基于VAR模型的天津市進出口貿易與經濟增長動態關聯分析

張慧媛

（天津工業大學 經濟學院，天津 300387）

引 言

進出口貿易是世界各國在國際分工的基礎上相互聯系與合作的主要形式，經濟發達的國家和城市大都重視進出口貿易。天津市位于京津冀城市圈的交匯地區，是北方最大的港口城市，環渤海港口中與西北、華北等內陸地區距離最短的港口，也是亞歐大陸橋的東端起點。進出口貿易總額從1964年到2014年增長了近38倍，進出口貿易對天津市經濟增長起到重要作用。目前的經濟新常態下，天津已成為我國下一步經濟增長的重點區域之一。因此，本文基于VAR模型，分析研究了1964—2014年天津進出口貿易的發展狀況，探究進出口貿易的新路徑，以期為天津市經濟發展對策建議的制定提供參考。

國內外經濟學研究者在經濟增長與進出口貿易的關系方面開展了很多研究，很多學者認為進出口貿易對經濟增長有推動作用，而該方面研究也面臨諸多新問題。例如，Emery（1957）曾利用50個國家1953—1963年的進出口與GNP數據，通過普通線性回歸法進行實證研究，并且發現進出口貿易與GNP有正相關關系，但此方法具有多局限性，結果較為籠統。國內研究學者裴新崗，丁娟娟對天津市進出口與經濟增長關系進行了實證研究，創新點是采用多變量的VAR模型，而且對結果的分析比較到位，但并沒有利用VEC模型對模型進行預測，也沒有修正模型中的不足。

1 模型簡述

本文主要使用向量自回歸模型（VAR）進行計量分析，操作軟件為Eviews8.0。VAR模型是非結構化的多方程模型，它的優點是只需要分析反映出變量間相互影響的滯后期和模型中相互有關聯的變量，不必以嚴格的經濟理論為依據。它在預測分析方面的功能要強于傳統的結構模型。其不足是缺乏理論基礎支持而且參數過多，解釋向量自回歸的內涵要通過相應的脈沖響應函數或者方差分解分析。

包含N個變量滯后k期的向量自回歸模型如下：

其中，

式中：C為N+1階常數項的列向量，Yt為N×1階時間序列的列向量，ut～πD（0，Ω）是 N×1 階的隨機誤差列向量，π1，…，πk均為N N階的參數矩陣，式中元素均為非自相關，但是不同方程對應的隨機誤差項之間有可能存在某種相關關系。

本文首先對進出口貿易和經濟發展的數據進行單位根檢驗、平穩性檢驗，為探究天津進出口貿易和經濟發展的長期和短期均衡關系，在此基礎上進行協整分析，建立向量誤差修正模型（VEC），進行格蘭杰因果關系檢驗。

2 指標選取與數據處理

2.1 指標選取

天津屬于港口城市，港口的基本職能是執行貨物進出口貿易，所以從港口城市的功能角度，選擇天津市貨物進出口總額（XM）作為衡量天津市進出口貿易的主要指標，它能夠反映進出口貿易在天津經濟發展中所占的地位。

國內生產總值（GDP）是反映國民經濟的重要指標，是進行各種宏觀現象和因素研究的常用指標。因此，本文選擇天津市地區生產總值（GDP）作為衡量天津市經濟增長的指標。

2.2 數據預處理

本文數據來源于《中國統計年鑒》，樣本區間為1964—2014年年度數據。為了使數據具有可比性，利用天津市消費者價格指數（1980=100）對各年度的國內生產總值（GDP）和貨物進出口總額（XM）進行平減。為了進一步消除異方差，對平減后的各指標數據取自然對數。

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

絕大多數宏觀經濟變量都是非平穩的，具有時間趨勢。因此首先要將各指標變量做平穩性作檢驗，使得變量滿足t階平穩的I（t）的條件，才可進行協整分析。本文用ADF方法對序列進行平穩性檢驗，檢驗α=0.05水平下，用SIC準則判斷滯后階數，并用Mackinnon臨界值判斷是否存在單位根。結果如表1所示。

表1 變量的平穩性檢驗Tab.1 Variation test of variables

由表1可知，LNGDPt，LNXMt的ADF統計量都大于5%檢驗水平的臨界值，因此接受原假設，說明LNGDPt，LNXMt都存在單位根，均為非平穩序列。一階差分后的各個序列平穩，即LNGDPt～I（1），LNXMt～I（1）。

3.2 基于VAR模型的分析

VAR模型的檢驗方法為Johansen協整檢驗，在協整檢驗以前，需先確定模型的結構，確定方法包括赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）等。選擇最大滯后期k的原則是：k增加會使得SC或AIC值達到最小。操作和比較后，選擇滯后期為3（k=3）。經檢驗，最終預測差（FPE）、似然比值（LR）、赤池信息準則（AIC）和漢南-奎因信息準則（Hannan-Quinn）都達到最小，四個檢驗準則同時被滿足。

表2 各檢驗準則Tab.2 The inspection criteria

VAR模型如下所示：

3.3 VAR模型平穩性檢驗

只有建立的VAR模型是平穩的才可以做脈沖響應分析，由圖1可以觀察出該VAR模型是穩定的。

然后本文采用Johansen檢驗方法對LNGDPt，LNXMt的時間序列進行協整檢驗。協整結果顯示，在5%的顯著水平下，LNGDPt，LNXMt時間序列存在一個協整關系。標準的協積向量為：

圖1 平穩性檢驗圖Fig.1 Smoothness test chart

3.4格蘭杰（Granger）因果關系

根據上述研究可以得出LNGDPt，LNXMt的協整關系，但不能證明兩者之間存在因果關系。若兩變量有協整關系，則至少存在一個方向的Granger原因，因此，進出口貿易與經濟增長之間至少存在一個方向上的因果關系。Granger因果檢驗的計量結果（表3）表明，在95%的置信度下，天津GDP增長是促進進出口增加的Granger成因，且沒有反向影響關系。

3.5 脈沖響應分析和方差分析

本文采用廣義脈沖響應方法進行響應分析，以描述GDP與進出口的相互影響關系。圖2的脈沖響應結果顯示，在當期給進出口一個正沖擊后，GDP在第2期達到最高點0.097，即在第 1期 LNGDPt對 LNXMt的響應是0.097），從第2期之后開始緩慢下降，到第10期達到最小。這表明天津市進出口貿易受外部條件的某一沖擊后，為經濟增長帶來一種反向沖擊，但是，這個沖擊幅度不大，持續效應也較弱。這與上述格蘭杰因果檢驗中進出口增加或減少不是促進GDP增長的Granger成因的結論相符。

表3 格蘭杰因果檢驗結果Tab.3 Granger causality test results

圖2 LNGDPt的脈沖響應分析Fig.2 Impulse response analysis of LNGDPt

圖3 LNXMt的脈沖響應結果表明，當本期給GDP一個正沖擊后，進出口在第3期會達到最高點即在第3期LNXMt對LNGDPt的響應是0.84），經過后面幾期開始漸漸保持平穩下降。這表明GDP的某一沖擊會給進出口帶來同向沖擊，且從第三年后對進出口產生穩定的拉動作用。同時，驗證了上述檢驗結果。

方差分解和脈沖響應函數的分析角度相反，它把每個變量的波動按照成因分解為各方程信息相關聯的組成部分，進而判斷每個方程信息對變量的重要性。圖4方差分析圖說明，LNGDPt是LNXMt的重要影響因素，經過10期，貢獻率從15%上升為43%；圖5 LNXMt對LNGDPt的影響較弱，其貢獻率最高僅為31%。可以注意到，隨著時間的推演，LNXMt對LNGDPt的影響作用保持快速增長趨勢。

圖3 LNXMt的脈沖分析Fig.3 Pulse analysis of LNXMt

圖4 LNGDPt的方差分析Fig.4 Variance analysis of LNGDPt

圖5 LNXMt的方差分析Fig.5 Variance analysis of LNXMt

3.6 VAR模型預測

將預測結果進行擬合并進行對比，如圖6所示。VAR模型的優點是做樣本外近期預測較為準確，所以可以基于VAR模型做天津市進出口貨物總量和經濟增長的樣本外近期預測。本文結果很好的證明了這一點。如據統計，2007年天津市GDP和貨物進出口總額分別為5 252 758億元和71 549.65萬噸，取對數后分別為15.474 26億元和11.178 15萬噸，而VAR模型對2007年天津市GDP和貨物進出口總額的預測值分別是14.948 90億元和10.815 38萬噸，該模型的預測誤差分別為：-0.003 4和-0.003 2。

圖6 預測結果對比圖Fig.6 Comparison of prediction results

3.7 向量誤差修正模型的估計

建立誤差修正模型（Vector Error Correction Model，VECM），可以更好的描述天津貨物進出口總額與GDP之間動態的短期和長期關系，可以估計協整變量的短期調整，該誤差糾正項的系數反應了與長期均衡的關系。具體可構建如下三個方程：

描述短期關系的模型為式（5）和式（6），描述二者的長期關系的模型是式（7）。VEC是長期均衡調整的誤差糾正項。從向量誤差修正模型看，1946—2014年LNGDPt的短期調整系數為0.060 2，LNXMt的短期調整系數為0.188 6，這表明在短期內當LNGDPt偏離長期均衡關系時，LNXMt對其均衡狀態的調整力度較大且在短期內能起到正向長期均衡的調整效果。從兩個變量的長期關系來看，天津市近六十多年來，進出口貿易對經濟增長的貢獻系數為0.863。

4 結論和建議

雖然整個社會中經濟系統的變化性和復雜性導致不能貿然的根據一些實證工具得出簡單的決策，但本文的實證研究結果有利于對天津進出口貿易與經濟發展的關系在總體上作出較為準確的判斷。

計量分析結果顯示，天津市的進出口貿易和GDP構成一個相互有長期影響的動態線性系統，只是正反向所對應的程度有所不同：GDP增長是促進進出口貿易增加的Granger成因，但反向的影響不顯著。在受到經濟波動的沖擊下，GDP會對進出口貿易產生同向顯著而持續的影響。基于此，提出以下幾方面建議。

4.1 靈活采用地緣優勢。

建國以來，天津市進出口總額呈現出逐年遞增的趨勢，在高峰時期進出口遞增比例達到26%，而天津市GDP的逐年遞增比例為19%，進出口總額增長速度要比GDP的增長速度更快，且根據模型計算，GDP對進出口貿易的發展在長期起到穩定的拉動作用，因此，在天津市的經濟發展過程中一定要堅持使對外貿易與GDP增長相結合，高效率的使外貿乘數效應得到擴散。在進出口貿易內部的協調中也要做到合理調整進口比例與結構，減輕各種經濟政策因素對進出口的沖擊，提高天津市的出口競爭力，靈活運用地緣優勢積極的參與國際分工，發展高層次產業內和產業間貿易。

4.2 延伸加工貿易產業鏈。

由模型得出，GDP增長是促進進出口貿易增加的Granger成因，由于進出口貿易所產生的凈出口利潤，仍是國民收入的重要組成部分，因此，對進出口貿易的政策方針仍不能忽視。天津市在歷史上對進出口貿易的政策決策中也有不少閃光點，近年來，2008年金融危機是導致天津市外貿出口縮減放緩的主要因素，金融危機之后天津市對一些受災嚴重的國家的對外出口繼續保持著小幅度增長，但是因為產品銷售阻塞，消化困難，國內主要廠商生產經營狀況較差等因素，天津市的進口貿易沒有出現大的轉機。針對以上問題，天津市出臺了一系列的外貿政策，例如加大對內資企業的扶植力度等盡最大努力消除金融危機帶來的不良影響，提升了天津市外貿進出口增長的速度。結合本文的實證分析結果，可以為天津市的進出口貿易發展制定諸如延伸加工貿易產業鏈等政策。目前，天津市的加工貿易遇到了增長的瓶頸，應鼓勵加工貿易研發升級，提高自主創新能力，使加工產品在國際市場上贏得地位，天津市的出口貿易得以進一步改善。

4.3 著重應對貿易保護主義。

在實現進出口貿易與GDP長期動態線性系統穩定、高效運轉時，國際形勢中各國對于國際貿易的態度及干預政策十分重要。在目前的國際貿易往來過程中，有些國家處于對本國幼稚產業的保護和發展，出臺了一系列貿易保護政策，雖然這種貿易保護政策對國內經濟發展或許有利，但是它會對國際貿易產生不利影響。IMF的研究報告顯示，因為貿易保護政策的阻礙，很多國家和地區面臨層出不窮的問題，例如企業營業額和利潤下降，失業率升高等。目前的趨勢為一些發達國家會通過環保、技術、成本等非關稅壁壘來保護本國產業發展。因此，天津市更要關注貿易伙伴的貿易保護政策和非關稅壁壘，并要運用WTO的相關有效協議保護自身利益，進而才能使進出口貿易所受沖擊降到最低。

4.4 調節出口市場結構。

繼英國脫歐后，歐洲國家的部分經濟體陷入困境，在此關鍵時期，天津市應該重新開拓其他外貿市場，由此來對沖傳統貿易伙伴出口量減少帶來的損失，同時要發展多元化的市場結構，以分擔從事進出口貿易企業的風險，提高外貿市場的占有率。

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