對外貿(mào)易與增長動態(tài)關(guān)系研究

摘要：通過規(guī)范的動態(tài)經(jīng)濟計量分析方法，以福建省1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)為例，研究了對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系及短期動態(tài)變化規(guī)律。結(jié)果表明：外貿(mào)與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡協(xié)同關(guān)系，且這種關(guān)系具有反向的修正機制；對脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析表明，進出口貿(mào)易對福建經(jīng)濟增長都具有促進作用，相對而言，出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用要大于進口貿(mào)易對福建省經(jīng)濟增長的促進作用。

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟增長；協(xié)整分析；福建

中圖分類號：F752.8；F127；F224

一、引言

改革開放30多年以來，中國經(jīng)濟一直保持著持續(xù)強勁的增長勢頭，取得了巨大的發(fā)展成就。以福建省為例，截至2011年底，福建省GDP年平均增長率為18.7%，2011年比1978年增加了將近343倍。與此同時，福建省的對外貿(mào)易也得到了迅猛發(fā)展。1978年福建省貨物進出口總額只有20260萬美元，在全國貨物貿(mào)易所占比重不足1%；而到2011年福建省貨物進出口總額達到14352244萬美元，比1978年增長了700多倍，年均增長21.2%。出口貿(mào)易額從1978年的19014萬美元上升到2011年的9283779萬美元，進口額從1978年的1246萬美元增長到2011年的5068465萬美元，并且，進出口貿(mào)易業(yè)務(wù)全面發(fā)展，由一般商品貿(mào)易發(fā)展到商品、技術(shù)、資金、勞務(wù)的貿(mào)易，進出口貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化。福建省的經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易二者在發(fā)展的過程中呈現(xiàn)出較大的相關(guān)性，福建省經(jīng)濟之所以能夠快速、穩(wěn)定、持續(xù)的增長，對外貿(mào)易無疑起到了非常重要的作用。并且從對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長發(fā)展趨勢分析，經(jīng)濟波動與對外貿(mào)易發(fā)生聯(lián)動：即當(dāng)經(jīng)濟快速增長時對外貿(mào)易也快速增長，當(dāng)經(jīng)濟增長速度降低時對外貿(mào)易的發(fā)展也隨之降低。因此，就對外貿(mào)易在福建省國民經(jīng)濟發(fā)展中的具體作用進行深入的實證分析，弄清對外貿(mào)易與福建省經(jīng)濟增長在這種同向波動過程中存在何種關(guān)系，短期的波動是否會影響二者長期的關(guān)系，以此制定適當(dāng)?shù)膶ν赓Q(mào)易戰(zhàn)略，從而更好地發(fā)揮對外貿(mào)易對福建省國民經(jīng)濟持續(xù)、快速與健康發(fā)展的促進作用具有重要的現(xiàn)實意義。

二、對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的文獻回顧

亞當(dāng)·斯密（Adam Smith）提出的動態(tài)生產(chǎn)率理論和“剩余產(chǎn)品出口”模型，最早涉及了對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系，該模型認為對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有促進作用，其后的大衛(wèi)·李嘉圖（David Ricardo）和伯爾蒂爾·俄林（Beltil.G Ohlin）等也認為對外貿(mào)易是促進經(jīng)濟增長的有效途徑。1937年經(jīng)濟學(xué)家丹尼斯˙H˙羅伯特遜（Dennis Holme Robertson）提出的對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長“發(fā)動機”的學(xué)說，則認為對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的原因和動力。羅默（Romer）和盧卡斯（Lucas）的內(nèi)生性增長理論在20 世紀80 年代中期提出，為國際貿(mào)易和經(jīng)濟的長期增長與發(fā)展的關(guān)系提供了更加嚴格的基礎(chǔ)，認為對外貿(mào)易通過提供更廣闊市場、更為頻繁的信息交流和更加激烈的競爭促進該國經(jīng)濟增長。Grossman和Helpman（1991）分別研究了開放小國和開放大國下的貿(mào)易與內(nèi)生技術(shù)創(chuàng)新及增長的關(guān)系，認為對外貿(mào)易可以促進創(chuàng)新和經(jīng)濟增長。Kall、Mendez和Reyes（2007）通過對外貿(mào)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長率關(guān)系實證研究，發(fā)現(xiàn)外貿(mào)結(jié)構(gòu)能不依賴于貿(mào)易自身的水平而對經(jīng)濟增長率產(chǎn)生重要影響。

國內(nèi)學(xué)者對此問題的研究大多集中在對中國經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易的時間序列數(shù)據(jù)的檢驗上。林毅夫和李永軍（2003）研究了中國出口增長對經(jīng)濟增長的直接與間接推動作用。直接作用是出口促進經(jīng)濟增長，間接作用是通過結(jié)構(gòu)改善影響了消費、投資及政府支出從而刺激經(jīng)濟增長。沈坤榮和李劍（2003）則實證研究了對外貿(mào)易和人均產(chǎn)出之間的影響機制，結(jié)果是，外貿(mào)對人均產(chǎn)出產(chǎn)生正面影響是通過提升國家要素稟賦結(jié)構(gòu)和加快制度變革進程來實現(xiàn)的。徐光耀（2007）使用相關(guān)分析和多元回歸模型發(fā)現(xiàn)進口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的不同對中國經(jīng)濟增長的促進作用不同，先進技術(shù)、關(guān)鍵設(shè)備和國內(nèi)短缺的能源、原材料的進口，更有利于中國經(jīng)濟的增長。黃濤珍和陳昕（2011）運用中部地區(qū)1995-2008年的省際面板數(shù)據(jù)，實證分析了對外貿(mào)易對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，研究結(jié)果表明中部地區(qū)的出口增長拉動了地區(qū)經(jīng)濟增長。

綜上，雖然國內(nèi)外學(xué)者對外貿(mào)與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了大量的實證研究，得出了基本一致的結(jié)論，但針對福建省這二者的動態(tài)關(guān)系的實證研究尚多，不知福建省的實證是否得出相似或不同的結(jié)論。如果對福建省的研究結(jié)論與已有研究相似，則上述研究不但具有普遍意義，而且也適合于國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟。由于對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系復(fù)雜，不能簡單地用線性因果關(guān)系來描述，單單采用的線性回歸模型可能出現(xiàn)“偽回歸”問題。因此，本文運用動態(tài)方法對福建省1981-2011年的外貿(mào)與經(jīng)濟增長的內(nèi)在關(guān)系進行實證研究，以闡明福建外貿(mào)影響經(jīng)濟增長的方式，進而提出相關(guān)政策建議。

三、模型構(gòu)建及變量與數(shù)據(jù)說明

對模型構(gòu)建以及變量的選取和數(shù)據(jù)來源的分析，具體如下：

（一）模型設(shè)定

由于已有相關(guān)研究大多采用靜態(tài)分析方法，局限性明顯；本文擬用向量自回歸模型（VAR）來進行動態(tài)研究。VAR模型是一種非結(jié)構(gòu)化的建模方法，適合于預(yù)測相關(guān)時間序列，及描述隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。這個模型不用任何先驗性約束，令每個當(dāng)期變量對所有變量的若干期滯后項進行回歸，能夠避免劃分解釋變量和被解釋變量的隨意性。含有N個變量滯后k期的VAR模型如下：

其中 ，

yt為N×1階時間序列列向量，Πi……Πk為N×N階參數(shù)矩陣， μt～ΙΙD （0，Ω）為N×1階隨機誤差向量?；赩AR模型估計，既能檢驗各個變量是否能夠說明其他變量的變化趨勢，也能運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法來測算模型中各方程中的隨機擾動項的沖擊對各變量的動態(tài)影響情況，還能比較各方程信息對變量波動的重要程度。

（二）變量的選取和數(shù)據(jù)來源

本文用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）變量作為衡量經(jīng)濟增長的指標；采用出口貿(mào)易額（EX）、進口貿(mào)易額（IM）兩個變量來作為衡量福建省對外貿(mào)易狀況的指標。對于出口貿(mào)易額、進口貿(mào)易額兩個變量數(shù)據(jù)，本文先用各年人民幣對美元的年平均匯價（中間價）將進出口貿(mào)易額以美元為單位換算為人民幣。同時為了消除價格因素對變量的影響，本文利用1981年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，扣除物價上漲因素折算出以1981年為基期的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值；用1981年為基期的全國商品零售價格指數(shù)折算出以1981年為基期的實際出口貿(mào)易額與實際進口貿(mào)易額。本文對各變量進行對數(shù)變換，分別表示為 LnGDP、LnEX、LnIM，因為數(shù)據(jù)的自然對數(shù)不會改變原來的協(xié)整及因果關(guān)系，還能夠使趨勢線性化，并一定程度上消除時間序列中異方差的影響以提高模型的擬合程度。本文所用的GDP、出口貿(mào)易額（EX）、進口貿(mào)易額（IM）的數(shù)據(jù)來源為歷年《福建省統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，樣本區(qū)間限于1981-2011年。

四、實證分析結(jié)果

實證分析結(jié)果如下：

（一）對各變量的平穩(wěn)性作ADF檢驗

在時間序列分析中先對變量進行單位根檢驗。這是因為大多數(shù)的時間序列經(jīng)濟變量為非平穩(wěn)性的，這樣能避免因“偽回歸”現(xiàn)象而造成結(jié)論無效。進行單位根檢驗的方法很多，比如ADF方法、PP方法等等。本文采用的是用ADF檢驗方法對變量進行單位根檢驗，結(jié)果見表1。

表1表明，可知各變量的原始值均為非平穩(wěn)值，進行一階差分后均成為平穩(wěn)序列?？梢姡髯兞康乃街到詾镮（1）時間序列。

（二）VAR模型估計及其穩(wěn)定性檢驗

在建立VAR模型時需確定變量滯后區(qū)間，所以本文采用對數(shù)似然值、AIC與SC信息量來確定滯后階數(shù)，并經(jīng)過多次實驗和利用LR統(tǒng)計量檢驗后，最終確認VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為4。運用OLS進行回歸估計，結(jié)果見表2。

運用AR根和AR圖來對VAR（3）模型的穩(wěn)定性進行檢驗以驗證模型的穩(wěn)定性，結(jié)果見表3和圖1。

“圖1”中所有單位根都落在單位圓內(nèi)，表明所設(shè)定的VAR（4）模型具有穩(wěn)定性。

（三）協(xié)整關(guān)系檢驗

所謂協(xié)整關(guān)系，就是即使兩個或兩個以上的變量序列是非平穩(wěn)序列，它們?nèi)匀豢赡艽嬖谀撤N平穩(wěn)的線性組合；而且這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。本文進行協(xié)整檢驗的方法根據(jù)Johansen和Juselius（1990）提出的方法，根據(jù)這個方法，VAR（n）可表示為： ，其中，Yt、π0 為n階列向量，πi （i>0）為n×n矩陣。由上可知，無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，因而協(xié)整檢驗的VAR模型滯后階數(shù)應(yīng)確定為3。為了可靠，本文同時采用Johansen和Juselius的“特征根軌跡檢驗”和“最大特征根檢驗”兩種方法進行協(xié)整關(guān)系檢驗。具體檢驗結(jié)果見表4。

上述檢驗表明，在5%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整向量的原假設(shè)，接受系統(tǒng)中存在一個協(xié)整向量的備擇假設(shè)，說明在樣本區(qū)間內(nèi)，對外貿(mào)易與福建省經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（四）向量誤差修正模型（VECM）

Granger定理表明，只要一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系就一定有向量誤差修正模型表達式存在。在向量誤差修正模型中，把表示偏離長期均衡關(guān)系的項作為解釋變量放入其中，以描述對均衡偏離的長期調(diào)節(jié)情況。這樣模型中就同時考慮了長期和短期調(diào)節(jié)問題。向量誤差修正模型既能反映長期信息，又能反映短期偏離長期均衡的修正機制，是具有高度穩(wěn)定性和可靠性的經(jīng)驗?zāi)Ｐ?。本文進一步構(gòu)建向量誤差修正模型用于研究VAR（4）模型中變量的短期動態(tài)特征，以彌補長期靜態(tài)模型之不足。向量誤差修正模型滯后期為無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，且滯后階數(shù)為4的確定向量誤差修正模型滯后階數(shù)為3 階，據(jù)此可得到向量誤差修正模型結(jié)果（見表5）。

由向量誤差修正模型的整體檢驗結(jié)果可知，擬合優(yōu)度值為094，模型整體的對數(shù)似然值91.6足夠大，同時模型的 AIC和SC 值分別為-5.97和-5.44都較小，說明模型整體擬合得較好，解釋力較強。誤差修正模型反映了LnGDP受LnEX、LnIM 影響的短期波動規(guī)律。誤差修正項系數(shù)為-0.227715，說明LnGDP在每年的實際值與其長期均衡值的差距約為23%，這個值在下一年度予以糾正或清除。這表明， GDP在受到?jīng)_擊后能以相當(dāng)快的速度調(diào)整到它的長期均衡水平上，調(diào)整力度相當(dāng)大。從誤差修正項系數(shù)絕對值的倒數(shù)（約為4.39）可推知短期波動調(diào)整到長期均衡的周期大約為4.39年。

（五） Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗表明外貿(mào)與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。這二者之間是否互為因果關(guān)系？Granger因果檢驗主要用于檢驗一個內(nèi)生變量是否可將其以作為外生變量看待。即解決變量x是否會引起y的問題：能夠在多大程度上被過去的x所解釋？在加入x的滯后期后是否使得解釋程度提高？如果一個變量受到其他變量的滯后影響，則稱之具有Granger因果關(guān)系。檢驗結(jié)果見表6。

根據(jù)表6的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果，福建省外貿(mào)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系如下：滯后5期，外貿(mào)不是經(jīng)濟增長Granger原因值為0.0346，在顯著性水平為5%的情況下，可以拒絕原假設(shè)，說明出口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟增長的Granger原因；而滯后5期，進口貿(mào)易不是經(jīng)濟增長Granger原因的值為0.0625，在顯著性水平為10%的情況下，可以拒絕原假設(shè)，說明進口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟增長的Granger原因。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，福建省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡的因果關(guān)系，但并未反映出外貿(mào)與經(jīng)濟增長之間的短期動態(tài)變化規(guī)律。需要對其進行脈沖響應(yīng)分析，從動態(tài)的角度深入闡述福建省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的演變路徑。依據(jù)福建省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，建立脈沖響應(yīng)函數(shù)為：

其中，k是滯后期數(shù)，ut為隨機信息。本文通過估計VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)確定福建省出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長沖擊的時間軌跡，響應(yīng)時間設(shè)定為20期，脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖2所示。

在圖2中，橫軸表示沖擊作用的響應(yīng)期數(shù)（單位：年），縱軸表示各變量的變化百分比。從圖2可知，出口的一個標準差對福建經(jīng)濟增長的沖擊效應(yīng)在“第1期”無影響，隨后正的沖擊效應(yīng)逐漸增強。前11期，出口貿(mào)易對GDP的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出一個波峰形狀，第6期達到最大值（0.051732），即第6期出口貿(mào)易每增長1個單位，引致GDP上升0.051732個單位。此后，經(jīng)濟增長對出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)開始緩慢回落，但還是保持在一個較高的響應(yīng)水平。進口貿(mào)易的一個標準差對福建省經(jīng)濟增長正的沖擊效應(yīng)在前兩期影響效果很小，隨后負的沖擊效應(yīng)逐漸增強，并呈現(xiàn)出一個波谷形狀，到第6期的時候又逐漸變?yōu)?。此后進口貿(mào)易對GDP的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出一個波峰形狀，第10期達到最大值（0.022333），即第10期進口貿(mào)易每增長1個單位，引致GDP上升0.022333個單位。此后，進口貿(mào)易對GDP沖擊的響應(yīng)開始緩慢回落。

（七）方差分解

通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量隨機沖擊所做的貢獻計算出每個變量沖擊的相對重要程度，也就計算出變量沖擊的貢獻占總貢獻的百分比值。i變量對因變量方差的貢獻度可用如下公式表示：

其中，i，j = 1 ， 2，…，k。相對方差的貢獻率（RVC）根據(jù)第j個變量基于沖擊的方差對yi的方差的相對貢獻度來觀測第j個變量對第i個變量的影響。為加強對外貿(mào)易與福建省經(jīng)濟增長作用關(guān)系的認識，進一步利用方差分解來分析外貿(mào)對福建省經(jīng)濟增長的影響，取滯后期值為10。方差分解結(jié)果見表7。

從表7方差分解結(jié)果可知，經(jīng)濟增長在第1期只受自身波動的影響，受對外貿(mào)易沖擊的影響在第2期才充分體現(xiàn)出來。隨著時間的推移經(jīng)濟增長受自身的沖擊先逐漸減弱，第7期遞減到了21.92%，此后又呈現(xiàn)出緩慢上升的趨勢。出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻先是逐漸遞增，第7期達到最大值76.49%，此后呈現(xiàn)出緩慢下降的趨勢，但仍保持較高的數(shù)值，表明出口貿(mào)易在長期對經(jīng)濟增長的影響是非常重要的。而進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的信息占經(jīng)濟增長預(yù)測方差不到10%。

五、結(jié)論及政策建議

通過規(guī)范的動態(tài)經(jīng)濟計量分析方法，以福建省1981-2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)為例，對對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系及短期動態(tài)變化規(guī)律進行研究得出以下結(jié)論：

第一，改革開以來，福建省的經(jīng)濟增長與進出口貿(mào)易額三個變量都是一階平穩(wěn)變量，并且三者之間存在唯一的長期的協(xié)整關(guān)系。

第二，福建進出口貿(mào)易是經(jīng)濟增長的Granger原因。出口貿(mào)易增長擴大了有效需求，從而促進了經(jīng)濟增長，而對高新技術(shù)、重要生產(chǎn)設(shè)備以及關(guān)鍵的短缺資源的進口，則直接推動了技術(shù)進步和生產(chǎn)率的提高，促進了出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，進而通過出口拉動了經(jīng)濟增長。

第三，向量誤差修正模型分析表明福建省經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易在發(fā)展路徑上存在短期波動。因為短期調(diào)節(jié)機制的存在即經(jīng)濟增長短期發(fā)生的與其均衡值的偏差中有約23%可以得到修正，故這種波動不會影響其長期均衡關(guān)系。

第四，脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果進一步表明，出口貿(mào)易和進口貿(mào)易對福建省的經(jīng)濟增長都具有促進作用，相對而言，出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用要大于進口貿(mào)易對福建省經(jīng)濟增長的促進作用。

根據(jù)上述結(jié)論，為維持外貿(mào)與經(jīng)濟增長之間相互促進的長期均衡關(guān)系，應(yīng)繼續(xù)發(fā)揮對外貿(mào)易對福建省經(jīng)濟增長的促進作用。今后福建省在出口貿(mào)易方面，應(yīng)不斷推進出口產(chǎn)品的深加工，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和附加值；大力發(fā)展具有競爭優(yōu)勢行業(yè)產(chǎn)品的出口，把具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品轉(zhuǎn)化為具有競爭優(yōu)勢的產(chǎn)品，從而使貿(mào)易出口盡快實現(xiàn)從“粗放型”向以質(zhì)量和技術(shù)為主的“集約型”出口方式轉(zhuǎn)變，以提高國際競爭力。同時，需提高對進口貿(mào)易的重視，繼續(xù)調(diào)整進口貿(mào)易策略，適度擴大對稀缺要素如資本、技術(shù)、管理等的進口，限制低科技含量產(chǎn)品的進口，但需把進口國外先進設(shè)備和不可再生的生產(chǎn)資料放到首位；鼓勵引進國外的先進技術(shù)和創(chuàng)新成果，促進戰(zhàn)略性重要資源的進口儲備，以加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級，平衡外貿(mào)順差，擴大內(nèi)需，實現(xiàn)經(jīng)濟的集約化發(fā)展，充分發(fā)揮進口對經(jīng)濟增長和提高競爭力的作用。從而實現(xiàn)對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間長期的良性互動，進而推動福建省經(jīng)濟繼續(xù)保持平穩(wěn)較快的增長。由于福建省處于改革開放的前沿，其發(fā)展有一定的代表性，上述結(jié)論對全國也應(yīng)該有一定啟示意義。

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（編輯：許麗麗）