王年詠 姜晶晶 張立娟

(1.中南財經(jīng)政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073；2. 中南財經(jīng)政法大學 金融科技研究院，湖北 武漢 430073；3. 湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128)

一、引言

經(jīng)濟失衡(指經(jīng)濟內(nèi)外失衡)是既往40年中國經(jīng)濟運行的突出特征之一。它以高私人儲蓄率、高貿(mào)易順差為主要表征，具有復雜交織的累積路徑與形成機制。2018年3月以來中美貿(mào)易摩擦升級、2020年新冠肺炎疫情沖擊以及由此導致的嚴重負面影響，凸顯了經(jīng)濟失衡治理的緊迫性與重要性，促使學術界系統(tǒng)求解這一重大結構性難題，從而有利于更好地實行高水平對外開放，加快構建中國新發(fā)展格局，實現(xiàn)高質量發(fā)展。

作為對現(xiàn)實命題的持續(xù)回應，學術界關于中國經(jīng)濟失衡成因的考察視野逐步拓寬，闡釋日益豐富，方法趨向多元。吳敬璉以及余永定認為中國經(jīng)濟失衡在很大程度上是要素驅動和出口導向型經(jīng)濟增長模式導致的結果[1][2]。呂煒和曾蕓通過探究在中國經(jīng)濟內(nèi)外失衡情形下現(xiàn)行財政政策的運行原理發(fā)現(xiàn)了財政政策的困境，提出依靠政府直接投資拉動經(jīng)濟的財政政策可能會導致收入差距擴大和產(chǎn)能過剩，從而加劇中國經(jīng)濟的失衡[3]。Lemoine、陳勇兵和曹亮發(fā)現(xiàn)大力吸引外商直接投資(FDI)的產(chǎn)業(yè)政策會導致中國持續(xù)雙順差，這是中國經(jīng)濟失衡的重要表現(xiàn)[4][5]。張友國以及樊綱發(fā)現(xiàn)以要素價格扭曲為代價的低成本優(yōu)勢、技術進步、生產(chǎn)率提高使得中國出口產(chǎn)品競爭力增強，但這種投資出口導向型的增長模式并不能長期維持經(jīng)濟的平穩(wěn)較快增長，即無法長期緩解中國經(jīng)濟的失衡問題[6][7](P23-50)。Cooper認為勞動年齡人口占比高的人口結構會影響經(jīng)濟失衡[8]，而楊繼軍等實證檢驗了少兒人口和老年人口的撫育負擔以及人均預期壽命等因素會對儲蓄、投資和經(jīng)常項目余額產(chǎn)生顯著的影響，從而提出人口年齡結構是導致中國經(jīng)濟失衡的因素之一[9]。人民幣實際匯率低估[10]，金融抑制政策[11][12]、金融不完善[13]等金融視角的因素，也會通過加劇高儲蓄、低消費，削弱儲蓄-投資轉化效率，降低資源配置效率阻礙金融發(fā)展，從而助推經(jīng)濟失衡。

一些文獻借助計量模型進行實證分析，證實了金融抑制或金融發(fā)展不足[12]、經(jīng)濟增長模式[14]、財政政策或財政盈余[15]、要素市場扭曲或要素價格扭曲[16](P14-22)[17]、社會保障制度缺失[18]對中國經(jīng)濟失衡的助推或加劇作用。但對于FDI是否引起中國經(jīng)濟外部失衡[7](P23-50)[15]，人口年齡結構變化或社會保障制度完善能否緩解經(jīng)常項目失衡[19][20]，已有的研究尚無定論。同時，在金融視角下進行實證分析的學術共識及其政策涵義有待進一步明確。例如，作為消除金融抑制或金融不完善的改革舉措，金融自由化(金融管制放松或解除)、削減美元“囂張的特權”(即限制美元霸權地位，改革不合理的國際儲備貨幣體系)是否以及在多大程度上有助于緩解經(jīng)濟失衡，仍需接續(xù)深入研究。

順應這一學術趨勢，結合我們已經(jīng)對中國經(jīng)濟失衡持續(xù)性、總體程度、基本特征的考察[21]，以及對其若干成因闡釋的評析[22]，本文以中國經(jīng)濟失衡程度為被解釋變量，將經(jīng)濟失衡的影響因素歸并為三個維度，選取經(jīng)濟增長率、政府研發(fā)資助、外商直接投資、金融自由化、美元儲備份額(美元在全球外匯儲備中的份額)和社會保障水平為代理解釋變量，利用向量誤差修正(VECM)模型，實證考察中國經(jīng)濟失衡的影響因素①。

本文的邊際貢獻是：第一，從發(fā)展戰(zhàn)略、金融制度、社會政策三個維度，將經(jīng)濟失衡的影響因素歸并為四類論斷，并進行作用機理的解讀。第二，在測度中國經(jīng)濟失衡程度時，本文對G20經(jīng)濟失衡評估體系(簡稱“G20評估體系”)作了改進；在發(fā)展型國家的代理變量選擇中，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性優(yōu)劣，用政府研發(fā)資助代表“產(chǎn)業(yè)扶持政策”，舍棄了“出口促進政策”及其代理變量(如“外貿(mào)依存度”)。第三，實證研究結果顯示FDI對中國經(jīng)濟失衡的影響最大且系數(shù)為負，金融自由化是中國經(jīng)濟失衡的邊際加劇因素，或許有別于常規(guī)經(jīng)驗認知，有助于激發(fā)同類研究、彌合學術分歧。

論文第二部分闡述經(jīng)濟失衡的影響因素及其作用機理；第三部分為中國經(jīng)濟失衡成因考察的變量選取與描述性統(tǒng)計；第四部分為實證分析與結果解釋；第五部分是結論與啟示。

二、經(jīng)濟失衡的影響因素與作用機理

經(jīng)濟失衡是多種因素綜合作用的結果，現(xiàn)有研究至少發(fā)現(xiàn)了12種影響因素[22]，大致可概括為四類論斷，即發(fā)展型國家說、金融抑制說、美元獨特權勢、社會保障制度論。本文將其歸納為發(fā)展戰(zhàn)略、金融制度、社會政策三個維度，下文從這三個維度來解析其對經(jīng)濟失衡的作用機理。

(一)發(fā)展戰(zhàn)略

發(fā)展戰(zhàn)略維度主要包括基于“發(fā)展型國家”的經(jīng)濟發(fā)展(經(jīng)濟增長)模式、財政政策、產(chǎn)業(yè)政策、貿(mào)易政策、要素價格扭曲等影響因素。本文主要聚焦于經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)扶持政策、FDI優(yōu)惠政策和出口促進政策這四個因素。

“發(fā)展型國家(developmental state)”最初是指從政府層面推行一系列產(chǎn)業(yè)政策、促進經(jīng)濟發(fā)展的日本及其他東亞國家[23](P11-29)[24](P1-30)。國家在經(jīng)濟發(fā)展中的重要性得到世界銀行(1993，1997)的認同后[25]，“發(fā)展型國家”被用于指代法國、德國、以色列、愛爾蘭、俄羅斯，乃至美國這一“隱藏的發(fā)展型國家”[26]，并被視為一種普遍現(xiàn)象[27](P1-13)。發(fā)展型國家理論體現(xiàn)的是一種政府主導型的經(jīng)濟發(fā)展模式，而中國的經(jīng)濟發(fā)展模式也是屬于此類[28]。政府主導型的經(jīng)濟發(fā)展模式，其主要特征有：其一，以高(或提高)經(jīng)濟增長率為首要目標；其二，國家具有實施產(chǎn)業(yè)政策、配置經(jīng)濟資源的強大能力；其三，推行要素驅動、出口導向型經(jīng)濟增長戰(zhàn)略。具體而言，在“發(fā)展型國家”高經(jīng)濟增長率的目標下，政府會推行一系列政策，其中產(chǎn)業(yè)政策和出口促進政策是其核心。產(chǎn)業(yè)政策包括產(chǎn)業(yè)扶持政策和外商直接投資政策(FDI優(yōu)惠政策)等。政府通過稅收減免、財政補貼、信貸優(yōu)惠(例如利率補貼或政策性貸款)、土地供應等產(chǎn)業(yè)扶持政策和FDI優(yōu)惠政策，引導生產(chǎn)要素流向具有最大溢出效應的產(chǎn)業(yè)部門。長此以往會導致產(chǎn)能持續(xù)擴張，若內(nèi)需不足或內(nèi)需增速滯緩會出現(xiàn)產(chǎn)能過剩；而消解過剩產(chǎn)能又必須配套實施維系和擴大凈出口的出口促進政策(如穩(wěn)定匯率、出口補貼或出口退稅等)，貿(mào)易順差由此形成和累積[29]。FDI的生產(chǎn)性進口和制成品出口將增大東道國的貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易順逆差；FDI的產(chǎn)業(yè)價值鏈升級將導致低附加值產(chǎn)品出口及其順差減少，F(xiàn)DI收益匯回母國又可能導致東道國(如中國)經(jīng)常項目下的投資收益逆差。上述高貿(mào)易順差、低凈投資收益是中國經(jīng)濟失衡的主要表現(xiàn)之一。

(二)金融制度

金融制度維度主要包括兩個因素，一是國內(nèi)的金融抑制政策；另一方面是美元霸權地位，即美國憑借其國際儲備貨幣發(fā)行國地位，擁有強大的無風險資產(chǎn)(美元標價資產(chǎn))提供能力，吸引盈余國將其官方儲備投資于美元計價資產(chǎn)，從而進行低成本融資的優(yōu)勢。

1．金融抑制。為快速實現(xiàn)工業(yè)化和經(jīng)濟發(fā)展，發(fā)展中國家通常采取金融抑制政策[30](P64-89)[31](P76-99)。金融抑制的主要方式包括利率管制、信貸配額、高法定存款準備金率、金融業(yè)壟斷(準入限制與所有制限制)、本幣高估、限制證券市場、嚴格管制外匯等。利率管制會導致實際利率下降甚至為負，壓低儲蓄回報，導致高“強制儲蓄”，即為獲得給定本息和收益而被動增加儲蓄，從而造成高儲蓄、低消費；或通過投資、收入渠道引致消費不足。利率管制下的低利率誘發(fā)貸款需求，故必須實施定向貸款或控制信貸配額。高法定存款準備金率抑制銀行自主信貸投放及經(jīng)營活力。金融業(yè)壟斷削弱市場競爭，降低資源配置效率。高估本幣匯率刺激對外匯和進口的過度需求。此外，對于金融資源的配置，國家一方面高度控制金融機構(主要是銀行)，另一方面嚴格限制股票、債券等證券市場發(fā)展，實施嚴厲的外匯管制，由此導致投資渠道狹窄、金融資產(chǎn)收益率偏低。金融資產(chǎn)收益率偏低是金融抑制的結果，它通過加劇高儲蓄和原有金融管制而固化金融抑制。因此，金融抑制削弱了金融中介效率或儲蓄—投資轉化效率，阻礙金融發(fā)展，是經(jīng)濟失衡的重要助推因素。

2．美元霸權地位?！皣虖埖奶貦唷?exorbitant privilege)由法國戴高樂時期財政部長德斯坦于1960年提出，是指在布雷頓森林體系下，美國通過發(fā)行國際儲備貨幣美元并由外國中央銀行持有，為其巨額海外直接投資盈余(經(jīng)常項目逆差)融資的獨特權勢[32]。美國通過經(jīng)常項目逆差(向順差國)輸出美元，但通過資本與金融項目順差(順差國投資美元資產(chǎn)，美國海外直接投資盈余)回流美元，從而順差國(債權國)、逆差國(債務國)均無調節(jié)國際收支的壓力[33][34](P8-70)，形成“對稱性不調節(jié)解”，國際收支失衡由此形成和延續(xù)。

1997～1998年亞洲金融危機后，新興市場(尤其是東亞、東南亞經(jīng)濟體)單方面“復活布雷頓森林體系”[35]，從而復制了布雷頓森林體系的膨脹性收益，強化了美元享有的獨特權勢，即“囂張的特權”[36](PXVII、143-145)。美國憑借其國際儲備貨幣發(fā)行國地位，擁有強大的無風險資產(chǎn)(美元標價資產(chǎn))提供能力。新興市場將經(jīng)常項目順差所形成的巨額外匯儲備投資于美元標價資產(chǎn)，這種資本流動使美國得以平衡國際收支，導致美國流動性過剩、利率壓低、資產(chǎn)價格抬高，助推美國消費膨脹、進口擴張，從而加劇全球經(jīng)濟失衡，直至2008年爆發(fā)全球經(jīng)濟危機，中國經(jīng)濟也受其沖擊。

(三)社會保障制度

在社會保障制度層面，本文主要考慮社會保障缺失這個因素。社會保障制度不完善導致居民為應對未來不確定性會減少當前消費，增加預防性儲蓄，引致低消費、高儲蓄。同時私人部門鮮有類似政府提供的救助和完善的商業(yè)保險計劃，這也將對私人投資產(chǎn)生負面影響，進一步抑制居民的消費。而一國若擴大社會保障支出、提高社會保障水平，或將導致財政不堪重負，引發(fā)財政收支失衡，從而引起該國經(jīng)濟的內(nèi)部失衡。

三、變量選取與描述性統(tǒng)計

(一)中國經(jīng)濟失衡程度

經(jīng)濟失衡的測度方法經(jīng)歷了“雙缺口”模型—“三缺口”模型—G20經(jīng)濟失衡評估體系[37](G20評估體系)的嬗變。雙缺口模型將內(nèi)部失衡、外部失衡分別定義為儲蓄缺口、外匯缺口，但暗含財政收支平衡的假定，故未納入稅收缺口?！叭笨凇蹦Ｐ蛷浹a了這一不足，但由于各國經(jīng)濟體量不一，“三缺口”絕對值的國際可比性不強。G20評估體系依據(jù)六項指標的絕對值占GDP的比重即相對比重(以下簡稱“占比”)，評估各國或地區(qū)經(jīng)濟內(nèi)外失衡。這六項指標是公共部門的累積公共債務、財政赤字，私人部門的私人債務、私人儲蓄，對外部門的貿(mào)易差額、凈投資收益與轉移支付，它們依次與稅收缺口、儲蓄缺口、外匯缺口基本對應，故G20評估體系可視為對“三缺口”模型的擴展和細化，且便于國際比較。

G20評估體系采用四種量化方法，即結構法、分組法、時間序列法和四分位法。結構法較為復雜，數(shù)據(jù)難以全獲；分組法對發(fā)達經(jīng)濟體和新興市場經(jīng)濟體兩大組群分別進行組內(nèi)分析，時間序列法僅依據(jù)各國歷史時間系列數(shù)據(jù)，兩者都不便于進行橫向或跨組比較。統(tǒng)計四分位法通過匯總G20所有國家在樣本區(qū)間1990～2004年或1990～2010年(兩套區(qū)間選一)的數(shù)據(jù)，確定中位數(shù)作為各指標的基準值(或均衡值)，以標準差作為閾值，在基準值上加上閾值確定基準帶(或閾值區(qū)間)；再根據(jù)各指標值(占GDP比重)所處基準帶，賦值1、2、3，分別代表正常、輕度失衡、重度失衡；簡單平均6項指標賦值，所得即為經(jīng)濟內(nèi)外失衡程度。

本文采用G20評估體系測度中國經(jīng)濟失衡程度，但做了三方面改進。第一，在指標基準值(均衡值)的選定上，私人儲蓄、凈投資收益與轉移支付因暫無歐盟或國際失衡標準，故沿用G20統(tǒng)計四分位法確定前者的基準區(qū)間、后者的基準值；對于另四項指標則采用歐盟或國際標準作為其基準值。主要原因在于，采用統(tǒng)計四分位法厘定的指標基準值略偏嚴苛，從而可能高估經(jīng)濟失衡程度。例如，公共債務、私人債務、貿(mào)易差額三項占比的基準值，依據(jù)G20所有國家1990～2004年數(shù)據(jù)的統(tǒng)計結果分別為51%、80%、1.1%，依托歷史事實確定的歐盟警戒線或國際公認標準依次為60%、160%、3%。第二，在指標賦值方式上，將G20評估體系的三等分法，擴展為0、1、2、3的四等分法，分別代表正常、輕度失衡、中度失衡、重度失衡，以更好地刻畫經(jīng)濟失衡的演化過程。第三，在指數(shù)合成上，對六項指標的賦值進行簡單算術平均，并除以3轉換為百分比，得到中國經(jīng)濟失衡指數(shù)。經(jīng)濟失衡指數(shù)分別為0、0～33.3%、33.4%～66.6%、66.7%～100%，對應的經(jīng)濟含義分別為正常、輕度失衡、中度失衡、重度失衡。

應用改進后的G20評估體系所得的測度結果表明，1991～2017年，中國經(jīng)濟失衡指數(shù)逐步提高，但總體程度并不嚴重，27年間的指數(shù)均值為20.8%，峰值為2016年的33.3%，一直處于不超過33.3%的輕度失衡區(qū)間。在經(jīng)濟失衡結構上，中國的累積公共債務、凈投資收益與轉移支付未出現(xiàn)失衡，其余四個項目均出現(xiàn)失衡(見圖1)。其中，私人儲蓄(占GDP的比重均值35.1%、峰值43.7%)失衡在樣本期間和全球范圍內(nèi)均為程度最深、持續(xù)時間最長，除1991、1998年為中度失衡(賦值2)外，其他25年均為重度失衡(賦值3)。貿(mào)易順差失衡在2005～2008年加劇為中度失衡(賦值2)；從國際比較看，中國貿(mào)易失衡(占GDP的比重)的峰值8.6%為系統(tǒng)重要性失衡七國(英法美德日印中)之最高，失衡年份數(shù)(10個)及持續(xù)年數(shù)(6年)僅次于德美印。私人債務僅在2016年陷入中度失衡(賦值2)，財政赤字僅于2016、2017年出現(xiàn)輕度失衡(賦值1)。因此，私人儲蓄失衡、貿(mào)易失衡是中國經(jīng)濟失衡的主要源泉，嚴重結構性的輕度失衡是中國經(jīng)濟失衡的突出特征。

圖1 中國經(jīng)濟失衡指數(shù)(%)與六項指標失衡賦值

(二)發(fā)展戰(zhàn)略的代理變量

基于上述分析，發(fā)展戰(zhàn)略可用經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)扶持政策、FDI優(yōu)惠政策和出口促進政策來度量。本文用經(jīng)濟增長率(RGDP)代表經(jīng)濟增長。中國的產(chǎn)業(yè)扶持政策、FDI優(yōu)惠政策的相關數(shù)據(jù)難以全獲，故分別采用中國工業(yè)企業(yè)科研經(jīng)費中的政府出資份額(簡稱“政府研發(fā)資助”，R&D)、實際使用FDI占GDP的比重(FDI)作為其代理變量。中國的出口促進政策由于數(shù)據(jù)可得性差，且使用其他代理變量(如貿(mào)易依存度)進行模擬實證的結果又不顯著，而暫未納入考察。從理論邏輯和國際實踐看，發(fā)展戰(zhàn)略維度的三個代理變量對中國經(jīng)濟失衡的影響，經(jīng)濟增長率提高為正；政府研發(fā)資助有助于提高出口競爭力、推動貿(mào)易結構升級，分別具有加劇、減緩作用；外商直接投資的效應則取決于其生產(chǎn)性進口與對應的制成品出口、產(chǎn)業(yè)價值鏈提升、投資收益留存或匯回母國的綜合作用。

(三)金融制度的代理變量

1．金融抑制的代理變量。作為消解金融抑制的主要途徑，金融自由化有利于提高儲蓄—投資的轉化效率，促進金融發(fā)展和經(jīng)濟增長，故本文采用金融自由化指數(shù)(Lib)作為金融抑制的代理變量。其中，1991～2005年的中國金融自由化指數(shù)來自Abiad等(2008)，2006～2017年的該指數(shù)則借鑒Abiad等(2008)的方法[38]，由本文作者接續(xù)完成測度，并將該指數(shù)全部轉化為百分比。1991～2017年，中國金融自由化指數(shù)在波動中不斷上升(即金融抑制程度逐漸下降)。在發(fā)展型國家模式下，金融抑制對中國經(jīng)濟失衡的影響為正，金融自由化的影響方向則不明確。

2．美元霸權地位的代理變量。本文用全球外匯儲備中的美元份額(FER，簡稱“美元儲備份額”)作為美元霸權地位的代理變量。全球外匯儲備中的美元份額，從1991年快速攀升，2001年達到峰值71.5%后便不斷下降，2017年為62.7%。美元儲備份額越高，則美國為其經(jīng)常賬戶逆差融資的能力越強，美國的逆差性失衡、中國的順差性失衡亦隨之固化或加劇。故而，美元儲備份額對中國經(jīng)濟失衡的影響為正。

(四)社會保障制度的代理變量

本文采用社會保障水平(SSL)即社會保障支出總額與國家財政支出總額的比值，作為“社會保障制度”的代理變量。中國的社會保障水平逐年上升，但總體仍不高。社會保障水平提高有助于消解居民對未來的不確定性，激發(fā)居民降低預防性儲蓄、增加即期消費和實業(yè)投資，從而有利于緩解中國經(jīng)濟失衡。

綜上所述，本文的7個變量分別為被解釋變量中國經(jīng)濟失衡程度；解釋變量經(jīng)濟增長率、政府研發(fā)資助、外商直接投資、金融自由化指數(shù)、美元儲備份額、社會保障水平。變量的選取與定義、描述性統(tǒng)計見表1、表2。

四、實證分析與結果解釋

(一)實證模型與穩(wěn)定性檢驗

本文運用向量誤差修正模型(VECM)，并通過脈沖響應分析和方差分解分析，實證考察前述3個維度的6個因素對中國經(jīng)濟失衡的影響。VECM模型的實質是含有約束性的VAR模型，其優(yōu)點是可從短期波動和長期均衡兩個方面考察自變量(發(fā)展戰(zhàn)略和金融制度)對因變量(中國經(jīng)濟失衡)的影響。

首先，利用ADF單位根檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。根據(jù)表3的檢驗結果，在10%的顯著性水平下，7個變量都是非平穩(wěn)的，而這些變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的，即它們都是I(1)序列。在這種情況下，可以對時間序列進行最小二乘法回歸分析，并建立VAR模型。

上述ADF檢驗結果表明各變量的原數(shù)列為非平穩(wěn)數(shù)列，因此本文運用Johansen協(xié)整檢驗對原數(shù)列進行協(xié)整關系的檢驗。表5中列示了5種可能的協(xié)整關系檢驗結果，它表明在5%的置信水平下，由AIC和SC準則信息可知TEI、RGDP、R&D、FDI、Lib、FER、SSL這7個變量之間至少存在1種協(xié)整關系，證明VAR模型存在著長期的均衡關系。

表1 變量的選取與定義

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)來源：工業(yè)企業(yè)科研經(jīng)費總額及其中的政府出資額來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》(1992～2018年)；實際利用的FDI來自Wind數(shù)據(jù)庫；社會保障支出額、國家財政支出額、經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒2018》；2006～2017年金融自由化指數(shù)根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局、中國人民銀行的數(shù)據(jù)和資料計算得到；美元儲備份額數(shù)據(jù)來自IMF(http://data.imf.org/regular.aspx?key=41175)，其中1991～1994年是利用插值法計算得到。

表3 ADF單位根檢驗結果

其次，建立VAR模型并確定最佳滯后階數(shù)。根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ最小值準則確定滯后階數(shù)，如表4所示，本文選擇模型的最佳滯后階數(shù)為2。

表4 VAR模型的最佳滯后階數(shù)

表5 Johansen協(xié)整檢驗結果

圖2 VECM系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗圖

再次，檢驗VECM模型的穩(wěn)定性。對VECM模型進行單位根檢驗，檢驗結果見圖2。除了VECM模型本身所假設的單位根之外，伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓之內(nèi)，故VECM模型是穩(wěn)定的，據(jù)此可以進行脈沖響應及方差分解結果的顯著性分析。

(二)向量誤差修正模型(VECM)分析

對上述變量構建VECM模型，可得到以下方程②：

ΔTEIt=-0.5365*ecmt-1-0.0902ΔTEIt-1+0.6161*

ΔRGDPt-1-0.4311ΔR&Dt-1-0.6633ΔFDIt-1

+0.0012ΔLibt-1+0.0272ΔFERt-1-1.0296*

ΔSSLt-1+1.0170

(1)

在發(fā)展戰(zhàn)略維度的變量中，ΔRGDP的系數(shù)為0.6161，ΔR&D的系數(shù)為-0.4311，ΔFDI的系數(shù)為-0.6633。經(jīng)濟增長率的系數(shù)為正，證實高增長率是中國經(jīng)濟失衡的加劇因素。政府研發(fā)資助和外商直接投資的系數(shù)為負，表明兩者擴大可以減緩中國經(jīng)濟失衡。其原因在于：政府研發(fā)資助提升了出口商品的技術含量和附加值、促進貿(mào)易結構優(yōu)化，從而導致貿(mào)易順差縮減；而FDI企業(yè)出口商品附加值低、產(chǎn)業(yè)價值鏈升級導致相應的貿(mào)易順差減少，F(xiàn)DI收益匯回母國導致中國凈投資收益逆差，兩者共同造成FDI負向影響中國經(jīng)濟失衡。

在金融制度變量中，ΔLib的系數(shù)為0.0012，ΔFER的系數(shù)為0.0272。這就表明，作為消除金融抑制主要途徑的金融自由化舉措是中國經(jīng)濟失衡的邊際加劇因素，這很可能是由于中國金融自由化通過增進儲蓄—投資轉化效率、助力高經(jīng)濟增長，從而加劇中國經(jīng)濟失衡。美元儲備份額的系數(shù)為正，證實了前述美元霸權地位是中國經(jīng)濟失衡固化或加劇的外部金融因素。

在社會保障制度變量中，ΔSSL的系數(shù)為-1.0296，表明提高社會保障水平在很大程度上有利于消減中國經(jīng)濟失衡，因此為消解經(jīng)濟失衡仍應堅持完善社會保障制度。

(三)脈沖響應分析和方差分解分析

為深入了解變量之間的動態(tài)影響關系，現(xiàn)對VECM模型進行脈沖響應分析和方差分解分析。脈沖響應分析結果如圖3所示。從圖3可知，中國經(jīng)濟失衡(TEI)受外商直接投資(FDI)的影響最大，且為負的脈沖響應；這一負向效應在第3期達到最大，此后逐漸減弱，到第7期達到平穩(wěn)。TEI對政府研發(fā)資助(R&D)、社會保障制度(SSL)沖擊的響應為負，并分別在第3期、第2期達到最大，隨后小幅回落，并均自第5期起一直保持穩(wěn)定。但中國經(jīng)濟失衡對政府研發(fā)資助和社會保障制度的響應均弱于外商直接投資。

中國經(jīng)濟失衡(TEI)對經(jīng)濟增長率(RGDP)、金融自由化(Lib)、美元儲備份額(FER)沖擊的響應均為正，這一正向反應分別在第2期、第3期、第3期達到最大，之后逐漸減弱，并分別從第7期、第6期、第6期起一直保持平穩(wěn)?？傮w看，中國經(jīng)濟失衡對經(jīng)濟增長率、金融自由化與美元儲備份額沖擊的響應水平基本相當。

圖3 各變量的結構沖擊引起經(jīng)濟失衡波動的響應函數(shù)

對VECM模型進行方差分解分析的結果見表6。從表6可以看出，中國經(jīng)濟失衡對其本身的沖擊效應隨著時間推移而不斷縮減，最大的沖擊貢獻率是在第1期(年)達到100%。6個解釋變量對經(jīng)濟失衡的沖擊效應均隨時間推移而不斷增強。其中，外商直接投資對經(jīng)濟失衡的貢獻率在第20期達到13.94%；經(jīng)濟增長率、政府研發(fā)資助、金融自由化、美元儲備份額和社會保障水平對經(jīng)濟失衡的貢獻率在第20期分別為4.40%、1.38%、3.43%、3.04%、3.53%。從對各期的貢獻度來看，中國經(jīng)濟失衡的最主要影響因素是外商直接投資，合理調整外商直接投資政策具有重大意義。

五、結論與啟示

本文以中國經(jīng)濟失衡程度為被解釋變量，以經(jīng)濟增長率、政府研發(fā)資助、外商直接投資作為發(fā)展戰(zhàn)略的代理變量，以金融自由化(金融管制放松或解除)、美元儲備份額(美元在全球外匯儲備中的份額)作為金融制度的代理變量，以社會保障水平作為社會保障制度的代理變量，運用向量誤差修正模型(VECM模型)，實證考察中國經(jīng)濟失衡的影響因素，得到的主要結論是：

第一，經(jīng)濟增長率(RGDP)、金融自由化(Lib)和美元儲備份額(FER)對中國經(jīng)濟失衡的影響為正，它們的系數(shù)依次為0.6161、0.0012和0.0272；政府研發(fā)資助(R&D)、外商直接投資(FDI)和社會保障水平(SSL)對中國經(jīng)濟失衡的影響為負，它們的系數(shù)依次為-0.4311、-0.6633和-1.0296。脈沖響應分析和方差分解分析表明，外商直接投資對中國經(jīng)濟失衡的影響最大。

表6 中國經(jīng)濟失衡的方差分解結果

第二，本文關于經(jīng)濟增長模式、社會保障制度的實證發(fā)現(xiàn)，與已有文獻的結論一致，即：高經(jīng)濟增長率是中國經(jīng)濟失衡的加劇因素，完善社會保障制度則是主要的消解因素。同時，政府研發(fā)資助有利于提升出口品的技術含量和附加值，緩解經(jīng)濟失衡。對于中國經(jīng)濟失衡的影響因素，本文的結論是外商直接投資(FDI)對中國經(jīng)濟失衡的影響為負，金融自由化、美元霸權地位的影響為正。

上述研究結果對于中國治理經(jīng)濟失衡具有重要的政策啟示：

第一，中國應利用“新冠肺炎疫情”沖擊、國際經(jīng)濟深刻調整、外部環(huán)境動蕩復雜所集聚的改革共識、壓力與動力，以供給側結構性改革為主線，切實推動中國經(jīng)濟由要素驅動、出口導向型高速度增長(發(fā)展型國家戰(zhàn)略)，轉向創(chuàng)新驅動、內(nèi)需為主的高質量發(fā)展，以發(fā)展戰(zhàn)略轉型為實現(xiàn)經(jīng)濟再平衡提供保障和指引。

第二，中國應繼續(xù)完善社會保障體系，提高社會保障水平和質量；擴大對關鍵核心技術的研發(fā)投入，提高科技自立自強能力，夯實經(jīng)濟增長動能轉換(轉向內(nèi)需主導并以國內(nèi)循環(huán)為主)、發(fā)展戰(zhàn)略轉型的民生穩(wěn)固基礎和科技創(chuàng)新支撐。因適應發(fā)展戰(zhàn)略轉型要求，考慮到金融自由化(金融管制放松或解除)通過助力中國經(jīng)濟高增長而在邊際上加重中國經(jīng)濟失衡的實證結論，將中國金融自由化改革服務實體經(jīng)濟的著力點由支撐高速度增長，轉向通過普惠金融擴面、科技金融提質、綠色金融增效來支撐高質量發(fā)展。

第三，中國應擴大全方位高水平開放，持續(xù)改善營商環(huán)境，優(yōu)化外商直接投資布局，以更加開放的內(nèi)外雙循環(huán)和良性互動促進中國經(jīng)濟再平衡。同時，完善國際經(jīng)濟治理和儲備貨幣體制改革，穩(wěn)步推動人民幣國際化，消除外部失衡賴以延續(xù)的“對稱性不調節(jié)解”。

注釋：

①感謝中南財經(jīng)政法大學曾松林副教授、武漢大學博士生王空以及匿名審稿人的精彩評論和建設性意見，文責概由作者自負。

②構建的VECM模型的回歸結果因篇幅限制未列示，備索。