對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響研究—基于VAR模型

黃柳 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)

一、引言

改革開放以來，隨著中國對外貿(mào)易的不斷擴(kuò)大，加入WTO后，國內(nèi)企業(yè)為公平競爭提供了更多的機會。然而，一個大的貿(mào)易國家并不意味著一個強大的貿(mào)易國家。2015年，由于全球貿(mào)易額量急劇下降等因素，中國出口出現(xiàn)波動。但是，從國際視角來看，中國的出口仍然優(yōu)于其他主要經(jīng)濟(jì)體，出口占國際市場的13.8%，比2014年高1.5個百分點，是改革開放以來最快的改善。由于國內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)和固定資產(chǎn)投資增長率下降，再加上國際市場商品價格下跌，2015年中國進(jìn)口量大幅下降。從長期來看，就業(yè)水平對對外貿(mào)易進(jìn)出口總額的增加會伴隨著人力資本以及物質(zhì)資本投入、技術(shù)的流入與創(chuàng)新，這會增加企業(yè)對勞動力的需求，從長遠(yuǎn)來看，就業(yè)水平將繼續(xù)提高。但是，目前我國經(jīng)濟(jì)的逐步增長對于對外貿(mào)易的依賴度逐漸降低，國家一些政策對于進(jìn)口具有促進(jìn)作用，對于出口具有抑制作用，就總體上來看，我國目前進(jìn)出口處在一個順差的水平。

本文的主要研究思路如下：第二部分介紹了對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長研究；第三部分是實證研究，引入中國進(jìn)出口總額、國民生產(chǎn)總值和國民就業(yè)三個變量，構(gòu)建VAR 模型，對這三個變量進(jìn)行動態(tài)計量分析。利用EVIEWS 6.0輸出結(jié)果分析對外貿(mào)易進(jìn)出口總額和中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，以及進(jìn)出口總量的增加是否會導(dǎo)致就業(yè)水平的提高。依次從科學(xué)研究、技術(shù)溢出和長期、深層次的競爭等方面分析了中國對外貿(mào)易進(jìn)出口對中國經(jīng)濟(jì)的影響。第四部分為結(jié)論和建議。

二、文獻(xiàn)綜述

在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下,當(dāng)代國際貿(mào)易迅速發(fā)展,呈現(xiàn)出一系列新動向、新特點和新趨勢：貿(mào)易主體以跨國公司為主；貿(mào)易客體總量增大、結(jié)構(gòu)升級；貿(mào)易方式日益多元化；貿(mào)易規(guī)則日益完善和規(guī)范化；整體貿(mào)易政策趨于自由化,但在中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，貿(mào)易模式仍存在許多問題。本文從宏觀角度研究對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的影響非常重要。

（一）國外文獻(xiàn)綜述

大量外國經(jīng)濟(jì)文獻(xiàn)研究了外貿(mào)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。在理論方面的研究成果有:Feder(1982)認(rèn)為，出口部門的邊際生產(chǎn)率高于非出口部門的邊際生產(chǎn)率,后者對前者具有外部影響。Jong-WhaLee(1995)假設(shè)所有欠發(fā)達(dá)國家的資本品都是在國內(nèi)資本品和進(jìn)口資本品的C-D函數(shù)生產(chǎn)條件下生產(chǎn)的。據(jù)證明，外貿(mào)結(jié)構(gòu)將影響經(jīng)濟(jì)的長期增長，如Khalafalla和AlanJ.Webb(2001)使用VAR來分析1965年至1996年間馬來西亞的貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)關(guān)系。貿(mào)易數(shù)據(jù)分為初級產(chǎn)品出口和工業(yè)制成品出口,而因果關(guān)系測試適用于整個期間以及1965-1980和1981-1996之間。統(tǒng)計結(jié)果支持了這樣的結(jié)論：出口導(dǎo)致了整個時期和前一個時期的增長，而后期的檢驗結(jié)果則支持了增長導(dǎo)致出口的結(jié)論；初級產(chǎn)品出口對經(jīng)濟(jì)增長的直接影響大于制成品的出口；出口增長減弱的原因主要是工業(yè)化伴隨的結(jié)構(gòu)性變化。

（二）國內(nèi)文獻(xiàn)綜述

韓晶(2000)認(rèn)為，對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變之間存在著顯著的互動關(guān)系。李榮林和張巖貴(2001)認(rèn)為，通過研究中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，目前的貿(mào)易增長是一個廣泛的數(shù)量擴(kuò)張。出口的附加值以及中國參與國際分工水平的廣度和深度都有所改善。王永琪(2004)確定了貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)，包括資本品和消費品進(jìn)出口的相對數(shù)量比。使用VAR和Granger因果關(guān)系分析來檢驗其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,得出結(jié)論中國的對外貿(mào)易主要通過規(guī)模而非結(jié)構(gòu)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這導(dǎo)致了貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)減弱的結(jié)論，且科學(xué)研究、技術(shù)溢出和長期、深層次的競爭等方面分析了中國對外貿(mào)易進(jìn)出口對中國經(jīng)濟(jì)具有正向影響。

本文將進(jìn)出口總額、經(jīng)濟(jì)增長率和就業(yè)率作為變量納入1985年至2015年中國的VAR模型。進(jìn)出口總額、經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)指標(biāo)這個三個時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。

三、構(gòu)建模型

在本節(jié)中，我們將建立最常用的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，即向量自回歸模型（VAR模型）。我們將用這個模型來驗證中國進(jìn)出口總量、經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)之間的關(guān)系。

VAR模型，也稱為向量自回歸模型，主要用于預(yù)測和分析時間序列，并描述解釋變量對系統(tǒng)中解釋變量的動態(tài)影響。從而分析它們之間關(guān)系的模型。VAR模型的主要原理是使用模型中的當(dāng)前變量來回歸所有變量的一些滯后變量。此模型目前已得到廣泛應(yīng)用。

VAR（P）模型可以表述如下:

在上述式子中yt為列向量；yt為n維被解釋變量，p代表滯后階數(shù)，xt為d維解釋變量向量，T代表樣本個數(shù)，M1…Mp為n× n維待估計系數(shù)矩陣。ε是一個干擾列向量，維度為n，εt可以同期相關(guān)，但不和自己的滯后值相關(guān)，我們通常稱（3-1）式為非限制性向量自回歸模型（unrestricted VAR）。

對于（3-1）式用滯后算子來表示則有

其中

（一）平穩(wěn)性檢驗

有很多方法用于平穩(wěn)性測試，但本文將使用 ADF 檢驗法。ADF測試的全稱是擴(kuò)展的Ditch-Fowler檢驗，它是DF檢驗的擴(kuò)展，用于測試高階序列的單位根。ADF檢驗和DF檢驗之間的區(qū)別在于在，方程的右邊增加了若干個被解釋變量yt的滯后差分項，例如下面三個式子：

要想上述模型是平穩(wěn)的，那么上述式子只要有一個拒絕了原假設(shè)就可以；但是，如果上述所有三個公式都接受原假設(shè)，則證明原始數(shù)據(jù)序列是非平穩(wěn)的，此時對數(shù)據(jù)序列的要求是進(jìn)行一階差分處理，然后在進(jìn)行單位根檢驗。如果在一階差分序列中存在拒絕零假設(shè)的等式，然后，原始序列的單個順序是1，依此類推，如果N階差分序列的一個方程拒絕零假設(shè),然后原始數(shù)據(jù)序列的單個順序是N。

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)

在初始條件為零時，脈沖響應(yīng)函數(shù)表示線性系統(tǒng)對理想單位脈沖輸入信號的響應(yīng)。在本文中，我們要建立一個五年以上的貸款利率、貨幣供應(yīng)量和成都房價的向量自回歸模型,通過脈沖響應(yīng)函數(shù)圖分析各個變量對房價的影響。這里我們使用兩個變量VAR模型來分析脈沖響應(yīng)函數(shù)的基本原理。

現(xiàn)在假定VAR（2）模型反映的系統(tǒng)從第0期開始活動，其中假第0期給定擾動項零期之后擾動項均為0，之后既可以論述兩個變量之間的響應(yīng)，當(dāng)t=0時，有當(dāng)t=1時，這樣計算下去，即可求得的值這稱為x對x的脈沖的反應(yīng)的響應(yīng)函數(shù)。同樣可以求得的值這稱為z對x的脈沖反應(yīng)的響應(yīng)函數(shù)。這是脈沖響應(yīng)函數(shù)最本質(zhì)的意義。

四、實證分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

在建立模型之前對數(shù)據(jù)執(zhí)行平穩(wěn)性測試。如果數(shù)據(jù)序列不穩(wěn)定，則需要對該數(shù)據(jù)序列進(jìn)行差分處理。如果N階差異穩(wěn)定，則數(shù)據(jù)序列具有單個N階。若序列通過協(xié)整檢驗?zāi)敲磩t可以繼續(xù)建立VAR模型。本文通過EVIEWS6.0軟件對總進(jìn)出口量T、國民生產(chǎn)總值G和就業(yè)人數(shù)R進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

表1 各指標(biāo)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

根據(jù)表1結(jié)果來看，一階差分和二階差分后的每個變量的ADF值都是大于5%的臨界值。說明各個變量在5%的水平上各個變量均是平穩(wěn)的，根據(jù)前面的經(jīng)驗，原數(shù)據(jù)序列是二階單整的，所以我們選取的數(shù)據(jù)是具有協(xié)整檢驗資格的。

（二）協(xié)整檢驗

（1）滯后階數(shù)的確定

通常檢查滯后階數(shù)的方法很多，主要有LR(似然比)檢驗法、AIC和SIC信息準(zhǔn)則。本文利用eviews6.0軟件，得到圖1,

圖1 滯后階數(shù)的檢驗數(shù)據(jù)

在圖1中＊號代表最優(yōu)滯后階數(shù)，從檢驗結(jié)果的數(shù)據(jù)中可以觀察到AIC和SC檢驗準(zhǔn)則以及LR(似然比)檢驗方法一致，所以我們選取最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

（2）Johansen協(xié)整檢驗

本文中選擇的變量數(shù)量不適用于EG兩步法，因此我們將使用Johansen 協(xié)整檢驗。變量之間的協(xié)整關(guān)系由特征根測試。利用EVIEWS6.0實現(xiàn)，得到圖2,

我們從圖2中觀察第一列表示有幾個協(xié)整變量；第二列是矩陣的特征值；第三列是Trace統(tǒng)計量；第四列是5%顯著水平下的臨界值；第五列是5%顯著水平下的p值。當(dāng)p值小于0.05時，拒絕原假設(shè)；根據(jù)圖2中的數(shù)據(jù)，觀察各數(shù)據(jù)變量間存在協(xié)整關(guān)系，那么可以說對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

圖2 協(xié)整檢驗的檢驗結(jié)果

（三）建立VAR模型

經(jīng)過前一次的檢驗得知，進(jìn)出口總量與經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，以及我們也確定了模型的滯后階數(shù)為2，在用EVIEWS軟件數(shù)據(jù)處理中存儲了處理后的數(shù)據(jù)，所以我們現(xiàn)在直接建立模型即可。如圖3所示

圖3 T、G和R的VAR模型

根據(jù)圖3可以看到該模型的擬合優(yōu)度相當(dāng)高，達(dá)到了95%以上。由圖看到根據(jù)我們所做模型的穩(wěn)定性和擬合優(yōu)度來看，我們在接下來可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF，Impulse Response Function）主要用于解釋內(nèi)生變量對誤差項引起的影響的響應(yīng)。我們想分析外貿(mào)進(jìn)出口總額對經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的動態(tài)影響，我們需要一個脈沖響應(yīng)函數(shù)。在eviews6.0中，我們分別繪制了了進(jìn)出口總額對經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)以及自我反應(yīng)函數(shù)的曲線，分別如圖4和5所示。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析圖的橫軸坐標(biāo)表示滯后階數(shù)，縱坐標(biāo)表示經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)對進(jìn)出口變量總值的單位影響的變化程度。在本文分析過程我們選取滯后期為10，單位是年。

圖4顯示了GDP對進(jìn)出口總量的脈沖響應(yīng)。中國經(jīng)濟(jì)增長在五年內(nèi)沒有受到大的影響，在經(jīng)過一段時間的進(jìn)出口總額增加帶來的效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長有正向的促進(jìn)作用，但是這種正向作用隨時間逐漸增大，從上圖中可以看到，在最后滯后幾期內(nèi)，這種正向作用逐漸增大。

圖4 T對G的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖5 T對R的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖5是就業(yè)水平對進(jìn)出口總量的脈沖響應(yīng)，在開始階段就業(yè)水平會有一個微弱的正的響應(yīng)，這是短期內(nèi)對外貿(mào)易所帶來工作崗位的增加有限，因為從菲利普斯曲線可以看出，外貿(mào)增加并促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長通常伴隨著通貨膨脹，而通貨膨脹和失業(yè)率則呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，所以短期內(nèi)會有一個微弱的正的響應(yīng)。從長遠(yuǎn)來看，就業(yè)水平將繼續(xù)提高。但是，目前我國經(jīng)濟(jì)的逐步增長對于對外貿(mào)易的依賴度逐漸降低，國家一些政策對于進(jìn)口具有促進(jìn)作用，對于出口具有抑制作用，就總體上來看，我國目前進(jìn)出口處在一個順差的水平。但長期來看，就業(yè)水平將繼續(xù)提高。

五、結(jié)論

（一）通過ADF單位根檢驗和Johansen協(xié)整檢驗，得出中國對外貿(mào)易進(jìn)出口總額（T）、經(jīng)濟(jì)增長（GDP）以及就業(yè)水平（R）之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）由VAR模型估計可得，對外貿(mào)易進(jìn)出口總額對其經(jīng)濟(jì)增長影響以及對外貿(mào)易進(jìn)出口總額和對就業(yè)水平的影響均呈現(xiàn)正向上升趨勢；經(jīng)濟(jì)增長可能有一定的時滯性，這就會對就業(yè)水平產(chǎn)生積極影響。

（三）通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知，對外貿(mào)易進(jìn)出口總額與其經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)水平基本同步發(fā)展，主要是中國目前的市場體系相對豐富，雖然在某些方面產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不夠合理，這是因為市場機制發(fā)揮作用有限等原因造成的，但是，目前我國經(jīng)濟(jì)的逐步增長對于對外貿(mào)易的依賴度逐漸降低，國家一些政策對于進(jìn)口具有促進(jìn)作用，對于出口具有抑制作用，就總體上來看，我國目前進(jìn)出口處在一個順差的水平。從脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中可以看出，外貿(mào)進(jìn)出口總量對經(jīng)濟(jì)增長有積極影響。

（四）從長期來看，就業(yè)水平對對外貿(mào)易進(jìn)出口總額的增加必然伴隨著人力資本以及物質(zhì)資本投入、技術(shù)的流入與創(chuàng)新，這將導(dǎo)致企業(yè)對勞動力的需求增加，從長遠(yuǎn)來看，就業(yè)水平將繼續(xù)提高。但是，目前我國經(jīng)濟(jì)的逐步增長對于對外貿(mào)易的依賴度逐漸降低，國家一些政策對于進(jìn)口具有促進(jìn)作用，對于出口具有抑制作用，就總體上來看，我國目前進(jìn)出口處在一個順差的水平。我們得到的該結(jié)論與所引用文獻(xiàn)的結(jié)論不同，這可能是由于選取的研究方法不同，以及本文的研究對象加入了就業(yè)水平所造成的。此外，我國經(jīng)濟(jì)增長在短期可以緩解一部分就業(yè)難的問題，但是經(jīng)濟(jì)增長不會無限制地降低失業(yè)率。