中國西部地區對外貿易與經濟增長的相關性研究

【摘要】一個地區的對外貿易對其經濟發展具有重要的影響，出口和進口對西部地區的經濟增長會產生怎樣的影響？本文通過我國西部地區2000～2014年的GDP與進出口的相關數據進行計量分析來研究對外貿易與經濟增長的關系。

【關鍵詞】經濟增長 單位根檢驗 協整檢驗 誤差修正模型

一、數據來源及變量的相關性

本文使用的是2000～2014年中國西部地區進口額（M）、出口額（X）以及國民生產總值（GDP）共計15年的時間序列數據，對外貿易值是經過平均匯率處理后的以人民幣表示的數據。為了消除價格變動因素對西部省區GDP和對外貿易的影響，利用以2000年為基期的居民消費價格指數（CPI）對西部12省區的GDP、M和X進行縮減求得實際值，然后把實際值進行加總的到西部地區總體的數據，用CPI進行縮減可以使數據更具有可比性。為了避免數據存在異方差問題，這里對GDP、M、X的實際值進行了取對數處理，即：

LnGDP=log（GDP/Pt），LnM=log（M/Pt），LnX=logX/Pt），

為了驗證所選變量之間的線性相關性，這里使用線性相關系數ρ來判斷變量之間線性相關性的強弱，其公式為 。我們用EViews軟件對處理后的西部地區的經濟增長和進、出口數據進行相關系數計算

從上表可以看出西部地區的經濟增長與進、出口之間的相關系數均大于0.986，由此可判斷出變量間存在強相關性。

二、傳統計量分析方法評述及優化

傳統計量分析在對變量進行回歸分析時，一般先使用OLS普通最小二乘法對經濟模型進行簡單估計，通過系數估計值的t統計量來判斷其是否具有顯著性，然后根據R2或T統計量值的大小來判斷變量之間的相關度，也就是用變量的水平值來判斷變量間的均衡關系，最后在回歸系數不為零的基礎上用經濟知識來解釋回歸系數的估計值。

序列的平穩性、正態性等假設是直接使用傳統方法進行回歸分析的前提。直接將時間序列的數據進行回歸分析等同于承認了序列的平穩性、正態性等假設前提成立。回歸結果的可決系數R2和F、t統計量的可信度是建立在假設前提成立的基礎上的。研究表明目前許多計量研究中所涉及的時間序列數據不具有序列平穩性。因此，在沒有進行檢驗的前提下默認時間序列數據具有平穩性直接進行分析，會導致偽回歸結果的出現。為了充分了解偽回歸現象的存在，這里利用傳統計量方法對變量進行回歸，把LnGDP作為被解釋變量，LnJCK作為解釋變量，建立線性回歸方程： ，α、β為回歸系數，μ為隨機誤差項。

從表2可以看出，兩個R2（可決系數）都大于0.97，表明至少有97%離差平方和能被樣本回歸直線解釋，且LnGDP和LnM的t和F統計量的值都很大，由此可見上表中的模型（1）能夠較好地說明變量之間的關系。但事實上，這里所選取的時間序列數據帶有明顯的變化趨勢，是非平穩的，不滿足平穩性假設（下文將對此進行解釋）。所以，表2回歸計算是錯誤的偽回歸現象，所以傳統的計量回歸分析不能反映出西部地區經濟增長與對外貿易之間的真實關系。

為了讓回歸結果更加準確和可信，在回歸前必須對時間序列的數據施行平穩性檢驗；若通過了平穩性檢驗，可以直接利用傳統的計量方法對數據進行回歸分析；若未通過平穩性檢驗，必須對時間序列的變量施行平穩化處理。單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗是改進傳統計量的主要方法，下面將對此進行一一研究。

三、基于時間序列的實證研究

（一）單位根檢驗

我們借助ADF單位根檢驗法來檢驗LnGDP、LnM和LnX原始序列、一階差分序列和二階差分序列是否平穩。通過EViews軟件得到如下的檢驗結果。

從上表可以看出：原始序列的LnGDP、LnM、LnX在1%、5%和10%顯著水平下均不平穩；對各變量進行一階差分處理后，除了△LnM和△LnX在5%和10%的水平下是平穩的，在其他條件下也均不具有平穩性；再對各變量進行二階差分處理后，除△2LnGDP在1%顯著水平下不具有平穩性，在其他任何條件下均是平穩的，即在5%和10%顯著水平下存在單位根。所以LnGDP、LnM、LnX都是二階單整序列。

（二）協整檢驗

通過上面的ADF檢驗可知LnGDP、LnM、LnX均是二階單整的，故可繼續進行協整檢驗。這里借助EG兩步法對變量數據施行協整檢驗：第一步，使用OLS方法估計出方程 的結果，得到殘差序列： ；第二步，對回歸殘差進行ADF單位根檢驗，檢驗其平穩性，結果見表4。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

由協整檢驗的結果可得出在長期內我國西部地區的對外貿易與經濟增長間存在均衡關系。為了進一步研究它們之間是否具有因果關系，這里借助格蘭杰因果檢驗法進行進一步研究。確定一個合適的自由度會讓模型的參數更具有說服力，這里根據施瓦茲準則（SC）和赤池信息準則（AIC）確定各變量的滯后階數為一，具體結果見表5。

從格蘭杰因果關系檢驗可以發現，在5%顯著水平上，西部地區的出口與經濟增長之間不存在格蘭杰原因；進口與經濟增長之間互不為格蘭杰原因；西部地區的出口不是進口的格蘭杰原因，但是進口卻是出口的原因。所以說中國西部地區的進口帶動了出口的增加，但是出口對進口的影響卻不大。

（四）誤差修正模型

從上面的協整檢驗得到的西部地區GDP、M和X的協整回歸方程為：

從上式可知，LnXt的回歸系數為-0.0438，表明出口與經濟增長具有負向相關關系，出口對LnGDP的彈性為-0.0438；而LnMt的前回歸系數為0.8729，表明進口與經濟增長具有正向相關關系，LnGDP對進口的彈性為0.56598，因進口對經濟的影響要比出口對經濟的影響大。又出口的回歸系數的t的絕對統計量太小，沒有通過t檢驗，因此在統計上是非顯著的。格蘭杰定理表明，通過協整檢驗的變量一定存在誤差修正模型。我們用ecmt來代表式（1）的殘差μt，建立初步的誤差修正模型：

上述模型中的誤差修正項系數為負數，與誤差反向修正機制相符，但是△LnXt所對應的t統計量為-0.7523，未通過顯著性檢驗，因此把它從上面的模型中剔除，得到改進后的模型：

上述模型中的回歸系數均通過了t檢驗，且ecmt-1的系數為負數，與反向修正機制相符。

四、研究結論

通過對中國西部地區2000～2014年經濟增長和對外貿易數據進行ADF檢驗、協整和格蘭杰因果關系檢驗，構建并改進了誤差修正模型進行研究，可得到以下4點結論：

一是從各變量的ADF單位根檢驗結果可以看出LnGDP、LnM、LnX的原始序列和一階差分序列皆是不平穩的，其二階差分在5%顯著水平下是平穩的，故西部地區的GDP、進口、出口是二階單整的。

二是從協整檢驗和協整方程式來看，雖然短期內西部的經濟增長和對外貿易之間不存在平穩性，但從長期來看它們之間是平穩的，存在動態均衡。由模型（1）可以看出，西部地區經濟增長與進口存在正相關關系，進口的增長能有效的拉動西部地區的經濟增長：進口每增長1%，西部地區的GDP將增長約0.8729%。但是經濟增長與出口是負相關關系，彈性為-0.0438。

三是從格蘭杰因果關系檢驗結果來看：西部地區的GDP與出口，GDP與進口之間不存在格蘭杰因果關系，但是在5%的顯著水平上，西部地區的進口與出口之間存在單向的格蘭杰因果關系，即西部地區進口的增加能帶動出口的增加。

四是從誤差修正模型來看：從短期動態關系來看，西部地區的經濟與對外貿易間具有密切的聯系，但總的來說進口對經濟增長的拉動作用要大于出口的拉動作用，這與“出口促進經濟增長”的假說相違背。由于從數學的角度來講△LnGDPt本身是增長率的概念，所以就增長率而言，進口對經濟的增長具有更重要的影響。進口增長率每增長1%，GDP的對數將增長0.2789%，而出口每增加1%，GDP對數減少0.0421%，且上一年的經濟與進、出口非均衡誤以0.2467的比率對本年度的經濟的增長做出反向修正。剔除出口項得到的誤差修正模型為（3），短期內不考慮出口對經濟的拉動作用時，進口增長率每增加1%，GDP對數的增長率將增長0.2268%，且上一年度的GDP與進、出口的非均衡誤差以0.242的比率對本年的經濟增長率做反向修正。

參考文獻

[1]劉曉鵬.協整分析與誤差修正模型——我國對外貿易與經濟增長的實證研究[J].南開經濟研究，2001（5）.

[2]杜江等.計量經濟學及其應用（第2版）[M].機械工業出版社，2015.

[3]范炳全，王金田.我國進出口貿易與經濟增長的關系——基于誤差修正模型的實證分析[J].國際貿易問題，2005（7）.

作者簡介：提欣（1989-），女，漢族，山東棗莊人，碩士，蘭州交通大學，研究方向：區域發展與產業分析。