長株潭對外貿易與經(jīng)濟增長關系的實證分析

張芬

(湖南涉外經(jīng)濟學院商學部，長沙 410205）

對外貿易對經(jīng)濟增長的影響，長期以來是學術界研究的一個熱點問題。2008年，長株潭城市群被國家確定為“兩型社會”試驗區(qū)并被賦予先行先試的政策創(chuàng)新權。長株潭的對外貿易發(fā)展也進入了一個新的時期，它對長株潭經(jīng)濟增長的影響也越來越受到人們的關注。對長株潭城市群的對外貿易作一個比較客觀、系統(tǒng)的分析和評價，對于長株潭城市群在中部崛起中準確定位，將提供一個重要的參考依據(jù)，這也是制定長株潭城市群中長期發(fā)展戰(zhàn)略的一個重要基礎。

1 計量模型和樣本數(shù)據(jù)

關于長株潭對外貿易與經(jīng)濟增長的計量經(jīng)濟模型，擬基于協(xié)整分析和誤差修正來建立。協(xié)整是指兩個或兩個以上同階單整的非平穩(wěn)時間序列，若其線性組合是平穩(wěn)的，則這些變量之間的關系就是協(xié)整的。檢驗協(xié)整形態(tài)最典型的方法是由Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗法。首先用OLS方法估計方程，作回歸分析得到，稱為協(xié)整回歸；然后，利用ADF檢驗法檢驗回歸殘差的單整性。若變量之間具有協(xié)整關系，則表明它們之間存在一種長期穩(wěn)定的比例關系。

1.1 計量模型

一個國家(地區(qū))的經(jīng)濟增長受諸多因素的影響，根據(jù)長株潭城市群的社會經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，本文選取進出口、投資、消費等變量作為研究參數(shù)，因為它們對長株潭經(jīng)濟增長的影響相對而言更為重要。基于此，可以建立如下線性的計量經(jīng)濟模型：

變量符號所代表的意義解釋如下：GRP為長株潭城市群生產(chǎn)總值，單位為人民幣(億元)；EX為長株潭對外貿易出口額，單位為人民幣(億元，用當年平均匯率折算)；IM為長株潭對外貿易進口額，單位為人民幣(億元，用當年平均匯率折算)；CS為長株潭消費品零售總額，表示消費狀況，單位為人民幣(億元)；IS為長株潭全社會固定資產(chǎn)投資額，表示投資狀況，單位為人民幣(億元)。

1.2 樣本數(shù)據(jù)

模型的分析需要樣本數(shù)據(jù)，由于長株潭1995年以前的相關數(shù)據(jù)難以取得，本文將選取1995～2009年度相關數(shù)據(jù)進行研究，15年數(shù)據(jù)基本上可以反映長株潭對外貿易與經(jīng)濟增長一般規(guī)律，如表1所示。數(shù)據(jù)來源于歷年的湖南統(tǒng)計年鑒以及長株潭三市歷年的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。

表1 1995年以來長株潭GRP、投資、消費及進出口數(shù)據(jù)

考慮到時間序列數(shù)據(jù)可能存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換，變量分別用LGRP、LEX、LIM、LCS、LIS等表示，這種對數(shù)變換，不會改變原有變量序列的協(xié)整關系。在進行協(xié)整檢驗時，應用Eviews6.0進行分析。

2 變量相關分析和平穩(wěn)性檢驗

2.1 相關分析

對1995年以來長株潭GRP、投資、消費及進出口數(shù)據(jù)對數(shù)變換后的數(shù)據(jù)進行趨勢分析，變量LGRP、LEX、LIM、LCS、LIS呈現(xiàn)一直穩(wěn)步增長的態(tài)勢，而且發(fā)現(xiàn)，這些變量穩(wěn)步增長的方向具有一致性，因此，可以看出變量之間有著比較強的相關關系。LGRP相對于LCS、LIS、LEX、LIM等變量的散點圖也顯示比較強的相關關系。對上述各變量進行一階差分，可以得到各變量的一階差分趨勢，變量LGRP、LEX、LIM、LCS、LIS表現(xiàn)出一階差分序列的平穩(wěn)態(tài)勢。列出變量LGRP與LCS、LIS、LEX、LIM之間的相關系數(shù)表，如表2所示，它們的結果分別為：0.996122、0.988089、0.948927與0.925720，相關系數(shù)值都大于0.9，雖然這些變量之間的相關系數(shù)的數(shù)據(jù)值都比較大，但這它們之間是否一定具有長期的均衡和因果關系，還需要進一步采用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗進行相應的分析和檢驗。

表2 各變量之間的相關關系表

2.2 平穩(wěn)性檢驗

采用ADF檢驗法，對變量LGRP、LEX、LIM、LCS、LIS及其差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，該檢驗結果列在表3之中。在該表中，△符號是表示對變量進行了一階差分，而在ADF的檢驗形式之中，C表示是常數(shù)項，T表示是趨勢項，K表示是滯后階數(shù)，且滯后階數(shù)的選擇標準應以AIC及SC的最小值為限，同時，*是表示為10%的臨界值顯著水平，**是表示為5%的臨界值顯著水平，***是表示為1%的臨界值顯著水平。

表3 各變量的ADF檢驗結果

表4的結果可以看出，LGRP、LCS、LIS、LEX、LIM等所有變量的水平序列均為非平穩(wěn)序列，而這些變量的時間序列在一階差分后，表現(xiàn)出平穩(wěn)，由此可知，它們均是一階單整序列，變量之間因此滿足協(xié)整關系的基本條件，因此，下一步將可以進行變量協(xié)整關系的檢驗工作。

3 協(xié)整檢驗

下面對變量進行協(xié)整檢驗，本文所采用的方法是擴展的E-G兩步法，其檢驗的步驟如下：

(1)若K個序列y1t和y2t，y3t，…，ykt都是一階單整序列，則可以建立如下的回歸方程

該模型所估計的殘差應為

(2)對殘差序列μ進行檢驗，看它是否平穩(wěn)的，即判斷殘差序列μ是不是含有單位根。本文將采用ADF檢驗來分析殘差序列μ是不是平穩(wěn)的。

將表4的檢驗結果進行綜合，可知LGRP、LCS、LIS、LEX、LIM等變量是I(1)序列，可用最小二乘法進行下一步的協(xié)整回歸，從而可以得到如下的協(xié)整方程：

EView軟件分析顯示，模型存在一階自相關性。采用Cochrane-Orcutt迭代法處理，其回歸系數(shù)的估計值為0.9956，t檢驗顯著。加入AR(1)自相關項后，調整后模型的DW值為1.29，根據(jù)n=15，k=5，取顯著性水平α=0.05時，查表得DL=0.69，DU=l.97，而 DU＜DW=1.3822＜DL，說明模型已不存在一階自相關性。然后進行偏相關系數(shù)檢驗和BG檢驗，也表明不存在高階自相關，此時，模型消除自相關影響，因此將協(xié)整方程進行變換得到如下方程：

上述方程所表明的是模型具有較高擬合優(yōu)度，且不存在異方差與序列相關等問題。根據(jù)協(xié)整定義，如果LGRP、LCS、LIS、LEX、LIM等變量序列存在著協(xié)整關系，則模型估計的殘差序列E應當具有平穩(wěn)性，通過軟件對E做單位根檢驗，將得到如下表4所示的結果：

表4 殘差序列E單位根檢驗結果

表5顯示，作為殘差序列的E的ADF檢驗統(tǒng)計量為-2.8004041，它小于5%顯著水平的臨界值-1.970978，因此，可以認定估計殘差序列E是平穩(wěn)序列的。該檢驗結果表明：LGRP和LCS、LIS、LEX、LIM等變量之間存在唯一的協(xié)整關系，其對應的長期方程表示的LGRP和LCS、LIS、LEX、LIM等變量之間的關系具有明確的經(jīng)濟意義：長株潭地區(qū)消費、投資、進口和出口每增長1%，GRP將依次增長0.4230480%、0.12115863%、0.06840174%和0.052206635%。

4 格蘭杰因果檢驗及誤差及修正模型

4.1 格蘭杰因果關系檢驗

根據(jù)AIC準則(Akaike information criterion)確定各變量的滯后階數(shù)為2，得到變量的因果關系檢驗結果，如表5所示，在10%顯著性水平上，LGRP不是LEX的Granger原因，卻是LCS、LIS、LIM的Granger原因。LIS、LIM不是LGRP的Ganger原因，但LCS、LEX是LGRP的Granger原因。

4.2 誤差修正模型

基于上述所建經(jīng)濟增長長期均衡方程的分析，來建立動態(tài)誤差修正模型。經(jīng)過比較，可知基于長期協(xié)整方程所建立的經(jīng)濟增長短期動態(tài)方程為最佳模型。如前所述，在確定了長株潭對外貿易與經(jīng)濟增長指標的長期關系后，可以據(jù)此對其短期動態(tài)方程進行估計。由于序列LGRP和LCS、LIS、LEX、LIM之間存在著唯一的協(xié)整關系，故可建立如下誤差修正模型：

表5 各變量的Granger因果關系檢驗結果

誤差修正模型表明：在短期內，出口和進口可能偏離它與GRP的長期均衡水平，但其關系由短期偏離向長期均衡調整的速度較快。消費、投資與對外貿易進口分別以0.28664、0.226343和0.064389的比率影響著本年度地區(qū)生產(chǎn)總值的年增長量，對外貿易出口則以0.0635705的比率反方向影響著GRP。總之，就平均而言，上一年度的非均衡誤差以0.427431的比率反向修正GRP增長的偏離水平。

5 結論與建議

5.1 研究結論

通過協(xié)整檢驗分析，LGRP與LEX、LIM、LCS等變量之間存在非平穩(wěn)的關系，但這些變量之間的線性組合是平穩(wěn)的，因此可以認為，長株潭GRP與出口、進口、消費、投資之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，從長期來看，它表明長株潭消費、投資、出口和進口每增長1%，GRP將依次增長0.4230480%、0.12115863%、0.06840174%和0.052206635%。因此可以認為，長株潭消費和投資對經(jīng)濟增長的貢獻遠大于出口和進口對經(jīng)濟增長的貢獻。另一方面，盡管經(jīng)濟增長與進出口貿易之間均存在較強的相關關系(相關系數(shù)接近1)，但由于長株潭區(qū)域內外社會經(jīng)濟環(huán)境的影響，其對外開放程度還有待提升，進出口貿易對本地區(qū)經(jīng)濟增長的作用和能力有待加強。通過變量之間的因果關系檢驗分析，得出如下結論：經(jīng)濟增長不是出口貿易的原因，但卻是消費、投資增長、進口貿易增長的原因；進口貿易與經(jīng)濟增長之間只存在單向的因果關系，進口不是GRP增長的原因；外貿進口對經(jīng)濟增長沒有促進作用，但出口、消費、投資卻可以促進長株潭經(jīng)濟增長。該結論說明長株潭GRP對出口的促進作用不明顯，進口對長株潭經(jīng)濟的促進作用亦不明顯。

通過誤差修正模型的分析，結果表明：短期內長株潭對外貿易進口與投資可能偏離它與GRP的長期均衡水平，但其關系由短期偏離向長期均衡調整的速度較快。從短時期來分析，只有經(jīng)濟增長對進口起促進作用。但在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟增長會刺激消費增加，促使進口增加，其機理相當于國內供給增加，有利于突破經(jīng)濟發(fā)展的供給約束。雖然進口對經(jīng)濟增長的促進作用還不明顯，但是長時期來看，長株潭的進口貿易對經(jīng)濟增長的作用具有互為補充的趨勢特征。

5.2 對策建議

首先，長株潭應抓住“兩型社會”機遇，營造有利的對外貿易政策環(huán)境；應圍繞經(jīng)濟增長核心，對外貿易與經(jīng)濟增長協(xié)調發(fā)展。長株潭的對外貿易是為長株潭本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展服務的。長株潭對外貿易應與本地區(qū)的經(jīng)濟增長協(xié)調發(fā)展。一方面，長株潭的對外貿易要與本地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模和結構相適應，不能盲目發(fā)展。另一方面，長株潭地區(qū)經(jīng)濟增長的規(guī)模決定了長株潭地區(qū)對外貿易的需求與必要性。

其次，長株潭應升級對外貿易的產(chǎn)業(yè)結構，優(yōu)化進出口的商品結構。在促進產(chǎn)業(yè)結構升級上應該著力發(fā)展先進裝備制造業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)、生產(chǎn)性服務業(yè)、文化產(chǎn)業(yè)等“兩型產(chǎn)業(yè)”，大力發(fā)展低碳經(jīng)濟。努力擴大高新技術產(chǎn)品的出口規(guī)模。一方面，長株潭應大力開展出口貿易，加速地區(qū)經(jīng)濟的增長速度。要調整出口商品結構，對傳統(tǒng)出口的主要商品進行深度開發(fā)，提高出口商品的加工水平和附加值，穩(wěn)定和擴大出口，要以提高科技裝備水平和可持續(xù)發(fā)展為出發(fā)點優(yōu)化出口商品結構。另一方面，長株潭應基于地區(qū)經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求，合理開展進口貿易。在進口貿易結構方面，應注意引進一批信息技術、資源開發(fā)、輕重工業(yè)的先進設備和技術，以提高現(xiàn)代化和信息化水平。在進口貿易規(guī)模方面，要適度擴大進口，尤其是先進技術和先進設備的進口，對長株潭經(jīng)濟的發(fā)展仍然具有重要意義。

最后，長株潭外貿與經(jīng)濟的發(fā)展，應加強規(guī)避國際經(jīng)濟危機風險能力。外貿與經(jīng)濟的發(fā)展，應加強規(guī)避國際經(jīng)濟危機風險能力，即對外貿易本身要加強規(guī)避國際經(jīng)濟危機風險的能力，而地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，應加強規(guī)避對外貿易倒退風險的能力。

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