.基于有界协整方法的中国进口需求弹性研究

.基于有界协整方法的中国进口需求弹性研究 银行存款利率 www.cunkuanlilv.com 近20余年来，中国经济增长的显著特征就是对外贸易在经济中的比重越来越大。尤其是自上个世纪90年代后期以来，中国的对外贸易一直保持着强劲的增长态势，同时连续多年出现“出超”。这种高速增长的现实不可避免地引起了一些国家的“担忧”。有些国家(如美国)认为，正是由于人民币汇率低估，导致进口价格偏高、出口价格偏低，从而影响了这些国家对中国的出口，恶化了其国际收支情况;还有些国家(如东南亚国家)认为，中国经济的增长给它们带来的主要是竞争而非机遇，因而对中国的增长心存疑虑。要对这些论调进行批驳，我们就需要对决定中国进口需求的各种因素及相关需求弹性进行分析，而这正是本文的研究目的。 一、文献述评 进口需求弹性反映了决定进口需求的因素的变动对进口需求所产生的影响。对进口需求弹性进行估算，不仅具有重要的理论价值，同时，进口需求弹性在宏观经济政策领域还有着广泛的应用。最早对进口需求弹性进行研究的是Orcutt(1950)，在其影响下，对进出口需求弹性进行估算成为国际经济学研究的重要内容。尤其是近年来，随着贸易自由化趋势的加快，运用最新的分析技术来估算进出口弹性已成为国际经济学的重要实证课题。例如，Bahmani和Niroomand(1998)利用1960,1992年的数据对30多个发达国家的进出口需求模型进行了系统分析，Johansen检验明这其中有22个国家的进口需求与收入、相对价格存在协整关系。借助于协整方程，他们进一步发现大部分发达国家进口需求的收入弹性较高，而对价格则相对缺乏弹性。同样借助于Johansen协整方法，Bahmani(1998)对希腊等6个次发达国家的进口需求弹性进行了分析，结果发现这些国家的进口需求相对于价格和收入则都具有较高的弹性。在这些系统的跨国研究之外，近年来还出现了大量针对具体国别的研究文献，如Clarida(1994)和Carone(1996)对美国、Mah(1994，2000)对日本和韩国、Tang(2003a)对日本、马来西亚等国的进口需求弹性先后进行了估算。 相对而言，针对中国进口需求弹性的研究仍然较少，国际上可溯的最早研究文献是Moazzami和Wong(1988)，但现在看来这篇文献的问题不少。在样本数据上，他们选用了17个年度的数据，样本容量较小且缺乏时效性。在分析方法上，他们采用的是普通OLS方法且未对相关变量进行平稳性检验，很有可能存在伪回归的问题。Senhadji(1998)利用了FM,OLS估计量对66个国家进口需求方程进行了估计，这其中也包括了中国，结果发现，中国进口需求与其决定变量间并不存在长期均衡关系，短期内也缺乏弹性。从统计分析角度来看，Senhadji得出的结果缺乏统计显著性，因此也需谨慎对待。最近，Tang(2003b)应用了协整方法来研究中国的进口需求弹性，他选择的样本包括1970,1999年的年度数据。这一研究的问题在于，由于众所周知的原因，1979年之前决定进口的往往并非市场因素，利用市场经济的理论来解释经济条件下的行为，这在方法论上是存在可疑之处的。除了这些研究外，根据我们对国内相关数据库的检索，尚未发现这方面的研究。针对以往研究的缺乏和不足，本文在占有较新数据的基础上，针对中国经济数据的具体特点，采用新近由Pesaran等(2001)提出的有界协整检验(bounds test)方法对中国的进口需求弹性进行分析，并力图从中得出一定的政策含义。 二、进口需求分析和需求函数构建 银行存款利率 www.cunkuanlilv.com 进口需求弹性反映的是进口及其决定变量之间的关系，因而首先就需要阐明到底是哪些因素决定了进口需求。比较优势理论认为，不同地区因要素禀赋不同会导致商品价格差异，而这种相对价格的不同就是贸易需求的决定因素。在凯恩斯的宏观经济分析下，价格是不变的，但就业量可变，就业量变动将导致收入和购买力的变化，而这种变化就成为贸易需求的主要决定因素。这些阐述虽然存在着差别，但并不是替代关系，作为理论分析，它们各自对现实经济的不同方面都具有解释力。因此，综合来看，市场经济条件下影响进口需求的因素最终可以归结为两个:收入和相对价格(Hong，1999)。有的文献，如Sawyer(1996)，同时还将汇率看作是决定进口需求的因素，但本文舍弃了汇率变量，原因有二:一是我国长期实行有管理的浮动汇率，汇率变化的幅度本身不大;二是汇率变动最终还是可以通过相对价格的变动来加以反映的，为了避免计量分析中出现共线性的问题，故予以舍弃。 作为分析进口需求弹性的第一步，我们需要首先对进口需求函数的形式加以确定。根据以上的理论分析，我们可以将进口需求表示为收入和相对价格的函数，函数的一般形式可表示为:Mt=f(Yt,Pt)，其中，Mt代表进口需求，Yt代表收入，Pt代表进口商品与国内商品的相对价格水平。在计算需求弹性时，为了便于计算以及对结果进行解释，研究中往往采用双对数形式的需求方程。进一步地，根据Masih(2000)、Hamori和Matsubayshi(2001)的做法，我们将进口需求函数具体设定为如下形式: LnMt=α0+α1LnYt+α2LnPt (1) 将LnMt分别对LnYt和LnPt求导，就可以得出相对于收入和相对价格水平的进口需求弹性。然而，这里存在着一个问题，由于收入、进口和相对价格都是时间序列变量，而时序变量的一个显著特征就是可能存在非平稳性，直接进行OLS回归很有可能遇到“伪回归”的问 1988)的问题所在。因题，这样得出的需求弹性并不可靠，而这也正是Moazzami和Wong( 此，近年来对进口需求弹性的研究多是采用专门的时序方法，通常的做法是在分析需求弹性之前对变量进行协整检验，首先确定变量间是否存在长期稳定关系。只有确定存在协整关系，我们才能够计算出长期和短期需求弹性的可靠值。协整检验的最常用方法是Johansen方法和EngelGranger两步法，然而正如后面将要谈到的，在使用这些方法分析中国宏观经济数据时，都存在着一定的问题。因此，本文转而采用由Pesaran等(2001)提出的有界检验方法来进行协整检验，其好处是，在协整分析的同时即可以进行长期和短期需求弹性的计算。进口需求弹性,有界检验-[飞诺网FENO.CN] 三、计量模型设定:基于有界协整检验方法 Johansen方法和EG方法是最常用的协整检验方法，然而，采用这些方法研究中国经济现象时普遍存在着一个难题，即样本数据的时间跨度普遍较短。而在这种小样本情况下， Johansen方法和EG方法的检验值将会出现偏误，协整关系可能并不可靠，分析结果也缺乏稳健性(Kremers，1992;Cheung和Lai，1993)。以往的文献中出现过两种方法来解决这个问题:一种方法是采用季度或月度数据，人为地提高样本容量，但这一做法已经受到了质疑，Hakkio和Rush(1991)就发现，利用季度或月度数据增加样本容量并不能够增加协整检验的稳健性，稳健性主要取决于时间跨度而非观测值的数量;另一种方法是延长时间跨度，将20世纪80年代之前的数据包括进去，但这是以市场经济的理论模型来分析计划经济条件下的行为的问题，方法论本身就存在问题。 针对这些问题，我们采用一种新的协整检验方法，即由Pesaran等(2001)提出的建立在无约束误差纠正模型(UECM)基础之上的有界协整检验。其显著优点是，即使在小样本情况下进行的协整检验也具有很好的稳健性，比较适合对中国经济数据的分析处理。除此之外， 银行存款利率 www.cunkuanlilv.com 有界方法还具有一个很好的特性，这就是，不管回归变量的平稳性如何，即不论回归变量是平稳的还是1阶单整的，都可以使用这一方法。相比而言，Johansen法和EG方法只能用于分析具有相同单整阶数(I(1))的非平稳变量，这就首先对变量进行单位根检验，在这一过程中又将不可避免地引入一定程度的主观性和不确定性。 简单地讲，有界检验就是建立在UECM基础上的OLS估计(Pesaran等，2001)。作为检验的第一步，首先要将方程(1)转换为以下形式的无约束误差修正模型UECM: 其中，D表示一阶差分。Pesaran指出，有界检验就是对UECM中滞后变量系数的显著性进行Wald联合检验(F检验)。具体来说，对于方程(2)，设定原假设H0?γ4=γ5=γ6=0，备选假设Hi?γ4?0,γ5?0,γ6?0。如果原假设成立，变量间就不存在协整关系，否则备选假设成立，即表明变量间存在协整关系。Pesaran 等(2001)给出了对应于不同形式UECM方程的Wald检验的F统计量的临界值，如果Wald检验计算出的F检验值超过临界区间的上界，就可以拒绝不存在协整的原假设，如果F检验值低于临界区间的下界，则不能拒绝无协整的原假设，在这两种情况下都不需要知道解释变量的平稳性。只有当F检验值落入了上下临界值的中间，这时才需要先知道回归变量的单整阶数，然后再根据Pesaran提供的临界值表做出是否存在协整关系的判断。 在确定协整关系之后，我们即可以利用UECM方程来估计长期和短期的需求弹性。根据Bardsen(1989)和Pesaran等(2001)，长期进口需求弹性就是滞后收入变量和价格变量的系数与滞后进口需求变量系数的比值的负数，即相对于收入和价格的长期进口需求弹性分别为-(γ5/γ4)和-(γ6/γ4)，而短期弹性即是UECM方程中的一阶差分项的系数。 四、实证检验结果 本文采用了改革开放以后1980,2002年的年度数据，数据来源为世界银行出版的各年度《世界发展指标》(WDI)。收入用GDP来表示，并用相应的GDP平减指数调整为1995年价格水平的真实值。根据WDI公布的中国进口商品价格平减指数，将我国1980,2002年的名义进口值转换为1995年价格为基准的真实进口值。相对价格水平用进口价格平减指数与国内CPI指数的比值来表示。 鉴于本研究可得样本的容量较小(23个)，因而我们将UECM方程(2)中的最大滞后项设定为K1=K2=K3=3。进一步地，我们根据Hendry提出的从一般到具体的原则来确定各解释变量的最终滞后阶数，结果在表1中列出。为了确保回归分析的可靠性，我们首先要对回归方程的统计特性进行诊断分析，结果如下:JarqueBera统计值为0.47，残差项服从正态分布的概率为79%;在分别取滞后1，2，3阶的情况下，BreuschGodfrey LM检验值均显示残差项不存在自相关性;同样，在分别取滞后1，2，3阶的情况下，ARCH检验值均不能拒绝残差项无ARCH效应的原假设;Ramsey回归方程设定误差检验RESET的统计值也表明该UECM方程不存在设定误差。另外，我们还利用了递归残差累积和(CUSUM)和平方累积和(CUSUMSQ)检验来对参数的稳定性进行分析，CUSUM和CUSUMSQ的图形在附录1中列出，可以看出，回归方程的参数具有良好的稳定性。因而，总体而言该回归方程具有良好的统计特性。