中国是否应该继续支持出口导向型的经济增长模式——基于亚洲国家出口需求方程的实证分析

杨 林

（清华大学 经济管理学院，北京 100084）

一、引 言

1994年1月之后中国政府把官方牌价和调剂价的双轨制汇率制度并轨，同时成立了上海外汇交易市场，名义上建成了一个有管理的浮动汇率制度，实际上采取了盯住美元的汇率制度，把名义汇率稳定在8.28 人民币兑1 美元的水平上，即便是在1998年亚洲金融危机的危急时刻也坚持了人民币不贬值的政策。但是迫于各种压力，从2005年7月21日起开始采取以市场供求为基础，参照一篮子货币汇率变化的有管理的浮动汇率制度，2005年至今人民币汇率一直呈现升值的趋势，至2012年9月末人民币对美元名义汇率升值27%，实际汇率升值21%。这在很大程度上对经济增长产生了影响，不仅使中国患上了“人民币升值预期综合症”，而且使得以出口为导向的企业面临出口产品竞争力减弱的困境，海外热钱的涌入和国内为应对需求不足（主要是外需不足）实施的扩张性的货币政策和财政政策一定程度上造成了流动性过剩，推高了以房地产为代表的资产价格并强化了通货膨胀预期，给中国经济的增长造成了潜在的长期影响和风险隐患。长期以来，中国实行了外贸“奖出限入”、资本“宽进严出”、产业“填平补齐”的对外经贸政策，即在放松贸易管制的同时更强调出口便利化，在放松资本管制的同时更强调FDI流入的便利化，通过汇率、财政、税收变相补贴出口的带有明显重商主义色彩的产业政策，但是2005年以来很多鼓励出口的政策被取消，造成部分出口企业经营困难。1994年的汇改给中国造成了十余年靠出口拉动的经济增长奇迹，2005年的汇改后造成的人民币升值到底又是否适合于中国呢？现阶段中国是否适合大量地取消鼓励出口的优惠政策？这成了理论界和学术界普遍关心的问题。本文认为不能孤立地从中国的情况来分析这个问题，必须从一个更为广阔的视角如在参照其他国家情况的基础上分析这个问题。为此本文通过对与中国地理相邻且发展存在共同之处的几个亚洲国家（印度、中国、菲律宾、印尼、新加坡和马来西亚）的出口需求方程的实证分析，试图回答这个问题。

从已有的研究来看，出口需求的许多实证研究是有偏颇的，因为汇率被排除于相对价格变量之外。众所周知，通过估计出口需求方程，使得能够获得出口带动经济增长的政策的有效性分析结果。一般认为出口需求的收入弹性越高，出口带来的经济增长效应就越大；价格弹性越高，出口产品在国际市场上越有具竞争力，通过货币贬值以提高出口收入的策略就越成功。出口需求的估计是分析实际汇率波动对贸易平衡影响的重要方法，包括中国在内的亚洲国家通过提高外汇储备以支付进口和促进金融资本形成，在世界市场中扮演了重要的角色。Riedel（1984）的一个研究表明，发展中国家的相对价格弹性较高，Lewis（1980）指出贸易是发展中国家经济增长的发动机，并认为即使在发达国家面临经济收缩时，发展中国家的经济增长都将是稳定的。

在出口需求的实证文献中，Senhadji 和Montenegro（1999）用Phillip-Hansen 的方法来估计发展中国家和发达国家的出口需求方程[1]。他们发现，非洲国家面临的出口收入弹性最低，而亚洲国家的收入和价格弹性最高，但Senhadji和Montenegro 的研究中没有包括汇率的相对价格变量，Rao和Singh（2010）发现忽略汇率的相对价格可能会导致取得的收入和价格弹性有所偏差。Marquez和McNeilly（1988）发现收入和价格弹性在决定发达国家和发展中国家的贸易流量方面都是有效的，然而Bahmani-Oskooee 和Niroomand（1998）发现，这一结果仅仅对发展中国家意义重大，与发展中国家相比发达国家的经济更多的是依靠内需的拉动而不是出口的拉动[2]。Fan et al.（2004）利用社会核算矩阵（SAM）研究了人民币实际有效汇率变化对中国贸易平衡的影响，发现人民币实际有效汇率贬值将改善贸易平衡，他们的结论是，马歇尔—勒纳条件对中国不适用[3]。Arize（2001）发现新加坡的经济在出口及其决定因素之间存在一个长期稳定的平衡关系。

Guisan和Cancelo（2002）估计了出口需求函数，这个函数考虑了供给方的决定因素，如国内生产总值（GDP）、国内私人消费和人力资本，但不包括外汇收入和相对出口价格。Kumar（2009）发现菲律宾的出口需求函数有一个结构间断，并断言在实际出口量、实际收入和相对价格之间存在一种协整关系。在另一项研究中，Kumar（2009）估计了中国的出口需求函数并发现了显著的长期收入和相对价格弹性[4]。

许多研究使用替代估计技术测试了亚洲各国出口带动经济增长的假设，结果差别很大：从一些国家找到了支持的证据，从另一些国家找到了反对的证据。对出口带动经济增长假说持支持观点的有Dhawan 和Biswal （1999）、Petreski（2010）、Bodman（2008）和Husein（2009）；另外一些研究发现出口带动经济增长假说的支持证据有限，如Hutchinson和Singh（1992）、Dodaro（1993）、Colombatto（1990）。通过对出口带动经济增长假说的综合调查，Bahmani-Oskooee（2005）和Medina-Smith（2001）认为大多数相关研究至多是不能找出得出确定结论的证据[5]。

本文的目的是利用Rao 和Singh（2010）提出的新规范，估计亚洲发展中国家（印度、中国、菲律宾、印尼、新加坡和马来西亚）的出口需求函数，并对该函数进行分析。具体的方法是利用最大似然法（JML）和Phillip-Hansen 充分修正的普通最小二乘法（FMOLS）估计1970-2012年期间的出口需求方程，同时利用Granger 因果关系检验出口、收入和相对价格之间的因果关系。

二、数据来源及实证方法

根据已有文献，许多研究都估计下列形式之一的出口需求（方程）：

其中，Xt是以出口价格指数平减的商品和服务的出口总额；PD是国内的出口价格；PF是贸易伙伴的价格水平；E 是以本币汇率衡量的外币价格；YF是贸易伙伴的收入。方程（1）和（2）都很简单，而相对价格变量没有得到适当的发挥。当使用充分修正的普通最小二乘法（FMOLS）对上述方程进行估计时，发现选定的少数几个国家中，价格弹性规模很小，几乎微不足道。Rao 和Singh（2010）强调了这个问题，如果相对价格变量不能恰当地用公式表示，当货币贬值（或升值）因素在样本中占主导地位时，价格弹性可能被低估（或高估）。因此，在Rao 和Singh（2010）研究的基础上，本文重新定义出口需求函数如下：

相对价格变量有三个组成部分，即PD、E 和PF。将使用这个修正后的版本估计出口需求函数，并确定为一组亚洲国家的变量之间的因果关系。使用年度数据，对所有国家的采样周期均为1970-2012年。本文数据来自wind数据库和亚洲开发银行数据库（ADB，2012）。Xt是出口的商品和服务（离岸价格）平减的出口价格指数。YF是一个国家的主要贸易伙伴贸易加权平均的实际收入。相对于主要国家的贸易总额，贸易权重用于计算各贸易伙伴国的贸易份额。印度的主要贸易伙伴是美国、英国、新加坡、阿联酋和瑞士；新加坡的主要贸易伙伴是美国、马来西亚、印度尼西亚、日本和中国；菲律宾的主要贸易伙伴是美国、日本、荷兰、中国和新加坡；中国的主要贸易伙伴是美国、中国香港、日本、韩国和中国台湾；印尼的主要贸易伙伴是美国、日本、新加坡、中国和韩国；马来西亚的主要贸易伙伴是美国、日本、新加坡、中国和泰国。PD是一个国家出口货物的价格，用于计算该国主要国内出口商品的单位价值指数的加权平均数。Et是加权平均汇率，同时也是外币在国内的货币单位价格。PF是主要贸易伙伴的出口价格指数的进口加权平均，进口权重用于计算进口总额中的各自进口份额。

三、实证结果

（一）最大似然法（JML）估计

首先使用ADF 检验方法测试变量的平稳性，计算的ADF 检验统计量和一阶差分变量见表1 所示。ADF 检验被用于带有截距和时间趋势的序列及其一阶差分。根据ADF检验的结果，变量不存在单位根的原假设在5%的显著性水平上不能被拒绝，即变量存在单位根，但是它们的一阶差分没有单位根。

表1 ADF单位根检验结果

JML方法（最大似然法）被广泛应用于实证研究中，用四阶模型测试出向量自回归的最佳滞后期长度，包括所有国家的常数项和趋势项。用赤池信息准则（AIC）和施瓦茨贝叶斯准则（SBC）选择变量（VAR）的滞后长度，显示印度、新加坡、中国和马来西亚各自的滞后长度均为1 期，而AIC 和SBC 显示印度尼西亚和菲律宾的滞后长度分别为2 期和3 期。对菲律宾的选取方法是无截距项和无趋势项，对印度尼西亚的选取方法是有截距项和无趋势项。对于新加坡、中国和马来西亚的选取方法是无截距项但有趋势项。迹统计量（trace）和特征值都在95%的显著性水平下拒绝没有协整关系的原假设，但没有不表示不存在协整向量，各个国家的迹统计量（trace）和特征值统计的详情见表2所示。

表2 JML协整检验（1970-2012年）

各个国家隐含的协整向量标准化为lnX 的值在表3 中给出，估计结果显示的收入弹性介于1～1.3之间。新加坡和中国的收入弹性最高，都在1.3 左右，而菲律宾和印度尼西亚的收入弹性则在单位弹性1 附近，马来西亚和印度的收入弹性都在1.2 左右。所有国家的相对价格弹性也都是显著的。这里单位值附近的收入弹性代表着国外贸易伙伴的收入每增加1%，会带来1%～1.3%的出口需求增加，意味着出口应被视为亚洲国家经济增长的一个重要引擎，因此促进出口的政策，如补贴和税收优惠应该受到鼓励。相对价格弹性意味着价格每上升1%，会导致1%～1.4%的出口需求减少，这意味着出口提供了在全球市场中更具竞争力的产品。

（二） FMOLS估计

通过Phillip-Hansen（1990）的FMOLS 方法获得了估计值，估计的协整系数变量有lnXt、lnYF和ln｛PD/（E×PF）｝，与JML不同的是FMOLS方法无法限制VAR的截距项，用Parzen滞后窗口选项来估计所有国家的协整方程时选择的VAR窗口的滞后长度会比较灵活。首先尝试较小的滞后长度，并在注意保持估计弹性不变的情况下增加滞后长度的大小，当显示系数没有显著的变化时，就停止改变滞后长度。因此，滞后窗口长度为2 的有印度、新加坡、印度尼西亚和马来西亚，中国和菲律宾的滞后长度为4。

表3也给出了各自国家出口需求的FMOLS长期弹性。值得注意的是，与JML方法相比，估计的收入和相对价格弹性没有显著性差异。印度的相对价格弹性在10%的水平是显著的。因此，在所有情况下的收入和相对价格弹性都是显著的和可信的。

表3 隐含的长期出口弹性

（三）Granger因果关系

协整的存在意味着存在Granger 因果关系，然而，这并未表明因果关系的方向。为了估计这个方向，采用了JML建模。如果关注的变量是协整的，应该用JML来估计方程，而不是作为一个标准的Granger 因果关系检验的变量（VAR）估计。因此，根据恩格尔和Granger（1987），估计了一个Granger因果关系检验的JML模型，具体表示如下：

其中，ECTt-1是来源于长期协整关系滞后的误差修正项；ε1t、ε2t和ε3t是连续独立的随机误差。在每一种情况下，因变量是对其本身的过去值和其他变量的过去值的回归。基于Granger因果关系检验的JML（方法）应用于短期和长期运行的情况，表4列出了这些结果。

由表4可知，短期内相对价格在5%的显著性水平下在所有的方程中都不显著，这表明相对价格在短期内不是出口和收入的Granger 原因。然而，中国、印度尼西亚和菲律宾的出口需求与收入之间存在双向因果关系。另外，印度、新加坡和马来西亚的出口需求方程在5%的水平上对收入是显著的，这表明收入是这些国家出口的Granger 原因。从长期结果来看，修正后的带有负号的滞后误差项系数ECTt-1在5%的水平上是显著的，这表明从长期而言收入和价格是出口的 Granger原因。

表4 Granger因果关系检验结果（1970-2012年）

四、结论及建议

本文使用Rao和Singh（2010）提出新的规范，来估计亚洲发展中国家（印度、中国、菲律宾、印度尼西亚、新加坡和马来西亚）1970-2012年期间的出口需求方程。用JML 和FMOLS方法得到的结果表明，收入弹性介于1～1.3之间，这表明出口应被视为亚洲国家经济增长的一个重要发动机，同时诸如补贴和税收优惠等促进出口的政策对经济的长期增长确实起到了积极作用，应当受到鼓励并在未来予以坚持。相对价格弹性介于-1～-1.4之间，这表明这些国家的出口在国际市场上是具有较强的竞争力的，虽然实际货币贬值会推高进口成本，但是这些国家还是可以通过选择货币贬值来提高出口收入。虽然货币贬值会恶化贸易条件（Terms of Trade），使贸易条件的数值减小，但是这种情况最终会促使当地企业使用进口替代等方式抵消掉这种影响，从而获得出口增长的政策所带来的好处。Granger因果关系的结果揭示了这些国家出口的长期收入和相对价格的Granger 原因，借助这些研究成果，本文认为包括中国在内的亚洲发展中经济体，可以有效地采取重点增加出口的政策，并通过增加国外贸易伙伴收入的和降低相对价格来实现经济的增长。

在改革开放初期资本积累不足和技术水平落后的基础上，中国选择了依靠FDI 和出口导向型产业政策“双引擎”拉动经济增长的发展模式（如图2所示）。中国发展的加工贸易是跨国公司国际分工的结果，跨国国公司通过FDI的资本性输入把非核心技术移植到中国来，同时自己保有核心技术和品牌，利用中国廉价的劳动力和低廉的资源价格来进行生产，产业链中的一部分技术含量较高的零配件和生产资本由日本和亚洲四小龙提供，产业链中的很多自然资源由中东、俄罗斯等提供，经跨国国公司整合后产业链的最终产品出口到欧美等发达国家。这种情况下，FDI 的流入使中国获得了急需的资本和技术，同时在内需尚未启动的情况下利用世界产业分工转移的机会开启了使用外需实现经济腾飞的大门。部分国内资金为了获得FDI的身份并享受优惠政策，流出到开曼群岛和维尔京群岛等中转地区，并在这些地区迂回流入到中国，但现有研究表明这些资金占中国每年实际利用的外资不到5%，所以对此本文不做重点研究。中国对俄罗斯等资源出口国和日本等零部件提供国出现贸易逆差，对最终消费实现的欧美等国出现贸易顺差，而贸易顺差大于贸易逆差，整体表现为贸易顺差。巨额贸易顺差形成的外汇储备在金融市场不发达的情况下，只能转而投向欧美的金融市场，其中大部分用于购买国债，而这种储备资产运用形成了对欧美的一种货币投放，使欧美经济体在这种变相的扩张性货币政策中得到了充沛的流动性，同时中国的储备资产运用也为欧美的消费提供了融资，欧美的消费增加又扩大了对中国产品的需求，这种循环成为中国经济增长的一种动力。在FDI和出口导向型产业政策“双引擎”的推动下，中国经济实现了高速增长。

针对这种情况，中国最好能维持一个较低的人民币汇率以刺激出口，保持中国产品的出口优势，同时还可以通过对外贸企业的出口补贴、发展出口信贷等政策促进出口，这样就能够通过经济的增长为城市化进程的推动提供较多的就业机会，并通过城市化过程中进城农民工创造的需求解决长期困扰中国的内需不足问题。当然这需要一个过程，城市化的推进需要以工业化创造的社会财富为基础，为转为市民的农民提供基础设施服务和相应的城市福利待遇，并且解决农民工子女的教育问题。据中国社科院工业经济研究所的估算，把一名农民转为市民需要社会至少50万元的投资，而这一切的投资需要的财富积累都必须建立在一个长期稳定增长的经济基础上，出口对经济增长带来长期作用的确是保持经济增长的一个关键点。2012年中国的城市化率仅为48%，一般认为城市化完成时的城市化率应为80%，以1.5%的年均城市化率速度推进也需要20余年的时间才能完成。因此本文认为在中国的城市化进程尚未完成之前，人民币不宜升值太多，同时国家鼓励出口的政策不宜出现很大程度的减少，否则会很大程度上影响经济的增长并打乱城市化的进程。只有等到中国城市化进程结束即城市化率达到80%之后才能允许人民币出现大幅的升值，因为城市化的结束标志着中国内需的真正形成，此时经济增长主要靠内需拉动，不再需要大量的出口了；较大的国内需求主要靠一个较高的城市化率为支撑，但是在城市化率较低的现实情况下，内需尚不足以支撑经济的持久增长，中国的经济增长在很大程度上还是要依靠出口拉动。

图2 中国国际贸易和资本流动图

从本文研究结果可以看出，包括中国在内的亚洲国家的长期经济增长都与出口有着很大的关系，出口的减少会对长期的经济增长造成一定的负面影响。同时人民币升值带来的人民币升值预期导致国外热钱大量进入中国进行投机活动，据国家外汇管理局的计算，如果认为外汇储备的增加额减去贸易盈余和外商投资得到的不可解释部分为国外热钱，则在中国的国外热钱的金额约为7000亿美元（而热钱的实际金额可能比这个数字更高），这些热钱的投机行为给中国经济的正常运行造成了一定混乱，同时冲销这部分外汇储备发行的人民币又使得中国的货币政策在一定程度上受到了干扰，丧失了独立性。

因此，必须重新审视2005年之后的人民币汇率政策，同时重新落实一些对出口企业的保护政策，以期为中国经济的长期增长提供保障。

［1］高铁梅. 计量经济分析方法与建模［M］. 北京：清华大学出版社，2006.

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