外部需求冲击与中国投资波动

摘 要:随着中国参与国际市场分工程度的加深,外部需求冲击与本国经济波动的关联已非净出口所能涵盖,投资已成为净出口之外传导外部需求冲击的重要路径。从因应外部需求冲击的角度对1997年以来中国投资波动进行结构分析,运用OLS回归与ARMA组合模型和Granger因果检验识别外部需求冲击传导的投资路径。结果表明,总投资中的出口引致性投资对于外部需求冲击的反应是敏感的,外部需求与政府预算内投资、外商直接投资以及自筹资金投资之间存在着“冲击―传导”关联。

关键词:外部需求冲击;投资波动;传导路径;实证检验

中图分类号:F830文献标识码:A文章编号:1001-6260(2009)04-0085-06

一、引言及文献综述

1997年以来中国经济经历了一个相对完整的“衰退―扩张”周期(刘金全 等,2008),期间,经济大的波动包括1997年的亚洲金融危机、2001年的美国新经济泡沫和2007年的美国次债危机及由此引发的全球性金融危机等。也正是在这一时段,中国对外贸易依存度由10年前的33.1%上升至2007年的65.8 %,面对经济的起落,中国已无法在外部需求冲击下独善其身。2008年全球金融危机背景下的经济波动是中国大规模参与国际市场分工以来,首次遭遇主要由外部需求萎缩引发的经济下滑。

有关外部需求冲击与本国经济波动之间关系的研究表明,外部需求变化与中国宏观经济波动的关联确已越来越密切(车 等,2008),外部需求冲击可以在较大程度上解释中国宏观经济波动(吕惠娟 等,2005)。这类研究一般侧重于验证国际贸易或外部需求与本国总体经济运行之间的关联效应,基本未涉及对外部需求冲击与本国投资波动关联的具体考察。对于外部需求冲击与投资波动的关联机制,Krugman(1985)认为出口收入的不确性和相对价格波动会降低国内投资需求,受此启发,本文从传导路径的角度分析外部需求对中国投资波动的影响。在有关美国金融危机对中国经济影响的讨论中,有学者指出,净出口与GDP波动之间关系不规整,以净出口测度贸易冲击会造成低估(姚枝仲 等,2008)。本文也认为,单纯从净出口的角度来测度外部需求冲击存在着局限,而明确这一局限是客观评价外部需求冲击与本国投资波动之间关联的基础,以出口表征外部需求(柳欣,2006),投资则是净出口之外传递外部需求冲击的重要路径。为此,本文基于1997―2008年中国宏观经济运行状况,对外部需求冲击与投资波动进行了实证分析,运用计量方法识别了“冲击―传导”关联的投资路径。

二、投资是净出口之外传导外部需求冲击的重要路径

支出法核算GDP在构成上分为最终消费支出、资本形成总额、货物和服务净出口三项,国民收入恒等式Y=C+I+G+EX中若将政府支出G按其性质分别归入消费C和投资I项下,其结构上的意义便类同于支出法GDP。因此,单从国民收入核算的角度审视经济与本国GDP之间的关联,净出口EX似乎成为联系外部需求与本国经济运行的惟一桥梁,那么问题是净出口能否涵盖外部需求冲击与本国GDP之间的关联?若不能,那么净出口之外传导部需求冲击的路径又是什么?

净出口在GDP中所占比例甚小,即使其大幅度波动也只会对GDP产生较小的影响,反之,即使其基本恒定也不意味着隔绝了外部需求冲击与本国GDP的关联。不妨极端设喻,若一国保持经常项目平衡,即净出口为零,此时净出口占GDP比重为零,但也不能就此认为该国已超然于外部需求冲击之外,尤其对于高贸易依存度的国家更是如此。1997和1998年中国净出口占GDP比重分别为4.3%和4.2%,但受负向外部需求冲击的影响,净出口对GDP的拉动率却由4.2个百分点陡降至1.3个百分点。1999―2004年出口占GDP比重连续六年在2.1%~2.7%的区间内小幅波动,而期间净出口对GDP拉动率的波动超过1个百分点。自2004年起,在强劲的外部需求带动下,净出口占GDP比重呈直线上升趋势,2005年超过历史高位达到5.5%,2007年进一步升至8.9%,但2005年以后净出口对GDP的拉动率却一直稳定在2.3个百分点左右。可见,数据指标上的明显出入至少在统计上说明净出口本身不足以全面刻画外部需求冲击与本国经济波动之间的关联。

图1 1997―2007年净出口占GDP比重及其对经济增长拉动率

数据来源:中国统计年鉴2008。

外部需求扩张或萎缩最直接地反映在本国出口额的变化上,出口额的增减相应表征着正向或负向的外部需求冲击。其他条件不变,外部需求扩张出口增加从而净出口增加,进而GDP增加,反之则相反。然而,真实世界中的“其他条件”是变化的,而且外部需求或者出口的变化,还会引致国内需求尤其是投资需求的变化,随着一国外贸依存度的提高,外部需求冲击对本国经济运行的影响更是绕不开投资的。1997―2007年中国参与国际分工在深度和广度上的提升,意味着外部需求冲击影响国内经济运行的传导路径也趋于多元,单纯从净出口出发评价和测度外部需求冲击对中国经济运行的影响不免造成低估。另外,从增长结构上看,1997年以来消费、投资和净出口对GDP增长拉动率的变差分别为0.17、0.44和0.96。净出口对增长的贡献最具波动性,如上文已指出由于净出口占GDP比重甚小,其对GDP的影响一直是很小的。中国当前的增长模式下,消费一直十分稳定,虽然理论上外部需求波动可以通过收入效应影响本国消费,但是一方面这种影响作用本身迂回而漫长,另一方面当前中国的消费主要是受制度因素的影响,而且实际数据分析也表明作为拉动经济增长的稳定因素,消费与外部需求的关联效应短期内是不显著的。因此,外需冲击引起内需尤其是投资的综合变化就须首先加以考察。

三、1997年以来外部需求冲击与中国投资波动的经验分析

(一)1997年以来的外部需求冲击分析

1997年亚洲金融危机爆发后,中国的外部需求急剧萎缩,导致自1997年3季度起,出口增速的下降势头一直延续到1999年1季度,其间出口增速从26.2%下降到-7.9%。当时,中国对外贸易依存度还相对较低,外部需求冲击尚不足以撬动本国经济运行,经济下行主要源于国内产能过剩导致的经济紧缩,但是内需变化尤其是投资变化对外部需求的因应已由此开始显现。

进入1999年,随着亚洲金融危机影响的消减,中国出口贸易中的亚洲市场得到了逐步恢复,上世纪末全球经济的复苏也为中国出口创造了积极的外部需求环境。1999年2季度起出口增速开始明显加快,2000年全年出口贸易额同比增长达到35%。外部需求的扩张,使净出口对GDP增长的负向拉动作用随即被扭转,从而为本国经济摆脱紧缩提供了一个推手,与此同时固定资产投资增速自2000年初也进入新一轮的上行周期。

2001年美国经济因互联网泡沫破灭陷入衰退,全球经济增长下滑,中国出口贸易的下降再次表征了外部需求的萎缩。2001年2季度出口增速下滑至个位数,这种状况一直延续至2002年2季度。2003年全球经济进入新一轮的增长周期,随着外部需求企稳回升,中国出口增速也相应上行,2003年1季度起出口增速恢复至互联网泡沫破灭之前的水平,并在此后10个季度里维持了30%以上的平均增长速度。值得注意的是,由固定资产投资过快增长引发的中国经济过热正是落在这个时间区间。

扩张的外需和强劲的内需使得中国进出口贸易在2004年突破万亿美元,当年对外贸易依存度首次超过60%。但是随着2007年美国次债危机爆发,并在2008年迅速演变为全球性的金融危机,持续五年之久的全球经济增长期宣告结束。外部需求的下降在2008年年初已经显现,并在年中以后急剧萎缩,相应的中国出口增速自当年6月起连续下滑,由此引发的投资波动尤须密切关注。当前中国参与国际分工的深度与广度已远非十年前可比,近70%的对外贸易依存度提醒我们,面对经济的波动中国早已不能独善其身。

(二)1997年以来的投资波动分析

分析投资波动与外部需求冲击的关联,首先应将总投资中的外需引致性投资分离出来,但是统计资料中显然没有外需引致性投资这一项。本文依据现有的统计口径将固定资产投资按资金来源细分的政府预算内投资、外商直接投资及企事业单位自筹资金投资(以下简称自筹资金投资),作为包含外需引致性投资的主要投资子项分别加以分析。

政府投资支出具有逆周期操作性质,这是由政府宏观调控目标决定的。在外部需求与国内经济运行的关联日益紧密的背景下,为维持平稳的总需求水平,实现平滑化的经济增长,外部需求冲击显然已成为政府投资的重要考量。另外,政府投资往往具有“种子”资金效应,可以带动和促进非政府资金的投资,从而在外部需求萎缩时对整个固定资产投资起到提振作用。作为政府投资支出,总投资中的政府预算内投资与外部需求相对照,在1997年以来的经济周期中表现出了明显的逆周期操作特征。

图2 1997年以来政府预算内投资与出口额同比增速

数据来源:由中经网中国统计数据库数据计算得到。

1998―1999年,受亚洲金融危机影响,外部需求萎缩,出口趋于疲软。为稳定总需求水平,确保经济平稳增长,政府预算内投资迅速攀升。在出口增速达到历史低点的同时,政府预算内投资增速也达到历史高位。2001年中国加入WTO后随即遭遇美国新经济泡沫,面对外部需求下挫,政府再次扩大预算内投资支出。2003年外部需求在强劲反弹中趋于稳定,此后出口增速实现高位的平滑化,政府预算内投资增速相应也维持在20%上下。2008年年初以来,外部需求萎缩,出口增速明显回落,政府预算内投资在平静数年之后再次走上前台,以防止经济增长因负面的外部需求冲击而出现大的起落。可以预见,扩大政府投资将成为未来一个时期内宏观调控的重要内容。

中国吸引外商直接投资,庞大的国内市场的确是其重要因素之一,但若由此认为与外商直接投资相关联的只有内需而无外需则失之偏颇。一是作为外商直接投资资金池的国际资本市场本身即是外部需求的组成部分;二是长期以来,中国出口贸易中外资企业出口占有相当比重,出口引致的外商直接投资对于外需的表现和出口形势显然是敏感的。外部需求强劲,出口增势稳定,则国际资本市场资金充裕,境外投资者对中国经济增长有信心,从而无论是从事出口贸易还是开拓国内市场,这都将是提高外商预期投资回报率的利好因素。反之则很难想像,在外需萎缩、出口疲软的情况下会有外商直接投资的大量流入。1997年中国吸引外商直接投资增速出现回落,随后1998年连续四个季度下降,当年12月份首次出现的负增长状况一直延续至1999年全年,2000年初经历短暂反弹过后亦未能扭转全年外商直接投资负增长的局面。外商直接投资增速的真正反弹出现在2001年3季度,2002年以后随着中国和全球经济的复苏,中国吸引外商直接投资迅速上升,并在当年首次取代美国成为第一大外商直接投资流入国。2008年,受全球金融危机影响,国际资本市场出现流动性紧缩,中国1季度外商直接投资增速在时隔9年之后首次出现负增长。

相对于政策性的政府预算内投资而言,自筹资金投资反映的是经济主体的自主决策,而且总投资中的政府预算内投资规模远小于自筹资金投资,这意味着在投资驱动型增长模式下后者与经济波动的关联更为密切。从企业参与国际市场分工的角度看,在外贸依存度十年间翻番的背景下,作为世界工厂的中国,其庞大的出口生产能力与企业自筹资金投资显然是分不开的。自筹资金投资的主动性完全掌握在企业自己手中,企业投资决策考虑的是资本的边际收益与资本成本的对比,外部需求萎缩,出口受阻,会降低企业的出口收入和利润,因此会降低资本的边际收益,在资本成本不发生大的变化的情况下,负向的外部需求冲击显然会降低企业的投资需求,反之则相反。因此,出口引致的自筹资金投资与外部需求有着同向变化的趋势。就自筹资金投资增速而言,自1998年中出现回落之后,在2000年1季度与出口增速同时强劲反弹,分别比上年平均增速高出10和30个百分点。2001年出口受阻,自筹资金投资在下行中趋于稳定。2002年以后,出口迎来了一个平稳的高增长时期,在强劲的内外需带动下,自筹资金投资出现高位波动,其中以2003和2004年最为剧烈,随后趋于相对平

滑。

四、数据建模与实证检验

(一)数据选取与处理方法

上述分析从经验上阐述了外部需求冲击与中国投资波动关联的基本状况。要定量描述外需冲击与投资波动的相互关系,进而识别“冲击―传导”的投资路径,首先需对出口与投资之间的系统关系进行实证检验。但是包括出口额、各项投资额在内的这些宏观经济变量自1997年以来皆表现出强劲的增势,若直接对其作回归分析,将难以判别变量间的传递关系究竟是真实的,还是由于时间序列的不平稳导致的虚假回归。所以,为克服时间序列的非平稳性,本文选用各项变量的季度同比增长率,这样既利于克服绝对量序列中的趋势性因素和季节性因素,同时也保证了进行时间序列分析所需的样本数量。本文选取了1997年1季度至2008年2季度的出口增速(EG)、政府预算内投资增速(GIG)、外商直接投资增速(FDIG)、自筹资金投资增速(CIG)。通过构造上述数据的平稳时间序列,分作OLS回归及Granger因果关系检验,基于实证分析与检验结论识别外部需求冲击传导的投资路径。

(二)OLS回归和ARMA组合模型分析

在进行OLS回归之前须对变量进行平稳性检验。针对所选取的出口增速(EG)、政府预算内投资增速(GIG)、外商直接投资增速(FDIG)、自筹资金投资增速(CIG),为验证数据的平稳性,采用ADF方法对各时间序列数据进行单位根检验。表1给出了利用EViews5.0对各变量进行单位根检验的结果。检验表明,在给定的显著性水平下,各变量均不是单位根过程,即皆是平稳的时间序列。因此,对上述变量进行OLS回归分析,其结果是可置信的。

本文无意罗列影响各经济主体投资的所有因素,而是试图通过对出口与各项投资的OLS回归分析,从结构上描述外部需求对投资的影响,从而识别外部需求冲击传导的投资路径。为提高模型的估计精度,降低回归残差项的自相关,本文采用了OLS回归与ARMA组合模型进行分析。以出口增速作为解释变量,政府预算内投资增速、外商直接投资增速和自筹资金投资增速分别作为被解释变量,回归方程的OLS估计结果如下:

GIG=36.1254-0.4225EG+0.8313t-1-0.22t-2+vt(1)

(5.3)(-2.7)(5.2)(-1.4)

R2=0.62, DW=2.04, F=21.58

FDIG=0.585EG+0.8117t-1+vt(2)

(2.5)(8.6)

R2=0.72, DW=2.15

CIG=21.5291+0.3257EG+0.7738t-1+vt(3)

(2.8)(2.5)(8.0)

R2=0.69, DW=2.13, F=46.32

经检验,以上各估计方程均不存在自相关和异方差,自回归部分的特征根皆在单位圆之外。从回归结果上看,各方程的总体显著性均远高于回归参数的显著性,回归可决系数高于0.6,计量理论表明单变量回归方程其可决系数不低于0.6是合意的。这里只选择一个解释变量即出口增速,而不是在方程中罗列出相关投资的全部影响因素,这就意味着回归过程完全依靠外部需求变化及变量自身的滞后信息来刻画外部需求对各项投资的影响。在给定显著性水平下接受以上OLS回归方程,则回归结果基本可以佐证前文关于1997年以来外部需求冲击与投资波动的分析。

方程(1)印证了在外部需求的变化下政府投资支出相对于出口的逆向操作特征。为保持总需求的稳定和经济的平稳增长,在外部需求萎缩的情况下,若出口增速下降1个百分点,政府预算内投资增速相应将提高0.42个百分点,反之则降低0.42个百分点。方程(2)表明,外部需求和外商直接投资具有同向变动的关系,出口增速提高1个百分点,则外商直接投资相应提高0.58个百分点。长期以来中国出口贸易中外资企业出口约占一半左右,外需表现和出口形势显然会影响到外商直接投资。方程(3)表明,出口增速提高1个百分点,自筹资金投资增速将提高0.32个百分点。自筹资金投资在总投资中所占比重较大,随着中国对外贸易依存度的加大和从事对外贸易的企业增多,出口引致性的自筹资金投资规模必然将不断扩大,而这部分投资对外部需求显然也是敏感的。

(三)Granger因果关系检验

以及自筹资金投资之间的数量关系,但尚不能判定因果关系的性质与方向,因此须进一步验证“冲击―传导”环节中投资波动所蕴含的外需冲击的信息,从而确认外部需求冲击传导的投资路径。Granger因果关系检验可以帮助我们做到这一点。尽管Granger因果关系有别于哲学意义上的因果关系(张晓峒,2001),但在本例中,以“出口增速包含了解释各项投资增速变化的有效信息”的判定,作为表征外部需求冲击与各项投资之间“冲击―传导”关联的基础是合意的。Granger检验结果如表2所示。

表2的检验结果表明,“出口增速不是三项投资增速变化的Granger因”的原假设分别被拒绝,从而说明出口增速波动分别是导致政府预算内投资、外商直接投资和自筹资金投资增速波动的Granger因。由于“三项投资增速不是出口增速变化的Granger因”的原假设分别被接受,表明政府预算内投资、外商直接投资和自筹资金投资均不是导致出口增速波动的Granger因。这样外部需求冲击与各项投资之间的单向因果关系可以被接受,双向因果关系则可以被排除。因此,实证检验结果证实:外部需求冲击与政府预算内投资、外商直接投资和自筹资金投资之间存在“冲击―传导”关联。

五、结论与启示

1997年以来随着中国参与国际市场分工程度的加深,外部需求冲击与本国经济波动的关联已非净出口本身所能涵盖,投资已成为净出口之外传导外部需求冲击的重要路径。外部需求冲击与中国投资波动的实证分析结果表明,在当前投资驱动型的增长模式下,总投资中的出口引致性投资对于外部需求波动的反应是敏感的,外部需求冲击与政府预算内投资、外商直接投资以及自筹资金投资之间存在显著的“冲击―传导”关联。这意味着外部需求冲击可能与本国经济中的周期性负面因素相叠加,进而放大外部需求起落对本国经济波动的影响。在中国已不可逆转地融入全球化的背景下,一旦外部需求冲击主导了中国经济波动,将不是因为外需引致性的投资太多,而是因为非外需引致的自主性投资太少。所以,面对外部需求冲击,为保持经济的平稳较快增长,政府在调整投资结构布局时,应不失时机地扭转投资经济对外部需求过度依赖的局面。

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KERRUGMAN P R. 1985. Increasing returns and the theory of international trade [R]. NBER Working Papers,Nov.:459-478.

External Demand Shocks and China Investments Fluctuation:

Empirical Study Based on the Connection of “ShocksTransmission”

LI Yunda1 LIU Xinhong2

(1.Institute of Economics, Nankai University, Tianjin 300071;

2.Financial School, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430060)

Abstract: With China′s participation in the international market division, net exportation can′t reflect the connection between external demand shocks and internal economy fluctuation fully. Investments become a significant path to transmit the eternal demand shocks besides net exportation. From the angle of investments fluctuation in accordance to the exterior demand change, this paper carries on structural analysis of investments fluctuation since 1997. Through the OLS regression and the ARMA combination model, with the Granger causality test, the external demand shocks′ transmission path of investments is identified. The result indicates that of total investments brought by exportation response to the external demand shocks′sensitively. There exist the relations of “shocks transmission” between the external demand and government budget investments, the foreign direct investments as well as selfproviding funds investments.

Keywords: external demand shocks; investments fluctuation; transmission path; empirical test(责任编辑 刘志炜)