1993，34:23-47.

［5］ Dellas H.A real model of the world business cycle［J］.Journal of International Money and Finance，1986，9:381-394.

［6］ Kouparitsas M.Is there a world business cycle［J］.The Federal Reserve Bank of Chicago working paper，No.172，2001，12.

［7］ Neumeyer P A，Perri F.Business cycles in emerging economies:the role of interest rate［J］.Journal of Monetary Economics，2005，52:345-380 .

［8］ Bordo M D，Helbling T.Have national business cycles become more synchronized?［J］.NBER working paper，10130，2003，12.

［9］ Mundell R A.A theory of optimum currency areas［J］.A-merican Economic Review，1961，51:657-665.

［10］ Frankel J A，Rose A K.The endogeneity of the optimum currency area criteria［J］.NBER working paper，5700.

［11］ Krugman P.Geography and trade［M］.Cambridge，MA，MIT Press，1992.

［12］ Kenen P B.The theory of optimum currency areas an eclectic view［A］.Mundell R，Swoboda A.Monetary Problems in the International Economy［C］.Chicago:University of Chicago Press，1969.

［13］ Eichengreen B.Should the Maastricht Treaty be saved?［J］.Princeton Studies in International Finance，1992，12.No.74.

［14］ Hughes A H，Piscitelli L.Does trade integration cause convergence?［J］.Economic letters，2002，75:165-170.