中国进出口贸易的金融危机冲击效应_基于B_N数据分解的分析

【收稿日期】 2010-04-20 【基金项目】 国家社会科学基金项目(09BJY001) 【作者简介】 1. 李子联(1985 － ) ，男，江西赣州人，南京大学经济学院博士研究生，研究方向:宏观经济;2. 黄瑞玲 (1965 －) ，女，江西赣州人，江苏行政学院世界经济与政治教研部教授，经济学博士，研究方向:世界经济。 中国进出口贸易的 金融危机冲击效应 ———基于 B － N数据分解的 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 李子联1，黄瑞玲2 (1. 南京大学经济学院，江苏南京 210093; 2.江苏行政学院世界经济与政治教研部，江苏南京 210004) 【摘 要】 基于 2001 年 1 月至 2009 年 9 月共 105 个月份的中国实际进出口贸易总额 数据，运用 Beveridge-Nelson(B-N)数据分解法对序列的确定性趋势项、周期项和随机冲击 项进行了分解，分析了国际金融危机对我国进出口贸易总额的冲击效应，得出结论:第一， 我国进出口贸易具有相对较强的抗干扰能力;第二，受外需下降等因素的影响，当前国际金 融危机对我国进出口贸易的冲击程度相对较大;第三，我国进出口贸易受国际金融危机的 冲击程度正在逐渐减弱，复苏迹象已渐渐显现。复苏后，外向依赖型的经济增长结构将发 生较大改变，扩内需和调结构将带来新的经济增长点。 【关键词】 进出口贸易;国际金融危机;冲击效应;Beveridge-Nelson(B-N)数据分解 【中图分类号】 F752 【文献标识码】 A 【文章编号】 1009-6701(2010)03-0074-08 一、引言 国际金融危机爆发和蔓延以来，我国开放 型经济中出现的国际订单减少、投资贸易信心 受挫、汇率变化不确定、贸易信用风险加大以及 贸易保护主义加剧等因素对我国实体经济造成 了较大的负面影响，突出表现在外部需求减少、 进出口总额同比增长下滑以及经济增长速度放 缓等。基于此，在综合考虑我国资本账户封闭 的背景下，本文拟从进出口贸易的角度思考当 前国际金融危机对我国实体经济的影响。 对于国际贸易对金融危机的传导，亚洲金 融危机的爆发为此提供了理论和实证研究的现 实基础。Masson(1998)的研究表明，在各国经 济的相互依赖性不断增强的背景下，商品贸易 是金融危机传递的主要渠道;［1］Krugman (1998)除了认同信息和信贷渠道之外，还强调 了金融危机对贸易的影响，并认为金融危机可 能使得区域之内和区域之外的贸易关系发生改 变;［2］Glick ＆ Rose(1999)也发现，贸易联系是 金融危机的主要传染途径，亚洲金融危机导致 包括中国在内的许多国家出口下滑。［3］这些观 点得到了 Kaminsky ＆ Reinhart(2000)的进一步 论证和支持。［4］国际贸易之所以对金融危机产生 传导作用，原因在于存在“贸易溢出效应”和“产 业联动效应”，即一国投机性冲击造成的货币危 —47— 中国进出口贸易的金融危机冲击效应 财经视点 机，恶化了其他与其贸易关系密切的国家的宏观 基本面，从而可能导致其他国家遭受投机性冲击 压力(安辉，2004) ;［5］而产业联动效应的传导机 制则是通过“存货的加速原理”和产业的“结构性 震荡”两条途径发生作用的(范爱军，2001)。［6］ 与亚洲金融危机相似，演变于美国次级抵 押贷款危机的国际金融危机对我国实体经济的 影响也主要是通过国际贸易的渠道进行传导 的。Eichengreen(2007)认为由于亚洲区域内的 贸易大多是零部件产品，在中国加工成最终产 品之后还是要出口到美国，因此美国衰退的经 济形势使得国际金融危机对亚洲的影响要比预 期大。［7］国内学者在这一方面也做了一些颇有 价值的研究，如从外部需求的角度，裴平等 (2009)发现当前的国际金融危机对我国前十大 出口对象国(地区)的经济增长、金融市场和就 业状况产生了严重的冲击，汇率出现了较大的 波动，打击了这些国家(地区)的投资与消费信 心，减少了它们从海外进口的需求，造成了出口 贸易 的 持 续 下 降 (吴 晓 灵，2009;余 岭， 2009)。［8 － 10］从传染性分析的角度，李嘉赢 (2009)发现在本次金融危机中，全球各国间表 现出了前所未有的广泛相互传染效应，以发达 国家为进口国、发展中国家为出口国的主要贸 易关系可以解释大部分传染关系。［11］从汇率变 化的角度，卢盛荣(2009)认为美国金融危机引 致的经济衰退及其传染，使得欧元等货币因之 贬值和人民币名义有效汇率升值。［12］汇率的变 化不仅削弱我国外向型企业出口利润的增长， 增加出口成本，而且会直接导致汇兑损失，并通 过一般贸易出口和加工贸易出口渠道，最终影 响到总出口和净出口。 二、国际金融危机对我国 进出口贸易的冲击机理 国际金融危机是如何冲击我国进出口贸易 的?从外部层面考虑，国际金融危机的发生对 我国的出口对象国或进口来源国(比如美国、欧 洲和日本等国家和地区，下称对象国)产生了严 重的冲击。首先，国际金融危机冲击了对象国 个人的消费需求和企业的进口需求。美国次级 抵押贷款危机爆发后，一些资不抵债的大型金 融机构纷纷破产，并将其余波传染至与美国金 融经济联系紧密的资本账户开放国，使这些国 家同样遭遇了经营亏损和企业倒闭的结局。不 仅如此，金融危机向实体经济的快速转化也造 成了大量实体企业的倒闭，使得对象国的失业 率频频攀升。数据显示，2008 年，美国 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 失业 率由年初的 4. 91%攀升至年末的 7. 19%，平均 失业率为 5. 8%;相似地，英国标准失业率则由 5. 1%攀升至 6. 2%，年均失业率为 5. 56%①，这 一现象也同样出现在日本和韩国等发达国家。 失业率的上升一方面使得居民的收入水平下 降，另一方面则使居民面临更大的未来不确定 性，这都将导致居民的消费需求降低。对于实 体企业而言，金融机构的破产使其日常生产、经 营的资金链中断，进一步扩大生产难以为继，必 将导致其对海外产品需求减少，同时自身供给 能力也逐步下降。个人消费需求和企业进口需 求的下降给我国出口造成的影响是:第一，我国 企业海外订单急剧下降，出口总额增速放缓。 第二，国际金融危机的扩展加剧了各种贸易壁 垒，我国面临的出口形势更为严峻。金融机构 的破产、实体企业的倒闭以及失业率的频频攀 升不仅对对象国的经济发展产生了严重的影 响，更对对象国执政党的执政地位提出了重大 的考验。另外，一国经济增速的放缓或经济状 况的恶化也必将影响其在国际经济和国际政治 中的地位。因此，为了保持其国内执政地位和 国际影响力，对象国将不仅发展其国内经济以 摆脱金融危机，更有可能的是，它还将制造各种 国际贸易壁垒以从经济上遏制潜在竞争对手的 发展。在众多的对华贸易壁垒实施案件中，比 较典型地是，2009 年 9 月 11 日，美国总统奥巴 马宣布对中国轮胎实施三年惩罚性关税，理由 是 2004 年 － 2008 年中国出口到美国的轮胎市 场份额增加了 12 个百分点，而期间美国本土轮 胎市场的份额也恰好减少了 12 个百分点，因此 美国本土轮胎市场份额的下降是中国倾销行为 —57— 《上海立信会计学院学报》(双月刊) 2010 年第 3 期 ① 数据来源与中华人共和国商务部官方网站: http:/ /economicdata. mofcom. gov. cn，下同。 所导致的。实际上，美国本土轮胎市场份额之 所以下降 12 个百分点，是因为包括固特异和米 其林在内的四大轮胎公司将其生产场地搬到了 中国，而其产品则仍然销往美国;特保案的实施 只会将四大轮胎公司从中国转移至印度尼西亚 等成本更低的国家，美国本土轮胎市场份额仍将 下降。国际金融危机对对象国执政党执政地位 和国际影响力的冲击加剧了其对我国进出口贸 易的负面冲击。 图 1 国际金融危机对我国进出口贸易的冲击机理 从内部层面考虑，国际金融危机的发生对 我国国内市场也产生了较为严重的负面影响。 第一，国际金融危机加剧了我国企业的产能过 剩。由于经济发展结构不平衡，我国经济正经 历或将继续经历产能过剩的影响。在内需不振 的情况下，克服产能过剩这一困境的最佳途径 便是借助外需、增加出口。然而，国际金融危机 的爆发使得国外需求急剧减少，我国原来出现 的产能过剩问题因而更为严重。第二，国际金 融危机减弱了国内需求。受国际金融危机直接 和间接的影响，我国实体经济也从 2008 年下半 年开始出现了一些不利于宏观经济进一步发展 的微观因素，比如部分地区特别是沿海地带出现 了许多制造企业破产倒闭、员工纷纷失业以及农 民工早早返乡的现象，这种现象使得企业经营亏 损，投资信心受挫，进口需求下降;居民收入水平 降低，未来不确定性增加，消费需求下降。国际 金融危机对我国国内市场产生的负面影响一方 面使得企业的供给能力更为有限，另一方面则使 得我国企业的进口需求和居民的消费需求更为 萎靡，直接影响了我国对国外产品的进口。 总而言之，国际金融危机对我国的进出口 贸易产生了较大的冲击。从外部层面来看，对 象国所受的经济冲击导致的外部需求减弱直接 影响了我国产品的出口，而所受的政治冲击导 致的国际贸易保护主义则使我国产品的出口增 长更加难以为继。从内部层面来看，国际金融 危机则使我国的产能过剩更为严重，使企业和 居民的市场需求更为萎靡，严重影响了我国进 出口贸易产品的供给和需求。 三、B-N数据分解模型 不同于线性非观测成分模型(Harvey， 1985;Watson，1986;Clark，1987) ，［13 － 15］Bever- idge ＆ Nelson(1981)将一阶协整的宏观经济时 间序列分解为随机游走成分和周期成分，其中 随机游走成分又包含确定性成分和随机冲击成 分，并对确定性成分进行了 ARIMA 模型估计 (Nelson ＆ Plosser，1982;Campbell ＆ Mankiw， 1987a ＆ b) ，［16 － 19］这种数据分解方法被称为 B － N分解法。考虑到 B － N模型中的趋势项和 周期项在无穷求和的条件下难以进行有效的计 算，后继学者从各个层面对 B － N 分解的计算 原则进行了研究和拓展。 Stock ＆ Watson (1987)将 B － N分解模型中的线性单变量条件 拓展为多变量情形，［20］而 Newbold(1990)、［21］ Arino ＆ Newbold(1998)［22］则分别对单变量和 多变量的 B-N 情形提出了有效的计算框架; Beyaert ＆ Medina(2001)［23］对 Arino ＆ Newbold (1998)［22］一阶协整条件下的多变量 B － N分解 进行了拓展，得出 B-N分解在平稳条件下的 VEC 模型中同样适用;Morley(2002)则利用状态空间 法提出了 B-N分解法的广义计算框架，它适用于 包括所有单变量和向量在内的 ARIMA时间序列 模型;［24］Clarida ＆ Taylor(2003)将 B-N分解的计 算方法扩展到了单变量和多变量的非线性过程 中。［25］B-N计算方法的提出及其发展使得该方法 广泛地运用于经济时间序列的随机冲击分解中， 比较典型地，Gustavo(2007)利用 B-N 数据分解 对恐怖主义攻击的发生进行了分析;［26］王少平 和胡进(2009)利用 B － N 模型对我国 GDP 的趋 势周期和随机冲击进行了数据分解，得出了一些 —67— 中国进出口贸易的金融危机冲击效应 财经视点 有价值的结论。［27］ 按照 B-N分解模型及其计算框架，在一阶协 整的条件下(我国进出口贸易时间序列的平稳性 检验见下文)。我国进出口贸易总额的时间序列 可分解为随机游走趋势和周期趋势，其中随机游 走趋势又可分解为确定性趋势和随机冲击成分， 随机冲击成分主要包括国际金融危机、各种自然 灾害和瘟疫等不确定性因素在内的外生变量。 在本文所考察的 2001 年 1 月至 2009 年 9 月在 内的样本范围内，2008 年 － 2009 年的外部不确 定性因素集中体现在国际金融危机的冲击上， 因此，我们认为，2008 年 － 2009 年各个月份内 分解得出的随机冲击程度的大小能够有效地代 表国际金融危机对进出口贸易的冲击效应。 设定实际进出口贸易总额的自然对数值为 xmt，则在一阶平稳的条件下，根据 Wold定理: Δxmt = μ + εt +∑ ∞ i = 1 λiεt －i (1) 其中，Δxmt = xmt － xmt － 1，μ为 Δxmt 的长期 均值，εt ～ i. i. d N(0，σ 2)。因此，对(1)式两边 取期望值后可以得到: E(Δxmt)= E(μ)+ E(εt)+ E(∑ ∞ i = 1 λiεt －i)= E(μ) (2) 由于 xmt 为实际进出口总额的自然对数 值，因此其一阶差分为实际进出口总额的增长 率，根据上述计算结果，我国进出口总额的增长 率均值即为其长期增长率。按照 B-N 分解理 论，xmt 中的确定性趋势(DTt)可以分解为: DTt = xm0 + μt (3) 其中，xm0 是进出口贸易自然对数值的初 期值。在本文所选取的数据样本内，xm0 为 2001 年 1 月的对应值。 另外，定义 xmt 为基于当期所有信息为条 件的未来预期值，则 xmt 为该序列的现实实际 值。Morley(2002)指出该序列可以通过其一阶 差分的 AR(1)模型进行预测①，［24］即: (Δxmt － μ)= (Δxmt－1 － μ)+ εt (4) 其中，εt ～ i. i. d. N(0，σ 2) ，|  | < 1，同时 Δxmt = xmt － xmt － 1。通过上述 AR(1)模型中的 Wold定理公式可以得出，在正态分布假设条件 下，xmt 一阶差分序列未来 j 期的最小均方差 (MMSE，Minimum Mean Squared Error)的期望 值为: Et［(Δxmt+j － μ) ］=  j(Δxmt － μ) (5) 按照 Beveridge ＆ Nelson(1981)［16］的分解 定义，时间序列中的总趋势项(即随机游走成 分，计为 Tt)被定义为时间序列中长期趋势项的 最小均方差值，它等价于时间序列的现期值加上 一阶差分序列未来 j期最小均方差值的无穷和: Tt = limJ→∞Et［xmt+J － Jμ］= xmt + lim J J→∞ Et［(Δxmt+j － μ) ］ (6) 将(5)式代入(6)式，并运用等比数列(| | < 1)的无穷求和公式，可得在 AR(1)条件下 xmt 经 B-N分解后的总趋势项: Tt = xmt +  1 －  (Δxmt － μ) (7) 相应地，xmt 中的周期项可以分解为: Ct = －  1 －  (Δxmt － μ) (8) 结合已分解出的(3)式、(7)式和(8)式，可 以计算出随机冲击项: STt = xmt － Ct － DTt = xmt +  1 －  (Δxmt － μ)－ (xm0 + μt) (9) 四、进出口贸易的 B-N数据分解 本文选取我国 2001 年 1 月 － 2009 年 9 月 共 105 个月份的实际进出口总额数据②，对其进 —77— 《上海立信会计学院学报》(双月刊) 2010 年第 3 期 ① ② 经 ARMA模型分析可知，进出口总额一阶差分序 列满足 AR(1)模型: (Δxmt － μ)= － 0. 0063 － 0. 4028 ×(Δxmt － 1 － μ) t =(－ 1. 8906) (－ 5. 0467) 根据模型可知， = － 0. 4028。 数据均来自于中国经济信息网中国经济数据统 计库，http:/ /db. cei. gov. cn /。由于这些数据均是以当年 当月价格计算，因此为剔除价格因素，本文选取各月居民 消费价格指数作为物价变量，并计算出定基指数数据 (2001 /01 = 100)作为剔除变量，经计算后可得实际进出口 总额数据。 行月度调整后取自然对数，对应的数据如图 2 所示。 图 2 我国进出口贸易的线性趋势 从图中可知，我国进出口数据自 2001 年以 来呈现出较为明显的线性变化趋势，但 2008 年 年底以来则出现了较大的震荡，表明进出口总 额在所考察的样本范围内确有可能存在确定性 趋势，但也同时受到了国际金融危机较大的冲 击。为分析国际金融危机的冲击程度，本文根 据 B-N模型的计算框架，首先检验我国进出口 总额的平稳性，以判断其是否符合一阶协整的 条件。 采用单位根检验后发现，进出口总额序列 xmt接受存在一个单位根的原假设，表明我国进 出口总额是不平稳的，见表 1。 表 1 平稳性检验表 变量 模式(C，T，L)# ADF检验值 T值 P. xmt (C，T，12) － 0. 1084 － 3. 1527 0. 9941 Δxmt (C，T，12) － 17. 8437 － 4. 0496 0. 0000* 注:加“#”栏模式(C，T，L)中的 C、T和 L分别表示添 加常数项、趋势项以及滞后长度，滞后长度取施瓦兹信息 准则默认值;加“* ”表示在 1%显著性水平下拒绝存在一 个单位根的原假设。 在对序列进行一阶差分后，经检验发现该 序列拒绝存在一个单位根的假设，表明我国进 出口总额是一阶协整的，满足 B-N 分解关于时 间序列是 I(1)的要求。在一阶协整的条件下， B-N分解是经济时间序列的最佳分解方法 (Maravall，1995)。［28］因此，接下来我们将采用 公式(3)、(8)和(9)分别对进出口总额数据进 行分解，分别得到该序列的确定性趋势项、周期 项和随机冲击项。由于分解结果显示国际金融 危机对我国进出口贸易的冲击在 2009 年 1 月 才开始得到明显体现，因此，为便于直观反映这 一冲击过程，我们只将 2009 年前三季度我国进 出口总额的各项趋势分解值及其占比统计于表 2 中①。 2001 年 1 月以来，我国进出口总额月均增 长 1. 49%，其中确定性趋势增长速度为1. 28%。 从数据分解的角度，该数据表明确定性趋势的 变化是我国进出口总额取得高速增长的主要原 因。该数据也表明，虽然我国进出口总额频频 受到国际贸易摩擦、各种自然灾害以及国际金 融危机等各种外部不确定性因素的影响，但确 定性趋势的稳定增长使得我国进出口能够保有 较强的抗干扰能力，从而能够实现较高的增长 和保持较高的开放水平。然而，自 2008 年下半 年以来，国际金融危机开始渐渐地传入并影响 中国实体经济，这使得我国实际进出口贸易总 额月均增长只有 0. 68%，大幅度减缓了确定性 趋势 1. 28%的增长水平。另一方面也可以说， 正是由于中国进出口贸易存在 1. 28%的确定性 趋势增长水平，因此我国进出口总额在国际金 融危机冲击下仍然能够实现低速的正向增长， 并保持适当的贸易顺差。确定性趋势是如何支 撑我国进出口贸易增长的?确定性趋势增长源 于生产要素的投入和技术进步的实现，它大致 能够反映总供给对进出口增长的供给能力。而 最终实现的进出口总额增长则主要源于总需 求，它包含了随机冲击及其累积效应等。因此， 确定性趋势所形成的值，可能大于也可能小于 当期实际的进出口总额，即确定性趋势占比可 能大于也可能小于 100%。占比大于 100%意 味着遭受了较大的随机冲击或总需求不足，或 两者兼而有之;反之则表明总需求过大，或者经 历了有利于增长的实际或名义冲击等。分解结 果显示，2001 年 1 月至 2008 年 12 月，确定性趋 势占比小于 100%，表明在该时期内进出口总额 —87— 中国进出口贸易的金融危机冲击效应 财经视点 ① 受篇幅所限，2001 年 1 月至 2008 年 12 月的相关 分解值不予展示。 表 2 2009 年前三季度我国进出口总额各项趋势分解值及其占比(%) 时期 1 月 2 月 3 月 4 月 5 月 6 月 7 月 8 月 9 月 xmt 9. 0866 9. 1717 9. 1899 9. 1940 9. 2067 9. 2581 9. 2839 9. 2420 9. 3266 DTt 9. 2244 9. 2372 9. 2499 9. 2627 9. 2755 9. 2883 9. 3010 9. 3138 9. 3266 DTt /xmt 101. 5200 100. 7100 100. 6500 100. 7500 100. 7500 100. 3300 100. 1900 100. 7800 100. 0000 Ct － 0. 0518 0. 0200 0. 0009 － 0. 0031 － 0. 0006 0. 0104 0. 0031 － 0. 0162 0. 0199 Ct /xmt － 0. 5700 0. 2200 0. 0100 － 0. 0300 － 0. 0100 0. 1100 0. 0300 － 0. 1800 0. 2100 STt － 0. 0860 － 0. 0855 － 0. 0610 － 0. 0656 － 0. 0682 － 0. 0406 － 0. 0203 － 0. 0556 － 0. 0199 STt /xmt － 0. 9500 － 0. 9300 － 0. 6600 － 0. 7100 － 0. 7400 － 0. 4400 － 0. 2200 － 0. 6000 － 0. 2100 经历了有利于增长的实际或名义冲击，或现实 中所存在的负向冲击被进出口总额的自发“引 致效应”所涵盖，从而出现了正的“净冲击效 应”;2009 年 1 月开始，确定性趋势占比则大于 100%，表明我国进出口总额自 2009 年 1 月才 开始明显地受到国际金融危机的负向冲击，这 一冲击过程可以粗略地表述为，国际金融危机 造成的内外需求不足使得我国进出口总额遭受 了较大的冲击。 国际金融危机造成的负面影响可以通过图 3 中的随机冲击项及其占比得到更为详尽地体 现。2001 年 1 月至 2008 年 12 月，随机冲击值 虽然也呈现出较大的波动，但其平稳地处于“0 值”水平线上，平均为 0. 33，占进出口贸易总额 的平均值为 3. 65%，表明随机冲击对进出口贸 易的净效应始终是正向的，国内外各种外部因 素所带来的实际或名义的“净冲击效应”有利于 进出口的增长。但是，自 2009 年 1 月以来，随 机冲击项开始出现了较大的负值，如 1 月和 2 月，该值分别为 － 0. 086 和 － 0. 0855，占进出口 图 3 我国进出口贸易随机冲击效应 贸易总额的比重分别为 － 0. 95%和 － 0. 93% (见表 2) ，这相当于说，国际金融危机对我国 2009 年 1 月和 2 月所带来的损失分别为 92. 11 亿元和 79. 43 亿元。体现在统计数据中:我国 2009 年前三季 GDP 增长 7. 7%，其中投资拉动 7. 3 个百分点，最终消费拉动 4 个百分点，而净 出口则拉动 － 3. 6 个百分点(负拉动)。因此， 我国进出口贸易受到了国际金融危机较为严重 的负面冲击，月度冲击值平均为 － 0. 0559，占进 出口贸易总额的平均份额为 － 0. 61%，所带来 的月均损失额为 72. 1 亿元。欣慰的是，国际金 融危机对进出口贸易的冲击程度出现了弱化的 趋势，直接体现在:3 月，随机冲击项为 － 0. 061， 占比 － 0. 66%;6 月，该值为 － 0. 0406，占比 － 0. 44%;9 月，该值为 － 0. 0199，占比则变为 － 0. 21%。我国进出口贸易正开始逐渐摆脱国 际金融危机的冲击，慢慢走向复苏。 对于本文数据分解的结果，如何进一步解 释 2008 年出现的诸如广东东莞合俊玩具厂、浙 江江龙控股集团以及浙江华联三鑫集团等外贸 企业的倒闭对我国进出口贸易的负面影响?自 2007 年美国次级抵押贷款危机爆发和蔓延后， 我国境内出现的外贸订单减少以及外贸企业倒 闭等现象，对我国进出口贸易造成了较大的负 面冲击，但这些信息似乎并没有直接反映在相 关年份的随机冲击分解结果中。出现这种现象 的原因在于:首先，我国境内出现的企业倒闭现 象并不完全是由国际金融危机的冲击所造成 的。也就是说，除了国际金融危机这一外部因 素冲击外，还存在导致企业倒闭的内部冲击因 —97— 《上海立信会计学院学报》(双月刊) 2010 年第 3 期 素。这一因素便是长期以来我国经济发展结构 不平衡导致的产能过剩。在拉动经济增长的三 驾马车中，我国历来倚重于高投资和高出口，在 内需恒定或并没有得到有效扩大的现实背景 下，高投资的增长模式带来了两种结果，一是粗 放式投入造成技术固化，二是大规模投资造成 产能过剩。在出现各种不确定性因素导致出口 受阻的情况下，这两种结果将带来产品的进一 步滞销和产能的进一步过剩，使得投资企业资 金链中断，一方面无法偿还银行的信贷本息，另 一方面则无法进一步维持企业的日常生产和经 营。因此，不平衡的经济发展结构所导致的产 能过剩也是我国各类企业倒闭的主要原因，它 恰好契合了国际金融危机爆发的这一时点。这 一负面冲击效应并不会反映在数据分解结果的 随机冲击项中，而是体现在周期项中，如，2008 年 11 月和 12 月，周期项占进出口总额的比重 分别为 － 0. 67%和 － 0. 09%，能够很好地解释 这一现象。其次，冲击效应存在“滞后效应”。 由于企业对于国际金融危机的冲击存在认知、 决策以及调整的应对过程，因此当期的负向冲 击并不能及时反映在随机冲击项中;同时，业务 合同 劳动合同范本免费下载装修合同范本免费下载租赁合同免费下载房屋买卖合同下载劳务合同范本下载 具有可持续性，因此企业即便在经营困难 乃至面临倒闭后仍然能够实现合同 规定 关于下班后关闭电源的规定党章中关于入党时间的规定公务员考核规定下载规定办法文件下载宁波关于闷顶的规定 的交易 金额;另外，企业倒闭也存在各种规定的法律程 序，统计过程也将耗费一定的调研时间，这些程 序所带来的“滞后效应”都将使得当期的负向冲 击不能有效地反映在随机冲击项中。最后，进 出口贸易的增长存在自发的“引致效应”，即当 期能够带来下一期进出口贸易的增长，原因在 于当期进出口贸易的增长扩大了市场交易份 额、培养了更多客户资源以及带来了更多国际 贸易订单，这为下一期进出口贸易的增长奠定 了市场、客户和业务方面的基础。“引致效应” 的存在能够抵消部分不确定性因素所带来的负 向冲击。在“引致效应”超于负向冲击效应的情 况下，进出口贸易总额便能在国际金融危机背 景下实现正的“净冲击效应”。因此，可以认为， 在契合我国经济发展结构不平衡所带来的产能 过剩的情况下，国际金融危机的发生进一步加 剧了我国进出口贸易的恶化。 五、结语 基于 2001 年 1 月至 2009 年 9 月共 105 个 月份的中国实际进出口贸易总额数据，本文运 用 Beveridge-Nelson(B-N)数据分解法对序列的 确定性趋势项、周期项和随机冲击项进行了分 解，分析了国际金融危机对我国进出口贸易总 额的冲击效应，得出以下几点主要结论: 第一，我国进出口贸易具有相对较强的抗 干扰能力。在国际金融危机等外部不确定性因 素的冲击下，进出口总额仍然能够实现相对较 为稳定的增长。对确定性趋势项进行数据分解 后发现，2001 年 1 月以来，我国进出口总额月均 增长 1. 49%，其中确定性趋势增长速度为 1. 28%，表明确定性趋势的稳定增长支撑了我 国进出口总额的高速增长。 第二，受外需下降等因素的影响，当前国际 金融危机对我国进出口贸易的冲击程度相对较 大，月度冲击值平均为 － 0. 0559，占进出口贸易 总额为 － 0. 61%，目前已造成进出口总额至少 648. 9 亿元的损失。国际金融危机的爆发和蔓 延不仅对国际经济产生了较大的冲击，还对国 际政治产生了较大的影响，使得我国进出口正 面临或将继续面临更为低迷的外部需求和更 加频繁的贸易摩擦。对于中国而言，国际金融 危机则使产能过剩问题更为严重，使进口需求 和消费需求更为萎靡，经济增长面临更大的 挑战。 第三，我国进出口贸易自 2009 年 1 月至今 一直受到国际金融危机的冲击，但冲击程度正 在逐渐减弱，复苏迹象已渐渐显现。复苏后，外 向依赖型的经济增长结构将发生较大改变，扩 内需和调结构将带来新的经济增长点。次贷危 机爆发后，我国政府果断及时地实施了一系列积 极的财政政策和适度宽松的货币政策，有力地刺 激了国内经济，相对减弱了国际金融危机的冲 击。体现在国际金融危机对进出口贸易的冲击 由 2009 年 1 月的 － 0. 086 减弱到 9 月的 －0. 0199，占进出口总额的比重也由 － 0. 95%下 降到 －0. 21%，冲击程度正在逐渐减弱，复苏迹 象已开始显现。但是，由于外需结构已发生较大 —08— 中国进出口贸易的金融危机冲击效应 财经视点 改变，我国进出口贸易已难以回到原来的水平， 这将导致我国外向型的经济增长结构发生改变， 而扩内需和调结构将带来新的经济增长点。 应对国际金融危机对我国进出口贸易的冲 击，上述结论可以为我们提供以下几点启示: 首先，保住外需，扩大内需，突破产能过剩 的约束。我国出口贸易的高速增长依赖于强劲 的外部需求，在国际金融危机背景下，国外进口 需求的下降对我国的出口造成了较大的冲击， 国内产能过剩问题因而变得更为严重。为克服 这一问题带来的增长约束，保住外需和扩大内 需应该是比较有益的选择。其中，保住外需不 应一味降低出口成本，而应提高其战略高度，应 采取出口信用保险和外商融资担保等 措施 《全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观软件质量保证措施下载工地伤害及预防措施下载关于贯彻落实的具体措施 以促 进贸易融资，应设立外向型企业产业转型基金 以促进产业升级。扩大内需则应充分认识政府 收入不断攀升和居民收入不断下降的现实背 景，关键是要提高居民特别是农民的可支配收 入和降低居民消费的不确定性。这就要求增加 教育的公共支出，以减少居民的教育投入;增加 社会医疗保障的公共投入，以减少居民的未来 不确定性;增加“三农”的转移支付，以提高农民 的可支配收入。 其次，提高技术，加强创新，摆脱产品滞销 的困境。产能过剩必将带来产品滞销，在国际 金融危机的冲击下，这一问题将更加严重。如 何摆脱这一困境，关键是要提高生产技术，以提 高生产效率和提高产品的技术含量，创造更多 的技术附加值;更要加强产品创新，以增加产品 的新功能和增加产品的知识含量，保持产品的 差异性和品牌性。它不仅要求政府增加公共投 入，改善生活环境和工作环境，更应增加公共投 入吸引和培养创新创业的领军人才。 最后，积极应对，主动出击，减少贸易摩擦 的干扰。国际金融危机对国际政治的冲击导致 的国际贸易保护主义严重干扰和阻碍了我国出 口贸易的发展。为此，我国应组织和设立相关 机构对从事进出口贸易业务的企业进行有关国 际贸易争端及其解决的知识培训，并充分有效 地发挥贸易争端解决机构的各项功能;同时更 应主动地对违反贸易惯例和条例的国家实施法 律控诉和相关制裁，以树立中国在国际贸易中 公正严明的形象。 参考文献: ［1 ］Masson P. Contagion:monsoonal effects，spillovers， and jumps between multiple equilibrium［R］. IMF Working Paper ，1998. ［2 ］Krugman P. Bubble，Boom，Crash:Theoretical Notes on Asian's Crisis［M］. Cambridge，Massachusetts: Mimeo，MIT，1998. ［3 ］Glick R.，and Rose A. K. Contagion and trade:why are currency crisis region? ［J］. Journal of Internation- al Money and Finance，1999，18:603 － 617. ［4］Kaminsky G. L.，and Reinhart C. M. On crises，conta- gion，and confusion［J］. Journal of International Eco- nomics，2000，5:145 － 168. ［5 ］安辉.现代金融危机国际传导机制及实证分析——— 以亚洲金融危机为例［J］. 财经问题研究，2004， (8) :45 － 48. ［6 ］范爱军.金融危机的国际传导机制探析［J］.世界经 济，2001，(6) :31 － 36. ［7 ］ Eichengreen B. The Sub-prime crisis and Asia［EB / OL］. http:/ / emlab. berkeley. edu，2007. ［8 ］裴平，张倩，胡志锋. 国际金融危机对我国出口贸易 的影响———基于 2007 － 2008 年月度数据的实证研 究［J］.金融研究，2009，(8) :103 － 113. ［9 ］吴晓灵.国际金融危机背景下的中国经济［J］.金融 发展研究，2009，(2) :3 － 6. ［10］余岭.国际金融危机的传导机制及对中国经济影响 和对策分析［J］.财贸经济，2009，(6) :41 － 44. ［11］李嘉赢.美国次贷危机的国家传染性检验［J］. 经济 科学，2009，(5) :54 － 63. ［12］卢盛荣.国际金融危机对中国经济的影响及其传导 机制［J］.东南学术，2009，(1) :34 － 42. ［13］ Harvey A. C. Trends and cycles in macroeconomic time series［J］. Journal of Business and Economic Sta- tistics，1985，3:216 － 227. ［14］Watson M. W. Univariate detrending methods with sto- chastic trends ［J］. Journal of Monetary Economics， 1986，18:49 － 75. ［15］Clark P. K. The cyclical component of U. S. economic activity［J］. Quarterly Journal of Economics，1987， 102:797 － 814. ［16］Beveridge S.，and Nelson C. R. A new approach to decomposition of economic time series into permanent and transitory components with particular attention to measurement of the“Business Cycle”［J］. Journal of Monetary Economics，1981，7:151 － 174. ［17］Nelson C. R.，and C. I. Plosser. Trends and random walks in macroeconomic time series:some evidence and implications ［J］. Journal of Monetary Economics， —18— 《上海立信会计学院学报》(双月刊) 2010 年第 3 期 1982，10:139 － 162. ［18］ Campbell J. Y.，and Mankiw N. G. Permanent and transitory components in macroeconomic fluctuations ［J］. American Economic Review Papers and Proceed- ings，1987a，77:111 － 117. ［19］Campbell J. Y.，and Mankiw N. G. Are output fluctu- ations transitory? ［J］. Quarterly Journal of Econom- ics，1987b，102:857 － 880. ［20］ Stock J. H.，and M. W. Watson. Testing for common trends［J］. Journal of the American Statistical Associa- tion，1987，83:1097 － 1107. ［21］ Newbold P. Precise and efficient computation of the Beveridge-Nelson decomposition of economic time series ［J］. Journal of Monetary Economics，1990，26:453 － 457. ［22］Arino M. A.，and Newbold P. Computation of the Bev- eridge-Nelson decomposition for multivariate economic time series［J］. Economics Letters，1998，61:37 － 42. ［23］Beyaert A.，and Medina A. J. Q. Computation of the Beveridge-Nelson decomposition in the case of cointe- grated systems with I(0)cariables［J］. Economics Let- ters，2001，72:283 － 289. ［24］Morley J. C. A state-space approach to calculating the Beveridge-Nelson decomposition ［J］. Economics Let- ters，2002，75:123 － 127. ［25］ Clarida R. H.，and M. P. Taylor. Nonlinear perma- nent-temporary decompositions in macroeconomics and finance［J］. The Economic Journal，2003，113:125 － 139. ［26］Gustavo，A. G. Using the Beveridge ＆ Nelson decom- position of economic timer series for pointing out the oc- currence of terrorist attacks［R］. MPRA (Munich Per- sonal REPEC Archive) Paper ，No. 3388，2007，1 － 30. ［27］王少平，胡进. 中国 GDP 的趋势周期分解与随机冲 击的持久效应［J］.经济研究，2009，(4) :65 － 76. ［28］Maravall A. Unobserved Components in Economic Tim- er Series［C］. H. Pesaran and M. R. Wickens. Hand- book of Applied Econometrics ［A ］. Blackwell Press，1995. Impact Effect of Financial Crisis to China's Foreign Trade: Analysis Based on the Beveridge-Nelson Decomposition LI Zi-lian1，HUANG Rui-ling2 (1. Department of Economics，Nanjing University，Nanjing Jiangsu 210093，China; 2. Department of World Economy and Politics， Jiangsu Administration Institute，Nanjing Jiangsu 210004，China) Abstract:Based on the monthly data of China's foreign trade from January 2001 to September 2009， this paper decomposes determinant trend，cyclical and stochastical ones of the series of foreign trade with the Beveridge-Nelson decomposition method，and analyzes the impact effect of the international financial crisis on total volume of import and export trade of China. Some conclusions are drawn: (1)China's for- eign trade has strong capacity of resisting disturbance; (2)the impact effect of the international financial crisis on China's foreign trade is stronger because of decreased overseas market demand; (3)the impact strength is gradually weakened and China's economy recovers step by step. After the recovery，the export- oriented economic growth structure will change significantly，and the expansion of domestic market demand and the adjustment of economic structure will bring about new economic growth point. Key words:import and export trade;international financial crisis;impact effect;B-N decomposition —28— 中国进出口贸易的金融危机冲击效应 财经视点