经济周期的国际贸易传导机制研究

经济周期的国际贸易传导机制研究——基于七国经济数据的分析^[1]

罗湘雄　李　浩

引　言

20世纪80年代之后，随着经济周期同步性理论研究的不断深入，许多经济学家开始建立模型来分析经济周期在国际间进行传递的机制和途径。经济周期的两条最主要传导渠道是贸易与金融市场（M itchell，1927；Kose等，2003）。越来越多的文献是有关贸易这一国际经济周期传导中介的（EER and Backus et al.，1992；IMFWP，Ambler et al.，2002；Kose et al.，2003）。

关于国际贸易传导，最引人注目的就是Frankel和Rose在1998年提出的贸易密度理论。虽然两国的贸易密度被认为是贸易传导效果的主要决定性因素，但是最近的研究表明国际经济周期贸易传导还受到其他一些因素的制约。如贸易双方在产业结构上的相似程度，产业内贸易比产业间贸易乃至所有贸易更能引起GDP同步运动（Kose and Yi，2006）。流动资本回笼利用率非常高，同样会导致贸易双方产业内分工的深化与经济周期联系的降低（Canova and Marrinan，1998；Heathcote and Perri，2002）。国内关于该方面的代表性研究是宋玉华等（2007），他的研究表明贸易发展与经济周期的协动性具有正相关关系，并指出影响协动性的关键是贸易强度，而非受贸易模式影响的产业结构和贸易结构。但他们的分析更多是集中在理论模型的分析与介绍上。

在经济周期传导理论研究不断深入的同时，越来越多的经济学家从实证角度来探讨经济周期的传导和各国经济之间的相互依赖性问题。如哈里森（Harrison，1985）运用向量自回归模型研究了美国和加拿大之间经济周期的传导。格里克（Glick，1987）使用回归分析方法、马吉尔等人（M agill et al.，1981）和德拉斯（Dellas，1986）运用波谱分析的方法分别研究了不同国家间经济周期的传递机制。塞欧沃（Selover，1991）使用向量自回归方法研究了太平洋盆地国家（Pacific Basin）之间经济上的相互依赖性。阿默德（Ahmed et al.，1993）等人运用结构性向量自回归模型（structural VAR models）和协整检验的方法研究了美国和经合组织（OECD）5个成员国之间经济周期的传导。

国内的研究有薛敬孝、张兵（2001）通过测算东亚10国1965—1999年期间经济增长率之间的斯皮尔曼相关系数实证分析了东亚国家（地区）经济周期的同期性并具体探讨了其决定因素。秦宛顺、靳云汇、卜永祥（2002）采用HP滤波的方法对不变价格水平的美国、日本、中国季度GDP进行处理，计算了中美和中日周期波动之间的相关系数，得出结果表明，中美经济周期的联系为弱相关关系、中日经济周期的关系为负相关。杜群阳、宋玉华（2005）在HP滤波处理的基础上计算了10个代表性的国家（地区）1970—2004年经济周期的皮尔逊相关系数，得出了东亚各国和东盟经济周期存在、地区性大国经济周期独立性较明显以及中国与东亚经济周期关联度不断加强等结论。庄宗明、孔瑞（2007）认为经济周期是世界各国经济发展过程中出现的普遍现象。在开放经济条件下，一国及世界性的经济冲击会传导给别的国家，使各国的经济波动不但受到国内因素的影响，还受到国际经济冲击的影响。何艳秋（2008）考察了中国与美、日经济波动的相关性和长期均衡关系，认为美国经济与中国经济间存在正向关系，日本与中国经济间却存在着负向关系。

另一方面，学者们力图在基本模型中引入更多现实的因素来拓展经济周期模型，以期增强其解释力。如Stockman和Tesar（1995）引入非贸易品，Kollmann（2001）引入货币非中性，Buch（2003）引入金融市场不完全，Ravn和M azzenga（2004）引入运输成本以增加贸易障碍等。

回顾已有的研究文献，对于经济周期贸易传导的研究主要集中在以美国为传导源，对一些发达国家的影响的研究，本文选取了7个国家，在更广阔的样本空间中研究发达国家对发展中国家以及发展中国家之间的经济周期贸易传导机制。

一、构建模型

构建以经济波动相关度为因变量，贸易强度为自变量的面板数据回归模型如下：

其中，m，n表示两个不同的国家，R（m，n）表示两个国家经济波动的相关度，其值为m，n的实际GDP经过由霍德里克和普雷斯科特（Hodrick and Prescott，1980）提出的H-P滤波方法的处理，提取的周期成分数据的相关系数。αit表示常数项，μit表示随机误差项。I（m，n）表示两个国家的贸易强度，其计算公式采用César Calderòn等人（2007）的方法如下：

其中，T表示时间段t的长度，y0表示时间段t的起始年份?表示国家m 和n在第s年的双边贸易额，?表示国家m（n）在第s年的进出口总额。

按照对系数的不同设定，式（1）可以分成三种类型：

第一，回归斜率系数和截距都相同：

第二，回归斜率系数相同，但截距不同：

第三，回归斜率系数和截距都不同：

判断数据究竟符合哪种模型形式，可以利用协方差分析检验，有如下两种假设：

H1：β1＝β2＝…＝βN

H2：α1＝α2＝…＝αN；β1＝β2＝…＝βN

利用协方差分析构造的检验统计量如下：

S1，S2，S3分别表示式（5）、（4）、（3）的残差平方和，N表示个体的个数。

二、数据及指标说明

首先是样本国家的选取，本文希望选取的国家在GDP和进出口总额方面在世界上排名较前，以确保这些国家在世界经济中影响较大。另外，本文主要研究的是中国和各国之间经济周期的贸易传导，选取的样本国家还必须是近年来和中国贸易比较密切的。因此，根据世界各国从2001年到2010年的GDP和进出口总额以及中国和各国双边进出口总额，本文选取了中国以及美国、日本、德国、韩国、英国以及巴西这7个国家作为研究的对象，因为他们的GDP相加以后占世界的57. 75%，已经超过了一半，可以认为在世界经济中的影响较大，且都是与中国贸易密切的国家。其中巴西和中国一样都是发展中国家，有助于研究发展中国家间贸易传导机制的作用大小。

本文涉及的变量和数据主要包括中国、美国、日本、德国、韩国、英国、巴西的GDP以及根据2000年不变价计算的它们的实际GDP，中国分别与这6国的进出口额和各国的进出口总额。

数据来源于历年《中国统计年鉴》、中国海关网站以及世界银行的网站。

在实证中用字母c来表示中国，替换模型中的m，则R（m，n）写为R（c，n），I （m，n）写为I（c，n），模型中的n则用各个国家的英文缩写来替换，用字母Usa来代表美国，Jap代表日本，Ger代表德国，Kor代表韩国，Eng代表英国，Bra代表巴西。

用CAEX、CJEX、CGEX、CKEX、CBEX分别代表中国向美国、日本、德国、韩国、英国、巴西的出口额，用AEX、JEX、GEX、KEX、EEX、BEX分别代表美国、日本、德国、韩国、英国、巴西向中国的出口额，用CGDP、AGDP、JGDP、GGDP、KGDP、EGDP、BGDP分别代表中国、美国、日本、德国、韩国、英国、巴西的国内生产总值，单位均为亿美元。

7个国家的GDP数值都使用从1980年到2010年以2000年不变价计算的GDP，可以看成是实际GDP，单位为亿美元，数据来源于世界银行网站。使用H- P滤波处理7个国家的实际GDP，去除趋势后，得到周期成分，见图1。

图1　7国实际GDP经H-P滤波后的周期成分曲线

观察图1，七国的周期大致可以分为1980—1990年一个10年的长周期，1990—2000年一个10年的长周期，2000—2007年一个7年的周期，以及2007—2010年的半个周期，所以，取时间段的长度为10，在保持时间段长度不变的情况下，以1980年为时间段t的起始年份，并往后递推下一年为起始，在1980—2010年间可得到21个时间点。于是可以利用图1的数据，计算R（c，n），结果见表1。

表1　中国与6国经济波动相关度R（c，n）的值

续表

接着根据式（2）计算I（c，n），同样取时间段为10，以1980年为时间段t的起始年份，并往后递推下一年为起始，在1980—2010年间得到21个时间点，结果见表2。

由于1990年德国统一，所以1990年之前的德国进出口的数据，使用的是德意志联邦共和国和德意志民主共和国加总后的值。由于1992年中韩才正式建交，之前两国以民间贸易探索为主，贸易额非常少。1979年，中韩两国开始经我国香港地区、新加坡等地转口贸易，1980—1989年的中韩双边贸易额在中国的统计年鉴中并未记载，因此这部分缺失的数据来源于网络。^[2]

中国与6个国家的双边贸易额以及7个国家各自的总的贸易额，单位均为亿美元。并且全都使用以2000年为基期的GDP平减指数来消除物价变动的影响，其中GDP平减指数是根据世界银行公布的各国美元现价GDP和2000年不变价美元GDP计算得到。

表2　双边贸易程度指标I（c，n）的值

续表

三、实证结果和分析

（一）基于VEC模型的广义脉冲响应分析

本文先分别建立了中美、中日、中德、中韩、中英以及中巴的向量误差修正模型（VEC模型）。

首先对模型的时间序列变量进行平稳性检验，如果是平稳序列，则可以建立VAR模型，如果是非平稳序列，则要继续进行协整检验以确定是否能建立VEC模型，继而基于VEC模型的脉冲响应函数和方差分解来考察中国与6国经济波动相互传导的动态路径。为了消除数据中可能存在的异方差问题，本文对数据进行了自然对数变换。采用Dickey-Fuller方法进行单位根检验，计算过程在Eview s 6. 0下实现，ADF检验发现，在5%的显著性水平上，所有变量的水平序列和一阶差分都是非平稳的，而它们的二阶差分是平稳的，即都是二阶单整I（2）的序列。

进一步的采用Johansen协整检验方法对它们的长期稳定关系进行检验，在5%的显著性水平上，中美、中日、中韩及中巴间的变量接受最多有两个协整关系的假设，中德、中英间接受最多有三个协整关系的假设，这表明各变量之间存在长期稳定的关系。

由于向量误差修正模型（VEC模型）是含有协整约束的VAR模型，多应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模，所以接下来建立VEC模型，如下式：

其中，误差修正项

α指的是变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。

利用Eview s 6. 0进行估计，得到中美VEC模型如下：

中日VEC模型如下：

中德VEC模型如下：

中韩VEC模型如下：

中英VEC模型如下：

中巴VEC模型如下：

对VEC模型进行广义脉冲响应分析，便可计算出各变量对lnCGDP的影响效果。由于篇幅有限，只给出了中美VEC模型的脉冲反应图（见图2），其他国家以文字说明。

图2　lnCGDP对lnAGDP、lnCAEX、lnAEX的脉冲反应

由图2可知，中国GDP对来自美国的冲击立刻就有正向反应，在第8年达到最大，以后慢慢减弱。这表明，美国经济波动冲击对中国GDP具有持久的促进作用。而对lnCAEX冲击的反应有一定的滞后，在第3年时达到最大，随后逐步衰减，并转为负向反应。对lnAEX冲击的反应在第8年达到最大，此后缓慢衰减但在冲击期内均为正值。对比lnCAEX和lnAEX，可以看出，中国对美国出口对中国经济增长的促进作用明显小于中国从美国进口的作用。

中国GDP对来自日本的冲击立刻就有非常明显的正向反应，逐渐减少，在第6年达到最小，随后趋于稳定，这表明，日本经济波动冲击对中国GDP的作用能够立刻显现。而对lnCJEX和lnJEX冲击的反应有一个滞后，大约都在第5年达到最大，在冲击期内均为正值。

中国GDP对来自德国的冲击在起初两年是正向反应，逐渐减小，变成负值，在第8年达到最大，随后又逐渐转正。这表明，德国经济波动冲击对中国GDP主要是抑制作用，并且滞后了很多年。对于lnCGEX的冲击在开始的两年对中国GDP有抑制作用，随后又显著地促进经济增长，在第5年达到最大。而对于lnGEX冲击的反应在前几年较微弱，在第8年达到最大。

中国GDP对来自韩国的冲击在起初两年是正向反应，逐渐减小，变成负值，随后在震荡中趋于稳定。这表明，韩国经济波动冲击对中国GDP主要是抑制作用。对于lnCKEX的冲击在开始第一年对中国GDP有微弱的促进作用，随后又显著地抑制经济增长，并且在震荡中趋于稳定。而对于lnKEX的冲击是正向的反应，在第5年达到最大，说明韩国对中国出口的增长会促进中国经济的增长。

英国GDP的增长会促进中国GDP的增长，这一冲击的反应在第2年达到最大，之后逐渐减小。这表明，英国经济的增长在起初的两三年对中国GDP的促进作用较明显。lnCEEX的增长也会促进中国GDP的增长，在第3年达到最大，之后逐渐减小，在整个冲击期内都为正值。而lnEEX的增长会在前3年对中国GDP产生抑制作用，随后又逐渐转为促进作用，在第6年达到最大。说明无论是英国的GDP还是中英间的进出口的增长，都会促进中国GDP的增长，只是英国对中国的出口的增加会在最初的几年抑制中国经济的增长。

巴西GDP的增长在最初4年会促进中国GDP的增长，在第2年达到最大，之后逐渐减小，第5年之后转为负数。lnCBEX的冲击反应在第二年达到最大，然后逐渐减小，在第6年转为负数。lnBEX的冲击反应同样在第2年达到最大，然后逐渐减小，在第8年转为负数。这表明，巴西经济的增长和中巴两国间的双边进出口的增加对中国经济都是先促进后抑制的影响。

（二）基于VEC模型的方差分解

同样由于篇幅有限，只给出了中美VEC模型的方差分解表（见表3），其他国家以文字说明。

表3　方差分解的结果

经过方差分解可知，中美VEC模型中，各因素的影响力从第5年开始逐步稳定。lnCGDP的变化中可以由自身因素解释的部分逐步减弱，大约有84%的变化可以由自身因素来解释。由lnAGDP因素解释的部分逐渐增大，在第9年以后达到4%左右并且日趋平稳，可见美国GDP对中国GDP的影响是一个渐进的过程。这表明，随着中国和美国经济合作的不断加深，中国经济波动的自身影响程度在减弱，但仍占据主导地位。由中国对美出口lnCEX因素解释的部分也逐渐增加，在第5年后日趋平稳，长期贡献约为10%。而lnAEX对lnCGDP的贡献在第5年达到最大6%左右，随后逐步减小，长期贡献约为2%。

中日VEC模型中，各因素的影响力从第2年就开始逐步稳定。lnCGDP的变化中可以由自身因素解释的部分逐渐减弱，大约有98%的变化可以由自身因素来解释。由lnJGDP因素解释的部分逐渐增大，在第4年达到最大，之后日趋平稳，贡献度很低，只有0. 6%。说明日本GDP对中国GDP的影响很小。由中国对日本出口lnCJEX因素解释的部分也逐渐增加，长期贡献约为0. 8%，也比较微弱。而lnJEX对lnCGDP的影响在第2年达到最大，之后逐渐减小，长期贡献约为0. 1%，说明中日之间的进出口贸易对中国GDP的影响较微弱。

中德VEC模型中，各因素的影响力从第9年以后才开始逐步稳定。lnCGDP的变化中可以由自身因素解释的部分逐渐减弱，大约有17%的变化可以由自身因素来解释。由lnGGDP因素解释的部分逐渐增大，大约有56%。说明德国GDP对中国GDP的影响比较显著。由中国对德国出口lnCGEX因素解释的部分也逐渐增加，在第5年达到最大，随后逐渐减小，长期贡献约为10%。而lnGEX对lnCGDP的影响逐渐增大，长期贡献约为16%，说明中德之间的进出口贸易对中国GDP的影响较大。

中韩VEC模型中，各因素的影响力从第7年以后开始逐步稳定。lnCGDP的变化中可以由自身因素解释的部分逐渐减弱，大约有80%的变化可以由自身因素来解释。由lnKGDP和lnKEX因素解释的部分逐渐增大，但是都非常小，分别约为1%和2%。说明韩国GDP和韩国对中国的出口对中国GDP增长的贡献极其微弱。由中国对韩国出口lnCKEX因素解释的部分逐渐减小，长期贡献约为15%。说明中国对韩国出口的变化在初期对GDP有较大影响，逐渐的影响就减弱了。

中英VEC模型中，lnCGDP的变化中可以由自身因素解释的部分逐渐减弱，大约有20%的变化可以由自身因素来解释。由lnEGDP解释的部分在震荡中逐渐增大，长期贡献大约为2%。lnCEEX贡献最大，逐渐增长，长期贡献约为78%。lnEEX因素解释的部分非常微弱，大约只有0. 2%，可以忽略不计。对比lnCEEX和lnEEX，可以发现，中国对英国的出口比英国对中国的出口对中国的GDP影响显著。

中巴VEC模型中，lnCGDP的变化中可以由自身因素解释的部分逐渐减弱，大约有15%的变化可以由自身因素来解释。由lnBGDP解释的部分逐渐增大，长期贡献大约为79%。说明巴西经济的变化对中国GDP的影响比较显著。由因素lnCBEX解释的部分也逐渐增长，但是比重不大，长期贡献约为5%。由因素lnBEX解释的部分非常微弱，大约只有0. 15%，可以忽略不计。对比lnCBEX和lnBEX，可以发现，中国对巴西的出口比巴西对中国的出口对中国的GDP影响显著。

（三）面板模型分析

在计算出变量R（c，n）和I（c，n）之后，就可以利用变量建立如式（1）的模型了。

为避免伪回归，确保估计结果的有效性，首先进行平稳性检验，利用Eview s 6. 0进行单位根检验，结果见表4。

表4　R（c，n）和I（c，n）的单位根检验结果

续表

从表4的结果可知，无论是同质单位根检验的LLC检验，还是异质单位根检验的IPS和ADF-Fisher以及PP-Fisher检验，在5%的显著性水平上，R（c，n）和I（c，n）的水平序列都接受原假设，即水平序列都是非平稳的，但它们的一阶差分都拒绝了原假设，都是平稳的，即都是一阶单整I（1）的序列。

接着采用Kao协整检验方法对它们的长期稳定关系进行检验。Kao检验是在EG两步法基础上发展起来的，在第一阶段将回归方程设定为每一个截面个体有不同的截距项和相同的系数，即第一阶段在估计协整方程时设定其中的αi是不同的，βi是相同的，并将所有的趋势系数δi设定为0。在第二阶段Kao检验基于DF检验和ADF检验的原理，对第一阶段所求的残差序列进行平稳性检验。

原假设为不存在协整关系，检验结果见表5。由检验结果可知，在5%的置信水平下，拒绝原假设，即Kao检验认为，序列之间存在协整关系。

表5　R（c，n）和I（c，n）的Kao检验结果

本文使用协方差分析检验来确定模型形式。对于两种假设：H1：β1＝β2＝…＝βN，H2：α1＝α2＝…＝αN；β1＝β2＝…＝βN，可见如果接受假设H2，则可以认为样本数据符合模型（3），为不变系数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝假设H2，则需检验假设H1。如果接受假设H1，则认为样本数据符合模型（4），为变截距模型，反之，则认为样本数据符合模型（5），为变系数模型。

要计算F统计量，首先要计算残差平方和。按照回归斜率系数和截距都相同的式（3）：R（m，n）it＝α＋I（m，n）itβ＋μit，计算出它的残差平方和S3 ＝32.95133。接着按变截距模型式（4）：R（m，n）it＝αi＋I（m，n）itβ＋μit，计算残差平方和S2＝19.28704。最后用变系数模型式（5）：R（m，n）it＝αi＋I（m，n）itβi＋μit计算残差平方和：S1＝10.49885。

其中N＝6，K＝1，T＝21，F1＝0.000191，F2＝24.37965。取显著性α＝0. 05，由F分布表查得F0. 0? 91。由于F2＞2.29，故拒绝假设H2，同时F1＜1.91，故接受假设H1，因此选用变截距模型式（31），用字母c来表示中国，替换模型中的m，最后的面板模型为：R（c，n）it＝αi＋I（c，n）itβ＋μit。

利用Eview s 6. 0得到的估计结果见表6。结果可分为两部分：第一部分是解释变量I（c，n）对应于各截面成员的系数及其估计结果；第二部分给出了评价总体估计效果的统计量。

表6　估计结果

续表

将结果写成矩阵形式如下：

结果显示了中国与美、日、德、韩、英、巴6国的双边贸易对中国与6国双边经济协动促进作用的大小。首先中国与6国双边贸易对中国与6国双边经济协动是有促进作用的，中国与这些国家日益密切的贸易往来促进了经济上的联系。其次，双边贸易往来对双边经济协动促进作用的大小是一样的，双边贸易程度每增加一个百分点，双边经济协动程度提高0. 091个百分点。但是个体固定效应的存在表明，6国各自具有的差异因素导致与中国已有的双边贸易存量对双边经济协动的影响的固定效应是不同的，分别为- 0. 132、- 0. 277、- 0. 278、0. 076、- 0. 186和0. 797，按影响的大小排序，依次是巴西、韩国、美国、英国、日本和德国。

四、结　论

本文的主要结论可以概括为以下八点：

第一，大部分国家都显示出了明显的增长趋势趋同性。在20世纪90年代中期以后，大部分国家都出现了经济增长趋缓的特性，就其原因主要是经济全球化的作用，经济全球化为各国经济波动的同步性提供了传导的基础。当一国（特别是大国）发生经济衰退时，它的总收入下降将直接减少别国对它的出口；它的名义汇率下降或通货膨胀率的下降也都会降低它的实际汇率，从而进一步减少别国对它的净出口。当然，经济全球化也可能提供减低经济波动同步性的因素：经济衰退国家的资本净流出会大增，而这些流到国外去的资金可能很快就会变为别的国家的投资，从而扩大别国的总需求，在一定程度上抵消这些国家净出口下降的影响。但是，这样一种抵消力量所起的作用一般来说很小。因为别的国家的净出口减少所造成的总需求减少更可能造成投资者对盈利前景悲观，从而减少而不是增加对它们的投资，更不要说支配投资者的心理预期往往具有传染性，一国的经济衰退在全球经济紧密联系下很可能使别国的投资者仅仅因为悲观预期而减少投资。这样，从发生衰退的国家流出的资金多半不会变成别的国家的投资，而只是变成了地道的游资。在这样的条件下，经济全球化必然要使经济波动全球化。与此同时，使各国经济周期趋同的另一个原因还在于，各国政府尤其是在20世纪30年代的经济大萧条后，都更加注重利用宏观经济政策来进行反周期性调节，以熨平经济的剧烈波动。

第二，随着中国和美国经济合作的不断加深，中国经济波动的自身影响程度在减弱，但仍占据主导地位。中国GDP对来自美国GDP的冲击立刻就有正向反应，影响力在第9年以后达到4%左右并且日趋平稳，可见美国经济波动冲击对中国GDP具有持久的促进作用，并且美国GDP对中国GDP的影响是一个渐进的过程。而中国对美国出口的增加对中国GDP的影响有一定的滞后，在第三年时达到最大，随后逐步衰减，并转为负向反应。中国从美国进口的增加对中国GDP的增长有持久的促进作用，因此，中国对美国出口对中国经济增长的促进作用明显小于中国从美国进口的作用。主要原因可能在于中国对美国的出口主要以纺织、服装、鞋类、玩具等劳动密集型产品为主，而中国从美国进口的主要商品是成套设备及技术、飞机、汽车、仪器、五金矿产品、石油化工品等。

第三，日本经济波动冲击对中国GDP的作用能够立刻显现，但是影响力很小，只有0. 6%。中日双边贸易的增加会促进中国经济的增长，但是这种促进作用有一定的滞后，大约都在第5年达到最大，并且这种作用的影响力也较微弱，分别只有0. 8%和0. 1%。日本经济对中国经济影响较弱的原因主要是中国对日本的出口主要集中在需求弹性相对较小的商品上，进而受到经济波动的影响较弱。日本经济本身疲软的因素，决定了它对中国经济难有足够的影响力。再具体来看，从1978年至1994年中国与日本的贸易始终处于一种轻微入超的关系，而在1994年以后，中国与日本的贸易关系基本上达到了一种均衡的水平，这说明1994年当中国下调人民币汇率的同时，日本也几乎在同一时期大幅将日元贬值，这就使得中国不能再通过对日本增加出口来促进本国经济增长。

第四，德国经济的增长在起初两年会促进中国经济的增长，但是德国经济波动冲击对中国GDP主要是抑制作用，并且这种影响很显著，大约有56%。而中国对德国的出口的增长在开始的两年反而会抑制中国GDP的增长，但随后又显著的促进经济增长，在第5年达到最大，影响力大约有10%。而中国从德国进口的增长对中国经济的影响在前几年都较微弱，滞后了很多年，在第8年才达到最大，不过影响力还是比较大的约有16%，说明中德之间的进出口贸易对中国GDP的影响较大。主要原因是中德的贸易量非常大，在全球经济和金融危机背景下，中德双边贸易额不降反升，德国多年保持中国在欧最大贸易伙伴地位的同时，中国已于2002年超过日本成为德国在亚太地区的最大贸易伙伴。且德国是中国从欧洲引进技术最多的国家，全球范围内仅次于美国和日本。

第五，韩国经济对中国的影响与德国较类似，也是在起初两年会促进中国经济的增长，但是韩国经济波动冲击对中国GDP主要是抑制作用，不过这种作用很微弱，只有1%左右。中国对韩国出口的增加只在开始的第一年对中国GDP有微弱的促进作用，随后又显著地抑制经济增长，并且这种影响力较大，大约有15%。中国从韩国进口的增加则会微弱的促进中国经济的增长。这种现象的重要原因是中国主要向韩国出口初级产品，而韩国贸易保护倾向严重，对中国具有比较优势的劳动密集型产品设置贸易壁垒，尤其对农产品市场实行严格的保护，导致中国对韩国存在巨额贸易逆差且总额不断扩大。

第六，英国经济的增长在起初的两三年对中国GDP的促进作用较明显。中国对英国出口的增长也会促进中国GDP的增长，在第3年达到最大，并且影响力很大，约为78%。而中国从英国进口的增长会在前3年对中国GDP产生抑制作用，随后又逐渐转为促进作用，在第6年达到最大，但是影响力很微弱，只有0. 2%，几乎可以忽略不计。说明无论是英国的GDP还是中英间的进出口的增长，都会促进中国GDP的增长，只是英国对中国的出口的增加会在最初的几年抑制中国经济的增长，且中国对英国的出口比英国对中国的出口对中国的GDP影响显著。主要原因是，中英的贸易量较大，目前中国是英国在亚洲地区最大的贸易伙伴，英国是中国在欧盟的第三大贸易伙伴。且自2005年起中国超过德国成为英国最大贸易逆差来源国。

第七，巴西经济和中巴双边贸易的增长对中国经济的影响都会滞后一年，在第2年达到最大。其中巴西GDP的增长在最初4年会显著地促进中国GDP的增长，之后逐渐减小转为抑制。中国对巴西出口的增长对中国经济的作用在第6年转为抑制。中国从巴西进口的增长对中国经济的作用在第8年转为抑制。这表明，巴西经济的增长和中巴两国间的双边进出口的增加对中国经济都是先促进后抑制的影响，且中国对巴西的出口比巴西对中国的出口对中国的GDP影响显著。主要原因是中巴贸易日益密切，进入21世纪以来，中巴贸易出现了强劲增长。虽然由于国际金融危机、“反恐战争”等因素使得双方的贸易一度出现波动，但上升的势头不可逆转。从2009年起，中国就成为巴西的第一大贸易伙伴，而目前巴西是中国在全球的第五大贸易伙伴，在拉丁美洲地区的第一大贸易伙伴。

第八，中国与6国双边贸易对中国与6国双边经济协动是有促进作用的，中国与这些国家日益密切的贸易往来促进了经济上的联系。其次，双边贸易往来对双边经济协动促进作用的大小是一样的，双边贸易程度每增加一个百分点，双边经济协动程度提高0. 091个百分点。但是6国各自具有的差异因素导致与中国已有的双边贸易存量对双边经济协动的影响的固定效应是不同的，按影响的大小排序，依次是巴西、韩国、美国、英国、日本和德国。

上述结论表明，中国要促进经济发展，第一，要把握经济波动规律，利用波动触发的不稳定性和带来的信息进行调控，引导新的稳定结构的出现，或是增强经济系统的相对稳定性；第二，要保持适度贸易增长，从规模和增长速度两方面做到适度发展，使其增长速度与世界贸易增长相协调，同时使发展战略和增长方式能不断适应国内外新的形势；第三，要实行贸易方向多元化，中国要发挥地缘优势和资源优势，努力增加更多的贸易合作伙伴，如与中美洲国家的贸易合作，加大同亚洲各国以及非洲地区的贸易，减少对美国市场的依赖，避免受其制约；第四要扩大内需，减少中国经济对外部市场的依赖，有效防止外部冲击；第五，要调整产业结构，尽快实现劳动密集型向资本密集型和技术密集型的转化；第六，要加大技术引进，力求通过二次创新将他国技术为我国拥有自主知识产权的核心技术，从而提升国际竞争力，赶上和超过技术引进国，实现技术的“跳跃式”发展，以挤进世界发达国家的行列。

参考文献

[1] Ahmed et al.，International Business Cycles.American Economic；Review，1993，83（3）335-359.

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作者单位：宁波大学

【注释】

[1]省教育厅项目“经济增长停滞和金融危机下宏观调控政策有效性研究”（Y200804349），宁波大学优秀学位论文培育基金项目（PY20110004）。

[2]宋魁：《中韩经贸合作的回顾与展望》，http：//www.chinavalue.net/FinanceBlog2011-4 - 11/739679.aspx，2011-04-11。