四川外貿與經濟增長關系的協整分析

姚壽福，張華

(西華大學經濟與貿易學院，四川 成都 610039)

一、引言

經濟學理論和經濟發展歷史已經表明，投資、消費和對外貿易是一個國家或地區經濟增長的三架馬車，因此，從理論上看，對外貿易應該對一個國家或地區的經濟增長具有重要的影響。在實踐中，對外貿易一直被作為我國和各地方政府的重要的促進經濟增長的措施。改革開放以來，在經濟高速增長的過程中，我國的對外貿易得到了持續高速增長。但從實證分析方面，外貿對經濟增長的作用，進口、出口對經濟增長的作用等并沒有獲得一致的結論，有的研究認為外貿可以促進經濟增長，且互為因果關系，但有的研究卻得到了外貿與經濟增長呈負相關關系。在經濟全球化日益深化的時代，對外貿與經濟增長的關系認識不清，將導致錯誤的政策和行動，既不利于外貿的健康、持續發展，也不利于經濟的可持續增長。而對四川省外貿與經濟增長之間關系的研究還比較少。因此，很有必要加強這方面的研究，以使四川的外貿獲得較快、健康的發展，促進四川經濟又好又快增長。

二、文獻回顧與評價

由于外貿是經濟增長的發動機，國內外學者對貿易與經濟增長之間的關系都進行了比較多的研究。國外學者的研究側重于驗證出口導向經濟增長(export lead growth，ELG)假設命題在不同國家是否成立。大多數學者的實證研究都支持ELG假設命題。Maizels(1963)運用秩相關檢驗方法對7個工業化國家1899－1959年的制造業出口平均增長與產出增長的關系進行研究，得到了支持ELG假設的結論［1］。Machaely(1977)對41個發展中國家或地區1950—1973年的數據進行了研究，得到的結論在發展中國家或地區ELG假設命題的成立是有條件的，即經濟增長達到一定水平后，該假設才成立［2］。Balassa(1978)利用11個工業化國家在1960－1966年和1966－1973年期間的數據，運用秩相關檢驗分析了實際GDP平均增長與實際出口平均增長之間的關系，得出出口對經濟增長具有促進作用的結論［3］。Feder(1982)運用OLS方法，連同投資占GDP的平均比重、人口平均增長和外資占GDP的比例等變量，在一個總體生產函數中分析了實際GDP平均增長與出口占GDP比重的平均變化率之間的關系，支持 ELG假設［4］。Kavoussi(1984)把73個發展中國家或地區分成中等收入和低收入兩組樣本，采用1960－1978年的數據利用Spearman相關系數檢驗方法進行分析，得到了ELG假設命題在不同收入組都成立的結論［5］。MeNab和Moore(1998)運用三階段OLS方法分析74個發展中國家1963－1973年和1973－1985年兩個時期的數據，結果證明了兩個時期都支持ELG假設命題［6］。有的學者采用Granger因果檢驗方法對出口與經濟增長的關系進行檢驗(CHOW，1987;Jung and Marshal，1985)，結果證明ELG 假設命題并不完全成立［6，7］。

在國內，由于我國和各地的外貿和經濟的高速增長，其相互關系問題也得到了很多專家學者的關注，并進行了大量實證研究。唐志(2007)通過對我國外貿建立向量誤差修正模型的分析，認為無論是長期還是短期，外貿對我國經濟增長都具有正的影響［8］。孫敬水(2007)通過進口貿易與我國經濟增長關系的分析，發現表明二者之間存在著長期穩定的動態均衡關系，進口貿易對我國經濟增長具有很強的促進作用［9］。趙陵、宋少華和宋泓明(2001)的研究則發現短期內中國的出口促進了經濟增長，但長期內這種效應并不明顯［10］。許啟發和蔣翠俠(2002)的分析表明，盡管對外貿易與經濟增長之間存在較強的相關性，但單純的進口或出口都不是經濟增長的原因，進出口總量卻是經濟增長的原因［11］。有的學者還對我國的有關省、市、自治區的外貿與經濟增長的關系進行了實證分析。孫敬水、高玲芬等(2005)對浙江省外貿與經濟增長之間的關系進行了分析，認為浙江省經濟增長與出口、進口、消費和投資之間存在長期穩定的關系，出口、消費和投資明顯地促進了經濟增長，而進口對經濟增長影響不大［12］，而朱春蘭(2006)的研究表明浙江省進口無論在長期還是短期都是經濟增長的原因［13］。張燦亭等(2006)對江蘇省外貿與經濟增長關系進行了研究，發現經濟增長與進出口之間存在長期穩定的關系［14］。馬宇(2009)對天津市外貿與經濟增長關系研究后發現，進口對經濟增長有顯著地促進作用，而出口的影響不顯著［15］。丁寶根，閆婭(2009)對山東省進口貿易與經濟增長關系的研究表明進口貿易對山東省經濟增長起促進作用［16］。

對四川外貿與經濟增長關系的研究方面，劉雄(2007)分析了四川外貿與經濟增長的關系，分析它們之間具有長期穩定均衡關系，出口對GDP有明顯的正影響，GDP對出口有較強的彈性［17］。陳國藩，劉瑜(2008)的分析表明，四川出口、進口、凈出口等與GDP之間不存在Granger因果關系，且只有滯后項才有影響，估計的誤差修正系數為－1.2094［18］?；魝|，鄧國營(2005)分析則表明，進口、出口對四川經濟經濟都有拉動作用［19］。潘德平，盧陽春等采用簡單回歸分析方法研究四川出口依存度與與經濟增長的關系，認為提高外貿依存度可以促進經濟增長［20］。

從上述文獻可以看出，由于采用的研究方法不同，在數據處理方面可能存在某些不足或樣本區間取舍不同，對同樣問題在不同地區和同一個地區的研究結論存在很大的差異，這對于有關部門制訂政策是不利的。本文將采用時間序列方法方法，利用較長的時間序列數據，對四川省進口、出口、進出口與經濟增長的關系進行研究，分析進口、出口和進出口對四川經濟增長的影響，驗證ELG假設命題在四川省是否成立。

三、數據、方法與實證分析過程

(一)樣本數據與研究方法

在本文分析中，采用的樣本數據是1978年到2009年的32年的年度數據。為了使分析的GDP、進出口總額、進口總額和出口總額的數據之間具有可比性，對數據進行了處理。數據處理的方法與過程是:首先把以美元計量的進出口總額、進口總額和出口總額的數據按中國人民銀行公布的美元與人民幣的年平均匯率進行折算，轉化為以人民幣計量的序列數據;其次，把各年的GDP、進出口總額、出口總額和進口總額數據除以相應年份的以1978年為100的物價指數，使調整后的序列具有可比性。在研究方法方面，采用時間序列分析方法，對GDP、進出口總額、出口總額和進口總額序列進行數據的平穩性檢驗、變量的協整關系分析和Granger因果關系檢驗，并在分析的基礎上建立誤差修正模型。

在實證分析過程中，各變量的符號如下:GDP代表四川省的經濟增長，JCKZ代表四川的進出口總額;JKZ代表四川的進口總額;CKZ代表四川的出口總額，這4個序列的對數序列分別用LGDP、LJCKZ、LJKZ 和 LCKZ 表示。ΔLGDP、ΔLJCKZ、ΔLJKZ和ΔLCKZ分別表示各系列的對數1階差分序列。通過簡單的描述統計分析，可以看出，四川省的GDP與進出口總額、進口總額及出口總額之間存在很高的相關關系，相關系數均在0.95以上。其中GDP與進出口總額的相關系數為0.9651，GDP與進口總額的相關系數為0.9734，GDP與出口總額的相關系數為0.9541。當然，進出口總額、進口總額、出口總額相互之間也存在著高度相關關系。而且GDP表現出長期上升的趨勢(見圖1)，而進出口總額、進口總額和出口總額在某一個時期表現出上升趨勢，在有的時期呈現出下降趨勢，但3個時間序列都存在著隨時間變化而出現比較一致的變化趨勢(見圖1)。在下面的分析中，分析的基礎模型為:

式(1)中:β0、β1、β2和 β3為待估計參數，μt為隨機誤差項。

圖1 四川GDP與進出口總額、進口總額及出口總額的變化趨勢

(二)數據平穩性檢驗

從圖1可以看出，GDP、進出口總額、進口總額和出口總額的時間序列在不同的時間段表現出或持續上升或持續下降的趨勢，因此都是非平穩序列。如果對其直接進行回歸分析，就會產生偽回歸問題［21］。當然，對其是否為平穩序列，需要進行嚴格檢驗，即ADF檢驗。經過試算和檢驗，GDP、進出口總額、進口總額和出口總額及其對數的時間序列都是非平穩序列。在5%的顯著性水平下，LJCKZ、LJKZ和LCKZ序列都是1階平穩序列，而LGDP為2階平穩序列。不同序列的ADF檢驗值和在不同顯著性水平下的檢驗臨界值見表1，各系列的一階差分序列變化趨勢見圖2。

表1 GDP與進出口總額、進口總額及出口總額序列的ADF檢驗

圖2 1978年以來四川GDP、進出口總額、進口總額和出口總額的對數一階差分走勢

(三)變量的協整關系分析與ECM模型

經過 ADF檢驗，證明 LGDP、LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列都是非平穩序列，但經過1階差分后，LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列都成為了平穩序列，而LGDP需要經過2階差分才能成為平穩序列。因此，可以對LGDP、LJCKZ、LJKZ和 LCKZ序列進行協整關系檢驗。協整方法是分析非平穩經濟變量之間數量關系的最主要工具之一。由于對非平穩序列經過差分轉變成平穩序列后，差分后的序列會使原序列失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是非常必要的，因此需要用協整方法來解決此問題。雖然LGDP、LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列是具有不同單整階數的平穩序列，根據協整理論，它們通過線性組合可能成為一個低階單整變量，即可能存在協整關系，或者說它們之間存在長期穩定的關系［1］。對多變量序列的協整關系檢驗采用Johansen方法檢驗。協整檢驗的模型為:

其中:εt為平穩序列。

檢驗時，根據AIC值，選擇變量滯后2期的模型。經過Johansen協整檢驗，它們之間存在協整關系(見表2)，而且存在2個協整方程。檢驗表明四川省的經濟增長與進出口之間存在長期穩定的關系。

表2 Johansen協整檢驗結果表

取標準化的協整向量，得到如下的協整方程:

經過對該協整方程的殘差項進行ADF檢驗，et序列的 ADF= －3.409954 ＜ －1.9544=ADF0.05，因此，該殘差項為無截距項、無趨勢項的平穩序列。因此，其長期均衡模型(括號內為T統計量)為:

經過檢驗，所估計的模型擬合得很好，不存在序列相關，各解釋變量對LGDP的影響顯著。上述長期均衡模型表明，外貿對四川經濟增長的影響主要表現在出口方面，進口和進出口總額的影響都不顯著。四川省出口總額增長1個百分點，四川的GDP平均增加0.0524個百分點。模型還表明，經濟增長的慣性影響比較大，前期GDP增長1個百分點，本期的GDP將平均增長0.929個百分點。由于LGDP和LJCKZ、LCKZ、LJKZ序列之間存在協整關系，因此，可以對LGDP建立如下誤差修正模型(ECM)。

上述誤差修正模型表明，前1期的GDP增長率增加一個百分點，將使得本期的GDP增長率增加0.917個百分點;本期的出口總額增加一個百分點，將使得本期的GDP增長率增加0.052個百分點。協整關系表明，當國內產出超出國外需求時，誤差修正項會降低當期國內產出，即當短期波動偏離長期均衡時，系統將會以0.68199的速率將其拉回到均衡狀態，表明長期均衡對短期波動的影響比較大。

(四)Granger因果關系檢驗

對 LGDP、LJCKZ、LCKZ和 LJKZ變量進行Granger因果關系檢驗，即檢驗 LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量是否是LGDP的Granger原因。采用的是wald檢驗。對LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量的差分滯后項的變量聯合顯著性wald結果顯示，LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量的差分滯后1期和2期的p值都在0.58以上，因此在不能拒絕LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量不是LGDP的Granger原因的原假設，這意味著四川的進口、出口和進出口都不是GDP的短期 Granger原因。而對 LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量差分項的當期進行wald檢驗，可以發現LJCKZ、LCKZ和 LJKZ是 LGDP的短期 Granger原因。由于其誤差修正項顯著，所以進口、出口和進出口是GDP的長期Granger原因，這意味著進口、出口和進出口的波動通過一段時期后才會對經濟產出產生影響。

四、結論與建議

通過對四川省進口、出口、進出口與經濟增長關系的實證分析，我們可以得到如下結論:

(1)四川省進出口貿易與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，而且證明了ELG假設命題在四川省是成立的。

(2)四川省外貿對經濟增長的貢獻主要來自出口的作用，當期的出口總額增加1個百分點，四川的GDP將平均增加0.0524個百分點，而進口、進出口和出口的滯后期對四川經濟增長的影響不明顯，即不存在滯后效應。對四川經濟增長來說，經濟增長的慣性作用明顯大于外貿的影響。

(3)從估計的ECM模型可以看出，誤差修正系數為－0.68199，這表明長期均衡對短期波動的影響比較大。雖然Granger因果關系檢驗表明，在短期內，四川外貿與經濟增長之間不存在Granger因果關系，但由于其誤差修正項顯著，進口、出口和進出口的波動需要通過一段時期后才會對經濟產出產生影響。所以長期來看，進口、出口和進出口仍然是GDP的Granger原因。

因此，對四川經濟增長來說，應重視投資、消費和外貿等各方面對經濟增長的影響，而不應太多關注外貿的短期影響，但需要從長期、戰略的高度重視外貿工作，進一步通過技術創新提高出口質量。當然在重視出口的時候也要重視進口，以促進經濟增長方式的轉變。

［1］Maizels，A.Idustrial Growth and World Trade［M］，Cambridge:Cambridge University Press，1963.

［2］Machaely，M.Exports and Growth:An Empirical Ivestigation［J］.Joural of Development Economics，1977，34(1):49 －54.

［3］Balassa，Bela.Exports and Economic Growth:Further Evidence［J］.Journal of Development Economics，1978，5(2):181 － 189.

［4］Feder，Gershon.On Exports and Economic Growth［J］.Journal of Development Economics，1983，12(1 －2):59 －73.

［5］Kavoussi.R.M.Exports Expansion and Economic Growth:Further Evidence［J］.Journal of Development Economics，1984，14:241 －250.

［6］Chow.Peter..C.Y.Causality between Export Growth and Industrial Development［J］.1987，26(1):1 － 12.

［7］Jung.W.S.peyton，and Marshal.P.J.Exports，Growth and Causality in Development［J］.1985，18:1 －13.

［8］唐志.中國對外貿易的向量誤差修正模型［J］.數理統計與管理，2007，26(3):391 －397.

［9］孫敬水.進口貿易對我國經濟增長貢獻的實證分析［J］.國際經貿探索，2007，23(1):13 －18.

［10］趙陵，宋少華，宋泓明.中國出口導向型經濟增長的經驗分析［J］.世界經濟，2001，(8):14 －20.

［11］許啟發，蔣翠俠.對外貿易與經濟增長的相關分析［J］.預測，2002，(2):14 －18.

［12］孫敬水，高玲芬，孫金秀.浙江省對外貿易與經濟增長關系的協整分析［J］，國際貿易問題，2005，(10):54－60.

［13］朱春蘭.浙江省進口貿易與經濟增長的實證分析［J］.經濟論壇，2006，(15):17 －20.

［14］張燦亭.江蘇省對外貿易與經濟增長關系的實證分析［J］.國際貿易問題，2006，(6):55 －59.

［15］馬宇.對外貿易與經濟增長關系的實證分析:以天津市為例［J］.統計教育2009，(3):8 －11.

［16］丁寶根，閆婭.山東省進口貿易與經濟增長的實證分析［J］.黑龍江對外經貿，2009，181(7):22 －25.

［17］劉雄.四川省對外貿易與經濟增長的實證研究［J］.商場現代化，2007，534(8 月上旬刊):60.

［18］陳國藩，劉瑜.四川省進出口貿易對該省經濟增長的實證分析［J］.商場現代化，2008，535(4月上旬刊):16 －17.

［19］霍偉東，鄧國營.四川省進出口貿易與經濟增長的相關性分析［J］.統計與觀察，2005，203(12):77 －78.

［20］潘德平，盧陽春，吳凡.推動四川省經濟發展務必提高其對外貿易依存度［J］，四川師范大學學報(社會科學版)，2004，31(2):11－18.

［21］李子奈，潘文卿.計量經濟學(第3版)［M］.北京:高等教育出版社，2010:295 －300.