美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制研究

王 欣，陳麗珍

(江蘇大學(xué)財經(jīng)學(xué)院，江蘇鎮(zhèn)江212000)

一、引言

2007年，以新世紀(jì)財務(wù)公司倒閉為標(biāo)志，美國房地產(chǎn)市場爆發(fā)了次貸危機(jī)。在隨后的1年中，次貸危機(jī)迅速波及全球資本市場、信貸市場，進(jìn)而演變?yōu)槿蛐越鹑谖C(jī)。縱觀20世紀(jì)以來全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程，本次危機(jī)的影響和沖擊程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了20世紀(jì)90年代北歐銀行危機(jī)、日本股市泡沫和1997年東南亞金融危機(jī)，是自1929年經(jīng)濟(jì)危機(jī)以來最嚴(yán)重的危機(jī)。

本次金融危機(jī)除了對全球金融市場產(chǎn)生巨大的負(fù)面沖擊以外，最終蔓延并擴(kuò)散到實(shí)體經(jīng)濟(jì)，引發(fā)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)衰退。美國勞工部的報告顯示，2008年12月，全美非農(nóng)部門工作崗位削減52.4萬個，失業(yè)率上升至7.2%，為16年來的最高點(diǎn)。在美國經(jīng)濟(jì)衰退的沖擊下，世界主要經(jīng)濟(jì)體均出現(xiàn)了不同程度的衰退。歐盟統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，2008年第二和第三季度，歐元區(qū)經(jīng)濟(jì)連續(xù)下滑0.2%，出現(xiàn)了1999年歐元區(qū)成立以來的首次經(jīng)濟(jì)衰退。日本內(nèi)閣府公布的數(shù)據(jù)顯示，2008年第二和第三季度，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)負(fù)增長，也已開始步入經(jīng)濟(jì)衰退。中國在美國經(jīng)濟(jì)衰退的沖擊下，2008年度進(jìn)出口出現(xiàn)負(fù)增長，吸收的FDI 大幅下滑，GDP 增速明顯放緩，實(shí)體經(jīng)濟(jì)也出現(xiàn)了明顯的衰退。

本文結(jié)合課題研究的需要，主要研究金融危機(jī)引發(fā)的美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制。對這一問題研究的意義在于:第一，無論是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，在日益開放的條件下，實(shí)體經(jīng)濟(jì)都有可能受到外部沖擊而引發(fā)衰退，因而這一現(xiàn)象具有普遍性;研究外部沖擊對本國實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的一般規(guī)律，總結(jié)出有效防范外部沖擊的政策措施，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。第二，美國是全球經(jīng)濟(jì)的核心，而中國已成為世界總量第二的經(jīng)濟(jì)實(shí)體，中美兩國有密切而廣泛的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系;通過探討美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制，既能更加深入理解兩國經(jīng)濟(jì)之間的影響和聯(lián)系，又能為相關(guān)政策的制定提供科學(xué)合理的理論依據(jù)。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

國外直接研究經(jīng)濟(jì)衰退的沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制的文獻(xiàn)不太多，與之相關(guān)的研究主要涉及經(jīng)濟(jì)波動的國際傳導(dǎo)，包括國際傳導(dǎo)渠道、原因和影響因素等。例如，Cantor 和Mark(1988)［1］、Baxter 和Crucini(1995)［2］等學(xué)者研究認(rèn)為，國際商品貿(mào)易和國際金融交易是經(jīng)濟(jì)波動的主要傳導(dǎo)渠道。Canova 和Dellas(1993)［3］利用10 個工業(yè)化國家的數(shù)據(jù)并采用4 種不同的濾波方法，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)波動傳導(dǎo)中的作用是顯著的。David(1993)［4］利用58 個國家1970－1985年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易波動對GDP 具有沖擊效應(yīng)。Sherman 和Kolk(1996)［5］認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動跨國傳導(dǎo)的主要渠道是國際貿(mào)易、國際金融體系和資本流動，而國際貿(mào)易是其中最主要的因素;貿(mào)易、投資和金融一體化程度的提高將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)周期波動更容易傳導(dǎo)。Frankel等(1998)［6］、Gruben 等(2002)［7］認(rèn)為國際貿(mào)易與國際經(jīng)濟(jì)波動正相關(guān)。Jean(2004)［8］研究發(fā)現(xiàn)商品貿(mào)易、金融開放和經(jīng)濟(jì)專業(yè)化也是經(jīng)濟(jì)波動國際傳導(dǎo)的渠道。Jansen 等(2004)［9］認(rèn)為國際直接投資是國際經(jīng)濟(jì)波動的重要傳導(dǎo)機(jī)制。Calderon等(2007)［10］發(fā)現(xiàn)貿(mào)易強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)周期有明顯的相關(guān)性，但發(fā)展中國家兩者的相關(guān)性比發(fā)達(dá)國家小。Burstein 等(2008)［11］研究發(fā)現(xiàn)國際經(jīng)濟(jì)波動在兩個核心區(qū)之間的相關(guān)性比核心區(qū)與周邊區(qū)的相關(guān)性小，核心區(qū)與周邊區(qū)的貿(mào)易更容易實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)共享。

國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究主要集中在中美經(jīng)濟(jì)波動及傳導(dǎo)機(jī)制上。例如，湛柏明和莊宗明(2003)［12］通過對2000年以來美國對外貿(mào)易和中美貿(mào)易現(xiàn)狀的分析，闡述了美國經(jīng)濟(jì)波動對中國經(jīng)濟(jì)的影響。陳全功和程蹊(2003)［13］認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)對美國的依賴程度不斷提高，美國經(jīng)濟(jì)的波動對中國宏觀經(jīng)濟(jì)影響日益增大，應(yīng)該重視自我增長因素的發(fā)展，減弱美國對我國經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響。張兵(2006)［14］通過考察中美兩國經(jīng)濟(jì)增長率之間的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)兩國經(jīng)濟(jì)周期波動在某些歷史時期具有較強(qiáng)的同步性，中美兩國貿(mào)易和直接投資聯(lián)系是經(jīng)濟(jì)周期同步性出現(xiàn)的紐帶和基本傳導(dǎo)渠道。廖曉燕(2007)［15］從中美貿(mào)易角度實(shí)證分析了中美經(jīng)濟(jì)波動的相關(guān)性，認(rèn)為中美經(jīng)濟(jì)波動的主要傳導(dǎo)渠道是中國從美國進(jìn)口。馮永琦(2009)［16］利用1999－2009年的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR 模型和H－P 濾波，研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易對于美國經(jīng)濟(jì)波動均具有明顯的傳導(dǎo)作用，而美國對華直接投資和和中國對美直接投資的傳導(dǎo)作用不顯著。楊萬平和袁曉玲(2010)［17］運(yùn)用基于VAR 模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析了美國經(jīng)濟(jì)波動對中國經(jīng)濟(jì)沖擊的長期傳導(dǎo)機(jī)制和短期動態(tài)影響特征，發(fā)現(xiàn)美國經(jīng)濟(jì)波動主要通過影響中國對美國出口的途徑對中國經(jīng)濟(jì)增長造成沖擊沖擊。安輝等(2011)［18］通過構(gòu)建包含中美經(jīng)濟(jì)變量的向量自回歸模型，分析了美國經(jīng)濟(jì)緊縮通過外商直接投資渠道對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)所產(chǎn)生的影響，認(rèn)為美國經(jīng)濟(jì)收縮將引發(fā)我國吸引外商直接投資和出口下降，進(jìn)一步影響中國經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平。

可以看出，雖然在研究范圍、研究方法以及研究結(jié)論上存在差異，但有關(guān)經(jīng)濟(jì)波動國際傳導(dǎo)的多數(shù)研究都證實(shí)了國際貿(mào)易和國際直接投資是重要的實(shí)體傳導(dǎo)渠道。在實(shí)證分析中，大多采用VAR 模型，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析經(jīng)濟(jì)波動的沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制。這為本文的實(shí)證研究提供了重要的借鑒。

本文采用經(jīng)濟(jì)波動國際傳導(dǎo)的分析思路，利用中美之間的實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)來研究美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制。與已有的文獻(xiàn)相比，本文的拓展主要體現(xiàn)在以下幾個方面:第一，將中國GDP 和中國固定資產(chǎn)投資同時作為中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的代理變量，以全面反映中國經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)。第二，利用施加過度識別約束的SVAR模型進(jìn)行實(shí)證分析。VAR 模型是傳導(dǎo)機(jī)制分析中常用的方法，其優(yōu)點(diǎn)在于將所有研究變量視為內(nèi)生變量，能避免傳統(tǒng)計量模型內(nèi)外生變量設(shè)定的偏誤，同時脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果無論對經(jīng)濟(jì)衰退或繁榮的沖擊效應(yīng)均具有解釋力;缺點(diǎn)在于VAR 模型以各個變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，無法反映各變量的同期相關(guān)關(guān)系。與VAR 模型相比，SVAR 模型克服了普通VAR 模型無法模擬各內(nèi)生變量同期相關(guān)關(guān)系的不足，對SVAR 模型同期相關(guān)矩陣進(jìn)行過度識別估計能使多數(shù)的估計參數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，而模型的有效性可以通過施加過度識別約束得以保證;同時，SVAR 模型可以得到正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)，即可單獨(dú)考慮各變量的沖擊對其他變量的影響，因而能較好地反映客觀實(shí)際。第三，綜合考慮匯率波動、價格指數(shù)以及季節(jié)因素的影響。對于各變量數(shù)據(jù)，采用季度價格指數(shù)將各變量的名義值進(jìn)行平減，利用季度平均匯率換算成統(tǒng)一貨幣，并進(jìn)行Census X12 季節(jié)調(diào)整，以期得到更為準(zhǔn)確客觀的結(jié)論。

三、數(shù)據(jù)的選取和模型的構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)的選取和處理

在多數(shù)文獻(xiàn)中，各國GDP 是常用的實(shí)體經(jīng)濟(jì)代理指標(biāo)。本文參照這一做法，選取中國國內(nèi)生產(chǎn)總值CGDP 和美國國內(nèi)生產(chǎn)總值UGDP 分別代表兩國實(shí)體經(jīng)濟(jì)。此外，本文還選取中國固定資產(chǎn)投資INVEST 作為中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的另一個代理變量，原因主要在于固定資產(chǎn)投資的重要作用。張軍(2002)［19］認(rèn)為，中國20 多年的工業(yè)化是按照資本驅(qū)動的增長模式進(jìn)行的，而資本的形成主要依賴于固定資產(chǎn)投資的持續(xù)增長。因此，將CGDP和INVEST 同時作為中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的代理指標(biāo)，有助于更加全面地反映中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)。對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)可能的傳導(dǎo)渠道，本文參照上述國內(nèi)外研究成果，選取的變量包括美國對中國出口EX、美國從中國進(jìn)口IM、美國對中國直接投資FDI。其中，EX 和IM 是美國經(jīng)濟(jì)衰退可能的貿(mào)易傳導(dǎo)渠道，F(xiàn)DI 是可能的投資傳導(dǎo)渠道。之所以沒有考慮中國對美國的直接投資，主要由于與其他各個指標(biāo)相比，這一指標(biāo)的統(tǒng)計時間較晚，并且規(guī)模較小，不具備構(gòu)建模型的條件。為了盡可能多的擴(kuò)大樣本容量，本文采用了季度數(shù)據(jù)。考慮數(shù)據(jù)的可獲性，本文將樣本區(qū)間設(shè)定為1994年第1 季度至2011年第2 季度。這一樣本區(qū)間包括了2001年“9.11”恐怖襲擊突發(fā)性事件引起的美國經(jīng)濟(jì)衰退和2008年美國金融危機(jī)引發(fā)的經(jīng)濟(jì)衰退，可以較為全面地反映出衰退傳導(dǎo)的特點(diǎn)和規(guī)律。以下對這些變量數(shù)據(jù)進(jìn)行詳細(xì)說明。

1.中國國內(nèi)生產(chǎn)總值CGDP。CGDP 季度數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫公布了歷年名義累計季度GDP 數(shù)值以及按上一期價格水平計算的同比增長率。根據(jù)1994年第1 季度GDP數(shù)值和同比增長率，本文計算出1994年為基期的歷年實(shí)際累計季度GDP 數(shù)值，最終計算出1994年第1 季度為基期的實(shí)際GDP 季度數(shù)值，同時可以計算出1994年第1 季度為基期的中國GDP 季度價格平減指數(shù)。對實(shí)際季度GDP 采用X12 作季節(jié)調(diào)整，單位為億元。

2.美國國內(nèi)生產(chǎn)總值UGDP 。UGDP 季度數(shù)據(jù)來源于美國商務(wù)部經(jīng)濟(jì)分析局(BEA)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫公布了歷年名義季度GDP 和以2005年價格水平計算的實(shí)際季度GDP，并已經(jīng)作了季節(jié)調(diào)整，單位10 億美元。本文根據(jù)這兩組數(shù)據(jù)，計算出以1994年第1 季度為基期的美國GDP 季度價格平減指數(shù)，再用該指數(shù)對名義季度GDP 數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，得到1994年第1 季度為基期的實(shí)際GDP。為了與CGDP 統(tǒng)一貨幣單位，利用IFS 數(shù)據(jù)庫提供的美元對人民幣季度平均匯率進(jìn)行換算，單位為億元。

3.中國固定資產(chǎn)投資INVEST 。INVEST 季度數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。本文首先根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫公布的歷年名義累計季度固定資產(chǎn)投資數(shù)值，計算出歷年名義季度固定資產(chǎn)投資。由于難以獲得固定資產(chǎn)投資季度平減指數(shù)，本文利用上文計算的中國GDP 季度平減指數(shù)平減，得到1994年第1 季度為基期的實(shí)際季度固定資產(chǎn)投資，再用X12 作季節(jié)調(diào)整，單位為億元。

4.美國對中國出口EX 和從中國進(jìn)口IM。EX和IM 季度數(shù)據(jù)來源于美國商務(wù)部經(jīng)濟(jì)分析局?jǐn)?shù)據(jù)庫和IMF 的DOTS 數(shù)據(jù)庫。這兩個數(shù)據(jù)庫提供了各季度EX 和IM 名義數(shù)據(jù)，單位百萬美元。為得到EX 和IM 的實(shí)際數(shù)據(jù)，本文首先將IFS 數(shù)據(jù)庫提供的2005年為基期的美國季度出口指數(shù)和進(jìn)口指數(shù)，換算為1994年第1 季度為基期的季度出口指數(shù)和進(jìn)口指數(shù)，再利用這兩個指數(shù)平減EX 和IM，最后，利用匯率折算成億元人民幣，并作X12季節(jié)調(diào)整。

5.美國對中國直接投資FDI。FDI 季度數(shù)據(jù)來源于美國商務(wù)部經(jīng)濟(jì)分析局?jǐn)?shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫公布了各季度FDI 名義值，單位為百萬美元。觀察各季度FDI 名義值發(fā)現(xiàn)有的季度出現(xiàn)負(fù)值，表明增量為負(fù)，必須對其進(jìn)行處理?？紤]到FDI 具有類似資本的屬性，采用存量FDI 可能較為合理，因此，本文首先利用上文計算的1994年第1 季度為基期的美國GDP 季度平減指數(shù)對季度FDI 名義值進(jìn)行平減;其次，采用類似資本存量的計算方法，利用永續(xù)盤存法計算出FDI 存量數(shù)值，折舊率設(shè)為10%。最后進(jìn)行匯率調(diào)整和X12 季節(jié)調(diào)整，單位為億元。

(二)VAR 模型

6 變量VAR 模型。本文首先采用上述6 個變量各自的自然對數(shù)lnCGDP、lnUGDP、lnINVEST、lnEX、lnIM 和lnFDI 建立VAR 模型。采用常用的兩種檢驗(yàn)方法:ADF 單位根檢驗(yàn)和PP 單位根檢驗(yàn)對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

表1 6 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

可以看出，無論是ADF 單位根檢驗(yàn)還是PP 單位根檢驗(yàn)，其結(jié)論是一致的:lnCGDP、lnUGDP、ln-INVEST、lnIM 是非平穩(wěn)的，但其一階差分是平穩(wěn)的，即都是I(1)序列;lnEX、lnFDI 是平穩(wěn)的I(0)序列。關(guān)于VAR 模型對于數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的要求，越來越多的學(xué)者認(rèn)為，各序列平穩(wěn)或單整階數(shù)相同是建立變量之間協(xié)整關(guān)系和誤差修正模型(ECM)的必要條件，而對于普通的VAR 模型而言，這些條件不是必須的，但是合理的VAR 模型需要通過各種檢驗(yàn)。因此，對于包含平穩(wěn)和非平穩(wěn)的混合序列，本文仍然采用水平變量建立VAR 模型，并通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)、Granger 檢驗(yàn)等驗(yàn)證VAR 模型的合理性。

對6 變量VAR 模型，采用LR、AIC 等5 種常用的滯后期判斷標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)選擇1 階滯后或者2 階滯后較為合適。采用AR 特征根檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)1 階滯后VAR 模型有兩個特征根模大于1，位于單位圓外，表明該模型并不穩(wěn)定;2 階滯后VAR模型所有特征根模均小于1，表明模型是穩(wěn)定的，因此滯后階數(shù)確定為2。

對6 變量2 階滯后VAR 模型進(jìn)行Granger 檢驗(yàn)確定內(nèi)外生變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，lnIM 作為滯后解釋變量，在其他5 個變量作為因變量的回歸方程中，均不能拒絕lnIM 不能Granger 引起其他各個變量的原假設(shè)，如表2 所示。

表2 6 變量VAR 模型關(guān)于lnIM 的Granger 檢驗(yàn)結(jié)果

而其他各變量作為滯后解釋變量，至少在一個方程中能拒絕原假設(shè)。因此，可以將lnIM 視為外生變量，VAR 模型需要在不考慮lnIM 變量的情況下重新構(gòu)建。

5 變量VAR 模型。滯后期檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于5 變量VAR 模型，選擇1 階滯后或者4 階滯后較為合適。采用AR 特征根檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1 階滯后VAR 模型有兩個特征根模大于1，位于單位圓外，表明該模型并不穩(wěn)定;4 階滯后VAR 模型所有特征根模均小于1，表明模型是穩(wěn)定的，因此滯后階數(shù)確定為4。

對5 變量4 階VAR 模型進(jìn)行Granger 檢驗(yàn)。5個變量分別作為滯后解釋變量，至少在1 個方程中拒絕原假設(shè)，結(jié)果見表3。

表3 5 變量VAR 模型Granger 檢驗(yàn)結(jié)果

因此，5 個變量可以作為內(nèi)生變量。最終VAR模型確定為5 變量4 階VAR 模型。

(三)SVAR 模型

由于VAR 模型的解釋變量都是各個變量的滯后項(xiàng)，因此，VAR 模型無法反映出各個變量之間的同期相關(guān)關(guān)系。為此，本文在5 變量4 階VAR 模型基礎(chǔ)上，建立能反映各變量同期相關(guān)關(guān)系的結(jié)構(gòu)VAR(SVAR)模型，利用SVAR 模型進(jìn)一步分析各變量之間的關(guān)系。

5 變量4 階滯后SVAR 模型的結(jié)構(gòu)式可以表示為:

為同期相關(guān)矩陣;

(i =1，2，3，4);Xt= (lnCGDPt，lnUGDPt，lnFDIt，lnEXt，lnINVESTt)'，代表各內(nèi)生變量;'，為結(jié)構(gòu)式的擾動項(xiàng)，表示中國GDP、美國GDP、美國對中國直接投資、美國對中國出口和中國固定資產(chǎn)投資的結(jié)構(gòu)性沖擊。為了獲得沖擊的標(biāo)準(zhǔn)偏差，假定各變量的隨機(jī)擾動項(xiàng)均為白噪聲序列，相互正交，協(xié)方差為0，即ut～VWN(0，In)。一般而言，結(jié)構(gòu)式擾動項(xiàng)不能直接獲得，需要通過簡化式的擾動項(xiàng)計算獲得。

假設(shè)同期相關(guān)矩陣A 可逆，可以由結(jié)構(gòu)式得到簡化式:

其中，Ci=A－1Γi(i =1，2，3，4)，εt='為簡化式的擾動項(xiàng)。可以看出，每個變量簡化式方程的擾動來自于結(jié)構(gòu)性沖擊，并且是結(jié)構(gòu)擾動項(xiàng)的線性組合。因此，可以通過εt=A－1ut計算出結(jié)構(gòu)性沖擊，而關(guān)鍵在對于同期相關(guān)矩陣A 的估計。

Amisano、Gianni 和Carlo Giannini(1997)［20］對SVAR 模型的參數(shù)估計進(jìn)行了詳細(xì)的分析。根據(jù)他們的研究成果，對于形如Aεt= But的AB 型SVAR 模型，如果矩陣A 和B 的所有參數(shù)都是未知的，那么模型將不可識別，必須對矩陣中的某些參數(shù)進(jìn)行約束。對具有k 個內(nèi)生變量的AB 型SVAR模型，需要對模型至少施加2k2－k(k +1)/2 個約束才能有效識別。事實(shí)上，在多數(shù)的SVAR 模型中，對于矩陣A 和B 已經(jīng)施加了一定的約束。在本文的模型中，同期相關(guān)矩陣A 的對角線元素均為1，即施加了k 個約束，矩陣B 為單位矩陣，矩陣中所有的元素都施加了約束，因而約束的個數(shù)為k2。因此，對模型至少需要施加約束的個數(shù)為2k2－k(k+1)/2－(k +k2)。此時，模型恰好識別，可以通過完全信息極大似然法(FIML)估計出矩陣A的未知參數(shù)。但是，多數(shù)情況下模型恰好識別時估計得到的未知參數(shù)未必都能通過顯著性檢驗(yàn)。如果有參數(shù)不能通過顯著性檢驗(yàn)，表明模型設(shè)定存在問題，隨后的結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析也可能產(chǎn)生偏誤。此時，可以考慮對矩陣施加更多約束，以代替部分不顯著的未知參數(shù)，這就產(chǎn)生了過渡識別。當(dāng)出現(xiàn)過渡識別時，在對矩陣參數(shù)進(jìn)行估計時需要施加過渡識別約束，約束是否有效可以通過LR 檢驗(yàn)加以判斷。

在對矩陣進(jìn)行約束時，需要結(jié)合多種因素加以綜合考慮。通?？紤]的因素包括:各方程殘差的同期相關(guān)性、參數(shù)估計值的顯著性水平以及實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義，等等。綜合這些因素，對同期相關(guān)矩陣A 的約束如下:

約束條件1:考慮到美國經(jīng)濟(jì)規(guī)模巨大并具有外向性，假設(shè)當(dāng)期中國GDP 受到當(dāng)期美國GDP 的影響;同時，由于中國國內(nèi)固定資產(chǎn)投資與GDP 有密切聯(lián)系，當(dāng)期中國GDP 也會受到固定資產(chǎn)投資的影響。而美國對中國FDI 和美國對中國出口對于中國GDP 的影響可能有一定滯后性，因而假設(shè)當(dāng)期中國GDP 不受當(dāng)期美國對中國FDI 和美國對中國出口的影響，即a13=a14=0;

約束條件2:假設(shè)當(dāng)期美國GDP 受到當(dāng)期中國GDP 的影響，不受當(dāng)期美國對中國直接投資、美國對中國出口以及中國固定資產(chǎn)投資的影響，即a23=a24=a25=0;

約束條件3:假設(shè)當(dāng)期美國對中國直接投資受到當(dāng)期美國對中國出口的影響，不受當(dāng)期中國GDP、美國GDP 和中國固定資產(chǎn)投資的影響，即a31=a32=a35=0;

約束條件4:假設(shè)當(dāng)期美國對中國出口受到當(dāng)期美國對中國直接投資和當(dāng)期中國固定資產(chǎn)投資影響，不受當(dāng)期中國GDP 和美國GDP 的影響，即a41=a42=0;

約束條件5:假設(shè)當(dāng)期中國固定資產(chǎn)投資受到當(dāng)期中國GDP 和美國GDP 的影響，不受當(dāng)期美國對中國直接投資和美國對中國出口的影響，即a53=a54=0。

因此，簡化式擾動項(xiàng)εt與結(jié)構(gòu)沖擊ut的線性關(guān)系可以表示為以下方程組:

在上述假設(shè)下，該模型是過渡識別的。對矩陣A 施加過渡識別約束，估計結(jié)果如下:

表4 同期相關(guān)矩陣A 的估計結(jié)果

表4 顯示，各個未知參數(shù)的估計值都至少在10%的水平上是顯著的，同時LR 過渡識別檢驗(yàn)結(jié)果中P 值大于0.1，表示即使在10%的顯著性水平上也不能拒絕過渡識別約束的原假設(shè)，表明過渡識別約束是有效的。因此，可以采用上述SVAR 模型分析各變量之間的關(guān)系。

四、實(shí)證分析

在SVAR 模型構(gòu)建之后，可以利用結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線形狀和響應(yīng)數(shù)值大小分析美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制。首先，從總體上考察美國GDP 對表征中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的兩個變量:中國GDP 和中國固定資產(chǎn)投資的沖擊效應(yīng);其次，對傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，即對可能的兩個傳導(dǎo)渠道:美國對中國直接投資和美國對中國出口，分析它們是否會對中國的實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的傳導(dǎo)作用。

(一)美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)

1.美國GDP 對中國GDP 的沖擊效應(yīng)

圖1 顯示了lnCGDP 對lnUGDP 結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。對lnUGDP 施加一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊，lnCGDP 在第1 季度達(dá)到了最大的正向響應(yīng)0.6243%。隨著時間的推移，響應(yīng)程度逐漸下降，趨于收斂，但始終保持為正向響應(yīng)。累計脈沖響應(yīng)數(shù)值達(dá)到4.8093%。SVAR 模型的同期相關(guān)矩陣顯示，lnUGDP 對lnCGDP 同期影響系數(shù)為33.672，即美國GDP 增加1%，會使中國GDP 同期增長33.672%，可見美國GDP 對中國GDP 的當(dāng)期影響非常顯著。綜合結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)和SVAR 模型同期相關(guān)矩陣的結(jié)果，可以得出結(jié)論:美國GDP 對中國GDP 的同向沖擊效應(yīng)是顯著的，并且當(dāng)期的沖擊效應(yīng)更為明顯。而這一結(jié)論與實(shí)際情況也較為吻合:美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊在2008年最為明顯，隨后的負(fù)面影響逐漸減弱。

圖1 lnCGDP 對lnUGDP 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

圖2 lnINVEST 對lnUGDP 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

2.美國GDP 對中國固定資產(chǎn)投資的沖擊效應(yīng)

圖2 顯示了lnINVEST 對lnUGDP 結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。對lnUGDP 施加一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊，lnINVEST 從第1 季度微弱的正向響應(yīng)迅速轉(zhuǎn)變?yōu)榈? 季度負(fù)向響應(yīng)，并在第4 季度達(dá)到負(fù)向響應(yīng)的最大值1.0894%。隨后，負(fù)向響應(yīng)在第5 季度減弱，在第6 季度轉(zhuǎn)變?yōu)檎蝽憫?yīng)，并在第7 季度達(dá)到正向響應(yīng)的最大值0.6174%。以后各期，雖然響應(yīng)有一定波動，但都是正向響應(yīng)。累計脈沖響應(yīng)數(shù)值達(dá)到2.7607%。由此可以看出，在短期內(nèi)，中國固定資產(chǎn)投資對美國GDP 正向沖擊的響應(yīng)有一定的波動，但就長期而言，正向響應(yīng)仍然較為顯著。

因此，美國GDP 對于中國GDP 和固定資產(chǎn)投資的同向沖擊效應(yīng)都是顯著的。根據(jù)這一結(jié)果，當(dāng)美國爆發(fā)經(jīng)濟(jì)危機(jī)引發(fā)實(shí)體經(jīng)濟(jì)衰退時，應(yīng)該對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生明顯的負(fù)面沖擊。而這也是與客觀實(shí)際情況吻合的。在此基礎(chǔ)上，以下進(jìn)一步對傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析。

(二)美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)機(jī)制

1.基于美國對中國出口的傳導(dǎo)渠道分析

美國GDP 對于美國對中國出口的沖擊效應(yīng)如圖3 所示。對于lnUGDP 施加1 個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊，lnEX 在第2 季度達(dá)到正向響應(yīng)的最大值1.018%，即lnEX 對于lnUGDP 的正向響應(yīng)存在1 個季度的滯后。第3 季度開始正向響應(yīng)下降，并在第4 季度轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)。第5 到第8 季度的響應(yīng)在正負(fù)響應(yīng)之間波動，第9 季度開始，轉(zhuǎn)變?yōu)槌掷m(xù)和穩(wěn)定的正向效應(yīng)，累計響應(yīng)數(shù)值為2.1257%。因此，美國GDP 對于美國對中國出口具有顯著的同向沖擊。

3 lnEX 對lnUGDP 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

圖4 lnCGDP 對lnEX 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

美國對中國出口對于中國GDP 的沖擊效應(yīng)如圖4 所示。對于lnEX 施加1 個單位標(biāo)準(zhǔn)差的結(jié)構(gòu)沖擊，lnCGDP 的響應(yīng)在第1 季度為0，從第2 季度開始，以后各期的響應(yīng)均為正，并在20 季度達(dá)到最大值0.4852%，累計脈沖響應(yīng)數(shù)值為6.6834%，這表明美國對中國出口對于中國GDP 的同向沖擊非常顯著。

美國對中國出口對于中國固定資產(chǎn)投資的沖擊效應(yīng)如圖5 所示。對于lnEX 施加1 個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊，lnINVEST 的響應(yīng)在第1 季度為0，從第2 季度開始迅速上升，并在第5 季度和第8 季度出現(xiàn)兩次向響應(yīng)的高峰，分別為1.2828%和1.2927%。以后各期正向響應(yīng)雖然有所下降，但基本保持在1%左右的水平。累計脈沖響應(yīng)數(shù)值為25.0579%。可以看出，與對中國的GDP 的沖擊相比，美國對中國出口對于中國固定資產(chǎn)投資的同向沖擊效應(yīng)更加顯著。

綜合上述分析，當(dāng)美國GDP 波動時，會通過美國對中國出口這一渠道，對中國的GDP 和固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生顯著的同向沖擊。因此，美國對中國出口渠道是美國經(jīng)濟(jì)衰退的一條重要實(shí)體傳導(dǎo)渠道。

2.基于美國對中國直接投資的傳導(dǎo)渠道分析

5 lnINVEST 對lnEX 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

6 lnFDI 對lnUGDP 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

美國GDP 對于美國對中國直接投資的沖擊效應(yīng)如圖6 所示。對于lnUGDP 施加1 個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊，lnFDI 在第2 季度達(dá)到負(fù)向響應(yīng)最大值2.2494%，在第3 季度迅速轉(zhuǎn)變?yōu)檎蝽憫?yīng)，并在第5 期達(dá)到正向響應(yīng)的最大值3.6948%;隨后響應(yīng)在正負(fù)之間波動，并逐漸趨向于0。從圖形可以看出，lnFDI 對lnUGDP 沖擊的同向響應(yīng)主要體現(xiàn)在第3 到第6 季度的短期，累計脈沖響應(yīng)數(shù)值為0.2674%，可見lnFDI 對lnUGDP 沖擊的響應(yīng)總體是同向的，但與lnEX 對lnUGDP 沖擊的響應(yīng)相比要小得多。

美國對中國直接投資對于中國GDP 的沖擊效應(yīng)如圖7 所示。對于lnFDI 施加1 個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊，lnCGDP 的響應(yīng)在在第3 季度達(dá)到負(fù)向響應(yīng)最大值0.2906%。隨后負(fù)向響應(yīng)持續(xù)減弱，并在第7 季度轉(zhuǎn)變?yōu)檎蝽憫?yīng);以后各期，正向響應(yīng)持續(xù)增加，累計脈沖響應(yīng)數(shù)值為4.0994%?？梢姡绹鴮χ袊苯油顿Y對于中國GDP 的同向沖擊效應(yīng)存在大約6 季度的時滯，并且長期沖擊效應(yīng)較為顯著。

7 lnCGDP 對lnFDI 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

8 lnINVEST 對lnFDI 結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)曲線

美國對中國直接投資對于中國固定資產(chǎn)投資的沖擊效應(yīng)如圖8 所示。對于lnFDI 施加1 個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊，lnINVEST 的響應(yīng)第1 季度到第4 季度在正負(fù)之間波動，并在第4 季度達(dá)到負(fù)向響應(yīng)最大值0.9455%;隨后在第5 季度迅速轉(zhuǎn)變?yōu)檎蝽憫?yīng)，并最終趨于穩(wěn)定，正向響應(yīng)大約存在1年的時滯。累計脈沖響應(yīng)數(shù)值14.3168%，可見同向沖擊的長期效應(yīng)是穩(wěn)定和持久的。

因此，無論是中國的GDP 還是固定資產(chǎn)投資，對于美國對中國直接投資正向沖擊的正向響應(yīng)都是顯著的。因此，美國對中國直接投資也是美國經(jīng)濟(jì)衰退的另一條實(shí)體傳導(dǎo)渠道。

將這一渠道與美國對中國出口渠道沖擊效果進(jìn)行對比，結(jié)果見表5。

可以看出，基于美國對中國直接投資渠道的沖擊效應(yīng)均小于相應(yīng)的美國對中國出口渠道的沖擊效應(yīng)，因此這一渠道的傳導(dǎo)作用相對較弱。

表5 兩條傳導(dǎo)渠道沖擊效應(yīng)比較

五、結(jié)論和對策建議

本文通過建立施加過度識別約束的SVAR 模型，利用結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制，主要形成以下結(jié)論:第一，美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國GDP 和固定資產(chǎn)投資具有顯著的負(fù)面沖擊效應(yīng);第二，美國經(jīng)濟(jì)衰退對中國GDP 和固定資產(chǎn)投資的實(shí)體傳導(dǎo)渠道包括美國對中國出口和美國對中國直接投資;第三，與美國對中國出口渠道相比，基于美國對中國直接投資傳導(dǎo)渠道的傳導(dǎo)效應(yīng)相對較弱。由于結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果無論對于經(jīng)濟(jì)衰退和繁榮的沖擊都具有解釋力，因此，基于沖擊和傳導(dǎo)渠道兩面性的考慮，結(jié)合以上結(jié)論，本文提出如下對策建議:

1.堅持?jǐn)U大內(nèi)需方針，增強(qiáng)自身實(shí)力

在開放的條件下，一國實(shí)體經(jīng)濟(jì)很容易受到外部的沖擊而引發(fā)衰退，本文的實(shí)證分析已經(jīng)對這一點(diǎn)做了驗(yàn)證。因此，首先必須考慮如何減少外部沖擊的負(fù)面影響。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢下，擴(kuò)大內(nèi)需仍然是有效應(yīng)對金融危機(jī)、增強(qiáng)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力、保持經(jīng)濟(jì)長期平穩(wěn)較快發(fā)展的重要舉措。具體而言，應(yīng)該通過財政政策和收入再分配政策增加低收入者收入，提高中等收入者比重，鼓勵創(chuàng)業(yè)就業(yè)，進(jìn)而拉動最終消費(fèi)需求;通過加大基礎(chǔ)設(shè)施投資、鼓勵擴(kuò)大民間投資等措施，拉動投資需求。總而言之，通過自身經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，減少外部沖擊的干擾。

2.改變出口商品結(jié)構(gòu)，提高出口商品附加值

實(shí)證分析結(jié)果顯示，美國從中國進(jìn)口，即中國對美出口并不是主要的實(shí)體傳導(dǎo)渠道。如果從貿(mào)易流量上看，中國對美國長期保持貿(mào)易順差，似乎中國對美國出口應(yīng)該是重要的傳導(dǎo)渠道之一。但是，如果從中國對美國出口商品結(jié)構(gòu)去考察，就容易解釋本文的結(jié)論。中國對美國出口商品以資源性產(chǎn)品、勞動密集型的低附加值工業(yè)制成品和半成品、日用消費(fèi)品為主，而勞動密集型產(chǎn)品又占有較大比重?？傮w而言，這些商品需求收入彈性較低，當(dāng)美國爆發(fā)金融危機(jī)導(dǎo)致國民收入明顯下降時，對中國進(jìn)口商品的需求幅度下降不多，因而不會通過這一渠道對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生明顯的負(fù)面沖擊。根據(jù)2008年12月海關(guān)統(tǒng)計，中國進(jìn)出口總值1833.3 億美元，同比下降11%，其中進(jìn)口下降21.3%，出口下降2.8%，與進(jìn)口相比，出口的下降幅度要小得多，可見這一結(jié)論與客觀實(shí)際較為吻合。

但是，如果考慮到傳導(dǎo)渠道的兩面性，我們應(yīng)該著力改變目前的出口商品結(jié)構(gòu)，增加出口商品附加值，提高資本密集型和技術(shù)密集型商品出口的比重，當(dāng)美國經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時，可以通過大量增加對中國商品的需求促進(jìn)中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長。同時，這一出口戰(zhàn)略也是增強(qiáng)我國商品國際競爭力的重要舉措。

3.進(jìn)一步增加從美國進(jìn)口商品技術(shù)含量

實(shí)證分析結(jié)果顯示，美國對中國出口，即中國從美國進(jìn)口是重要的實(shí)體傳導(dǎo)渠道。從進(jìn)口對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)理分析，可以對這一結(jié)論作出解釋。一般而言，東道國增加技術(shù)先進(jìn)商品的進(jìn)口能導(dǎo)致國內(nèi)市場競爭深化，促使企業(yè)優(yōu)勝劣汰，優(yōu)化本國市場結(jié)構(gòu)，誘導(dǎo)國內(nèi)新興產(chǎn)業(yè)的成長，更能夠通過技術(shù)外溢提高本國的全要素生產(chǎn)率，從而促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長?？疾烀绹鴮χ袊隹谏唐方Y(jié)構(gòu)，可以發(fā)現(xiàn)美國對中國出口的商品主要以資本密集型、技術(shù)密集型和高新技術(shù)工業(yè)制成品為主，包括機(jī)械與運(yùn)輸設(shè)備、工業(yè)原料和化工產(chǎn)品，這些進(jìn)口商品在上述機(jī)制作用下對中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用。而美國金融危機(jī)的爆發(fā)導(dǎo)致美國對華出口大幅下降，同樣也通過這一渠道對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生明顯的負(fù)面沖擊。

但我們同時也應(yīng)該看到，出于政治原因的考慮，美國政府在對華高科技產(chǎn)品出口方面采取種種限制措施，這在一定程度上抑制了這一渠道正向作用的發(fā)揮。因此，應(yīng)該采取政治、經(jīng)濟(jì)、外交等手段，進(jìn)一步擴(kuò)大美國對中國出口規(guī)模，增加從美國進(jìn)口商品的技術(shù)含量，充分發(fā)揮這一渠道的正向促進(jìn)作用。

4.加強(qiáng)對美國在華投資企業(yè)的監(jiān)管與引導(dǎo)

實(shí)證分析結(jié)果顯示，美國對中國直接投資是另一條實(shí)體傳導(dǎo)渠道，但作用相對較弱，這可以從美國對華投資的特點(diǎn)進(jìn)行分析。美國對華投資主體多為大型跨國公司，擁有較先進(jìn)的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)和管理體制;為了克服市場不完全的不利影響并保持壟斷優(yōu)勢，美國在華投資企業(yè)中獨(dú)資企業(yè)比重較高，這使得國內(nèi)企業(yè)難以通過學(xué)習(xí)、模仿等手段獲得美國企業(yè)較為先進(jìn)的技術(shù)，是制約技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)揮的不利因素之一;此外，由于美國在華投資企業(yè)整體實(shí)力較強(qiáng)，為了實(shí)現(xiàn)全球化經(jīng)營的戰(zhàn)略意圖，其生產(chǎn)所需的原材料多數(shù)都采用全球采購的方式獲得，在中國國內(nèi)采購的比重偏低，使中國國內(nèi)企業(yè)也難以通過產(chǎn)業(yè)前后向關(guān)聯(lián)的方式獲得美國企業(yè)技術(shù)溢出。在上述因素的影響下，基于美國對中國直接投資渠道對中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊作用較弱。為了提高引資效果，應(yīng)采取措施，加強(qiáng)國內(nèi)企業(yè)與美資企業(yè)的合作和交流，提高美資企業(yè)在華采購比例，促進(jìn)技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮。雖然這一渠道的沖擊作用較弱，但2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，美國在華投資出現(xiàn)了大量裁員和資本的非正常撤資，對中國經(jīng)濟(jì)仍然產(chǎn)生了一定的負(fù)面影響。因此，應(yīng)健全和完善與外商投資相關(guān)的政策體系和法律體系，建立外商投資風(fēng)險預(yù)防機(jī)制，對在華投資企業(yè)實(shí)行有效的監(jiān)督和管理。

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附表1 6 變量VAR 模型滯后期檢驗(yàn)

附圖1 6 變量1 階VAR 穩(wěn)定性檢驗(yàn)

附圖2 6 變量2 階VAR 穩(wěn)定性檢驗(yàn)

附表2 5 變量VAR 模型滯后期檢驗(yàn)

附圖3 5 變量1 階VAR 穩(wěn)定性檢驗(yàn)

附圖4 5 變量4 階VAR 穩(wěn)定性檢驗(yàn)