走向2035年的中国经济：三个标准下的数据再讨论.pdf

安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 1 页，共 23 页 2021 年 1 月 走向 2035 年的中国经济： 三个 标准下的数据再讨论 袁方 1 2021 年 3 月 1 日 内容提要 我们前期以世界银行高收入门槛为基准，讨论了中国经济的追赶情况和未来 前景。在此基础上， 本文 增加 了调整美元汇率和购买力平价的基准， 以 进一步检 验先前结论的稳健性。 本文 以三种不同基准形成对标数据集，并使用面板数据处理技术对其进行了 统计分析，发现 ： 经济体 在 跨越 高收入门槛的 前后 15年内， 经济增速对时间变量 的系数 均 为负 值 ， 表明经济 增长 处于减速趋势 之 中， 且 这一 趋势在统计上是显著 的 。宗教文化因素对经济 长期增长具有 显著 影响， 不同宗教文化的经济体在 减速 过程中的斜率和截距不同 。 其中 ， 儒家文化经济体的斜率较陡峭 、 截距较大、拟 合效果较好 ， 这显示出 儒家经济体在经济追赶的过程中，长期增速水平 更高 ，内 部增长较为一致，但减速过程更快。 综合不同的对标结果， 平均而言，儒家经济 体 在跨越高收入门槛时 的 增速 约为 7%，跨越 10年后约为 4.6%， 15年后约为 3.5%。 说明： 2月 5日我们发布了该报告的初始版本，现版本进一步丰富了统计技术的使用和统计结果的讨论。 风险提示：（ 1）疫情发展超预期；（ 2）地缘政治风险 1 宏观分析 师， ， S1450520080004 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 2 页，共 23 页 2021 年 1 月 我们前期以世界银行高收入门槛为基准，讨论了中国经济的追赶情况和未来 前景。 考虑到 此基准为现价美元标准，其对度量经济发展和生活水平 的 提高而言 存在明显瑕疵， 缺乏对美元汇率大幅波动以及不可贸易部门价格水平差异的考量 。 为了完善之 前的对比和研究， 我们在世界银行标准的基础上增加了两种划定 高收入门槛的标准：一是以世界银行 2003 年的高收入标准为基础，在时间序列上 剔除美元汇率和通货膨胀的影响；二是以世界银行购买力平价计算下的 2019年 中 国 人均收入 （不变价国际元） 为基准，对标其他经济体在历史上达到这一 收入 水 平的年份。具体 标准细节请参见附录一。 表 1： 1970 年以来各宗教经济体跨过高收入门槛的时间点 宗教文化 经济体 PPP 标准 世界银行 标准 美元汇率 调整 标准 基督教 意大利 1966 1970 1966 西班牙 1971 1974 1974 葡萄牙 1979 1994 1991 捷克 1990 2006 2005 匈牙利 1995 2007 2015 波兰 2000 2009 2015 智利 2005 2012 2012 希腊 1976 1996 1972 俄罗斯 2003 2012 2013 罗马尼亚 2005 2019 2019 伊斯兰教 沙特 1972 1974 1974 土耳其 2004 2014（接近） 2015（接近） 马来西亚 2004 2019（接近） 2019（接近） 哈萨克斯坦 2005 2014（接近） 2015（接近） 儒家文化 日本 1973 1977 1968 韩国 1994 1995 1991 中国台湾 1992 1987 1988 数据来源：世界银行， Wind， 安信证券 注： 土耳其、马来西亚、哈萨克斯坦 接近但未跨越高收入门槛，其他经济体 均跨越高收入门槛。 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 3 页，共 23 页 2021 年 1 月 在选取经济体进行对标的过程中，我们按宗教文化背景对样本做了分类 ， 具 体细节请参见附录二。如表 1 所示，世界银行标准下的对标时点与美元汇率调整 标准下的差异较小，而购买力平价（ PPP）标准下的对标时点则与前两者差异较大。 这可能与购买力平价数据的技术性原因有关。 在得到经济体样本跨越或接近高收入门槛的年份后，我们可以将这些年份定 为基年，对标其基年前后 15 年的经济增速， 具体统计技术细节请参见附录三 。 首先， 我们对所有经济体的对标增速数据使用固定效应模型进行 回归 分析， 将 对标年份 设定为自变量 ， 经济增速 设定为因变量 。 考虑到 短期 经济增速 波动 受到周期因素的影响 较大 ， 我们在模型中加入了 国 际贸易和通货膨胀 这两个控制变量。 这样做的想法在于，跨越高收入门槛的经济体普遍为开放型经济体， 而 国际 贸易 对 大多数 开放型经济体增速 具有明显影响，且具有 外生性 。 通货膨胀作为 衡量 经济景气 的 指标， 与经济增速具有双向影响关系。 较高的 经济增长可能引起通货膨胀的上升， 当期 的 通胀 水平过高 时， 又 可能引发 货币政 策 收紧，进而 抑制未来 的经济增速 。本文 选取 滞后一期的 CPI 同比增速 作为控制 变量 加入模型中 ，重点考虑后一情况 。 回归 结果如下： 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 4 页，共 23 页 2021 年 1 月 表 2： 三种标准下 经济体 增速 固定效应 回归分析 变量 All-ppp-fe All-wb-fe All-usd-fe -15.00* -16.78* -17.26* (-8.204) (-8.414) (-8.992) I -0.0670* -0.104* -0.0823* (-6.207) (-5.876) (-4.517) E 0.315* 0.103* 0.281* (8.550) (2.746) (8.009) 常数 73.18* 81.70* 83.31* (8.609) (8.838) (9.401) 2 0.297 0.192 0.325 N 457 429 404 经济体数量 17 17 17 *p0.05;*0.01;*p0.001 数据来源：世界银行， Wind， 安信证券 注： ppp、 wb、 usd 分别代表购买力平价、世界银行以及美元汇率标准， I 代表 滞后一期的 CPI 同比， E代表世界出口同比， fe 代表 固定效应 。 如表 2 所示， 无论在何种 对标 基准下， 经济体增速对 时间 变量的 回归 系数 均 为负值，且在 0.1%的水平上具有统计显著性。根据 回归系数 ，可 推算 经济 增速随 对标年份变化的情况。 平均而言，在 经济体跨越高收入门槛 后的 10 年 里，其经济 增速 累计 下降约 1.6 个百分点， 15年 里 累计 下降约 2.3个百分点，平均每年下降 约 0.15个百分点。 结合常数项，可推算经济体在跨越高收入门槛时的 平均 增速大约为 4.6%，跨越 10 年 后 约为 3%， 15 年 后 约为 2.3%。 这表明，一个经济体在跨越高收入门槛的前后 15年内，其经济增速会随着追 赶年份的增加而不断下降，直至收敛到 2%至 3%左右 的水平，而这也是许多欧美 发达经济体长期增长率的水平。 考虑到模型函数形式所刻画的增速曲线，可能与实际经济增长曲线存在差异， 故对 三种对标年份标准的经济增速做算术平均处理。平均而言，宗教经济体样本 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 5 页，共 23 页 2021 年 1 月 实际经济增速 在跨越高收入门槛时前后 2年（共 5年）的平均 值 约为 5.1%， 10年 后约为 3.6%， 15 年后约为 2.7%。 与模型拟合值相比较，二者大致的下行趋势较为相似，但在 跨越高收入门槛 前 的 10 年里，实际经济增速的平均值下降得更慢，而在跨越高收入门槛后的 10 至 15年里，实际经济增速的平均值下降得更快。这可能暗示经济增长的下降并不 是匀速进行的，当人均收入增长到较高水平时，其增速可能会加速收敛至长期经 济增长水平，即 2%至 3%左右。 在其他变量方面，国际贸易对经济增速的回归系数为正，表明国际贸易对经 济增长具有拉动作用；通货膨胀对经济增速的回归系数为负，表明当期通胀水平 的抬升对下一期经济增速有负面影响，这一影响可能是通过货币政策收紧 等 机制 进行传导的。 接下来，我们将这些经济体按照宗教文化分类， 在不同对标标准下 使用随机 效应模型对其 分别 进行回归分析， 在 国际贸易和 通货膨胀等控制变量 的基础上， 添加 宗教 文化为 虚拟变量 ，以测度宗教文化这一因素对经济增速的影响 。 回归 结 果如下： 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 6 页，共 23 页 2021 年 1 月 表 3：宗教文化经济体 随机效应回归 分析 变量 All-ppp-re All-wb-re All-usd-re -14.93* -16.31* -15.76* (-8.370) (-8.452) (-8.575) Is -0.796 -1.875* -2.393* (-1.029) (-2.079) (-3.325) Ch -2.629* -3.561* -3.830* (-4.347) (-5.217) (-7.168) I -0.0649* -0.0982* -0.0672* (-6.367) (-5.841) (-3.923) E 0.314* 0.106* 0.297* (8.589) (2.840) (8.532) 常数 74.52* 81.94* 78.83* (9.043) (9.174) (9.288) 2 0.297 0.192 0.324 N 457 429 404 *p0.05;*0.01;*p0.001 数据来源：世界银行， Wind， 安信证券 注： Is、 Ch 分别代表伊斯兰教和基督教的虚拟变量， I代表滞后一期的 CPI 同比， E代表世 界出口同比， ppp、 wb、 usd 分别代表购买力平价、世界银行以及美元汇率 调整后的 标准， re 代表 随机效应 。 如表 3 所示， 无论在何种对标基准下，宗教虚拟变量的系数均为负值，且大 多在 0.1%的水平上具有统计显著性。这表明在以儒家经济体为基准的条件下，伊 斯兰教 经济体 增速平均 比 儒家低 2.1 个百分点 左右，基督教经济体平均增速比儒 家低 3.3 个百分点 左右。 以上结果显示， 宗教 文化因素在经济体追赶过程中对经济增速具有显著影响。 相比儒家文化 经济体 而言，伊斯兰教和基督教背景 的 经济体 增速中枢 水平 更低。 进一步地，我们 分别观察各宗教文化组别内部的经济增速情况，采用 前述 模 型进行 回归分析 ， 结果如下： 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 7 页，共 23 页 2021 年 1 月 1.儒家文化经济体回归分析 表 4：三种 标准 下 儒家文化经济体回归分析 变量 RuC-ppp-fe RuC-ppp-re RuC-wb-fe RuC-wb-re RuC-usd-fe RuC-usd-re -25.64* -25.21* -25.34* -23.82* -25.31* -22.90* (-7.890) (-8.517) (-6.854) (-7.019) (-6.626) (-6.710) I -0.209* -0.196* -0.167* -0.149* -0.121* -0.0857* (-3.392) (-3.534) (-3.079) (-2.907) (-2.377) (-1.845) E 0.188* 0.185* 0.145* 0.154* 0.159* 0.199* (2.633) (2.673) (1.785) (1.952) (1.801) (2.394) 常数 125.0* 123.0* 123.5* 116.4* 123.8* 112.3* (8.279) (8.976) (7.165) (7.392) (6.973) (7.124) 2 0.432 0.432 0.389 0.389 0.356 0.353 N 109 109 106 106 103 103 *p0.05;*0.01;*pchi2 0.89 0.96 0.69 0.85 0.95 0.98 -25.45* -24.90* -25.53* -24.74* -25.40* -24.63* (-7.883) (-7.509) (-6.639) (-6.338) (-6.699) (-6.399) 1 -0.152 47.38 -0.978 102.7 -1.532 99.68 (-0.189) (0.760) (-0.948) (1.131) (-1.477) (1.093) 1 -10.49 -22.97 -22.42 (-0.762) (-1.142) (-1.110) I -0.200* -0.199* -0.171* -0.167* -0.114* -0.112* (-3.374) (-3.344) (-3.038) (-2.964) (-2.284) (-2.236) E 0.182* 0.175* 0.127 0.131 0.159* 0.161* (2.570) (2.448) (1.507) (1.562) (1.817) (1.847) 常数 124.1* 121.6* 124.6* 120.9* 124.3* 120.8* (8.254) (7.883) (6.927) (6.624) (7.037) (6.733) N 109 109 106 106 103 103 2 0.451 0.454 0.376 0.384 0.358 0.366 *p0.05;*0.01;*pchi2） 均 远远 大于 0.05， 这 表明 中国大陆 的 哑 变量 和交叉项变量 联合不显著 ；同时，这些变量 也不具有单独的显著性 。 因此 ，与其他儒家经济体 的增速 相比， 中国大陆在对标 时段的经济增速并没有系统性的差异。 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 9 页，共 23 页 2021 年 1 月 2.伊斯兰教 经济体回归分析 表 6： 三种 标准 下 伊斯兰教 经济体回归 分析 变量 Is-ppp-fe Is-ppp-re Is-wb-fe Is-wb-re Is-usd-fe Is-usd-re -6.697 -5.906 -13.86* -8.590 -17.60* -12.87* (-1.181) (-1.140) (-1.992) (-1.316) (-2.539) (-1.932) I -0.0512* -0.0460* -0.106* -0.0827* -0.0901* -0.0636* (-2.169) (-2.743) (-3.627) (-3.420) (-2.604) (-2.196) E 0.441* 0.441* 0.439* 0.458* 0.428* 0.446* (4.498) (4.558) (5.414) (5.518) (5.508) (5.546) 常数 34.91 31.16 67.59* 43.29 84.48* 62.67* (1.318) (1.292) (2.119) (1.450) (2.660) (2.057) 2 0.251 0.250 0.501 0.494 0.510 0.504 N 86 86 58 58 56 56 *p0.05;*0.01;*p0.001 数据来源：世界银行， Wind， 安信证券 注： Is 代表伊斯兰教经济体 （剔除沙特） ， I 代表滞后一期的 CPI 同比， E 代表世界出口同比 ， ppp、 wb、 usd 分 别代表购买力平价、世界银行以及美元汇率标准， fe 和 re 分别代表固定效应和随机效应。 如表 6 所示，伊斯兰教经济体的回归结果在不同对标基准下差异较大，但其 经济增速对时间 变量的 系数 均为负值，表明伊斯兰教经济体 的 增速 同样会 随着追 赶年份的增长而不断下降。 如果以 拟合优度 和统计显著性 相对 较好 的 世界银行和 美元汇率 调整 后的标 准 为基础 ， 可推算 伊斯兰教经济体 在 跨越高收入门槛 后的 10年 里， 平均 增速 累计 下 降约 1.4个 百分点 ， 15年 里下降 约 2.1 百分点， 平均每年下降 约 0.14个百分点。 结合 常数项 ，可推算伊斯兰教经济体在跨越高收入门槛 时 的 平均 增速约为 4.5%； 跨越 10 年后 约为 3.1%， 15 年后约为 2.5%。 若对 三种对标标准下 的经济增速 进行算数平均计算，其跨越高收入门槛前后 2 年 （共 5年） 的平均增速为 5.5%，比同一对标年份下的经济增速拟合值高 1个 百分点左右。 考虑到伊斯兰教样本 经济体 仅为接近高收入门槛而未跨过， 其 经济 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 10 页，共 23 页 2021 年 1 月 增速还保持在较高水平， 故 此处算术平均的数值可能偏高 。 3.基督教 经济体回归分析 表 7： 三种标准下 基督教 经济体回归分析 变量 Ch-ppp-fe Ch-ppp-re Ch-wb-fe Ch-wb-re Ch-usd-fe Ch-usd-re -12.97* -12.86* -12.96* -12.78* -13.75* -11.05* (-5.519) (-5.572) (-5.256) (-5.302) (-5.785) (-4.874) I -0.0627* -0.0622* -0.0791* -0.0774* -0.0768* -0.0535* (-4.695) (-4.736) (-3.396) (-3.422) (-3.255) (-2.430) E 0.319* 0.320* -0.0327 -0.0305 0.282* 0.313* (6.752) (6.830) (-0.681) (-0.640) (6.482) (7.146) 常数 62.75* 62.23* 63.62* 62.77* 66.04* 53.27* (5.740) (5.790) (5.554) (5.609) (6.021) (5.108) 2 0.308 0.308 0.103 0.103 0.300 0.294 N 262 262 265 265 244 244 *p0.05;*0.01;*p0.001 数据来源：世界银行， Wind， 安信证券 注： Ch 代表 基督教经济体 ， I代表滞后一期的 CPI同比， E代表世界出口同比 ， ppp、 wb、 usd 分别代表购买力平 价、世界银行以及美元汇率标准， fe 和 re 分别代表固定效应和随机效应。 此处 基督教 样本 包括天主教和东正教 经济 体 ， 不包括新教经济体， 因为新教 经济体大多在 1970 年以前就已经成为高收入经济体了。 如表 7 所示，基督教经济体 增速对时间变量的系数均 为负值， 且 在三种对标 标准下 均具有较强的 统计 显著 性 。 这 表明 ，基督教经济体 增速 会 随着 追赶 年份 的 增长而不断下降 ，且 在跨越高收入门槛 后 的 10年 里， 平均 增速 累计 下降约 1.2个 百分点 ， 15 年 里下降 约 1.8 个百分点， 平均每年下降 0.12 个百分点。 若以拟合优度表现较好的购买力平价标准以及美元调整后的世行标准为基础 ， 可推算其在跨越高收入门槛时的平均 增速 约 为 3.8%，跨越 10年后 约 为 2.6%， 15 年后 约 为 2%。 在算术平均 计算 下， 基督教经济体增速 在跨越高收入门槛 前后 2年 （共 5年） 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 11 页，共 23 页 2021 年 1 月 的 平均 经济增速 为 4.4%，跨越 10 年后约为 2.4%，跨越 15 年后为 2.2%，与相应 年份的模型拟合值相差 0.2 至 0.6个百分点。 在对不同宗教文化 的 经济体分别进行回归分析后，可以将其回归结果作横向 比较分析。考虑到美元 汇率 标准下各组 拟合优度情况 均 较好 ，故以此为基准。 表 8：美元汇率标准下宗教文化 经济体回归分析 汇总 变量 RuC-usd-fe RuC-usd-re Is-usd-fe Is-usd-re Ch-usd-fe Ch-usd-re -25.31* -22.90* -17.60* -12.87* -13.75* -11.05* (-6.626) (-6.710) (-2.539) (-1.932) (-5.785) (-4.874) I -0.121* -0.0857* -0.0901* -0.0636* -0.0768* -0.0535* (-2.377) (-1.845) (-2.604) (-2.196) (-3.255) (-2.430) E 0.159* 0.199* 0.428* 0.446* 0.282* 0.313* (1.801) (2.394) (5.508) (5.546) (6.482) (7.146) 常数 123.8* 112.3* 84.48* 62.67* 66.04* 53.27* (6.973) (7.124) (2.660) (2.057) (6.021) (5.108) 2 0.356 0.353 0.510 0.504 0.300 0.294 N 103 103 56 56 244 244 *p0.05;*0.01;*p0.001 数据来源：世界银行， Wind， 安信证券 注： RuC、 Is、 Ch 分别 代表 儒家文化（包括中国大陆）、伊斯兰教和基督教经济体， I 代表滞后一期的 CPI 同比， E代表世界出口同比 ， usd 代表 美元汇率标准， fe 和 re 分别代表固定效应和随机效应。 为方便进行比较，我们将表 4至表 7的相关内容汇总至 表 8后，不难发现， 儒家 文化、伊斯兰教、基督教经济体增速 对时间变量的 系数 全部为 负值 ， 且斜率 依次变缓 。 这表明 ， 在跨越高收入门槛的时段里， 儒家文化经济体增速下降 得 较 快 、伊斯兰教 增速下降得 相对平缓、基督教 增速 下降得 最为平缓。 以上结果显示 ，儒家经济体在跨越高收入门槛 时的 整体经济增速水平较高。 尽管增速下降的幅度 较 大，但 增速的 绝对水平 始终高于同一对标时段的伊斯兰教 和基督教经济体 。 在拟合优度方面，儒家经济体 在三种对标基准下的 2稳定在 0.4 左右 ，整体 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 12 页，共 23 页 2021 年 1 月 表现 较好 。 尽管日本、中国台湾、韩国分别在 20世纪 70年代、 80年代、 90年代 依次成为高收入经济体 ， 但这些经济体 内部增长率 较为 一致 。 为了将 不同宗教文化经济体增速的 比较结果更为直观地展示，我们利用 HP 滤波来呈现不同宗教文化组别 经济体 的增长趋势。 图 1： 各宗教文化经济体 GDP 潜在实际增速（ HP 滤波）， % 数据来源 ： Wind，安信证券 注：伊斯兰教经济体剔除了沙特（经济增速波动过大且可得数据时间较短），基督教 经济体剔除了希腊（受欧债危机影响较大）。 将 HP 滤波、算术平 均以及模型拟合的经济增速，在三种不同对标标准 下 进 行 比较后， 其 差值大多在 1 个百分点以内 。 我们对 以上 结果做两 个一般性的结论 ： 第一， 处于追赶中的 经济体 的 增速对时间变量的系数均为负值， 这表明经济 体在跨越或接近高收入门槛的时段内，其经济增速处于 长期的下行 趋势 之 中 ，且 这一趋势在统计上是显著的 。 第二， 影响经济增长的因素有很多，但是宗教文化因素无疑是影响经济长期 增长的重要因素 ， 且这种影响在统计上也是显著的。不同宗教文化的经济体在减 速过程中的斜率和截距不同。其中，儒家文化经济体的斜率较陡峭、截距项较大、 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 -15 -10 -5 0 5 10 15 儒家 基督教（剔除希腊） 伊斯兰教（剔除沙特） 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 13 页，共 23 页 2021 年 1 月 拟合效果较好， 这显示出 儒家经济体在经济追赶的过程中，长期增速水平 更高 ， 内部增长较为一致，但减速过程更快。 综合不同对标结果， 平均而言， 儒家经济 体在跨越高收入门槛时的增速 约为 7%，跨越 10年后约为 4.6%， 15年后约为 3.5%。 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 14 页，共 23 页 2021 年 1 月 附录一：高收入标准的测定 1.世界银行高收入标准 世界银行定义的高收入标准 是 以现价美元计算，对其剔除美国通货膨胀 的 影 响 以 后，其基本上是：以 1987 年不变价为基础 、 大概 略高于 6000 美元的一个绝 对值，如图 2 所示 。 图 2： 世界银行高收入标准， 美元 数据来源 ： Wind，安信证券 由于世界银行未公布 1987年以前的高收入标准 ， 沿着当前的估算，我们可以 把 这一标准 推算 到 上世纪 60年代末，以此衡量当时的经济体是否属于高收入水平。 估算结果 如图 3所示 。 0 2000 4000 6000 8000 10000 12000 14000 19 87 19 89 19 91 19 93 19 95 19 97 19 99 20 01 20 03 20 05 20 07 20 09 20 11 20 13 20 15 20 17 20 19 人均国民收入（现价美元） 人均国民收入（ 1987年不变价美元） 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 15 页，共 23 页 2021 年 1 月 图 3： 测算 1987 年以前的世界银行高收入标准， 美元 数据来源 ： Wind，安信证券 2.美元汇率 调整后的 高收入标准 此前 对世界银行高收入标准的计算存在 潜在 的 瑕疵 ，即：这一调整 没有考虑 美元汇率的变化， 而美元汇率的变化又对具体时间点 上 的一个经济体能否跨越高 收入门槛有着一定影响。 考虑到世界银行高收入标准的不变价基本围绕固定值波动，故可以将 世界银 行公布的 2003 年高收入标准 9385 现价美元作为基准，随着时间变化剔除美 元汇率以及通货膨胀的影响，其结果如图 4 所示 2。 图 4： 调整美元汇率后的高收入标准， 美元 数据来源 ： Wind，安信证券 2 取 2002年或 2004年 高收入标准 为基础的结果相似，故在此不作重复展示 。 0 1000 2000 3000 4000 5000 6000 19 68 19 69 19 70 19 71 19 72 19 73 19 74 19 75 19 76 19 77 19 78 19 79 19 80 19 81 19 82 19 83 19 84 19 85 19 86 19 87 高收入标准推测值 1300 3300 5300 7300 9300 11300 13300 15300 19 68 19 71 19 74 19 77 19 80 19 83 19 86 19 89 19 92 19 95 19 98 20 01 20 04 20 07 20 10 20 13 20 16 20 19 调整美元汇率后的高收入标准 世界银行标准：现价美元 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 16 页，共 23 页 2021 年 1 月 分析 图 4 可以发现 ， 当美元汇率较为弱势时，高收入标准较世界银行标准有 所上调，反之有所下调。因此，当美元贬值时， 相对调整美元汇率后的高收入标 准， 一个经济体的人均收入水平（以现价美元计算）更容易 超过 世界银行制定的 高收入标准 ，从而晋级高收入经济体序列 ；而当美元升值时，情况则相反。 3.购买力平价 高收入标准 考虑到购买力平价计算下的人均收入水平和美元汇率下的人均收入水平有着 显著差异， 故可以将购买力平价 计算下的人均收入数据 作为基础， 以此对标 各经 济体 跨越或接近高收入标准 的时间点。 在方法上，我们 以中国 2019年购买力平价计算下的人均收入（ 16117 不变价 国际元）为基准，对标其他经济体 在历史上达到这一人均收入水平的时间点，结 果在正文表 1 中呈现。 图 5： 世界银行购买力平价的统计口径 在 1990 年发生变化 数据来源 ： Wind，安信证券 注： 世界银行按购买力平价统计的人均 GNI（ 1990年起）与人均 GDP（ 1980年起） 数值相当接近，故此处使用人均 GDP 数值更好地表现这一历史性调整。 在数据整理过程中，我们发现世界银行购买力平价的统计口径在 1990年曾做 过大幅调整，如图 5 所示。 5000 7000 9000 11000 13000 15000 17000 19 80 19 81 19 82 19 83 19 84 19 85 19 86 19 87 19 88 19 89 19 90 19 91 19 92 19 93 19 94 19 95 19 96 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 20 05 20 06 20 07 20 08 20 09 20 10 20 11 20 12 20 13 20 14 20 15 20 16 20 17 20 18 20 19 人均 GDP:基于购买力平价 :国际元不变价 :全球 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 17 页，共 23 页 2021 年 1 月 故 16117 不变价国际元的标准在 1990 年以前也需要有相应转化。 此 转化 需根 据各经济体人均 GNI 在 1990 年的调整比例以及经济增速 变化 进行下调。 例如， 意大利的调整比例 =1990年人均 GNI/（ 1989 年人均 GNI*1990 年 GDP 实际同比） =54.8%，故其 16117 国际元对应 1990 年以前 的划定标准为： 16117/(1+54.8%)=10411 国际元。 16117 国际元转换后的具体数值以及相应的对标年份如表 9 所示。 表 9： 1970 年以来各宗教经济体跨过高收入门槛的时间点 宗教文化 经济体 PPP 标准 下对标时点 16117 国际元转化值 基督教 意大利 1966 10411 西班牙 1971 11578 葡萄牙 1979 10744 捷克 1990 16117 匈牙利 1995 16117 波兰 2000 16117 智利 2005 16117 希腊 1976 16117 俄罗斯 2003 16117 罗马尼亚 2005 16117 伊斯兰教 沙特 1972 10744 土耳其 2004 16117 马来西亚 2004 16117 哈萨克斯坦 2005 16117 儒家文化 日本 1973 13243 韩国 1994 16117 中国台湾 1992 16117 数据来源：世界银行， Wind， 安信证券 根据我们此前的测算， 预计 中国将在 2021 年至 2022 年 间 晋级高收入经济体 序列， 故在世界银行高收入标准和经美元汇率调整的高收入标准下，中国相应的 基年为 2022 年。而在购买力平价 计算的 标准下，中国的基年为 2019 年，时间点 上不免略有靠前，但这对衡量阶段性经济增速水平的影响较小。 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 18 页，共 23 页 2021 年 1 月 附录二： 经济体样本的选择 在明确高收入标准后，我们需要进一步考察 经济体在跨越或者接近该标准时 的表现。 考虑到 全球诸多跨越或者接近跨越高收入门槛的经济体拥有着不同的经济体 制和文化背景。我们试图从 宗教文化的角度入手，探讨一个经济体跨越高收入门 槛的经济增速 与其宗教文化因素之间是否存在关联。 之所以选择这个角度，是因为从各个经济体经济发展的结果来看，经济发展 水平与宗教文化因素之间似乎确实存在联系。但很多经济体都受到不同宗教文化 的影响，除此之外，还有很多其他因素也影响一个国家的经济发展前景。 为了排除这些因素的影响，我们只选取了该宗教文化背景下经济发展最成功 的一批经济体。这样在筛选样本的过程中 ， 许多影响经济增长的结构性因素 就被 自动舍弃了，经济发展水平、宗教文化背景等长期影响经济成长的因素就会 被 凸 显出来。 在此基础上， 我们按照人口 1000万人以上的标准取样，并按主要的宗教文化 进行分组，将经济体分为儒 家文化圈、伊斯兰教和基督教。 由于中东地区的伊斯兰教国家都有着显著的石油资源优势，这会很大程度影 响其经济发展水平，因此我们选择马来西亚、土耳其和哈萨克斯坦这三个既受石 油影响较小、又能达到或接近高收入标准的国家 作为伊斯兰教样本 来进行对比观 察。 基督教 经济体中 包括天主教和东正教 经济体 ，但 没有包括新教 经济体 ， 这 是 因为 新教经济体在 1970 年几乎都已经成为高收入经济体。 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 19 页，共 23 页 2021 年 1 月 附录三： 统计 技术 的使用 在对经济体增速 数据 进行统计分析的过程中，我们主要使用固定效应、随机 效应模型 进行回归分析。 （ 1） 固定效应 模型 由于 固定效应模型可以 控制 不随时间变化 、难以观察和测量 的因素的影响， 诸如国别、地理位置等因素， 并且有利于分组横向比较， 故 可以 将其运用于对所 有经济体样本进行回归，或是在宗教文化组别内部进行回归 后再对比 ，以此观察 样本整体情况、 分组 内部的情况以及组间的差异 。 在对标年份定义为自变量、经济增速定义为因变量的情况下， 考虑到短期经 济增速波动受到周期因素的影响较大，我们在模型中加入了国际贸易和通货膨胀 这两个控制变量。 这样做的想法在于，跨越高收入门槛的经济体普遍为开放型经济体，而国际 贸易对大多数开放型经济体增速具有明显影响，且具有外生性。 通货膨胀作为衡量经济景气的指标，与经济增速具有双向影响关系。较高的 经济增长可能引起通货膨胀的上升，当期的通胀水平过高时，又可能引发货币政 策收紧，进而抑制未来的经济增速。本文选取滞后一期的 CPI 同比增速作为控制 变量加入模型中，重点考虑后一情况。 模型如下： 1 2 3 其中， 代表经济体 i在年份 时的 GDP 实际增速 ， 代表经济体 i的对标年 份 3T+100， 代表经济体 i在年份 -1 时的 CPI同比增速 ， E 代表对应年份的世界 3 对标年份 T：以跨入或接近高收入门槛的时间点为元年（ 0），前后各取 15年，依次取值为 -15、 -14、 14、 15。 安信证券宏观研究 安信证券宏观研究 第 20 页，共 23 页 2021 年 1 月 出口总额同比变化， 为 回归系数 ， 为常数项， 为残差项。 在回归结果中比较不同组别的 和 的符号 、 数值 以及显著性 情况，即可分析 不同宗教文化背景下经济体增速变化情况的差异。 （ 2） 随机效应模型 为了测度宗教文化对经济增速的影响，需要将宗教 文化 这一变量独立出来， 但考虑到宗教是不随时间变化的变量，故需要借助随机效应模型中的虚拟变量来 实现这一分离。 在 对样本 进行宗教文化分类 后 ， 以儒家为基准， 取伊斯兰教和基督教为虚拟 变量， 并 设定 通货膨胀 和 国际贸易 为控制变量。 则有： 1 2 3 4 5 其中， 代表经济体 i 的对标年份 T+100， 代表经济体 i 在 对标 年份 时的 GDP 实际增速， 代表伊斯兰教虚拟变量， 代表基督教虚拟变量 ， 代表经济 体 i在年份 -1 时的 CPI同比增速 ， 代表世界总出口额的同比增速， 为对应 变 量 的 回归系数 ， 为常数项， 为残差项。 当经济体 i 属于儒家时， =0， =0； 当经济体 i 属于伊斯兰教时 =1， =0； 当经济体 i 属于基督教时， =0， =1。 在回归结果中 ， 观察 的符号、 数值 以及显著性 情况，即可判断宗教虚拟变量 对经济增速因变量 的 影响 方向和 程度 以及 伊斯兰教和基督教经济体相对儒家经济 体 的 增速 差异