馮貞柏

(五邑大學(xué)經(jīng)管學(xué)院 廣東江門 529020)

出口依賴型進(jìn)口、資本利率剛性與出口影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率分析

馮貞柏

(五邑大學(xué)經(jīng)管學(xué)院 廣東江門 529020)

在分析總結(jié)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)具有出口依賴型進(jìn)口和資本利率剛性兩大重要事實(shí)的基礎(chǔ)上，本文對(duì)凱恩斯總需求模型進(jìn)行修正，分析出口增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)廣義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。在對(duì)模型可識(shí)別性和聯(lián)立性檢驗(yàn)之后，利用3SLS法對(duì)模型進(jìn)行系統(tǒng)估計(jì)和乘數(shù)分析。結(jié)果表明:總體上看，出口增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有效的，但效率不高。具體表現(xiàn)為出口和國(guó)民收入的增長(zhǎng)并未很好地帶動(dòng)居民消費(fèi)增長(zhǎng);出口對(duì)資本形成的貢獻(xiàn)微小，投資形成主要依賴上期國(guó)民收入增長(zhǎng);出口對(duì)進(jìn)口的短期影響過大，而長(zhǎng)期影響渺小;資本形成、進(jìn)口需求與本期國(guó)民收入關(guān)系不大，而主要受上期國(guó)民收入的影響。因此，要警惕出口導(dǎo)向型的發(fā)展戰(zhàn)略致使經(jīng)濟(jì)陷入“制成品比較優(yōu)勢(shì)陷阱”和“貧困化增長(zhǎng)”困境。

出口增長(zhǎng);廣義經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);乘數(shù)分析

一、引言

迄今為止，中國(guó)加入WTO已十年整。這期間，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易以驚人的速度增長(zhǎng):2001年，貨物進(jìn)出口總額4.22萬(wàn)億元，世界排名第六，其中，出口2.20萬(wàn)億元，進(jìn)口2.02萬(wàn)億元;2010年，貨物進(jìn)出口總額高達(dá)20.17萬(wàn)億元，世界排名第二，其中，出口10.70萬(wàn)億元，居世界第一，進(jìn)口9.47萬(wàn)億元，居世界第二。在擁有WTO成員國(guó)身份的這十年中，中國(guó)的消費(fèi)、投資及GDP總值也在快速地增長(zhǎng):2001年，中國(guó)的消費(fèi)總額、資本形成總額、GDP分別為6.34萬(wàn)億元、3.98萬(wàn)億元、10.90萬(wàn)億元;2010年，它們分別增長(zhǎng)到18.69萬(wàn)億元、19.17萬(wàn)億元、39.43萬(wàn)億元。直觀地看，對(duì)外貿(mào)易與消費(fèi)、投資和GDP增長(zhǎng)均呈現(xiàn)同向增長(zhǎng)，貿(mào)易的增長(zhǎng)帶動(dòng)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。然而，在這一系列增長(zhǎng)數(shù)值的背后，有一個(gè)重大特征卻容易被忽視，即這十年來，貿(mào)易增長(zhǎng)的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于經(jīng)濟(jì)其他指標(biāo)的增長(zhǎng)速度:進(jìn)出口總額增長(zhǎng)4.8倍，出口增長(zhǎng)4.9倍，進(jìn)口增長(zhǎng)4.7倍;而消費(fèi)總額只增長(zhǎng)2.9倍，資本形成總額增長(zhǎng)4.8倍，GDP增長(zhǎng)也僅3.6倍?？梢?，出口的增長(zhǎng)帶來的主要是進(jìn)口和投資的增長(zhǎng)，而不是消費(fèi)的增長(zhǎng)和GDP的增長(zhǎng)。

因而，在中國(guó)入世十周年之際，有一個(gè)重要的問題值得我們深入思考:為什么出口的增長(zhǎng)只帶來進(jìn)口的增長(zhǎng)，而不是消費(fèi)的增長(zhǎng)和GDP的增長(zhǎng)?貿(mào)易的增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率是高還是低?又是什么因素影響了貿(mào)易增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率的呢?這種增長(zhǎng)速度差距的背后暗含著什么樣的經(jīng)濟(jì)規(guī)律?這種勢(shì)頭長(zhǎng)期發(fā)展下去會(huì)否導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的失衡?沿著這一思路，本文以開放經(jīng)濟(jì)下的國(guó)民收入總需求模型為分析框架，結(jié)合中國(guó)的實(shí)際，對(duì)模型進(jìn)行合理地調(diào)整和修正，利用中國(guó)入世十年間數(shù)據(jù)，在確保模型估計(jì)準(zhǔn)確、有效的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析。

二、我國(guó)事實(shí)與模型修正

對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系問題，傳統(tǒng)且一貫的分析方法是從凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)模型出發(fā)，通過對(duì)國(guó)民收入恒等式中出口和進(jìn)口與其他變量之間的關(guān)系來進(jìn)行［9］。不過需要注意的是，模型的設(shè)定和估計(jì)方法的選擇對(duì)結(jié)果會(huì)產(chǎn)生重大的影響。換句話說，模型建立是否符合經(jīng)濟(jì)事實(shí)，是否符合各變量自身的邏輯關(guān)系，能否選擇一個(gè)正確的估計(jì)方法，直接關(guān)系到分析結(jié)果的準(zhǔn)確與否。因此，模型的建立首先要遵照我國(guó)的實(shí)際情況來修正。

(一)兩大事實(shí)

第一大事實(shí)是，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易中進(jìn)口是高度依賴出口而增長(zhǎng)的。進(jìn)口對(duì)出口的高度依賴主要原因是加工貿(mào)易進(jìn)出口占進(jìn)出口總額的比例過高。統(tǒng)計(jì)顯示，中國(guó)入世十年間，加工貿(mào)易一直占據(jù)貿(mào)易總額的“半壁江山”，雖然最近一兩年占比稍有下降，但總的來看一直在占進(jìn)出口總額四到五成之間徘徊。加工貿(mào)易是進(jìn)口全部或者部分原輔材料、零部件、元器件、包裝物料，利用本國(guó)的優(yōu)勢(shì)稟賦、生產(chǎn)能力和技術(shù)，加工或裝配成成品后再出口的生產(chǎn)及貿(mào)易模式，主要方式包括來料加工和進(jìn)料加工。與一般貿(mào)易相比，我國(guó)加工貿(mào)易的重要特點(diǎn)是以外企為主體，以進(jìn)料加工為主要經(jīng)營(yíng)模式，以機(jī)電、高技術(shù)產(chǎn)品為主要出口品，以發(fā)達(dá)國(guó)家為主要出口市場(chǎng)。這是一種以產(chǎn)業(yè)縱向分工為基礎(chǔ)，上游和下游的研發(fā)、材料、零件、銷售及品牌的主要場(chǎng)所都在國(guó)外，而只有加工制造環(huán)節(jié)在國(guó)內(nèi)進(jìn)行的一種生產(chǎn)貿(mào)易模式［4］。這一特點(diǎn)決定了加工貿(mào)易的出口是和進(jìn)口緊密聯(lián)系的:進(jìn)口的主要目的是為加工后出口，企業(yè)進(jìn)口需求主要由出口量決定，因而這種出口必然強(qiáng)勁地帶動(dòng)進(jìn)口的增長(zhǎng)。因此，在加工貿(mào)易占貿(mào)易總額很高比例的情況下，加工貿(mào)易額中進(jìn)口對(duì)出口的高度依賴自然就提高了貿(mào)易總額中進(jìn)口對(duì)出口的依賴。這是中國(guó)式的加工貿(mào)易和中國(guó)式的貿(mào)易結(jié)構(gòu)所特有的重要事實(shí)。

第二大事實(shí)是，中國(guó)資本形成是利率剛性的。由于中國(guó)特殊的國(guó)情，資本形成與利率之間的聯(lián)系不大:第一個(gè)原因是利率市場(chǎng)化水平很低，利率一直由央行嚴(yán)格管制，導(dǎo)致投資和儲(chǔ)蓄都不以市場(chǎng)供求而自由波動(dòng);第二個(gè)原因是國(guó)有企業(yè)一直是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的主體，在申請(qǐng)貸款時(shí)也很少考慮利率因素［5］。而且，它們的經(jīng)營(yíng)仍然沿襲了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期的預(yù)決算模式，管理上仍以政府任命和控制為主，因而投資行為在很大程度上受行政的干預(yù)甚至支配;并不是根據(jù)市場(chǎng)的需求來主動(dòng)采取投資策略，因而投資決策的主要依據(jù)是上一年度的增長(zhǎng)收益，反映在全國(guó)范圍內(nèi)的投資也受上期GDP影響很大;第三個(gè)原因是中國(guó)傳統(tǒng)觀念和保障體制導(dǎo)致居民在儲(chǔ)蓄和投資之間的選擇是僵化的，而受利率變動(dòng)的影響不大。這三個(gè)因素的共同作用下，體現(xiàn)出中國(guó)資本形成是缺乏利率彈性的，主要只跟收入相關(guān)，而且與上期收入關(guān)系密切，體現(xiàn)出收入慣性。

(二)修正后的凱恩斯模型

簡(jiǎn)單的凱恩斯模型暗示了:從狹義上講，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是指一個(gè)國(guó)家當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)比往年的增長(zhǎng)率;而從廣義上講，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是指在一定時(shí)間內(nèi)，一個(gè)經(jīng)濟(jì)體系生產(chǎn)內(nèi)部成員生活所需要商品和勞務(wù)潛在生產(chǎn)力的擴(kuò)大，其實(shí)就是消費(fèi)可能性曲線和生產(chǎn)可能曲線的向外擴(kuò)張。它可以用收入(總供給)結(jié)構(gòu)和支出(總需求)結(jié)構(gòu)來表示。事實(shí)表明，近十年來，無論是總量上還是結(jié)構(gòu)上，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中總供給和總需求大體上是相等的，也可以說是均衡的①影響總供給和總需求的因素不是固定不變的，因此，總供給與總需求也是不斷變動(dòng)的。通常情況下，總供給與總需求在數(shù)量上的大體相等被稱為總量平衡，總供給與總需求在結(jié)構(gòu)上的大體一致被稱為結(jié)構(gòu)平衡。總供給和總需求的失衡會(huì)引起資本、商品、勞動(dòng)力過剩，社會(huì)資源閑置浪費(fèi)，甚至導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)危機(jī);或者引起經(jīng)濟(jì)過熱、物價(jià)上漲、市場(chǎng)秩序混亂，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不穩(wěn)。。因此，假設(shè)在總供給和總需求均衡的的前提下，如果不考慮貨幣市場(chǎng)，單純考察產(chǎn)品市場(chǎng)，四部門經(jīng)濟(jì)中總需求結(jié)構(gòu)角度的凱恩斯國(guó)民收入決定于下式:

其中，Yt代表國(guó)民收入的總需求;Ct表示居民消費(fèi)總額;It表示資本形成總額;Gt表示政府消費(fèi)支出;Xt表示貨物和服務(wù)出口總額;Mt表示貨物和服務(wù)進(jìn)口總額。

對(duì)于消費(fèi)函數(shù)，雖然有庫(kù)茲涅茨的長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)，有杜森貝里的短期消費(fèi)函數(shù)，有弗里得曼的持久收入假說，有莫迪里安尼的生命周期假說，還有霍爾的隨機(jī)游走假說，但是經(jīng)典的凱恩斯模型仍然不失為一個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)分析的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)范式。凱恩斯把消費(fèi)定義為國(guó)民收入線性函數(shù):

其中，Ct表示居民消費(fèi)總額;a0表示在零收入條件下的最低消費(fèi)，a0＞ 0;a1表示邊際消費(fèi)傾向，0＜a1≤1。

由于資本形成的利率剛性特點(diǎn)，以及從單純考察產(chǎn)品市場(chǎng)的角度，投資行為體現(xiàn)出高度的國(guó)民收入慣性，其決定因素是本期國(guó)民收入和上期國(guó)民收入，尤其是由于體制因素導(dǎo)致上期國(guó)民收入在資本函數(shù)中有特殊的重要性。結(jié)合凱恩斯簡(jiǎn)單國(guó)民收入決定理論，將資本形成函數(shù)修正如下:

其中，It表示當(dāng)期資本形成總額;Yt－1表示上一期國(guó)民收入;0＜b2＜1，體現(xiàn)資本形成與上期國(guó)民收入的關(guān)系。

對(duì)于進(jìn)口需求，按照凱恩斯的理論，主要跟本期國(guó)民收入有關(guān)。我國(guó)進(jìn)口相對(duì)價(jià)格對(duì)中國(guó)進(jìn)口需求的影響較小，收入對(duì)中國(guó)進(jìn)口需求的影響較大，且收入中出口對(duì)進(jìn)口需求的影響較大，而消費(fèi)對(duì)進(jìn)口需求的影響較小［6］。我國(guó)由于加工貿(mào)易在貿(mào)易總額中的高占比導(dǎo)致進(jìn)出口總額中進(jìn)口對(duì)出口的高度依賴性，令我們?cè)谶M(jìn)口需求函數(shù)的設(shè)計(jì)上需要引入出口作為內(nèi)生變量。調(diào)整后的進(jìn)口需求函數(shù)如下:

其中，Mt表示當(dāng)期進(jìn)口總額;Xt表示當(dāng)期出口總額。

因而，結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況，在對(duì)傳統(tǒng)的資本形成函數(shù)和進(jìn)口需求函數(shù)修正后的宏觀經(jīng)濟(jì)模型是:

三、模型識(shí)別與檢驗(yàn)

人們可以根據(jù)不同的假設(shè)前提及邏輯過程建立不同的經(jīng)濟(jì)模型，而一個(gè)模型是否合理科學(xué)卻需要經(jīng)受實(shí)踐的檢驗(yàn):如果通過估計(jì)和檢驗(yàn)，那就可以說模型是好的，否則就需要對(duì)模型調(diào)整和實(shí)驗(yàn)進(jìn)行選擇甚至放棄。對(duì)于多方程聯(lián)立的宏觀經(jīng)濟(jì)模型，一般要從判斷模型的可識(shí)別性入手。

(一)模型識(shí)別

在上述宏觀經(jīng)濟(jì)模型中，內(nèi)生變量有 Ct、It、Mt、Yt，滯后內(nèi)生變量 Yt－1和外生變量 Xt、Gt一起構(gòu)成前定變量①外生變量不是由模型內(nèi)部的變量所能決定的，模型中有兩個(gè)外生變量:一個(gè)是政府支出，它是政府根據(jù)本期支出在年終預(yù)算下期支出，因此具有剛性;另一個(gè)是國(guó)家的出口水平，它并不是由本國(guó)決定的，而主要受國(guó)際市場(chǎng)的影響，具有典型的外生性質(zhì)。。根據(jù)結(jié)構(gòu)模型可識(shí)別的原則，必要條件是每一個(gè)隨機(jī)方程都必須有若干個(gè)變量被排斥在該方程之外，或者說單個(gè)隨機(jī)方程的內(nèi)生變量和前定變量之和不能大于模型中前定變量的總數(shù)加1。從模型中(2)—(4)的結(jié)構(gòu)方程中可以看出，每一個(gè)方程的內(nèi)生變量和外生變量之和都不大于4，故滿足識(shí)別的必要條件。模型可識(shí)別的充分條件是每一個(gè)隨機(jī)方程的被拆變量結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣的秩為模型中內(nèi)生變量個(gè)數(shù)減1。結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣如下:

對(duì)于方程(2)—(4)，被拆變量的結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣分別是

容易判斷，模型中的三個(gè)隨機(jī)方程被拆變量的結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣的秩都等于3，根據(jù)隨機(jī)方程識(shí)別的秩條件，模型是可以識(shí)別的。而且由于(2)和(3)內(nèi)生變量和外生變量之和都小于4，所以是過度識(shí)別的，而(4)的內(nèi)生變量和外生變量之和等于4，因此是恰好識(shí)別的。

(二)模型的聯(lián)立性

對(duì)于能夠識(shí)別的結(jié)構(gòu)模型，為了可以得到有效并且一致的參數(shù)估計(jì)量，首先要對(duì)方程中解釋變量與其它方程中的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，也即考察方程的聯(lián)立性問題，然后根據(jù)具體情況選擇合適的估計(jì)方法。方程聯(lián)立性Hausman檢驗(yàn)步驟［1］及結(jié)果如下:

表1 聯(lián)立性檢驗(yàn)過程及結(jié)果

Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果表明:模型中(3)式的內(nèi) 生變量It與(2)式的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間，(4)式的內(nèi)生變量Mt與(2)式的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間，(4)式的內(nèi)生變量Mt與(3)式的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間，都存在著顯著的相關(guān)關(guān)系。因此，模型的各結(jié)構(gòu)方程之間存在聯(lián)立性問題。這為我們決定模型的估計(jì)方法提供了很好的依據(jù)。

(三)模型估計(jì)結(jié)果及檢驗(yàn)

本文采用三階段最小二乘法(3SLS)進(jìn)行，因?yàn)橥瑫r(shí)估計(jì)聯(lián)立方程系統(tǒng)的全部結(jié)構(gòu)方程時(shí)，當(dāng)方程右邊變量與誤差項(xiàng)相關(guān)，并且殘差存在異方差和同期相關(guān)時(shí)，這是一種非常有效的估計(jì)方法［2］。對(duì)于具有聯(lián)立性的方程組建的結(jié)構(gòu)模型的估計(jì)結(jié)果，為了更有效地考察其對(duì)經(jīng)濟(jì)模擬和預(yù)測(cè)的效果，判斷建模是否科學(xué)合理，一般需要進(jìn)行三個(gè)方面的檢驗(yàn):第一方面的檢驗(yàn)是為了保證模型系統(tǒng)中每一個(gè)方程的可靠性而采取的對(duì)單方程的檢驗(yàn);第二方面是對(duì)模型的系統(tǒng)擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn);第三方面是對(duì)結(jié)構(gòu)模型中的各個(gè)方程之間的誤差傳遞程度進(jìn)行檢驗(yàn)。這三方面的檢驗(yàn)既可以考察單個(gè)行為方程的客觀合理，又可以保證各個(gè)方程聯(lián)立成一個(gè)系統(tǒng)之后，仍然保持良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。

考慮聯(lián)立模型的各方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)可能存在跨方程相關(guān)問題，采用三階段最小二乘法(3SLS)進(jìn)行估計(jì)，以獲得參數(shù)一致的且有效的估計(jì)量。估計(jì)結(jié)果得到模型的回歸表達(dá)式如下:

表2 模型估計(jì)及檢驗(yàn)

回歸結(jié)果顯示:從單方程角度看，消費(fèi)函數(shù)、資本形成函數(shù)及進(jìn)口需求函數(shù)的擬合效果都非常好，判定系數(shù)分別達(dá)到 0.998、0.996、0.991，DW 值也都比較理想，各解釋變量除了Yt對(duì)It及Mt的解釋不顯著，其它變量都非常顯著。從聯(lián)立方程模型的系統(tǒng)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)看，通過內(nèi)生變量實(shí)際值與估計(jì)值之間的誤差進(jìn)行比較，可以很好地反映整個(gè)模型系統(tǒng)對(duì)內(nèi)生變量的解釋程度。一般情況下，如果模型的內(nèi)生變量中，RMSP＜5%的變量數(shù)目占70%以上，并且每個(gè)變量的RMSP＜10%，則該模型系統(tǒng)有較好的擬合優(yōu)度和預(yù)測(cè)能力［7］。因此，四個(gè)內(nèi)生變量的擬合相對(duì)均方誤差表明，模型有著非常優(yōu)秀的擬合效果。從方程之間的誤差傳遞性情況看，關(guān)鍵路徑上方程的馮諾曼比為0.0103，非常接近于0，因此可以判斷，關(guān)鍵路徑上的方程之間幾乎沒有誤差傳遞。

從以上分析結(jié)果可以看出，無論是從單方程檢驗(yàn)，還是從系統(tǒng)出發(fā)的擬合優(yōu)度及誤差傳遞性檢驗(yàn)看，模型的估計(jì)結(jié)果都非常顯著，而且系統(tǒng)邏輯清晰、結(jié)構(gòu)穩(wěn)定、性能優(yōu)異。因此，模型的建立及估計(jì)是科學(xué)的、合理的、成功的。

四、估計(jì)值與乘數(shù)分析

對(duì)于本文建立的含有內(nèi)生變量、滯后內(nèi)生變量和外生變量的聯(lián)立方程模型，在已經(jīng)估計(jì)并且通過檢驗(yàn)之后，我們可以對(duì)其估計(jì)結(jié)果進(jìn)行參數(shù)估計(jì)值分析和乘數(shù)分析，以得出各變量之間準(zhǔn)確的數(shù)量和邏輯關(guān)系。

(一)參數(shù)估計(jì)值分析

表2所示的參數(shù)估計(jì)值及其t檢驗(yàn)表明了各變量之間的關(guān)系。從估計(jì)結(jié)果可以看出，三大結(jié)構(gòu)方程的估計(jì)結(jié)果和本文第二部分結(jié)合中國(guó)實(shí)際對(duì)凱恩斯模型的修正非常吻合，尤其是資本形成函數(shù)和進(jìn)口需求函數(shù)，變量之間的關(guān)系都有中國(guó)特色:從投資行為來看，與本期國(guó)民收入的關(guān)系很小，其參數(shù)估計(jì)值僅為0.013，且t值很小，而與上期國(guó)民收入的關(guān)系密切，參數(shù)估計(jì)值為0.598，且t值非常顯著。這實(shí)際上是與經(jīng)濟(jì)體制密切相關(guān)的，我國(guó)仍以國(guó)有企業(yè)為主導(dǎo)，仍以行政方式根據(jù)上期決算進(jìn)行預(yù)算來投資決策，顯然跟本期國(guó)民收入關(guān)系不大。從進(jìn)口行為來看，進(jìn)口與本期國(guó)民收入的關(guān)系微乎其微，參數(shù)估計(jì)值僅為0.001，且t值也非常小，然而進(jìn)口與本期出口關(guān)系非常密切，參數(shù)估計(jì)值為0.726，且t=14.7，體現(xiàn)出高度的相關(guān)。當(dāng)然，這點(diǎn)也應(yīng)證了中國(guó)進(jìn)口高度依賴于出口的推測(cè)。作為“世界工廠”的中國(guó)，加工貿(mào)易的進(jìn)口實(shí)際根本不是為了中國(guó)消費(fèi)，而是快速增長(zhǎng)的出口必須“填補(bǔ)”的部分。

(二)乘數(shù)分析

乘數(shù)通常指外生變量變化對(duì)內(nèi)生變量的影響，是內(nèi)生變量關(guān)于外生變量各期滯后值絕對(duì)變化的比值，實(shí)際上是從動(dòng)態(tài)的角度觀察外生變量變化對(duì)內(nèi)生變量的影響。

由(1)—(4)式，我們可以寫出模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣為:

內(nèi)生變量向量，前定變量向微量分別為:

宏觀經(jīng)濟(jì)模型的簡(jiǎn)化模型為:

因此，模型結(jié)構(gòu)參數(shù)與簡(jiǎn)化式參數(shù)之間的關(guān)系為:

在滯后變量模型中一般可以利用乘數(shù)來分析經(jīng)濟(jì)變量的滯后效應(yīng)。乘數(shù)通常是指外生變量變化對(duì)內(nèi)生變量的影響，又稱為影響乘數(shù)或倍數(shù)。乘數(shù)實(shí)際上就是內(nèi)生變量關(guān)于外生變量各期滯后值絕對(duì)變化的比值，即 ΔYt/ΔXt－i(i=0，1，2，…)。如果結(jié)構(gòu)模型是不包含滯后變量的靜態(tài)模型，則乘數(shù)分析實(shí)際上就是比較靜力學(xué)分析。乘數(shù)分析更多地用于包含滯后變量的動(dòng)態(tài)模型。為此需要將模型的簡(jiǎn)化式方程轉(zhuǎn)換成最終方程。

從上述的簡(jiǎn)化模型我們可以推導(dǎo)出出口對(duì)各內(nèi)生變量的短期和長(zhǎng)期乘數(shù):

把模型參數(shù)的估計(jì)值代入模型簡(jiǎn)化式參數(shù)，經(jīng)過嚴(yán)密計(jì)算，可以得出出口對(duì)各內(nèi)生變量的影響乘數(shù)如下表:

表3 出口對(duì)各內(nèi)生變量的乘數(shù)

表3的分析結(jié)果很好地說明了出口增長(zhǎng)對(duì)廣義中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響:第一，從國(guó)民收入的總需求函數(shù)看來，出口變化對(duì)國(guó)民收入的短期影響不算大，短期乘數(shù)為0.393，表示本期出口每增長(zhǎng)1%，本期國(guó)民收入增長(zhǎng)了0.393%;而十年期累計(jì)乘數(shù)為1.413，長(zhǎng)期影響因子為0.858，表示在以往的十年中，出口持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)本期國(guó)民收入增長(zhǎng)的累計(jì)影響比較大，但是還要?dú)w功于上期國(guó)民收入對(duì)本期國(guó)民收入增長(zhǎng)的傳導(dǎo)作用。第二，從消費(fèi)函數(shù)看來，出口變化對(duì)消費(fèi)需求的短期乘數(shù)為0.125，十年期累計(jì)乘數(shù)為0.311，長(zhǎng)期影響因子為0.272，因此，無論從短期還是長(zhǎng)期看，我國(guó)出口增長(zhǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)的影響很小，且上期國(guó)民收入增長(zhǎng)對(duì)本期消費(fèi)的帶動(dòng)效果也不明顯。第三，從資本形成函數(shù)看來，出口變化對(duì)投資的短期乘數(shù)僅為0.005，十年期累計(jì)乘數(shù)僅為0.120，長(zhǎng)期影響因子為0.587，表明本期出口增長(zhǎng)對(duì)本期國(guó)內(nèi)資本形成的影響甚微，長(zhǎng)期影響也很小，本期資本的形成主要依賴于上期國(guó)民收入的增長(zhǎng)。第四，從進(jìn)口需求函數(shù)看來，出口變化對(duì)進(jìn)口需求的短期乘數(shù)為0.734，十年期累計(jì)乘數(shù)僅為0.003，長(zhǎng)期影響因子僅為0.0009，可見我國(guó)出口的增長(zhǎng)從短期來看對(duì)進(jìn)口的影響很大，也即出口每增長(zhǎng)1%，進(jìn)口需求增長(zhǎng)0.734%，這也應(yīng)證了我國(guó)出口依賴型進(jìn)口的事實(shí)。但是，由于進(jìn)口需求與國(guó)民收入關(guān)系脫節(jié)，上期國(guó)民收入增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)口需求的影響微乎其微，因而導(dǎo)致從長(zhǎng)期來看，出口對(duì)進(jìn)口的影響也微乎其微。

五、結(jié)論與討論

本文結(jié)合中國(guó)出口依賴型進(jìn)口和投資利率剛性的實(shí)際情況，通過對(duì)凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行簡(jiǎn)單修正，準(zhǔn)確估計(jì)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各主要變量之間的關(guān)系并進(jìn)行分析，可以得出以下幾條簡(jiǎn)短的結(jié)論:

1.中國(guó)入世十周年，從總體上看，出口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有效率的，但是效率不高。雖然長(zhǎng)期累計(jì)看，由于國(guó)民收入自身傳導(dǎo)效應(yīng)尚可，出口增長(zhǎng)對(duì)國(guó)民收入產(chǎn)生了一定的影響，但是從短期看，出口對(duì)國(guó)民收入的影響不大。主要原因是，從國(guó)民收入總需求函數(shù)的結(jié)構(gòu)來看，出口增長(zhǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)影響不大，對(duì)資本的形成影響更小，而出口增長(zhǎng)主要是帶動(dòng)了進(jìn)口的增長(zhǎng)，因此出口增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是低效率的，低效率的宏觀原因是出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式、進(jìn)口高度依賴出口的貿(mào)易發(fā)展結(jié)構(gòu)、進(jìn)口需求與國(guó)民收入脫節(jié)、儲(chǔ)蓄和投資等資本行為缺乏利率彈性等。

2.中國(guó)入世十周年，從單個(gè)方程變量之間的關(guān)系看:第一，出口和國(guó)民收入的增長(zhǎng)都沒能很好地帶動(dòng)居民消費(fèi)的增長(zhǎng)，因此，從出口與消費(fèi)的角度看，出口增長(zhǎng)是低效率的，其中主要原因在于出口對(duì)國(guó)民收入的影響不大，同時(shí)由于國(guó)民收入的分配和再分配過程導(dǎo)致財(cái)富分配過度集中，也影響了居民消費(fèi)能力。第二，出口對(duì)資本形成的貢獻(xiàn)太小，投資形成主要依賴上期國(guó)民收入的增長(zhǎng)。按重商主義理論層面，出口能帶來資本積累，而中國(guó)的出口對(duì)資本形成影響微小，主要是由于出口企業(yè)中加工貿(mào)易占比過高，導(dǎo)致出口回報(bào)率過低，從而不利于資本形成。第三，出口對(duì)進(jìn)口的短期影響過大，而長(zhǎng)期影響過小。根本性原因一方面在于中國(guó)進(jìn)口對(duì)出口高度依賴，另一方面原因在于國(guó)民經(jīng)濟(jì)本身對(duì)進(jìn)口的需求過小?；蛘哒f進(jìn)口不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身的主動(dòng)需求，而是依附于出口的被動(dòng)需求;第四，投資與進(jìn)口和本期國(guó)民收入關(guān)系都很小，而主要是受上期國(guó)民收入的影響，這是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)遺留下來的影響以及進(jìn)口與國(guó)民收入內(nèi)生關(guān)系淡化的結(jié)果。

3.從以上分析可以認(rèn)為，所謂出口增長(zhǎng)帶動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是“名過其實(shí)”，或者說是“高代價(jià)低回報(bào)”式的發(fā)展。這種低效率的增長(zhǎng)帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式和貿(mào)易發(fā)展格局畸形化發(fā)展:第一，出口導(dǎo)向型的發(fā)展戰(zhàn)略使得中國(guó)一直依賴本國(guó)充裕要素稟賦發(fā)展經(jīng)濟(jì)，過度使用資源、環(huán)境和勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)，從而陷入“初級(jí)產(chǎn)品比較優(yōu)勢(shì)陷阱”或者“制成品比較優(yōu)勢(shì)陷阱”;第二，這十年來，中國(guó)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)中加工貿(mào)易占比很高，加工貿(mào)易一直占據(jù)貿(mào)易總額的“半壁江山”，雖然最近一兩年占比稍有下降，但總的來看一直在占進(jìn)出口總額四到五成之間徘徊。加工貿(mào)易是生產(chǎn)縱向國(guó)際化分工的結(jié)果，縱向分工把產(chǎn)品生產(chǎn)分成“研發(fā)－材料－零件－加工制造－銷售－品牌”五個(gè)階段，根據(jù)價(jià)值鏈的微笑曲線理論，加工貿(mào)易是微笑曲線底端環(huán)節(jié)，產(chǎn)品的附加值最低。因而，高額的加工貿(mào)易增長(zhǎng)并未帶來太多的價(jià)值增值。第三，現(xiàn)有的貿(mào)易發(fā)展格局使得我國(guó)在國(guó)際貿(mào)易利得分配中處于劣勢(shì)地位，進(jìn)出口的增長(zhǎng)并未帶來利得增加，甚至是否可能會(huì)導(dǎo)致“貧困化增長(zhǎng)”，都是值得我們深入研究的。

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Research on Export-dependent Imports，Interest-rigidity of Capital Formation，and Impact of Exports on Economic Growth

FENG Zhen-bai
(School of Economic and Management，Wuyi University，Jiangmen 529020，China)

Export-dependent imports and capital-interest rigidity are two important facts in the macro economy of China.After summarizing these features，the author modified Keynes aggregate demand model，analyzed the effect of export growth to China general economic growth.Based on model identification and simultaneous test，this paper used the 3SLS-system method to estimate the model.The multiplier analysis shows that:On the whole，the export growth of Chinese economy growth is effective，but the efficiency is low.There are three specific performances:firstly，export and the national income growth did not drive the consumption growth efficiently;secondly，the contribution of the export to capital formation is very small，but it mainly rely on the national income growth;thirdly，export has too big influence on import in the short-run，but too small in the long-run.Fourthly，Capital formation，import demand are not affected by the current but last period national income.The government should be on alert of the“comparative advantage trap in manufactured goods”and“immiserizing growth”predicament when export-oriented development strategy is being used.

export growth;general economic growth;multiplier analysis

F015

A

1002－9753(2013)09－0179－08

2013－03－12

2013－06－11

馮貞柏(1977－)，男，江西玉山人，五邑大學(xué)副教授，管理學(xué)博士，研究方向?yàn)閲?guó)際貿(mào)易與宏觀經(jīng)濟(jì)管理。

(本文責(zé)編:辛 城)