劉鉆石 張 娟

(1.華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海 200237； 2.上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)研究所，上海 200336)

一、引言及文獻評述

21世紀(jì)以來，中國一直保持貿(mào)易順差，2008年貿(mào)易順差最高達到3488億美元，占GDP的7.7%。此后受到金融危機的影響，貿(mào)易順差額有所回落，貿(mào)易順差導(dǎo)致中國大量持有境外資產(chǎn)，2013年中國非黃金外匯儲備為3.84萬億美元；與中國相反的是，美國近十多年一直保持貿(mào)易逆差，2006年貿(mào)易逆差達到最高點的7300億美元，占到GDP的5.5%，截止2015年累計外債達到18萬億美元[注]數(shù)據(jù)來源：WDI數(shù)據(jù)庫和http://www.usdebtclock.org/。。以中國為代表的新興國家由于貿(mào)易順差持有大量境外資產(chǎn)，而美國卻長期存在貿(mào)易逆差和對外負(fù)債，這種狀況被稱為世界經(jīng)濟失衡(Bordo et al.,1999;Dooley et al.,2003)。

對于世界經(jīng)濟失衡的原因，很多文獻是從國際分工的角度出發(fā)進行研究的。而根據(jù)對國際分工研究重點不同，這些文獻又可細(xì)分為如下三類：

第一類文獻從國際分工與資本流動的角度研究世界經(jīng)濟失衡。標(biāo)準(zhǔn)的國際分工模型允許資本在不同行業(yè)間流動，但是并不考慮資本跨國流動(Beaudry et al.,2006;Atkeson et al.,2000)。國際分工和資本跨國流動的相互關(guān)系在Cunat et al.(2004)的研究文獻中有所體現(xiàn)，但是本文主要利用H-O模型分析貿(mào)易條件和產(chǎn)出的關(guān)系。Antras et al.(2009)認(rèn)為，當(dāng)國家間金融發(fā)展水平以及行業(yè)金融依賴度存在不同時，國際分工和資本流動就會產(chǎn)生互補性。Ju et al.(2009，2011)、Jin(2012)利用動態(tài)一般均衡模型分析國際貿(mào)易與資本國際流動之間關(guān)系后認(rèn)為，勞動力豐裕的國家更容易受到勞動密集型部門的技術(shù)沖擊，更傾向于發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，過剩的資本就會流向生產(chǎn)資本密集型產(chǎn)品的國家。張若雪等(2010)認(rèn)為，在產(chǎn)品的全球價值鏈生產(chǎn)體系中，生產(chǎn)制造部門會向勞動力成本低的發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移，而技術(shù)創(chuàng)新能力較強的發(fā)達國家則會專門從事產(chǎn)品設(shè)計和研發(fā)，因此，由于發(fā)達國家和發(fā)展中國家在全球價值鏈上的分工不同，導(dǎo)致發(fā)展中國家出現(xiàn)貿(mào)易順差和資本外流，從而形成世界經(jīng)濟失衡的狀況。

第二類文獻從制造業(yè)和金融業(yè)國際分工的角度研究世界經(jīng)濟失衡。Bao et al.(2009)、徐建煒等(2010)、Mao et al.(2012)認(rèn)為，外部失衡在很大程度上可以用國際分工新格局解釋：一方面，以美國、英國為首的國家逐漸形成以金融服務(wù)業(yè)為比較優(yōu)勢的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，進而長期吸引資本的流入；另一方面，以德國、日本和中國為首的國家則形成以制造業(yè)為比較優(yōu)勢的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，能夠創(chuàng)造超過自身消費能力的財富，過剩的資本則會流向金融發(fā)達的國家。Bernanke(2005)、Caballero et al.(2008)認(rèn)為，發(fā)展中國家金融系統(tǒng)比較落后，無法把儲蓄有效轉(zhuǎn)化為投資，從而導(dǎo)致了所謂儲蓄“消化不良”，而美國成熟的金融系統(tǒng)易于吸引國際投資者的大量廉價資本流入。祝丹濤(2008)認(rèn)為，中國金融系統(tǒng)的低效率使得儲蓄轉(zhuǎn)化投資的能力不足，容易誘發(fā)金融賬戶的逆差和經(jīng)常賬戶的順差。Song et al.(2011)認(rèn)為，中國的國有金融系統(tǒng)主要服務(wù)于國有企業(yè)，而民營企業(yè)資本積累只能依靠自身儲蓄，隨著低效率的國有企業(yè)在GDP中占比下降，國有金融系統(tǒng)就有一部分儲蓄剩余形成中國對外順差，并轉(zhuǎn)化為境外資產(chǎn)，落后的金融系統(tǒng)和不平等的市場準(zhǔn)入機制是中國國際收支出現(xiàn)順差的主要原因。

第三類文獻從貿(mào)易壁壘和國際經(jīng)濟一體化角度分析世界經(jīng)濟失衡。Dooley et al.(2003)、Bruha et al.(2008)、Manova(2013)等分析國際貿(mào)易減少和跨國投資成本降低對世界經(jīng)濟失衡的影響后認(rèn)為，這兩種國際經(jīng)濟行為中交易費用的降低會促進落后地區(qū)的FDI，擴大發(fā)達地區(qū)的消費規(guī)模，這是造成世界經(jīng)濟失衡的根本原因。Ju et al.(2011)把動態(tài)一般均衡框架和H-O模型結(jié)合起來分析關(guān)稅壁壘的降低對國際分工和外部失衡的影響后認(rèn)為，貿(mào)易自由化會引起發(fā)展中國家資本外流和世界經(jīng)濟失衡。Barattieri(2014)認(rèn)為，貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易在國際市場上的開放度并不一致，貨物貿(mào)易的冰山成本遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于服務(wù)貿(mào)易，因此比較優(yōu)勢為貨物貿(mào)易的國家對比較優(yōu)勢為服務(wù)貿(mào)易的國家會形成貿(mào)易順差，從而造成世界經(jīng)濟失衡。

以上三類文獻都認(rèn)為要素稟賦、金融發(fā)展和貿(mào)易壁壘會影響國家間比較優(yōu)勢和貿(mào)易結(jié)構(gòu)，最終引起資本要素的跨國流動和外部失衡。但是以上文獻都假定初始比較優(yōu)勢為外生的，即一國的比較優(yōu)勢在開始貿(mào)易時就已經(jīng)確定了，貿(mào)易壁壘的下降和金融發(fā)展水平的提高令比較優(yōu)勢進一步得到發(fā)揮。而本文則在新古典增長模型的基礎(chǔ)上將比較優(yōu)勢和國際分工內(nèi)生化，進而分析技術(shù)進步、金融市場發(fā)展水平、關(guān)稅水平和勞動人口對外部失衡的影響。

二、模型分析

本部分通過建立無限期兩部門一般均衡模型，以分析動態(tài)均衡條件下各種因素對比較優(yōu)勢和外部失衡的影響。在動態(tài)一般均衡模型中，資本稟賦是內(nèi)生的，不再是國際分工的影響因素，因此模型分析中引入了中間品技術(shù)水平、金融中介發(fā)展水平和貿(mào)易關(guān)稅壁壘等外生變量。

(一)模型設(shè)定

1.消費與投資

(1)

(2)

Kt+1=(1-δ)Kt+It

(3)

其中：pt表示最終產(chǎn)品在時期t的價格；It表示家庭在時期t的投資水平；Lt表示勞動力數(shù)量；rt為家庭在時期t獲得的實物資本收益率；rb表示國際債券收益率，本文假定其外生并且保持不變；trt表示進口產(chǎn)品的關(guān)稅收入；δ是實物資本折舊率，且0<δ<1。

2.企業(yè)生產(chǎn)

最終產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)可以設(shè)定為：

(4)

其中，Dit(i=1,2)表示生產(chǎn)最終產(chǎn)品Dt所使用的中間產(chǎn)品i的具體數(shù)量；ω表示中間產(chǎn)品D1t的份額，0<ω<1。

中間產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

(5)

其中，Zit(i=1,2)表示在生產(chǎn)中間產(chǎn)品Xit過程所使用的資本數(shù)量；α表示資本份額，本文假定第一類中間品為勞動密集型產(chǎn)品，第二類中間品為資本密集型產(chǎn)品，即0<α1<α2<1；Ait表示第i部門技術(shù)水平，Lit表示i部門使用的勞動力，AitLit表示有效勞動。

3.一般均衡

在一般均衡條件下，消費者終身效用最大化，生產(chǎn)企業(yè)利潤最大化，并且要素市場和商品市場都要出清。假定市場中存在Lt個單位標(biāo)準(zhǔn)勞動，勞動力市場出清條件是完全就業(yè)，勞動力總數(shù)應(yīng)與兩個行業(yè)的就業(yè)人數(shù)相同，即：

Lt=L1t+L2t

(6)

在資本市場上，為了揭示一國金融發(fā)展水平對宏觀經(jīng)濟的影響，本文引入了金融中介組織這一變量。家庭的資本投資只能通過類似于銀行的金融中介組織方式進行。金融中介組織通過吸收家庭實物資本Kt和金融發(fā)展水平A3t形成資本市場上的實物資本總供給Zt，所以資本市場的資本供給總量可以表示為：

Zt=A3tKt

(7)

根據(jù)金融中介提供的實物資本，中間品的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

(8)

一般均衡條件下，實物資本市場同樣需要出清。實物資本總供給應(yīng)該與兩部門企業(yè)中使用的實物資本數(shù)量相同：

Zt=Z1t+Z2t

(9)

在開放經(jīng)濟條件下，假定本模型是小國經(jīng)濟模型，本國是價格的接受者，因此貿(mào)易品的定價采用外生國際價格表示。本國的宏觀經(jīng)濟變量對貿(mào)易品價格并不產(chǎn)生影響，對國際債券的利率也不產(chǎn)生影響。中間品凈出口額與國際債券利息收入之和等于國際收支，即：

(10)

(二)穩(wěn)態(tài)均衡分析

1.初始經(jīng)濟狀態(tài)——封閉經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)均衡

能源供需缺口進一步增大，2020年、2025年、2030年廣東省能源需求缺口分別為4 225萬tce、6 615萬tce、10 215萬tce。

根據(jù)主觀貼現(xiàn)率計算公式可知，開放條件下的消費水平受到初始封閉穩(wěn)態(tài)的影響，所以需要先分析初始封閉狀態(tài)的相關(guān)變量，接下來再用家庭跨期最優(yōu)化和企業(yè)最優(yōu)化情況計算封閉經(jīng)濟條件下最終產(chǎn)品的消費、各個部門的就業(yè)和產(chǎn)出等重要經(jīng)濟變量。

Ct+It=wtLt+rtKt

(11)

利用家庭效用函數(shù)和預(yù)算約束條件，可以構(gòu)建Bellman方程，具體公式如下：

V(Kt)=max{U(Ct)+βV(Kt+1)+Ωt{Ct+It-wtLt-rtKt}+Λt[Kt+1-(1-δ)Kt-It]}

(12)

其中，V(Kt)是價值方程；Ωt和Λt是Lagrange系數(shù)。根據(jù)廣義包絡(luò)條件和最優(yōu)化一階條件，可以計算出家庭的跨期最優(yōu)方程，具體公式為：

(13)

(14)

(15)

通過對中間品企業(yè)的資本量進行求導(dǎo)，可以得出行業(yè)人均資本量kit和利率水平rt、價格水平pit之間的關(guān)系：

(16)

在封閉條件下，中間品的產(chǎn)出和需求相等，根據(jù)人均產(chǎn)出的定義可得Litxit=Xit=Dit，而最終產(chǎn)品利潤最大化可以通過以下公式求出：

(17)

利用式(17)可以計算出：

(18)

把中間品價格和人均產(chǎn)出公式帶入上述公式，可以得出兩部門中間品生產(chǎn)中所使用的勞動量相對值，具體公式為：

(19)

由此可知，兩部門勞動力就業(yè)相對數(shù)量與技術(shù)水平、金融發(fā)展水平和勞動力總量之間沒有關(guān)系。在勞動力總量Lt=L1t+L2t已知情況下，可以求出各行業(yè)就業(yè)人數(shù)。

2.新經(jīng)濟狀態(tài)——開放經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)均衡

(20)

其中，V(Kt,Bt)是價值方程；Ωt和Λt是Lagrange系數(shù)。根據(jù)廣義包絡(luò)條件和最優(yōu)化一階條件，可以計算出家庭的跨期最優(yōu)方程，具體公式為：

(21)

通過簡化，可以得到開放經(jīng)濟下家庭穩(wěn)態(tài)消費：

(22)

從家庭跨期最優(yōu)還可以得出其境外資產(chǎn)公式：

(23)

從式(23)可以看出，假定國外債券利率rb、資本折舊率δ外生，跨期最優(yōu)化條件下家庭境外資產(chǎn)量的符號取決于本國資本的邊際生產(chǎn)率r。當(dāng)rrb+δ時，本國則會對外負(fù)債。

由于利率r是內(nèi)生變量，所以需要求出開放經(jīng)濟條件下利率的決定因素。假定本國對中間產(chǎn)品收取的稅率為τit，那么本國中間品和最終品的價格分別為：

(24)

(25)

(26)

(27)

由上可知：勞動密集型部門的技術(shù)進步會提高工資水平，降低利率水平，降低消費水平，增加境外資產(chǎn)，引起經(jīng)常賬戶順差；資本密集型部門的技術(shù)進步會降低工資水平，提高利率水平和消費水平，減少境外資產(chǎn)，引起經(jīng)常賬戶逆差；金融發(fā)展水平的提高對工資沒有影響，但是會提高利率水平和消費水平，減少境外資產(chǎn)和引起經(jīng)常賬戶逆差；勞動力數(shù)量的增加對工資水平、利率水平、消費水平和境外資產(chǎn)都不產(chǎn)生影響。

綜上，如果本國進口勞動密集型產(chǎn)品，關(guān)稅水平的提升會保護勞動者權(quán)益，提高工資水平，但是將導(dǎo)致消費水平下降，利率水平降低，資本出現(xiàn)外流。

(28)

根據(jù)式(10)和穩(wěn)態(tài)國際收支CA=0可以得到：

(29)

把部門生產(chǎn)函數(shù)piXi和社會總支出pD代入式(29)，可以計算出穩(wěn)態(tài)社會總投資為：

(30)

利用此投資變量I可以計算出中間品產(chǎn)出piXi和中間品需求piDi，從而揭示出中間品貿(mào)易的具體結(jié)構(gòu)。由于上述變量的計算公式過于復(fù)雜，無法直接得出部門技術(shù)水平Ai、金融發(fā)展水平A3、勞動力數(shù)量L和稅率τi對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、外部失衡等變量的影響，因此本文采用數(shù)值模擬的方式進行分析。

三、數(shù)值模擬

本部分模擬中間品技術(shù)水平、金融發(fā)展水平、勞動人口、關(guān)稅壁壘的變化對不同經(jīng)濟部門、宏觀經(jīng)濟、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、外部失衡等變量的影響。模型中相關(guān)系數(shù)來自文獻中的標(biāo)準(zhǔn)取值，本國初始數(shù)值和世界外生變量值均來自封閉經(jīng)濟模型的初始均衡穩(wěn)態(tài)值。為了對比分析，本部分同時給出了封閉經(jīng)濟和開放經(jīng)濟兩種情況下的模擬結(jié)果。

(一)模擬參數(shù)和初始值的設(shè)定

本文模型中的幾個參數(shù)采用Ju et al.(2011)研究使用的常用數(shù)值，同時設(shè)定這些參數(shù)國內(nèi)外相同。設(shè)定跨期穩(wěn)態(tài)折現(xiàn)率系數(shù)β為0.99，主觀貼現(xiàn)率系數(shù)ψ為0.1，境外資產(chǎn)調(diào)整成本系數(shù)φ為0.0007，資本折舊率δ為0.025，最終產(chǎn)品生產(chǎn)中使用的中間品比例系數(shù)ω為0.5，而兩部門中間品生產(chǎn)中使用的要素比例系數(shù)α1和α2分別為0.32和0.68，因而第二類中間品是資本密集型產(chǎn)品。

數(shù)據(jù)來源：參照J(rèn)u et al.(2011)研究，作者利用相關(guān)數(shù)據(jù)計算而得。

(二)模擬結(jié)果分析

首先模擬分析中間品技術(shù)進步的影響。由于兩部門的技術(shù)進步對經(jīng)濟影響有一定的對稱性，本文只選擇資本密集型行業(yè)技術(shù)A2進行模擬分析，結(jié)果詳見圖1。實線為海關(guān)稅率為0時的開放經(jīng)濟中經(jīng)濟變量的變化情況，虛線為封閉經(jīng)濟中經(jīng)濟變量的變化情況。從圖1可以看出，假定技術(shù)A2從初始值1提高到2，開放經(jīng)濟中的中間品價格完全由世界市場所決定，兩個行業(yè)的中間品價格不會隨著本國技術(shù)的變化而變動，更多的勞動力流向資本密集型部門，此時勞動密集型部門的產(chǎn)出將會下降，資本密集型部門產(chǎn)出得以提高；勞動密集型部門出現(xiàn)貿(mào)易逆差，資本密集型部門出現(xiàn)貿(mào)易順差；消費水平上升，但是工資水平下降，人均資本也在下降；資本密集型部門技術(shù)進步會引起外部失衡，出現(xiàn)負(fù)的境外資產(chǎn)情況。

圖1資本密集型部門技術(shù)進步對經(jīng)濟變量影響

接下來我們分析金融發(fā)展水平A3變化的影響，模擬結(jié)果詳見圖2。假定金融發(fā)展水平A3從初始值1提高到2，開放經(jīng)濟條件下的中間品價格依然沒有發(fā)生變化；金融發(fā)展對兩部門中間品就業(yè)和產(chǎn)值的影響并不是線性的，勞動密集型部門的就業(yè)和產(chǎn)值都是呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢，而資本密集型部門的就業(yè)、產(chǎn)值都是呈現(xiàn)先下降后上升趨勢；金融發(fā)展會引起勞動密集型部門貿(mào)易先順差后逆差，資本密集型部門貿(mào)易先逆差后順差；消費水平隨著金融發(fā)展而提高，但是工資水平保持不變；人均資本積累不斷下降；金融發(fā)展造成負(fù)的境外資產(chǎn)，并且這種失衡程度要比資本密集型部門技術(shù)進步引起的失衡要大。

圖2金融發(fā)展水平進步對經(jīng)濟變量影響

當(dāng)勞動力L從初始值1增加到2時，各個經(jīng)濟變量變化的模擬結(jié)果具體見圖3所示。從圖3中可以看出，在開放經(jīng)濟和封閉經(jīng)濟中，勞動力總量的變化對大部分經(jīng)濟變量沒有影響。中間品價格水平、部門產(chǎn)值、人均消費、工資水平、人均資本存量并不隨勞動力數(shù)量的變化而變化，此時只有兩部門的勞動力就業(yè)同比例增加。由于世界經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自本國封閉經(jīng)濟均衡穩(wěn)態(tài)值，并且勞動力供給的變化不會改變價格水平和利率水平，因此，開放經(jīng)濟會保持與封閉經(jīng)濟相同的穩(wěn)態(tài)均衡值，兩部門對外貿(mào)易額都為零，境外資產(chǎn)也為零。

圖3 勞動力供給增加對經(jīng)濟變量影響

最后我們分析貿(mào)易關(guān)稅壁壘τi對經(jīng)濟的影響。通過上文分析可知，資本密集型部門技術(shù)進步會引起勞動密集型中間品進口和資本密集型中間品出口，假定本國在資本密集型部門存在比較優(yōu)勢，需要進口勞動密集型產(chǎn)品并對其征收關(guān)稅。設(shè)A2=2，貿(mào)易關(guān)稅壁壘τ2從0上升為20%，各個經(jīng)濟變量的變化見圖4所示。

圖4關(guān)稅壁壘的提高對經(jīng)濟變量影響

從圖4可以看出，隨著勞動密集型產(chǎn)品進口關(guān)稅的提高，其在國內(nèi)的銷售價格也在上升；本國資本密集型產(chǎn)品的價格并不受影響；進口關(guān)稅保護了國內(nèi)勞動密集型產(chǎn)業(yè)部門，導(dǎo)致就業(yè)人數(shù)和產(chǎn)值增加；資本密集型部門的就業(yè)和產(chǎn)值都在減少；勞動密集型部門的貿(mào)易逆差得到緩解，但是資本密集型部門的比較優(yōu)勢受到削弱，貿(mào)易順差減少。勞動密集型產(chǎn)品關(guān)稅壁壘有效提高了工資水平，但是人均消費水平和資本出現(xiàn)了下降；外部不平衡降低，對外負(fù)債不斷減少。因此，關(guān)稅壁壘是影響外部不平衡的重要因素，關(guān)稅壁壘越高，外部不平衡越低。當(dāng)進行自由貿(mào)易時，貿(mào)易雙方的比較優(yōu)勢得到充分發(fā)揮，從而容易引起外部不平衡。

四、實證分析

在理論分析中，我們得出在動態(tài)一般均衡框架下國際分工與外部失衡之間的關(guān)系：當(dāng)本國出口資本密集型產(chǎn)品時容易引起境外資產(chǎn)減少，甚至出現(xiàn)資產(chǎn)為負(fù)的情況。在本文的一般均衡模型中，決定貿(mào)易結(jié)構(gòu)的外生變量為中間品技術(shù)水平、金融發(fā)展水平、勞動力數(shù)量、貿(mào)易關(guān)稅壁壘，因此實證檢驗主要從這幾個角度進行。根據(jù)前文的理論分析，同時考慮到實證數(shù)據(jù)的可獲得性，本文的實證分析步驟由兩部分組成：先實證檢驗貿(mào)易結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展、勞動力數(shù)量等變量對外部失衡的影響，接下來檢驗全球貿(mào)易自由化對世界經(jīng)濟失衡的影響。

檢驗貿(mào)易結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展、勞動力數(shù)量對外部失衡影響的模型可以構(gòu)建為：

netfagit=c+α1structureit+α2financeit+α3laborit+βcνit+εit

(31)

其中，netfagit表示外部失衡變量；c表示常數(shù)項；structureit表示貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量；financeit表示金融發(fā)展水平；laborit表示勞動力數(shù)量；cνit表示其他控制變量；εit表示隨機誤差項；α和β是回歸系數(shù)。

外部失衡變量(netfagit)采用一國凈外部資產(chǎn)與GDP的比值表示，數(shù)據(jù)來源于世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫；貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量(structureit)參考Jin(2012)研究辦法，采用一國出口商品中資本含量的比較優(yōu)勢指標(biāo)表示，Jin(2012)通過對各國行業(yè)貿(mào)易數(shù)據(jù)與相應(yīng)行業(yè)的資本密集度進行面板回歸，利用回歸系數(shù)反映一國總體出口資本密集度和貿(mào)易的資本比較優(yōu)勢，本文利用其相關(guān)數(shù)據(jù)；金融發(fā)展水平變量(financeit)參考Beck et al.(2002，2003)、Hur et al.(2006)等的做法，采用私人信貸占GDP的比重表示，利用Beck et al.(1999)最新統(tǒng)計的各國金融發(fā)展數(shù)據(jù)進行測算；勞動力數(shù)量(laborit)數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫，單位為億人。

其他控制變量(cνit)，該變量參考Beck et al.(2002，2003)、Hur et al.(2006)、施炳展等(2011)、Jin(2012)等的做法，選取經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟開放度、經(jīng)濟增長率和人口增長率作為其他控制變量；經(jīng)濟發(fā)展水平變量(ggdpperit)用人均GDP表示，單位為萬美元(采用2005年不變價)；經(jīng)濟開放度變量(openit)，采用貿(mào)易額占GDP的比值表示；經(jīng)濟增長率指標(biāo)表示為ggrowthit；人口增長率指標(biāo)表示為pgrowthit。這四個變量的數(shù)據(jù)來源為世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。根據(jù)式(31)中解釋變量和被解釋變量的設(shè)定，可以計算出變量的統(tǒng)計值，具體詳見表2。

表2 變量統(tǒng)計描述

本文用貿(mào)易結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平和勞動力等變量對境外資產(chǎn)分別進行面板回歸，固定效應(yīng)回歸結(jié)果見表3所示。從回歸結(jié)果列(1)可以看出，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量(structure)的回歸系數(shù)顯著為-0.015，說明出口商品中資本含量越高，越容易引起境外資產(chǎn)減少和國際收支逆差。這與前文的模型分析和數(shù)值模擬結(jié)果結(jié)論一致。其他控制變量中，人均GDP的回歸系數(shù)顯著為正，說明經(jīng)濟發(fā)展水平提高有利于一國境外資產(chǎn)的增加和國際收支順差出現(xiàn)。從回歸結(jié)果列(2)可以看出，金融發(fā)展水平變量(finance)的回歸系數(shù)為-0.332，說明金融發(fā)展水平與貿(mào)易結(jié)構(gòu)對外部失衡存在相似的影響，即數(shù)值越大越容易引起境外資產(chǎn)減少和國際收支逆差，這也與前文理論分析的結(jié)論相一致。其他控制變量中，人均GDP和貿(mào)易開放度的回歸系數(shù)顯著為正。從回歸結(jié)果列(3)可以看出，勞動力數(shù)量(labor)的回歸系數(shù)雖然為0.067，但是數(shù)值并不顯著，這說明勞動力數(shù)量對外部失衡沒有顯著影響。在模型分析和數(shù)值模擬中，勞動力增加對外部失衡同樣沒有影響，所以實證分析結(jié)論與前文的分析結(jié)論一致。其他控制變量中，人均GDP和貿(mào)易開放度的回歸系數(shù)依然顯著為正。當(dāng)把貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量(structure)、金融發(fā)展水平變量(finance)、勞動力數(shù)量(labor)三個變量放入同一個公式進行回歸時，由于這些變量之間存在一定的共線性，所以這些變量對外部失衡的影響會發(fā)生變化。從回歸結(jié)果列(4)可以看出，這三個控制變量只有貿(mào)易結(jié)構(gòu)指數(shù)回歸結(jié)果顯著為負(fù)，其余兩個變量回歸結(jié)果并不顯著。

表3 固定效應(yīng)面板回歸結(jié)果

為了進一步檢驗外部失衡與貿(mào)易結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平和勞動力等變量的關(guān)系，本文還對式(31)進行隨機效應(yīng)面板回歸，具體結(jié)果見表4所示。從回歸結(jié)果列(1)—(3)可以看出,三個控制變量的隨機效應(yīng)回歸系數(shù)符號、顯著性與固定效應(yīng)回歸系數(shù)符號、顯著性完全一致，這表明貿(mào)易結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平、勞動力數(shù)量對外部失衡的影響存在一定的穩(wěn)健性。但是由于存在共線性的影響，在回歸結(jié)果列(4)中三個變量的隨機效應(yīng)回歸系數(shù)都并不顯著，這與固定效應(yīng)回歸結(jié)果不同。

表4 隨機效應(yīng)面板回歸結(jié)果

在理論分析中，貿(mào)易關(guān)稅壁壘的降低會放大外部不平衡，即當(dāng)本國有正的境外資產(chǎn)時，降低貿(mào)易壁壘會提高境外資產(chǎn)額；當(dāng)本國有負(fù)的境外資產(chǎn)時，降低貿(mào)易壁壘會增加境外負(fù)債。本部分利用WDI中的貿(mào)易壁壘相關(guān)數(shù)據(jù)，對這個結(jié)論進行實證檢驗。首先根據(jù)WTO的成立時間，以1995年為分界，從而產(chǎn)生虛擬變量dummy95。1995年及以后的年份取值為1，1995年之前的年份取值為0。以各國外部凈資產(chǎn)與GDP比值的絕對值(absnetfagit)作為被解釋變量，回歸結(jié)果見表5的列(1)，dummy95的回歸系數(shù)顯著為0.0846，這說明WTO的成立降低了國家間貿(mào)易壁壘，擴大了世界經(jīng)濟失衡。如果以各國貨物與服務(wù)貿(mào)易凈值比上GDP的比值(absnetgsgit)作為被解釋變量，回歸結(jié)果見表5的列(2)，dummy95的回歸系數(shù)顯著為1.682，這從另一個角度說明WTO的成立擴大了世界經(jīng)濟失衡。

當(dāng)反映貿(mào)易壁壘的解釋變量為關(guān)稅tariffit時，利用其對外部失衡變量absnetfagit和absnetgsgit進行回歸，具體結(jié)果見表5。從中可以看出關(guān)稅tariffit的回歸結(jié)果都顯著為負(fù)，說明貿(mào)易關(guān)稅的降低會擴大各國外部不平衡，這進一步驗證了貿(mào)易自由化會引起世界經(jīng)濟失衡的結(jié)論。

表5 貿(mào)易壁壘效應(yīng)回歸結(jié)果

五、總結(jié)性評論

本文通過構(gòu)建無限期兩部門一般均衡模型，分析了中間品技術(shù)水平、金融發(fā)展水平、勞動力數(shù)量和貿(mào)易關(guān)稅壁壘四個外生變量對國際分工和外部失衡的影響。研究結(jié)果表明，在開放經(jīng)濟條件下，資本密集型部門的技術(shù)進步、金融發(fā)展水平的提高都會促進資本密集型產(chǎn)品生產(chǎn)和出口，引起境外負(fù)債的增加，但是勞動力供給的增加對國際分工和外部失衡沒有影響；如果一國出口資本密集型產(chǎn)品的同時進口勞動密集型產(chǎn)品，對進口產(chǎn)品征稅則會緩解這種失衡，保護本國勞動密集型產(chǎn)品，但是消費水平和社會福利也會降低。

近二十年來，特別是中國加入WTO之后，中美之間的貿(mào)易壁壘大大降低，中美貿(mào)易失衡也在不斷加劇，這種失衡可以用本文的理論框架進行解釋。從兩國的要素稟賦和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以看出，美國的金融服務(wù)業(yè)和資本密集型制造業(yè)比較發(fā)達；中國在城市化過程中，大量的農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到城市就業(yè)，因此中國的勞動密集型制造業(yè)有成本方面的優(yōu)勢。根據(jù)本文的國際分工框架，在中美雙邊貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，美國吸引中國儲蓄資本流入，通過發(fā)達的金融市場，進入資本密集型制造業(yè)；而中國勞動密集型制造業(yè)的技術(shù)進步，會引起美國一部分制造業(yè)向中國轉(zhuǎn)移，進而形成世界工廠。在國際收支賬戶中，這種國際分工就體現(xiàn)為中國對美國凈出口和經(jīng)常賬戶順差，因此中美貿(mào)易失衡就是兩國之間國際分工的結(jié)果。

美國政府把中美貿(mào)易失衡的原因歸結(jié)于中國，是不合理的，這種外部失衡是由中美雙方的比較優(yōu)勢和國際分工決定的。美國以貿(mào)易逆差為理由，提高中美貿(mào)易壁壘，這不僅不會改變美國的總體貿(mào)易逆差，反而會給兩國的經(jīng)濟發(fā)展帶來傷害。隨著中國人口紅利的消失，中國勞動密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢也會消失，中美之間國際分工格局隨之會發(fā)生改變，這種外部失衡自然就會得以緩解。在中國現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)政策推動下，中國的制造業(yè)越來越由勞動密集型行業(yè)向著技術(shù)密集型和資本密集型行業(yè)轉(zhuǎn)型。在這個過程中，需要投入大量資本進行研發(fā)和設(shè)備升級，因此不會出現(xiàn)中國儲蓄流出的現(xiàn)象，國際收支賬戶也不會出現(xiàn)持續(xù)的貿(mào)易順差。