進口貿易發展的經濟增長效應的統計檢驗

孫愛軍，秦蓀濤

（1.南京大學 經濟學院，南京 210093；2.浙江財經學院，杭州 310018）

0 引言

長期以來，在評價對外貿易對經濟增長的貢獻時，無論是理論的研究還是實踐的運作，人們都把關注的焦點放在出口或是貿易順差上，認為只有出口才對經濟增長起推動作用，只有貿易順差對經濟增長才有積極作用。重商主義理論、凱恩斯的“對外貿易乘數理論”等認為出口和消費、投資都是帶動國民經濟增長的增量因子，而進口則是經濟增長的減量因子。中國的對外貿易政策也一直強采用出口補貼和出口退稅等鼓勵措施促進出口，將出口換匯額作為考核地方政府業績的指標之一，對于進口則采用關稅、配額等貿易壁壘進行限制，產能被導向外需，大量的資源流向外需，形成高度依賴出口的經濟。隨著貿易保護主義的抬頭和其他發展中國家制造業的興起，中國的已有外貿主導型經濟模式受到挑戰，國際金融危機的擴散和蔓延，使世界經濟下行和衰退的趨勢日趨明顯，出口貿易下降，為降低能源消耗并減少對出口的依賴度，中國必須轉變轉變貿易方式、重視進口的作用才能增加內需，保障經濟持續增長。

回顧國內外研究現狀發現，國內學者對全國的進出口貿易與經濟增長的關系進行研究較多，對于省級區域的進口貿易與經濟增長的關系研究較少。事實上由于我國各地區經濟和貿易發展水平不同，各地區的進口貿易與經濟增長的關系可能與中國整體的特征相異，因此本文選用浙江省的貿易數據，做實證分析，量化省域進口貿易與增長，對于制定和實施符合中國省情的外貿政策，具有一定的普遍意義。

1 理論與方法

1.1 平穩性檢驗

中國經濟高速增長率的時間序列數據是否平穩，決定著回歸模型的適用性。為檢驗數據的時間序列特征，采用擴大的Dickey-Fuller(ADP)和Phillips-Person(PP)的單位根法來檢驗各變量一階差分的平穩性水平。ADF單位根檢驗過程基于OLS回歸式

式中T表示線性時間趨勢。檢驗Zt（序列為I(1)）中存在一個單位根的零假設相當于檢驗等式中α1=0的假設。如果α1顯著小于0，則存在一個單位根的零假設被拒絕。ADF的檢驗表明，我們不能拒絕每個序列都不平穩的零假設。作為進一步的檢驗，我們對所有變量的一階差分進行檢驗時，ADF的檢驗結果都表明所有變量都是一階差分平穩的，也就是屬于序列I(1)。因此，它們滿足構造協整方程組的必要條件，回歸時才不會出現“偽回歸”現象。

1.2 協整關系檢驗的原理

協整（Cointegration）分析理論是近年來處理非平穩經濟時間序列之間長期均衡關系和短期波動的有力工具。其基本思想是，如果兩個或兩個以上的時間序列變量是非平穩的，但它們的某個線性組合卻是平穩的，則這些變量之間存在長期穩定的均衡關系（協整關系）。協整分析的經濟意義在于，對于兩個或以上具有各自長期波動規律的變量，如果它們之間是協整的，則它們之間存在一個長期的均衡關系。而基于協整理論的誤差修正模型（ECM），則可以反映短期內系統對于均衡狀態的偏離程度，即采用長期均衡誤差作為短期波動的修正項，從而得到關于偏離程度的調整信息。

1.3 誤差修正模型

根據Granger表述定理，協整系統有三種等價的表達形式：向量自回歸、移動平均MA和誤差修正模型，其中最能直接描述短期波動與長期均衡的綜合，其應用最為普遍。因為把變量的水平值和變量的差分有機結合在一起，充分利用這兩者提供的信息，被解釋變量的變動是由較穩定的長期趨勢和短期波動所決定的，從長期看，協整關系式起到引力線的作用，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。對于一組具有協整關系的變量建立誤差修正模型的基本步驟如下：

第一步，求模型

得到k0、k1的估計值和殘差值ut

第二步，對△yt=β0+α·ecmt-1+β△xt-1+εt進行參數估計，即可實現對誤差修正模型的估計。

2 實證分析

2.1 進口與經濟增長的統計分析

2.1.1 進口彈性分析

為了揭示進口增長對經濟增長的作用大小，可對進口彈性進行分析。進口彈性是GDP增長率與進口增長率之比，即進口增長一個百分點帶動經濟增長的百分點數。1986～2008年浙江省各個時期經濟發展的變動相對比較平穩，GDP增長率與進口增長率之間呈正相關關系，以1986年為基準，按可比價格計算，1986～2008的進口彈性系數平均為0.174，主要是由于1997年浙江出臺一系列的有關促進進口貿易的發展政策，改進全省的產業結構，有力地拉動經濟的快速增長。

表1 1986～2008年的進口彈性（以1986年為基準,按可比價格計算）

由表1可知，1986～2008年，浙江省單純進口貿易一項對經濟增長的拉動度為2.01%。

2.1.2 進口和浙江省GDP的現狀分析

首先，從總體上看，浙江省進口貿易發展迅速，從1986年的2.0163億美元增加到2008年的568.4227億美元，以1986為不變價衡量，年均增長27.8%，高于GDP年均增長速度(5.05%)。從LGDP與LM散點圖可以看出，變量LGDP與LM之間的散點圖顯示出較強的正相關關系，表明進口對經濟增長有明顯的促進作用。其次，進口增長率與GDP增長率的變動方向和步調較為一致。在進口增長速度快的年份，經濟增長率呈上升趨勢，而在進口增長速度放慢的年份，經濟增長率也呈下降趨勢。只是進口增長率的變化幅度更大，而且其在時間上有先于GDP增長率變化的趨勢。很明顯，進口增長促進了經濟增長。

表2 平穩性檢驗結果

2.1.3 進口與經濟增長的協整分析

（1）ADF 檢驗

本文采用ADF檢驗法對變量LGDP和LM以及它們的差分序列進行平穩性檢驗，用EViews軟件，檢驗結果如表2所示。由表2可知，變量LGDP和LM是非平穩的，一階差分后是平穩的，即LGDP與LM是1階單整序列，由此可進一步檢驗變量之間的協整關系。

（2）協整檢驗

本文采用EG法對變量進行協整分析。由于變量LGDP與LM是I(1)序列，可用OLS法進行協整回歸，得到的協整方程如下：

其中，R2=0.9262，Adj-R2=0.9227，F=263.6276， 伴隨概率是0，說明模型成立，擬合優度較高，。若變量序列LGDP與LM存在協整關系，則模型估計式(1)的殘差序列應具有平穩性，對其做單位根檢驗，ADF檢驗結果顯示，殘差序列E的ADF檢驗統計量為-2.2391，小于顯著水平為5%的臨界值，殘差序列E為平穩序列，這表明變量LGDP與LM之間存在協整關系。

（3）Granger因果關系檢驗

基于以上誤差修正模型，即可檢驗進口與經濟增長的長期與短期Granger因果關系。我們根據赤池信息準則(AIC)對各變量的Granger因果關系進行檢驗。

檢驗結果顯示，在一階滯后情況下，GDP不是進口的Granger原因，進口是GDP的Granger原因，表明進口在當期促進GDP的增長；在二階滯后情況下，GDP與進口互為Granger原因，說明進口與GDP在滯后兩期后互相有促進作用，進口的外溢效應體現出來；在三、四階滯后情況下，GDP與進口沒有Granger因果關系；從五階滯后開始起，進口不是GDP的Granger原因，說明進口的效應已經衰減，但GDP是進口的Granger原因，浙江有經濟實力進口，這一結論意味著，浙江省的經濟實力提高，是進口的經濟基礎和強有力的動因。

（4）誤差修正模型及方差分解

為了進一步解釋進口與經濟增長之間的短期動態關系，在進行協整檢驗之后需要建立誤差修正模型。因為序列LGDP與LM之間存在著惟一的協整關系，所以可以建立如下誤差修正模型。

其中，括號內上一行為t統計量，ecm表示誤差修正項，擬合優度為 0.4821，F統計量為 8.8449，其伴隨概率為0.0019，表明模型總體上成立。并且各個變量的顯著性檢驗也通過。

回歸結果表明，短期內進口增加時，對GDP增加的影響顯著，每增加1%，GDP相應增加8.23%。誤差修正項包含著變量的過去值對現在值影響的信息。這一系數顯著，意味著上一期的均衡誤差修正項在決定GDP的當前增長中起重要作用，這說明從長期來看，進口是浙江GDP增長的原因，進口貿易帶來國內缺乏的產品、新的技術和先進設備，帶動消費，促進中國產業結構的調整等等，通過這些直接或間接的影響，極大地促進了浙江經濟的增長。從系數估計值（-0.2197）來看，當短期波動偏離長期均衡時候，將以26.51%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態，符合反向調節機制。

（5）脈沖響應及方差分解

首先建立VAR模型，如果被估計的VAR模型所有根模的倒數小于1，即位于單位圓內，則其是穩定的。

建立的VAR模型如下：

其次，脈沖響應函數是衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取之的影響。LGDP對其自身的一個標準差信息立刻有較強反映，產出增加了約0.32，到第2、3期達到最高水平，然后開始下降，經濟增長有一個慣性，也與政府重視GDP的增長相一致。來自進口的影響當期就開始產生影響，持續增加到第六期才開始衰減，與進口對經濟增長的漸進影響過程一致。

最后，為了更好地定量把握變量之間的影響關系，運用方差分解方法來考察各個擾動項對GDP的貢獻度，Cholesky因子分解的順序為(LGDP LM），排在第一個變量的第一期分解完全依賴于它自己的擾動項，在表3中，預測誤差（S.E.）是在給定預測水平上的變量的預測誤差，其余兩列顯示了每個擾動項所引起的預測方差所占的比重，均是百分數，每行加起來的值是100，各個時期的具體數值見下表，進口對GDP的增長有滯后效應，時期越長，對GDP的貢獻度越大，當期的貢獻度為0，滯后一期就達2.143%，最高時是在滯后10期，高達28.6275%，印證了進口對經濟增長的累積效應。不同的時期的貢獻度見表3。

表3 方差分解表

3 結論與相關的政策建議

以上分析可以看出，浙江省進口對經濟增長的彈性系數從1985～2006年的平均為0.174，對經濟增長的平均拉動度為2.01%。浙江的GDP和進口額之間存在格蘭杰因果關系，存在長期均衡關系,誤差修正項的系數為-0.2197，符合反向修正機制，進口額與GDP與長期均衡值的偏差中的26.51%得到調整，從長期看，進口促進經濟增長。進口對GDP的增長有滯后效應，時期越長，對GDP的貢獻度越大，當期的貢獻度為0，滯后一期達1.7742%，且呈逐期增強趨勢。在出口下降，經濟下行的風險較大之際，認識進口貿易與經濟增長的關系，浙江在經濟實力較好的前提下，可以主動加大進口力度，改變傳統的單純依靠出口拉動經濟增長的模式。

本文的政策涵義是顯然的，浙江要樹立進出口并重的現代意識，統籌進出口發展全局，在世界經濟波動之際，通過進口先進的產品、技術和設備，快速提高省域企業的技術水平，參與全球的資源配置，在省內和省間形成競爭氛圍，在國內形成比較優勢推動省域企業發展，加速產業的發展與升級，促進經濟發展。在注重進口規模增長的同時，要引導優化進口商品結構，提升對經濟增長的貢獻度，結合產業結構的優化，做好戰略性資源商品和關鍵技術的進口調控，應避免低水平、重復引進，以利于技術進步和產業調整，堅持走引進、吸收、創新的可持續發展道路，實現浙江省進口貿易的有序發展與對外貿易均衡。

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