基于共同周期的我國經(jīng)濟與世界經(jīng)濟協(xié)同性特征的測算

王海紅

0 引言

隨著經(jīng)濟全球化的不斷深入，世界各國經(jīng)濟周期的協(xié)同性越來越來越顯著，許多作者運用各種計量經(jīng)濟方法對各國的經(jīng)濟指標(biāo)進行了分析，同時也從各個角度分析了我國與國際經(jīng)濟周期的同步性。大量事實證明，世界經(jīng)濟周期是客觀存在的，并且我國與世界經(jīng)濟已經(jīng)越來越融入一體了。例如Kose,Otrok和Whiteman（2003）利用因子模型對7大洲60個國家的數(shù)據(jù)進行了分析,認(rèn)為世界經(jīng)濟周期確實存在。Lumsdaine與Prasad（2003）對1963年以來的某些OECD國家的工業(yè)指數(shù)進行了分析，發(fā)現(xiàn)世界經(jīng)濟周期與歐洲經(jīng)濟周期都存在的事實，并認(rèn)為1973年以來這些國家經(jīng)濟周期的協(xié)動性更加緊密了。宋玉華、方建春（2007）認(rèn)為改革開放以來中國與世界經(jīng)濟波動的互動關(guān)系越來越強，而且中國與世界經(jīng)濟整體相關(guān)性是一個由強到弱又逐步增強的過程。張兵（2006）對中美之間經(jīng)濟周期的同步性進行了研究，認(rèn)為中美經(jīng)濟周期的同步性總體不強，但是有增強的趨勢。余昭朋、張玉好（2008）等對改革以來的中國與世界經(jīng)濟周期的相關(guān)性進行了分析，認(rèn)為目前世界經(jīng)濟正在進入新一輪周期，而在這一輪周期中，世界經(jīng)濟增長將會對中國經(jīng)濟增長的態(tài)勢和軌跡產(chǎn)生更加強烈的影響等。

為了進一步加深對我國與世界經(jīng)濟周期同步及其機制的理解，促進我國與世界各國的經(jīng)濟交往，同時也為了與世界各國建立起經(jīng)濟政策的國際協(xié)調(diào)機制，以便共同防范國際經(jīng)濟危機，推動我國與世界各國經(jīng)濟的良性循環(huán)，本文將在對我國與世界經(jīng)濟周期進行歷史回顧的基礎(chǔ)上，對我國與世界經(jīng)濟周期的協(xié)同性進行分析，期望對促進我國經(jīng)濟社會發(fā)展提供科學(xué)的政策建議。

1 我國與世界經(jīng)濟周期的特征分析

為了便于對問題的分析，繪制經(jīng)濟增長率曲線（1978年以來）如圖1所示。由圖1分析可知，根據(jù)劉易斯的“谷－谷”法，這段時期中國與世界經(jīng)濟周期總共呈現(xiàn)出5個周期。通過計算二者的經(jīng)濟周期的相關(guān)特征可知（表1），首先從波動的平均位勢來看，二者的平均位勢波動值都較小，基本上都穩(wěn)定在10%和3%左右，而世界經(jīng)濟周期的波動位勢更趨于穩(wěn)定。我國的波動位勢之所以能遠(yuǎn)高于世界經(jīng)濟，這與我國的投資率始終保持較高水平是分不開的。其次從波動幅度來看，中國的波動幅度的變化規(guī)律是先上升后下降，尤其是20世紀(jì)90年代之后下降較明顯，這主要是由于我國1978年以來的市場化改革引發(fā)全要素生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化的結(jié)果，也是與改革以來我國與世界各國的經(jīng)濟交往分不開的。而世界經(jīng)濟周期的振幅總體上呈現(xiàn)出平穩(wěn)，但是第四個周期的振幅較大，這應(yīng)該是與東南亞金融危機導(dǎo)致的經(jīng)濟衰退分不開的。最后再從波峰與波谷年份來看，我國與世界經(jīng)濟周期的峰谷年份基本上還算一致，很多峰谷的年份還是完全吻合的，其它的也只是超前或者滯后一到兩年。

因此，1978年以來，我國與世界經(jīng)濟波動的周期性特征都還是比較明顯的，而且經(jīng)濟波動的特征也出現(xiàn)了趨同化趨勢。在經(jīng)濟全球化的背景下，這些趨勢都可能給我國的經(jīng)濟波動形態(tài)產(chǎn)生重大影響。下面我們將借助典型相關(guān)分析和共同周期檢驗等方法，對我國與世界經(jīng)濟周期的協(xié)同性進行分析。

圖1 中國與世界經(jīng)濟增長率折線圖(%)

假如通過計量檢驗得知該組變量在長期內(nèi)存在協(xié)整關(guān)系，那么可建立ECMt模型，然后利用典型相關(guān)分析方法求出 ΔYt=(Δyt1,Δyt2…Δytn)與Wt=(ΔYt-1,ΔYt-2……Δ Yt-(p-1),ECMt-1)之間的典型相關(guān)系數(shù)，第三步再求出統(tǒng)計檢驗值C(p,s)，具體公式如下：

表1 中國與世界經(jīng)濟周期特征

2 研究方法

所謂世界經(jīng)濟周期的協(xié)同性，即是指世界各國的經(jīng)濟周期互相影響、互相作用從而使得各國的宏觀經(jīng)濟同步擴張和收縮的行為。協(xié)同性的檢驗過程將涉及到較多的變量和數(shù)據(jù)。為了更加深入的分析中國與世界經(jīng)濟周期的協(xié)同性，本文將綜合采用滾動相關(guān)系數(shù)法、多元統(tǒng)計分析中的典型相關(guān)分析法以及共同周期檢驗法對二者的協(xié)同性進行實證檢驗。

2.1 滾動相關(guān)系數(shù)法

本文將使用固定樣本長度的滾動相關(guān)系數(shù)法來分析我國與世界經(jīng)濟周期之間的動態(tài)相關(guān)性。滾動相關(guān)系數(shù)的計算方法如下：假設(shè)i國與j國的經(jīng)濟周期的指標(biāo)序列分別是｛kit｝與｛kjt｝，在樣本范圍內(nèi)給定時窗長度m，在p時刻的滾動相關(guān)系數(shù)定義如（1）式所示：

其中，t=p-m+1,…,p;p=m,…,T。

2.2 典型相關(guān)分析法

典型相關(guān)分析的基本思想即是研究兩組變量之間的相關(guān)性，基本方法即是找一組系數(shù)l和m，分別對這兩組變量進行線性組合，把這兩組變量化為兩個變量之間的關(guān)系。我們可以用數(shù)學(xué)方法表達(dá)如下：設(shè)兩組隨機矢量x=(x1,x2,…,xp)'，y=(y1,y2,…,yq)'，為研究x與y之間的相關(guān)關(guān)系，分別令Uk=a1kx1+…+apkxk=a'x,，Vk=b1ky1+…+bqkyk=b'y，現(xiàn)在即是求a和b，使U和V之間的相關(guān)系數(shù)r達(dá)到最大。標(biāo)準(zhǔn)化隨機變量U和V的相關(guān)系數(shù)為：

2.3 共同周期檢驗法

共同周期檢驗的方法如下：假如有一組變量Yt，首先我們建立如下的VAR模型（假設(shè)最優(yōu)滯后值為2）：

其中λi即是ΔYt與Wt之間的s個典型相關(guān)系數(shù)，假如C(p,s)服從自由度為s2+sn(p-1)+sr-sn的χ2分布，那么以上的n個變量之間就存在共同特征向量；假如向量組Yt具有s組共同特征向量，即可表明向量組Yt具有n-s個共同周期。

3 我國與世界經(jīng)濟周期的相關(guān)性分析

相關(guān)性及因果關(guān)系是度量經(jīng)濟周期協(xié)同性的重要指標(biāo)，因此接下來我們對中國與世界的GDP增長率進行相關(guān)性實證檢驗，主要是對二者的相關(guān)系數(shù)進行分析，然后根據(jù)相關(guān)系數(shù)的計算結(jié)果再對他們進行因果檢驗。

3.1 相關(guān)系數(shù)分析

從1978年到2008年期間，我國的經(jīng)濟周期的平均波長為4～5年，而世界大致為4.5年，我們這里的時窗長度取平均波長的兩倍，即8年。利用滾動相關(guān)系數(shù)法求得和滾動相關(guān)系數(shù)如圖2所示。由圖2可知，兩者的滾動相關(guān)系數(shù)一直在0.5左右波動，而在20世紀(jì)90年代末期期間的相關(guān)系數(shù)是負(fù)值，這是因為我國當(dāng)時正是體制轉(zhuǎn)軌以及國有企業(yè)改革最艱巨的時期，而同時由于東南亞金融危機引發(fā)的諸多國家的經(jīng)濟動蕩，使得這段時期兩者之間的經(jīng)濟周期的相關(guān)程度是負(fù)值。而在進入21世紀(jì)之后，兩者的滾動相關(guān)系數(shù)又突然升高了。因此，總的來看中國與世界經(jīng)濟周期的相關(guān)程度還是比較高的。

圖2 我國與世界經(jīng)濟周期滾動相關(guān)系數(shù)圖

接下來我們再利用靜態(tài)相關(guān)系數(shù)進行分析。我們以1992年和2001年為界，把1978年以來的整個時段分成三段進行分析，結(jié)果如表2所示，由表2可知，兩者經(jīng)濟周期的相關(guān)系數(shù)在1978-1992年期間是0.38，而1993-2000年期間兩者的相關(guān)系數(shù)已逾0.48以上，達(dá)到了強相關(guān)指標(biāo)，而入世后的該項指標(biāo)超0.86，屬于高度相關(guān)。出現(xiàn)這種情況的原因，主要是由于我國在20世紀(jì)80年代期間對外開放剛剛開始，與世界各國的經(jīng)濟交往還不多，因此1978年以來的相關(guān)系數(shù)還不高，而20世紀(jì)90年代以來，尤其是隨著1992年十四大召開以及2001年加入WTO以后，我國與世界各國的經(jīng)濟交往越來越頻繁，20世紀(jì)90年代與21世紀(jì)以來，我國與世界經(jīng)濟周期的相關(guān)系數(shù)不斷上升。因此，1992年與2001年都是我國與世界經(jīng)濟交往的轉(zhuǎn)折點。

表2 改革以來我國與世界經(jīng)濟周期分時段相關(guān)系數(shù)

3.2 因果檢驗

這里我們把中國與世界的數(shù)據(jù)分成1978～1989年和1990～2010年兩段時期來進行因果檢驗。首先經(jīng)過ADF檢驗得知，二者的GDP增長率都在5%的臨界值下平穩(wěn)（由于占的篇幅太大，因此具體程略），接下來我們再進行因果檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示，得知在80年代期間是世界經(jīng)濟周期作用于中國，而在那之后是兩者相互作用，這表明80年代期間中國對外開放度不夠大，而且由于中國的經(jīng)濟實力不夠強大，由此導(dǎo)致中國對世界經(jīng)濟的影響度有限，而20世紀(jì)90年代以來由于這兩個因素都大大改善了，使得我國對世界經(jīng)濟周期的作用不斷上升，兩者之間的協(xié)動性也大大增強了。

表3 中國經(jīng)濟波動(Z)與世界經(jīng)濟波動(W)GRANGER因果檢驗

4 中國與世界經(jīng)濟的共同周期測算

由于20世紀(jì)80年代期間我國與世界經(jīng)濟周期的相關(guān)系數(shù)不高，并且通過EVIEWS檢驗得知二者在這段時期也不存在協(xié)整關(guān)系，因此我們下面只對1990～2010年期間的數(shù)據(jù)進行共同周期檢驗。

4.1 單位根檢驗

由于協(xié)整檢驗必須要求各序列是同階單整序列，因此我們先對兩個序列實施ADF檢驗（如表4所示），由檢驗結(jié)果可判斷，兩序列均是屬于一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的理論前提。

表4 ADF檢驗（lny1t和lny2t序列）

4.2 協(xié)整檢驗

由HQ準(zhǔn)則，我們選VAR模型的最優(yōu)滯后值為2，通過EVIEWS軟件，可得JOHNSON檢驗的跡檢驗值和最大特征值如表5所示，由表5可知，兩對數(shù)序列都在5%的統(tǒng)計值下通過協(xié)整檢驗，說明這兩個序列之間存在長期趨勢。因此我們可以得出結(jié)論：中國與世界經(jīng)濟周期在長期內(nèi)具有顯著的協(xié)同性。

表5 中國與世界GDP序列協(xié)整檢驗

4.3 共同周期檢驗

這部分我們將在建立兩序列的誤差修正模型之后再來檢驗中國與世界經(jīng)濟周期的共同性。由于已經(jīng)檢驗出二者存在協(xié)整關(guān)系，因此可由EVIEWS軟件直接得出兩序列的誤差修正模型如（4）式：

由（4）式可計算出誤差修正項的數(shù)據(jù)如表6所示。

表6 誤差修正項ECMt

最后我們可以利用（3）式來求ΔY t與W t的典型相關(guān)系數(shù)，利用多元統(tǒng)計軟件，可得出ΔY t與W t之間的典型相關(guān)系數(shù)為：λ1=0.6,λ2=0.85。再依靠公式s2+sn(p-1)+sr-sn可分別計算出自由度為2和6，依靠χ2分布表，可得表7。

表7 共同周期向量檢驗結(jié)果

由檢驗結(jié)果可知，當(dāng)s=1時，C(p,s)值小于χ2值，而當(dāng)s＝2時相反，說明中國與世界經(jīng)濟周期之間存在一個共同特征向量；也就是說兩者擁有一個共同經(jīng)濟周期。

綜上所述，自從改革開放以來我國的經(jīng)濟周期就與世界存在顯著的同步性，二者的協(xié)同性隨著我國市場化改革的步伐越來越高，尤其是20世紀(jì)90年代以來，通過計量檢驗得知，二者不僅存在長期協(xié)整關(guān)系，而且在短期內(nèi)還存在一個共同周期。

5 結(jié)論

本文通過對我國與世界經(jīng)濟周期的相關(guān)性、因果檢驗及其共同周期檢驗的研究，得知自從我國對外開放以來，我國與世界經(jīng)濟周期之間的協(xié)同性大大增強。

第一，通過對我國與世界經(jīng)濟周期的回顧得知，二者經(jīng)濟周期的起止年份基本一致，而且經(jīng)濟周期的波峰與波谷年份也基本能夠吻合，說明二者經(jīng)濟周期的同步性還是較一致的。

第二，通過對二者相關(guān)性及其因果檢驗得知，20世紀(jì)80年代期間由于我國經(jīng)濟實力有限，而且改革開放剛剛起步，二者相關(guān)程度較低，而且也只是隨著世界經(jīng)濟周期的波動而波動，而進入20世紀(jì)90年代之后，隨著經(jīng)濟實力的增強，以及市場經(jīng)濟體制目標(biāo)的確立，使得我國與世界經(jīng)濟周期的相關(guān)程度大幅度上升，而且由GRANGER檢驗得知，二者的因果關(guān)系由世界經(jīng)濟周期單向作用于我國而變成了互相作用。

第三，通過對1990年以來的二者的協(xié)整與誤差修正模型檢驗得知，我國與世界經(jīng)濟周期不僅存在長期的協(xié)整關(guān)系，而且存在短期的共同周期，即我國與世界經(jīng)濟擁有同一個周期。

為此，當(dāng)前我國在經(jīng)濟全球化的背景下，要充分抓住我國與世界經(jīng)濟周期協(xié)同性的機遇，促進我國與世界經(jīng)濟的一體化。具體可從以下幾點來實施：一是要全面拓展我國與世界各國的產(chǎn)業(yè)對接規(guī)模和領(lǐng)域，提升對接層次，加大我國與各國的服務(wù)業(yè)的貿(mào)易往來，以便促進我國與世界服務(wù)業(yè)市場的對接從而減緩我國的經(jīng)濟波動幅度；二是要努力改變我國當(dāng)前對外貿(mào)易“大而不強”的局面，要提高出口商品的附加值，獲取高額利潤，大力發(fā)展新能源、綠色環(huán)保、生物工程等新興產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)對各國和地區(qū)的出口附加值倍增計劃，增強本地區(qū)的出口實力，這樣才能使我國受世界經(jīng)濟波動的沖擊度降低；三是要建立我國經(jīng)濟周期的預(yù)警系統(tǒng)，適時防范世界經(jīng)濟周期的沖擊。最后要加強國際協(xié)調(diào)，要與各個國家和地區(qū)就財政、貨幣等政策展開磋商、協(xié)調(diào)，或聯(lián)合采取干預(yù)市場，共同預(yù)測世界經(jīng)濟周期的趨勢，以減緩各種經(jīng)濟危機帶來的沖擊，共同促進各國與世界市場的良性循環(huán)和各國經(jīng)濟穩(wěn)定增長。

[1]宋玉華,吳聃.從國際經(jīng)濟周期理論到世界經(jīng)濟周期理論[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理,2006,(3).

[2]郭晶,姚宇靜.世界經(jīng)濟周期研究述評[J].經(jīng)濟縱橫,2009，(6).

[3]喻旭蘭.經(jīng)濟周期同步性與東亞經(jīng)濟合作的可行性研究[J].經(jīng)濟研究，2007，(10).

[4]Engle,R.F,S.Kozicki.Testing for Common Features[J].Journal of Busi?ness Stratistics，1993，(11).

[5]李月.中國有效經(jīng)濟增長周期波動的特征事實[J].求索，2011，(2).

[6]Kollmann,Robert.Incomplete Asset Markets and the Cross-country Consumption Correlation Puzzle[J].Journal of Economic Dynamics and Control，1996，(5).

[7]周陽敏.政府投資、政府消費與世界經(jīng)濟周期:以中國為例[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2006，(3).