中国与欧盟经济波动的同步性研究

　   内容提要 本文针对中国与欧盟经济波动的相互作用与影响这一日益重要的问题进行了一系列的计量检验。检验结果表明，自1973年老欧盟成立以来，中国经济比欧盟经济的持续性更强，但中国经济的波动幅度较大；中国经济与欧盟经济的相关性经历了先增强再减弱，到再增强的过程，但总体上相关性程度依然较低；中国经济波动滞后于欧盟经济波动，表明中国经济对欧盟经济存在较强的依赖性；在5％的显著性水平下中国GDP与欧盟GDP之间不存在格兰杰因果关系；中国GDP与双边贸易相互间存在正向的拉动作用，但欧盟经济对双边贸易的影响远比中国对双边贸易的影响大。 cctv论文发表;n8T5}? dKs
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　　一、引言 cctv论文发表+R,|Al2J^+K
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　　自20世纪90年代以来，伴随着中国融入经济全球化程度的加深，中国与欧盟的经济联系也日益密切。2008年1—10月，中国与欧盟的双边贸易总额高达3593.7亿美元，占中国对外贸易总额的16.4％，是中国第一大贸易伙伴。随着双边经贸关系的日益密切，中国与欧盟的经济波动会通过要素流动、贸易渠道、金融市场等实体或虚拟经济传导渠道，引起彼此经济波动的谐振。2008年10月6日全球股市遭遇“黑色星期一”，道琼斯指数跌破万点关口，创下史上最大单日跌幅，上海股市也应声下跌5.14％。特别是在当前世界经济面临上世纪30年代以来最严重的金融危机的时刻，研究中国与欧盟经济波动的相关性及互动规律有着重要的理论和现实意义。 cctv论文发表(?g2Ks6K7c1?&g!Y-q1g
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　　现有文献主要是考察随着中国融入经济全球化进程的逐步深入，中国和欧盟经济的相互联系及其影响，多为定性分析。目前尚无学者对中国与欧盟经济波动的同步性进行系统性的研究。Erixon(2008)等研究了中国在加入WTO后的贸易政策，重点考察了中欧经济关系，作者认为，中国的持续崛起导致其贸易政策的重要性远胜于其刚加入WTO之时，中欧关系已迅速成为世界贸易体系中主要的重要一极。史艳娜(2007)考察了中国与欧盟的产业内贸易状况，作者运用G—L指数对中国与欧盟原15国间的产业内贸易总体状况进行了分析，研究结果表明，2004年中国与欧盟的产业内贸易指数高达0.509，这表明中欧贸易模式已由产业问贸易向产业内贸易转变，产业内贸易已经成为中欧贸易的主要形式。Hus—sain(2008)考察了欧盟与BRICs四国服务贸易盈余问题，特别是中国与欧盟的贸易关系。研究结果表明，2006年欧盟27国对BRICs的服务贸易出口达460亿美元，服务贸易进口达390亿美元。从2004年开始，中国已经成为欧盟与BRICs四国中最主要的贸易伙伴。
7c P],I`:A0　　本文主要从定量的角度，运用中国与欧盟GDP的相关系数分析，考察二者相关性不断演进的历史路径；通过横向相关关系对中国与欧盟经济的持续性、波动性以及领先滞后关系进行比较；利用格兰杰因果检验分析二者是否存在伪相关；并通过VAR模型中的脉冲响应函数和方差分解描述二者通过国际贸易渠道相互作用的路径。 cctv论文发表5Ssp+b8axl
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　　二、数据说明 cctv论文发表
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ep7VZ)m$c$H?G0　　本部分所采用的贸易和GDP数据以老欧盟12国成立的1973年为起点，截止于2007年。中国和欧盟GDP数据和双边贸易数据分别来自世界银行数据库和联合国COMTRADE数据库等。在相关分析中，时段的选取主要参考了中国经济、欧盟经济以及世界经济中的一些重要时点。 cctv论文发表b?~bi:f1R7^0[
　　
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6X8Eg }"C'S%h0　　三、实证研究
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^0　　(一)中国与欧盟经济波动的相关关系 cctv论文发表Bg"i/@4v!WB9{'I
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　　相关分析是为了考察中国与欧盟经济波动的相关性，分析中国与整个欧盟经济波动相关性强弱演进的历史路径，中国与欧盟GDP增长率的横向相关关系考察中国与欧盟经济同步性(syn—chronization)的强弱。
C+}(H J;y0　　从相关分析来看，中国与欧盟经济波动的相关性大致经历了先增强，再减弱到再增强的过程(见图l和表1)，这与中国改革开放的历史进程和一些全球性经济事件有关。从1973到1988年，中国与欧盟的相关系数由-0.77上升到0.47，从1989到1991年，由于西方的经济封锁，中国与欧盟整体经济波动呈现负相关，相关系数为－0.91。从1992年党的十四大提出建立社会主义市场经济体制开始，中国改革开放进入了新的发展阶段，中国与欧盟间的经贸关系日益密切，从1992到1996年相互间经济波动相关性不断增强，仍呈现负相关，相关系数为-0.47。从1997年到2001年，中国与欧盟经济波动的同步性仍持续增强，相关系数为-0.07。从2002年开始，无论中国经济还是欧盟经济都进入了新的发展阶段，经济周期的同步性明显增强，相互间经济波动基本上都呈现较强的正相关，相关系数高达0.81。中国与欧盟单个国家经济波动的相关系数走势也大致相似。 cctv论文发表
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!C#X5S5Q!vM0　　对中国与欧盟GDP增长率数据间的横向相关关系的考察中(见表2)，一阶自相关表示了各自经济的持续性(Peristence)，经济的持续性表示下期的经济活动延续本期经济走势的趋势；标准差反映了各自经济的稳定性；横向相关关系则反映了中国与欧盟经济间同步性的强弱。表2显示，与欧盟多数国家经济相比，中国经济的持续性较强，中国GDP增长率的一阶自相关为0.38，欧盟GDP增长率的一阶自相关为0.20；中国经济的波动性较大，中国GDP增长率的标准差为3.49，欧盟GDP增长率的标准差为1.20。从横向相关关系来看，中国经济与多数欧盟国家经济呈现正的同步性。中国经济波动滞后于欧盟经济波动约三年时间，说明中国经济对欧盟经济具有一定的依赖性。
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L"i.}0　　(二)中国与欧盟经济波动的因果关系 cctv论文发表1[4N2t1R#Bi$h
　　上述分析表明，中国与欧盟GDP增长率之间有着明显的相关性，但这种相关性并不代表因果关系，因此需要运用格兰杰因果检验进一步考察中国与欧盟经济波动间的因果关系，以及变量间的相关性是否属于伪相关问题。

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@ P*MQ0　　在考察格兰杰因果检验之前，我们对中国和欧盟各国GDP增长率时间序列进行了平稳性检验，ADF检验结果显示，所有序列都二阶平稳(鉴于篇幅，检验过程从略)。格兰杰因果检验滞后项的选择参照SIC(schwarz lnfo Criterion)值，检验结果见表3显示，中国GDP与欧盟整体GDP相互间不存在格兰杰因果关系。中国GDP是英国、荷兰GDP增长的格兰杰原因能通过5％的显著性检验，表明在95％的置信水平下，可以认为中国GDP是英国和荷兰GDP增长的格兰杰原因。希腊、葡萄牙GDP是中国GDP增长的格兰杰原因能通过5％的显著性检验，表明在95％的显著性水平下，可以认为希腊、葡萄牙GDP是中国GDP增长的格兰杰原因。其他国家的GDP与中国GDP增长之间的格兰杰原因不能通过5％的显著性检验。    (三)中国与欧盟经济波动的传导机制
6`w!f2j$V)di0　　由于格兰杰因果检验和协整检验仅反映中国和欧盟GDP波动的因果和长期均衡关系，为了更好地考察二者相互影响的路径，本文采用VAR模型、脉冲响应函数和方差分解来考察中国与欧盟经济波动相互传导的动态路径。VAR模型考察变量间的关系时，其最大优点是不受先验经济理论的限制，直接通过时间序列数据本身的特性进行研究，先验知识只用来考虑及选用纳入模型的经济变量。
v.[9BS%Y3P2n(h0　　基于中国GDP、欧盟GDP和双边贸易额的自然对数值服从一阶单整，以及各国贸易数据的可获取性，本文选取1984—2007年中国GDP、整个欧盟GDP和双边贸易额建立VAR模型：
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ZA8Z0~3ZrL@0　　1，脉冲响应函数 cctv论文发表s,]{0i4`
　　在上述VAR模型基础上，再运用脉冲响应函数来衡量来自随机扰动项的标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。若e发生变化，不仅导致各变量的当前值发生变化，而且还会通过当前值影响其未来取值。脉冲响应函数可以描述这些影响的动态轨迹，显示任意一个变量的扰动怎样通过模型影响到所有其它变量，最终又反馈到自身的过程。 cctv论文发表$P7NXVRcVj'w
　　图2显示，欧盟GDP对其本身的新息冲击即刻就有反应并不断减弱，从第四年后冲击产生的影响为负，随后逐渐衰减直至消失。欧盟GDP对来自其他因素的新息冲击反应不明显，表明欧盟经济的运行更多受到自身因素的影响；欧盟GDP对来自中国GDP的新息冲击，刚开始为负向反应，随后不断增强，在第四年后达到最大，随后不断衰减并逐步消失；欧盟GDP对来自双边贸易新息冲击刚开始呈微弱的负向反应，随后不断增强，在第六期后逐步衰减直至消失。
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|G-_/zK1|cQE0　　中国GDP对其自身的新息冲击当期就有明显的正向反应，在第二年结束时变为负向反应，此后不断波动衰减；对来自双边贸易新息的冲击刚开始没有反应，随后不断增强，在第三年达到最大，表明中国GDP受双边贸易的影响是逐步增强的；对来自欧盟GDP新息冲击刚开始没有反应，随后变为负向反应，到第五年后才变为正向反应，这与中欧经济的竞争性有关。
"J]1c8qS]#Hu7c2e(}0　　双边贸易对来自自身新息冲击在第一年表现为正向反应，随后不断衰减直至消失；对来自欧盟GDP新息冲击在前四年都表现为负向反应，随后才转变为正向反应并逐步衰减，表明双边贸易受到欧盟经济的影响较大；对来自中国GDP新息冲击的反应刚开始为负，随后不断增强，在第一年结束时达到最大，随后不断衰减。表明中国经济对双边贸易的拉动作用具有一定的滞后期。 cctv论文发表^K(r5T5t9YZ
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　　由此可见，欧盟GDP增长主要受到自身因素的影响；欧盟GDP对中国GDP增长有较强的影响，但反向的影响则较弱；欧盟GDP对双边贸易的更多的表现为负向影响，这与欧盟近年来经济增长疲弱有关；中国GDP对双边贸易的拉动作用存在一年的滞后期。
&iJ*V&Z.\5y)g:L0　　2，方差分解 cctv论文发表qy xEZ-K|.ubA-[
　　考察VAR模型时，还可以采用方差分解方法研究模型的动态特征。其主要思想是，把系统中每个内生变量(共m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为与各方程新息相关联的m个组成部分，从而揭示对VAR模型变量产生影响的各随机干扰的相对重要程度。 cctv论文发表${&g+U-dS}@m
　　根据估计得到VAR模型，我们分别对欧盟、中国和双边贸易的变化进行方差分解(见图3)。对欧盟GDP的方差分解显示，各因素的影响力在四年后逐步稳定，有大约85％的变化可以由其自身因素来解释；欧盟GDP的变化中，可以由双边贸易解释的部分很小，可见双边贸易对欧盟经济的影响较弱。欧盟经济增长中，中国GDP的影响随时间推移而逐步增强，能由中国GDP解释的部分约为10％。这表明欧盟经济更多地是受到自身因素的影响，中国GDP和双边贸易对欧盟经济的影响较小。 cctv论文发表Xz?C4o/~
　　中国GDP的方差分解中，约为55％的影响可由自身因素来解释，由欧盟和双边贸易因素解释的部分别为30％和15％。中国经济增长来自欧盟自由贸易区GDP和双边贸易的影响随时间推移而不断增强。 cctv论文发表5B6w?c7oW3W
　　双边贸易的方差分解中，可由欧盟GDP解释的部分不断上升，最后约为45％，由中国GDP所解释的部分保持稳定，约占20％，双边贸易来自其自身的影响不断衰减，最后约为35％。表明双边贸易的增长受欧盟经济波动的影响较大，这与欧盟需求对双边贸易的巨大影响密切相关；
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　　四、结论 cctv论文发表s2I8J|#YRI(I5~
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　　随着中国融入经济全球化程度的加深，一方面，欧盟经济的波动显著影响了中国经济的运行，同时，中国因素对欧盟经济的拉动作用也在逐渐加大。本文运用一系列的计量分析工具，研究了中国与欧盟经济增长的同步性。主要结论如下： cctv论文发表J%I7EM3t7]Z$n
　　1，受中国改革开放进程阶段性的影响，中国与欧盟经济的相关性经历了先增强再减弱，到再增强的过程，两者的相关系数在整个时段仍为负，表明相互间的经济影响依然不强。但从中国加入WTO以来，中国与欧盟经济波动的相关性逐步增强，这既是双边经贸联系深化的结果，也是中国因素重要性日益凸现的明证。 cctv论文发表&n#cuI'hZp&ho
　　2，与欧盟各国经济相比，中国经济波动的持续性较强、波动性较大；中国经济波动滞后于欧盟经济的波动三年，表明中国经济对欧盟经济存在较强的依赖性。
W0u'Y4j9D4}6k0　　3，中国GDP与整个欧盟GDP增长之间不存在格兰杰因果关系，但中国GDP是英国、荷兰GDP增长的格兰杰原因能通过5％的显著性检验，希腊、葡萄牙GDP是中国GDP增长的格兰杰原因能通过5％的显著性检验，这表明中国经济与欧盟经济的相互影响依然较弱，但这一影响将随着相互间经济联系的日益密切而不断增强。
+m0R3TD'^t [0　　4，欧盟经济对双边贸易的影响较大，中国经济对双边贸易的影响相对较弱，中国经济对双边贸易的拉动作用具有一年的滞后期。这表明，作为中国出口的主需求方，欧盟经济对双边贸易和中国经济的增长都具有较大的作用。 cctv论文发表a3w7kxCgLQwJ8f*`
　　总之，随着中国对外开放程度的进一步加深，特别是随着经济的快速发展和中国因素重要性的日益显现，中国与欧盟经济的相互依存和相互影响逐步增强，特别是中国经济波动对欧盟经济的影响将日益增大。中国经济周期的运行将影响欧盟经济周期的运行轨迹，当前中国经济的稳定增长有助于欧盟各国走出当前的经济低迷，实现经济的早日复苏。