人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的影響機(jī)制與實證分析

1、國際貿(mào)易 世界經(jīng)濟(jì)研究 2009年第 9期人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的 李 魁 內(nèi)容提要 本文對人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變作用于經(jīng)常項目差額的影響機(jī)制進(jìn)行了分析 , 在此基礎(chǔ)上運用 協(xié)整、 基于 VEC M 的 Granger 因果檢驗、 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、 經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)常項目差額 之間的動態(tài)關(guān)系。 研究發(fā)現(xiàn) , 應(yīng)從長期性結(jié)構(gòu)視角認(rèn)識勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對經(jīng)常項目差額的反向作用 ; 短 期來看 , 二者之間不存在顯著關(guān)系。 與此不同 , 經(jīng)濟(jì)增長對經(jīng)常項目的影響無論是長期還是短期都非常 顯著。 快速減輕的勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)通過儲蓄、 消費、 投資、 出口以及政府財政收支等傳導(dǎo)變量促使經(jīng)常項

2、目差額增加 , 這是人口年齡結(jié)構(gòu)、 經(jīng)濟(jì)增長以及經(jīng)常項目差額之間動態(tài)關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)在邏輯。關(guān) 鍵 詞 人口年齡結(jié)構(gòu) 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān) 經(jīng)常項目 作者單位 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院中圖分類號 :F 830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 :A 文章編號 :100726964200909209033020218 3 本文是 2008年武漢大學(xué)優(yōu)秀博士論文培育基金項目成果之一 。一 、 文獻(xiàn)回顧及問題提出經(jīng)常項目失衡成為各國研究和探索的重要國際貿(mào) 易問題之一 , 不同的研究對此給出了各異的闡釋 (Chinn 和 Prasad, 2003 。 Coale 和 Hoover 于 1958年提出的 “ 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說 ”(the depe

3、ndency hypotheses 認(rèn)為 , 高撫養(yǎng) 負(fù)擔(dān)導(dǎo)致低儲蓄率 (假說之一 , 進(jìn)而影響經(jīng)常項目差 額以及資本流動 (假說之二 。 Coale 和 Hoover 提出的 兩個假說緊密關(guān)聯(lián) , 假說之一是假說之二的基礎(chǔ)。因 此 , 20世紀(jì) 90年代之后對撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與經(jīng)常賬戶的研究 基本都建立在“ 高撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)降低儲蓄率或者低撫養(yǎng)負(fù) 擔(dān)增加儲蓄率 ” 這一基礎(chǔ)之上。A lan 、 W illia m s on (1994 和 Tayl or (1995 從人口年齡結(jié)構(gòu)出發(fā)分析公共和私人儲蓄行為 , 進(jìn)而分析人口年 齡結(jié)構(gòu)對中期經(jīng)常項目的影響 , 得出高勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān) 的國家儲蓄率比較低 ,

4、傾向于產(chǎn)生更大的經(jīng)常賬戶赤 字。 Herbertss on 和 Zoega (1999 將研究推進(jìn)一步 , 建立 “ 雙缺口 ” 模型 (T win 2deficit Model 解釋了人口年齡結(jié)構(gòu)通過儲蓄作用于經(jīng)常項目的機(jī)制和程度。他們研究認(rèn)為 , 高撫養(yǎng)比帶來經(jīng)常賬戶赤字以及高勞動力年齡結(jié) 構(gòu)帶來經(jīng)常賬戶盈余的原因在于 , 勞動力會為退休而儲 蓄 , 而少兒人口和老年人口則消耗過去或未來的儲蓄 , 并通過實證得出 , 10%的勞動年齡人口變動會造成 4%的經(jīng)常賬戶變動。 此后 , 一些研究將投資函數(shù)納入 CH 的 “ 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說 ” , 從而為人口年齡結(jié)構(gòu)作用經(jīng)常項 目提供了更有力的支撐

5、。 H iggins (1998 分析了人口年 齡結(jié)構(gòu)對儲蓄供給與投資需求的雙向作用 , 認(rèn)為撫養(yǎng)負(fù) 擔(dān)的加重會通過影響二者之差進(jìn)而影響經(jīng)常項目差額 變化 , 并且發(fā)現(xiàn)人口年齡結(jié)構(gòu)對經(jīng)常賬戶平衡 CAB 所 產(chǎn)生的影響超過了 G DP 對其影響多達(dá) 6%。亞洲尤其 是東南亞國家?guī)缀跚扒昂蠛蠖冀?jīng)歷了人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn) 變 , 這吸引更多的研究探討亞洲地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變 是否引起經(jīng)常項目差額變化 , 尤其是否“ 逆差轉(zhuǎn)順 ” 的 原因。 H iggins 和 W illia m s on (1997 認(rèn)為 , 高撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的 國家導(dǎo)致經(jīng)常項目向赤字轉(zhuǎn)化 , 儲蓄也會隨撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的 增加而減少 , 如 1

6、9801989年的孟加拉國、 1975198943人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的影響機(jī)制與實證分析 世界經(jīng)濟(jì)研究 2009年第 9期 年的巴基斯坦等南亞國家。當(dāng)一個經(jīng)濟(jì)體勞動力比重 占優(yōu)勢時 , 儲蓄供給大大增加 , 而投資需求相對不足 , 導(dǎo) 致經(jīng)常項目走向盈余。 如日本、 韓國等能夠很快削減經(jīng) 常項目赤字的國家 , 大都經(jīng)歷了撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)快速下降的過 程。國外對人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與經(jīng)常項目的關(guān)系進(jìn)行 了大量研究 , 但國內(nèi)對此并未給予足夠重視。事實上 , 伴隨著 1965年左右尤其是 20世紀(jì) 80人口轉(zhuǎn)變 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)快速下降 , , G 升至 2007年的 11. % , 我國人口年

7、齡 結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)變是否與經(jīng)常項目差額的不斷上升之間 存在密切關(guān)系呢? 圖 1 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與經(jīng)常項目差額的關(guān)系 資料來源 :WDI (2007 。二 、 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對經(jīng)常項目的傳導(dǎo)機(jī)制在文獻(xiàn)回顧基礎(chǔ)上 , 本文利用國民收入的會計恒等 式 , 刻畫人口年齡結(jié)構(gòu) (DR 作用于經(jīng)常項目差額 (CA 的傳導(dǎo)機(jī)制。首先 , 國民收入支出法與收入法可以表示為 , Y =C+I +G +EX -I M =C +S p +T, 即 :CA =EX -I M =(S p -I +(T -G (1由于 S g =T -G, S =S p +S g , 因此可以進(jìn)一步可以得 到以下會計恒等式 :CA =S

8、-I(2其中 , C 、 I 、 G 分別為消費、 投資和政府支出 ; EX 、 I M 表示出口與進(jìn)口 ; S 、 S p 、 S g 分別為總儲蓄、 私人部門儲蓄 和公共部門儲蓄。 在不考慮凈要素收入的情況下 , 經(jīng)常 項目差額等于貿(mào)易余額或貿(mào)易收支。 也就是當(dāng) N FP =0時 , 存在以下會計恒等式 :CA =EX -I M(3一般地 , A =C +I +G , 為國內(nèi)支出或國內(nèi)吸收 (Do 2mestic Abs or p ti on 。 將其代入“ 支出法 ” 國民收入會計恒等式 , 可以進(jìn)一步得到以下恒等式 :CA =Y -A(4假設(shè)系數(shù) c 為邊際吸收傾向 , 那么式 (3

9、可以進(jìn)一步表示為 :CA =Y -A =Y -cY =(1-c Y(5以上述 5個國民收入會計恒等式為基礎(chǔ)討論我國 5 (0( /9(S 0 9(CA /9(L ife Cycle Hy pothesis 認(rèn)為 ,人們總是在年輕時儲蓄 , 年老時依靠年輕時的儲蓄消 費 , 因此如果社會中勞動年齡人口占比 (l 上升或者說 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān) (1/l -1 下降時 , 居民總儲蓄率將會上 升 , 即勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與儲蓄率呈現(xiàn)出反向關(guān)系 (Leff,1969 。 也就是說 , 在其他條件既定的情況下 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)加重 , 則儲蓄水平降低 ; 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)減輕 , 則 儲蓄水平上升 (鐘水映等

10、 , 2009 。 根據(jù)式 (2 , 在投資 I 既定的條件下 , 長期以來的勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)減輕導(dǎo)致儲 蓄率持續(xù)上升 , 繼而帶來經(jīng)常項目差額的上升。9(S -I /9(DR 0 9(CA /9(DR 0, 9(A /9(DR 0, 9(CA /9(C 0, 9(CA /9(A 0 9(CA /9(DR 0。 一般而言 ,在勞動年齡人口比重高的情況下 , 人口生產(chǎn)性強 , 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)輕 , 更多的產(chǎn)出轉(zhuǎn)化為儲蓄 (B l oom et al . , 2002 ; 相 反 , 如果少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)大 , 由老年人帶 來的大量醫(yī)療保障開支以及少兒帶來的教育培訓(xùn)開支 將大大增加 , 因而促使

11、消費提高 (Leff, 1969 。由于我 國總撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)持續(xù)下降 , 繼而導(dǎo)致國內(nèi)吸收趨于下降。 根據(jù)式 (5 , 在其他因素既定的條件下 , 消費支出的下 降帶來經(jīng)常項目的上升。9(T -G /9(DR 0 9(CA /9(DR 0。 當(dāng)一個人口年齡結(jié)構(gòu)中少兒人口和老年人口比例很高時 , 政府稅收和開支都會升高 , 政府53人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的影響機(jī)制與實證分析 世界經(jīng)濟(jì)研究 2009年第 9期開支升高的速度高于稅收的速度 ; 當(dāng)勞動年齡人口比重 增大時 , 政府稅收和開支會降低 , 但是政府稅收降低的 速度低于財政開支降低的速度 (Herbertss on 和 Z oega,1

12、999 。 也就是說 , 勞動力比重越大 , 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越低 , T -G 就越大 , 根據(jù)式 (1 , 經(jīng)常項目差額就會越大。9(EX /9(DR 0 9(CA /9(DR 0。 勞動力負(fù)擔(dān)的減輕意味著勞動力數(shù)量增長 速度超過非生產(chǎn)性人口增長速度 , , “ 三來一補 ” (3 , , 額上升。三 、 實證研究1. 變量、 數(shù)據(jù)及平穩(wěn)性檢驗經(jīng)常項目差額可以用國民儲蓄與國內(nèi)投資之差或 國際收支平衡表中經(jīng)常賬戶項目差額兩種方法表示。 本文采用后者 , 即 CAP =CA /GD P 。 人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變 通過撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)指標(biāo)進(jìn)行衡量。 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān) (DR 用被撫養(yǎng)的 14歲以下少兒人口和被贍養(yǎng)的 65歲

13、及以上老年人 口之和與 1564歲的勞動力人口的比值表示 , 即 DR =(P 014+P 65- /P 1564。本文采用人均 G D P (PG D P 衡量經(jīng)濟(jì)增長 , 并以 1978年為基期計算出不變價格的實 際人均 G DP 。由于我國自 1982, 因此 DP 數(shù)據(jù)來源于各年 中國統(tǒng) 。 2005年之前的經(jīng)常 項目差額以及美元計價的 G DP 來源于 2007年世界發(fā) 展指數(shù) (2007WD I ; 20062007年的經(jīng)常項目差額來 自國家外匯管理局公布的 中國外匯收支平衡表 。本文運用協(xié)整方法來分析勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、 經(jīng)濟(jì)增長與經(jīng)常項目差額之間的關(guān)系。如果運用非平穩(wěn)序列 進(jìn)行回歸

14、時 , 會造成虛假回歸 , 傳統(tǒng)的統(tǒng)計量 (如 t 、 F 、DW 等值 會出現(xiàn)偏差。 因此 , 在分析之間 , 首先采用擴(kuò)展的迪基 -富 勒 檢 驗 方 法 (Aug mented D ickey 2FullerTest 檢驗變量的平穩(wěn)性 , 以避免出現(xiàn)偽回歸。由表 1的檢驗結(jié)果可知 , 原始序列在一階差分后都變的平穩(wěn) , 所以都是一階單整序列 I (1 。表 1ADF 平穩(wěn)性檢驗變量(C, T, L ADFP 值結(jié)論變量 (C, T, L ADFP 值結(jié)論CA P (c, t, 0 -2. 08180. 5304N CAP (c, 0, 0 -4. 71540. 0010333Y DR (

15、c, t, 0 -2. 15110. 4943N DR (c, 0, 0 -6. 90930. 0000333Y PG D P(c, t, 1-3. 31570. 1087NPG D P(c, 0, 0-3. 33970. 044933Y注 :前綴 表示一階差分算子 ; (C, T, L 分別表示常數(shù)項、 時間趨勢和滯后階數(shù)。 L 由 A I C 和 SC 準(zhǔn)則確定。 333、 33分別表示 1%、 5%的顯著水平 。 N 、 Y 分別表示 “ 非平穩(wěn) ” 和 “ 平穩(wěn) ” 。 2. VAR 檢驗與協(xié)整方程由于所考察的變量均 I (1 , 如果這些變量的某種 線性組合平穩(wěn) , 那么這些變量之間

16、存在協(xié)整關(guān)系 (coin 2tegrati on , 即存在一種長期均衡關(guān)系。對于服從 I (1過程的協(xié)整檢驗方法有兩種 :一種是基于回歸殘差的EG 兩步法 ; 另一種是基于回歸系數(shù)的 Johansen 檢驗。 EG 兩步法易于計算 , 早期被廣泛使用 , 但其缺點是在小樣本下 , 參數(shù)估計誤差較大 , 并且當(dāng)變量超過兩個以上 時 , 可能存在多個協(xié)整關(guān)系 , 導(dǎo)致結(jié)果不易解釋 ; 而 Jo 2hansen 針對這一問題提出了極大似然估計法 (MLE 。此外 , 本文研究變量超過兩個 , 樣本量也相對有限 , 因此 采用 Johansen 協(xié)整方法。Johansen 協(xié)整是基于 VAR 模型的

17、檢驗方法 , 在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前 , 必須首先確定 VAR 模型的結(jié)構(gòu)。 由于 VAR 模型的穩(wěn)定性是判斷模型好壞的關(guān)鍵條件 , 而 且隨著滯后期越長模型穩(wěn)定性越差 , 所以當(dāng) VAR 模型 不符合穩(wěn)定條件時的前推一期為最長滯后期 , 然后根據(jù) 殘差檢驗逐期剔除不顯著模型 , 通過殘差自相關(guān)、 正態(tài) 性、 異方差性檢驗的模型為最終模型。依據(jù)上述思路 , 當(dāng)滯后期為 6時 VAR 模型穩(wěn)定性條件不滿足。運用A I C 、 SC 、 HQ 信息準(zhǔn)則、 LR 統(tǒng)計量檢驗以及 FPE 最終預(yù)測誤差方法對滯后 1期 5期 VAR 模型殘差的自相關(guān)、 正態(tài)性及異方差性進(jìn)行檢驗 , 最終確定 VAR 模型的

18、最 佳滯后期 L =2(Lag Length Criteria 過程從略 。協(xié)整檢 驗實際上是對無約束 VAR 模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR 模型 , 該 VAR 模型的滯后期是無約束 VAR 模型一階差分變量的滯后期。由于以上推導(dǎo)確定了無約束VAR 模型的最優(yōu)滯后期為 2, 因此協(xié)整檢驗的 VAR 模63人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的影響機(jī)制與實證分析 世界經(jīng)濟(jì)研究 2009年第 9期 表 2VAR (2 殘差檢驗自相關(guān)檢驗 滯后期123456789LM 統(tǒng)計量12. 73810. 08013. 1736. 11110. 2448. 0443. 94013. 45010. 176P 值0

19、. 1750. 3440. 1550. 7290. 3310. 5300. 9150. 1430. 336異方差檢驗 Chi 2sq =69. 02888(P =0. 5774 。 注 :異方差檢驗用原始回歸量的水平和平方檢驗。 正態(tài)性檢驗Jarque 2Beta =10. 16241(P =0. 1180 。 注 :J 2B 型滯后期應(yīng)確定為 1。 在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗 , 確定了最合適的協(xié) 整檢驗?zāi)Ｐ?, 示 , 在 5%, 標(biāo)準(zhǔn)化處理后的協(xié)整方程為 :EC t =CAP t +0. 997166DR t (0. 42581 2. 34184-0. 241084PG D P t(0.

20、 03490 -6. 90630+0. 088069Trend (82 (0. 01288 6. 83757+5. 886291(6調(diào)整后 R 2=0. 414976; Log likelihood =63. 52210;AC =-4. 876841; SC =-4. 631414式 (6 協(xié)整系數(shù)下小括號內(nèi)數(shù)字為漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤 , 中 t , -. , (1% =-3. 7695, 因此 , 上述三個時間序 , 而且 t 統(tǒng)計量表明各個變 量在協(xié)整關(guān)系中均顯著。 其中 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與經(jīng)常 項目差額之間的長期關(guān)系彈性為 -0. 997, 即長期來看 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)每降低 1個百分點 ,

21、將促進(jìn)經(jīng)常項目差 額提高 0. 997個百分點 , 這與我國勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的快速下降而經(jīng)常項目差額占 G DP 比值日益攀升的實際情 況相符 ; 經(jīng)濟(jì)增長在長期對經(jīng)常項目差額有正向作用 , 人均 G DP 每 提 高 1%, 可 促 使 經(jīng) 常 項 目 差 額 提 高0. 24%。 由此看出 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的長期大幅下降是經(jīng)常項目差額增加的一個重要因素。 接下來 , 對此進(jìn)一 步分析。表 3Johansen 協(xié)整檢驗原假設(shè) H 0備擇假設(shè) H 1特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值 最大特征值5%臨界值 r =0r 10. 812647. 43093342. 915340. 19063325. 823

22、2r 1r 20. 17567. 240325. 87214. 635419. 3870r 2r 30. 10292. 604912. 51802. 604912. 5180注 :33表示在 5%的顯著水平上拒絕原假設(shè) H 0。 3. 基于 VEC M 的 Granger 因果檢驗與脈沖響應(yīng)分析長期來看 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、 經(jīng)濟(jì)增長以及經(jīng)常項 目差額之間存在穩(wěn)定均衡關(guān)系。這里采用被廣泛使用 的 Granger 因果關(guān)系檢驗方法來探討它們之間的因果關(guān) 系。 Granger 因果檢驗有兩種形式 :一種是傳統(tǒng)的基于VAR 模型的檢驗 ; 另一種是新近發(fā)展起來的基于 VEC模型的檢驗。 Feldst

23、ein 和 St ock (1994 認(rèn)為 , 如果非平 穩(wěn)變量間存在協(xié)整關(guān)系 , 則應(yīng)考慮使用基于 VEC 模型 進(jìn)行因果檢驗 , 即不能省去模型中的誤差修正項 (err orcorrecti on ter m, ECT , 否則得出的結(jié)論可能會有偏差。由于 VEC M 的滯后期是無約束 VAR 模型一階差分變量 的滯后期 , 根據(jù)無約束 VAR 模型的滯后期為 2確定VEC M 的最 優(yōu) 滯 后階 數(shù) 為 1, 構(gòu) 造 經(jīng) 常項 目 差 額 的 VEC M 如式 (7 。CAP t =+CAP t -1+DR t -1+PG D P t -1+EC t -1+(7其中 , 式 (7 中的

24、EC t -1為式 (6 , 式 (7 的估計結(jié)果為 :CAP t =0. 0341(0. 01424 2. 39037-0. 0742CAP t -1(0. 18560 -0. 39987+0. 2271DR t -1(0. 36065 0. 62991-0. 7587PG D P t -1(0. 36180 -2. 09688-0. 2997EC t -1(0. 08798 -3. 40633(8該 VEC M 殘 差 序 列 的 Jarque 2Bera 統(tǒng) 計 量 為7. 4726, 伴 隨 概 率 為 0. 2793; W hite 檢 驗 統(tǒng) 計 量 為 46. 6199, 伴隨概

25、率為 0. 5295; LM 統(tǒng)計量為 6. 9621; 伴隨概率為 0. 6411; ADF 檢驗為 -4. 2196, 伴隨概率為0. 0035, 說明 VEC M 的殘差序列滿足正態(tài)性、 平穩(wěn)性 , 不存在異方差和自相關(guān)。模型有 3個內(nèi)生變量 , 無約束73人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的影響機(jī)制與實證分析 世界經(jīng)濟(jì)研究 2009年第 9期VAR 模型最優(yōu)滯后期 L =2, 該 VEC M 共有 32=6個根 , 而估計的 VEC M 有 1個協(xié)整關(guān)系 , 理論上該有 3-1=2個根的模為 1。 結(jié)果顯示 , 2個根落在單位圓上 , 另外 四 個 根 (0. 469266、 0. 535

26、792i 、 -0. 460914、0. 124968 均落在單位圓內(nèi)。 這說明 VEC M 模型的穩(wěn)定性良好。 式 (8 中內(nèi)嵌的協(xié)整方程反映了長期均衡關(guān) 系對短 期 波動 的 約 束 機(jī) 制。其 中 , 調(diào) 整 系 數(shù) EC 為-0. 2997, 符合反向調(diào)整原則 , 的程度為 29. 97%, , 因 此可使用 W ald M 聯(lián)合檢驗。 結(jié)果如表 4所示 , 從長期來看 , 均衡誤差修 正項系數(shù)在 5%的顯著水平上不為零 , 因此 , 從長期看 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與經(jīng)濟(jì)增長都是經(jīng)常項目差額變化的 原因。 從短期來看 , 經(jīng)濟(jì)增長在 5%的水平上是經(jīng)常項 目差額的 Granger 原因

27、, 而勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)不是經(jīng)常項 目差額變化的 Granger 原因。表 4基于 VEC M 的 Granger 因果檢驗檢驗方程 : CAP t =CAP t -1+DR t -1+PG D P t -1+EC t -1+檢驗項DR t -1PG D P 聯(lián)合檢驗 EC t -1H 0=0=0=0=0W ald 檢驗 :20. 3967814. 39691710. 795945. 34592P 值0. 52880. 03600. 01910. 02437 為了進(jìn)一步說明變量之間因果關(guān)系的強度和路徑 , 我們基于 VEC M 得到廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)。由于 Chol 2esky 分解的非唯一性導(dǎo)致沖

28、擊識別的任意性 , 系統(tǒng)內(nèi)變量排序不同會導(dǎo)致結(jié)果不同 , 因此本文采用 Pesaran 和Shin (1998 提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù) (generalized i m 2pulses , 結(jié)果如圖 3所示。短期內(nèi) , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的一個信息 (innovati on 對經(jīng)常項目差額的沖擊為正向 , 但從第 2期開始反向沖擊并持續(xù)增強 , 第 5期達(dá)到最大-0. 87%后開始衰減 , 第 11期以后 , 沖擊變得平穩(wěn) , 為 -0. 55%左右。人均 G DP 的沖擊在短期內(nèi)下降 , 但從第 2期 開 始 沖 擊 持 續(xù) 增 強 , 直 至 第 6期 達(dá) 到 最 大2. 19%, 第 12期

29、以后穩(wěn)定在 1. 8%左右。 方差分解結(jié)果顯示 , 第 12期以后 , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)能夠解釋 18. 2%左 右的方差 , 而經(jīng)濟(jì)增長能夠解釋 15. 5%左右的方差。四 、 結(jié)論及啟示本文運用協(xié)整檢驗等技術(shù)方法分析了勞動力撫養(yǎng)圖 2 經(jīng)常項目差額的脈沖響應(yīng)函數(shù)負(fù)擔(dān)、 經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)常項目差額的動態(tài)關(guān)系。結(jié)果發(fā) 現(xiàn) , 它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。長期而言 , 勞 動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對經(jīng)常項目差額具有反向作用 , 勞動力撫 養(yǎng)負(fù)擔(dān)每降低 1個百分點 , 將促進(jìn)經(jīng)常項目差額提高0. 997個百分點 ; 短期內(nèi) , 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對經(jīng)常項目差額的作用不顯著。 經(jīng)濟(jì)增長不論是短期還是長期 , 都 與經(jīng)

30、常項目變動密切相關(guān)。以上結(jié)論符合我國的實際情況。 “ 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)大大減 輕、 儲蓄率快速攀升、 消費率持續(xù)下降、 出口大幅度增 加、 經(jīng)常項目差額逐漸上升 ” 是 20世紀(jì) 80年代以來中 國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著特點。 1965年左右 , 我國勞動力撫 養(yǎng)負(fù)擔(dān)就開始下降 , 尤其是從 1982年開始 , 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)進(jìn) 入快速 下 降 的 通 道 , 從 57. 53%下 降 到 2007年 的37. 42%。 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的下降是儲蓄率上升和消費率下降的重要原因之一。在考察期內(nèi) , 儲蓄率從 1982年的 12. 76%增長到 2007年的 67. 05%, 年均增長 2. 17個百分點。 與此同時

31、, 消費率從 1982年的 51. 93%下降 到 2007年的 37. 39%, 年均降低 0. 58%。中國經(jīng)濟(jì)持 續(xù)高速增長背景下的“ 儲蓄率趨高、 消費率趨低 ” 是導(dǎo) 致經(jīng)常項目差額不斷擴(kuò)大的重要原因。 從投資率來看 , 盡管 1988年之前 , 投資率高于儲蓄率 , 但儲蓄率從 1982年開始增長速度一直高于投資率 , 尤其從 1989年開始 , 儲蓄率超過投資率 , 并持續(xù)至今。 2007年 , 儲蓄率比投 資率高 12. 02個百分點。從進(jìn)出口來看 , 勞動力負(fù)擔(dān)的減輕使得大量的勞動 力流入加工貿(mào)易領(lǐng)域 , 從而帶來巨大的加工貿(mào)易順差。 據(jù)估計 , 全國加工貿(mào)易活動的直接就業(yè)人

32、數(shù)超過 4000萬 , 實現(xiàn)間接就業(yè)近 1億人 (王懷民 , 2009 。這帶來19852007年加工貿(mào)易順差達(dá)到 10980億美元 , 成為經(jīng)常項目差額的主要來源。 因此 , 人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是中國成為世界制造業(yè)中心以及經(jīng)常項目差額不斷攀升 的重要原因之一。本文結(jié)論的啟示意義在于 :第一 , 從人口年齡結(jié)構(gòu)83人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)常項目差額的影響機(jī)制與實證分析 角度來分析經(jīng)常項目差額 ,應(yīng)著力于一個中長期的結(jié)構(gòu) 性視角 。短期內(nèi) ,人口年齡結(jié)構(gòu)對經(jīng)常項目差額的影響 并不顯著 。第二 ,高度關(guān)注撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化通過儲蓄率 、 消費率 、 投資率以及政府財政收支等中介變量傳導(dǎo)影響 經(jīng)常項目差額變化

33、。第三 ,經(jīng)常項目的順差和上升得益 于中國的人口年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)勢 (人口紅利 , 而人口紅利 只是人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程中的一個短暫性機(jī)遇 , 向 “ 人口負(fù)債 ” 轉(zhuǎn)變是難以避免的趨勢 。按照聯(lián)合國高 、 中、 低三種預(yù)測方案 , 撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)分別于 2034 年 、 2039 年 和 2044 年達(dá)到人口負(fù)債轉(zhuǎn)折點 。那么 , 未來人口年齡 結(jié)構(gòu)劣勢 (人口負(fù)債 是否會帶來經(jīng)常項目差額減少 , 甚至持續(xù)逆差 , 從而消耗人口紅利期累積的外匯儲備 呢 ? 這值得我們動態(tài)關(guān)注 。第四 ,老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的日益 加重促使勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)逼近“ 拐點 ” 2000 年中國進(jìn) 。 入老齡化社會 , 2015 年老齡

34、化加速 , 老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)迅速 加重 。此時 ,勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化趨勢從“ 日益減輕 ” 轉(zhuǎn)向“ 日趨加重 ”支撐經(jīng)常項目差額的年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)勢 , 逐漸喪失 。甚至有人提出“ 因勞動撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的下降帶 來的經(jīng)常項目順差終將被日益加速的人口老齡化所帶 ( 來的老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)加重所消耗 ” 祝丹濤 , 2008 , 這值 1995 , 23 ( 5 : 869 2 . 879 369. 1998 , 58 ( 1 : 17 2 . 29 4 H iggins, M. Demography National Savings and International . Cap ital Flow s Intern

35、ational Econom ic Review, 1998 , 39 : 343 2 . 1994 , 102 ( 2 : 348 2 . 369 得進(jìn)一步關(guān)注和檢驗 。 參考文獻(xiàn) 1 Chinn, M. D. , Prasad, E. S Medium 2ter Deter inants of . m m Current Accounts in Industrial and Develop ing Countries: An Emp irical Exp loration. Journal of International Econom ics, 2003 , 59 : 47 2 . 76

36、 2 Coale, A. J. , Hoover, E. M. Population Growth and Econom ic Development in Low 2Income Countries Princeton: Princeton . University Press, N. J. , 1958. Latin America into the Next Century World Development, . 3 Taylor, A. Debt, Dependence and the Demographic Transition: 5 H iggins,M. ,W illiam s

37、on, J. G Age Structure Dynam ics in A si2 . 6 Herbertsson, T , Zoega, G Trade Surp luses and L ife2 . . Cycle 10 鐘水映 ,李魁 . 勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對居民儲蓄率的影響研究 J . 中國人口科學(xué) , 2009 ( 1 : 42 2 . 51 14 王懷民 . 加工貿(mào)易 、 勞動力成本與農(nóng)民工就業(yè) J . 世界經(jīng) 15 祝丹濤 . 人口年齡結(jié)構(gòu)的國別差異和全球經(jīng)濟(jì)失衡 J . 經(jīng) 7 Leff, N. H. Dependency Rate and Saving Rate. America

38、n E2 8 A lan, T, W illiam son, J. G Cap ital flows to the New World as . an Intergenerational transfer Journal of political Economy, . 9 Young, A. The Tyranny of Numbers: Confronting the Statistical nal of Econom ics, 1995 ( 3 : 641 2 . 680 Population Change. RAND , 2002. 12 Feldstein,M. , Stock, J.

39、 H. The U se of a Monetary Aggregate to 11 B loom , D. E. Canning D. , Sevilla, J. The Demographic D ivi2 dend: A New Perspective on the Econom ic Consequences of cy Chicago: Chicago University Press, 1994 : 762. . 13 Pesaran, M. H. , Shin, Y Generalized I pulse Responses A 2 . m nalysis in L inear

40、Multivariate Models Econom ic Letters, . 濟(jì)研究 , 2009 ( 1 : 15 2 . 19 濟(jì)社會體制比較 , 2008 ( 2 : 27 2 . 32 opment Review, 1997 , 23 ( 2 : 261 2 . 293 Realities of the East A sian Growth Experience. Quarterly Jour2 Target Nom inal GDP, in G N. Mankiw , ed. , Monetary Poli2 . an and Dependence on Foreign Cap

41、ital Population and Devel2 . conom ic Review, 1969 , 59 ( 5 : 886 2 . 896 Saving Behavior Econom ies Letters, 1999 , 65 : 227 2 . . 237 (責(zé)任編輯 : 王麗娟 世界經(jīng)濟(jì)研究 2009 年第 9 期 3 9 W orld Econom y Study The I terna tiona l F inance Cr isis: Causes, Effect and Ch i a Stra teg ies n n s No. 9, 2009( Ser ia l No

42、. 187 L i G ang ( 28 This paper deep ly analyses the causes and effect of the international finance crisis and puts forward China strategies on the s ers that China should put the pdicy emphasis on adjusting the econom ic structure, expanding domestic demand and p romoting the reform. basis of analy

43、zing the basic p roblem s of China economy In order to overcome the challenges from the crisis, this paper consid2 s . The I pact M echan is and Em p ir ica l Test of Age Structure on Curren t Accoun t Ba lance m m Zhon g S hu iyin g L i Ku i( 34 ship among dependency ratios, econom ic grow th and c

44、urrent account using cointegration, granger causality test based on VECM we app ly a simp lified vertical p roduct differentiation analyzing the mechanis of Chinaexport in the past 30 years and the chan2 m s ges of welfare caused by the growth. In the end we point out the direction of the export gro

45、w th in China. The Cha llenge of Protection ism and the I provem en t of W TO m M ao Yanq iong ( 47 On this basis, our emp irical study of various models move to several major develop ing countries It suggests that the structure of . perspective, while it does not significant in the short2ter m. Ins

46、tead, econom ic grow th i pacts the current account significantly re2 m Ana lysis of Export Growth in Ch i a dur in g the pa st 30 Y ears n China export trade grow th since the reform and opening2up, it also points out that in Chinaexport grow th there exist two“ turn2 s s er p rotectionis m. p iric

47、al tests using the stock data are conducted on most countries in the world and the stage of I P for each country is also classi2 D fied. The conclusions show that the test results of the over whelm ing majority of countries confir the I P but the stages of many m D tion of the fifth stage of the tra

48、ditional I P. D developed countriesD P lag behind the position that their gross domestic p roduct would justify In addition, we give a rep resenta2 I . Research on Reverse Technology Sp illover of Fore ign D irect Investm en t of Ch ina L iu M ingx ia an g Xu e ju n ( 57 W gardless of long2term or short2term. The dynam ic re