天津市對外貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究

朱昌昊ZHU Chang-hao

（安徽財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，蚌埠233030）

0 引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟快速增長，經(jīng)濟社會發(fā)展迅速進入高質(zhì)量發(fā)展階段。2019 年是新中國成立70 周年，經(jīng)過70 年的艱苦奮斗，經(jīng)濟發(fā)展取得了傲人的成就。1949年，天津地區(qū)GDP 為2.8 億元，1978 年增至108.8 億元，2018 年達到驚人的30320 億元。經(jīng)濟發(fā)展迅速，影響經(jīng)濟增長的因素是多方面的，包括資本、人力、技術(shù)、對外開放程度等，其中對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長起著重要作用。數(shù)據(jù)顯示，天津1983 年的外貿(mào)總額為2152.6 億元，到了2018年，這一數(shù)據(jù)已上升為29013.6 億元。但在對外貿(mào)易快速發(fā)展的同時，也可以看到，天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的程度與沿海發(fā)達城市相比仍有一定差距。在這種形勢和背景下，結(jié)合天津市近年來的外貿(mào)數(shù)據(jù)，對天津市的外貿(mào)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行探究，總結(jié)了天津市對外貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀和存在的問題，提出了一些可以應(yīng)用于天津市地方發(fā)展和建設(shè)的政策建議，并為天津市對外貿(mào)易的發(fā)展提供了一些指導(dǎo)。

天津市是我國經(jīng)濟、政治和文化的代表城市，它的發(fā)展不僅僅是一個城市的問題，更間接或直接的影響了我國的經(jīng)濟運行。因此，在中國全面參與國際競爭的今天，我們非常重視對外貿(mào)易。

1 天津市對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀分析

改革開放以來，天津市的國內(nèi)生產(chǎn)總值保持了快速增長的態(tài)勢，對外貿(mào)易規(guī)模也迅速擴大天津經(jīng)濟得到了飛速發(fā)展。我們選取1998-2018 年31 年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析，可以清楚地看到天津市的GDP 和進出口貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r：

1.1 1988-2018 年天津市GDP 發(fā)展情況

由圖1 可以看出，天津市的GDP 在這31 年里逐年穩(wěn)步上漲，1988 年的GDP 為410.2 億元，2018 年達到30320億元，增長了73 倍，經(jīng)濟呈現(xiàn)高速發(fā)展態(tài)勢。

圖1 天津1988-2018 年天津市GDP 情況

1.2 1988-2018 年天津市對外貿(mào)易情況

由圖2 可以看出，天津市對外貿(mào)易的發(fā)展特點可以概括為兩點：總量大，增速快。雖然這段期間有輕微波動，但總體趨勢是向上的。首先，對外貿(mào)易總額逐年增長，對外貿(mào)易快速發(fā)展，天津進出口貿(mào)易額取得了長足進步和發(fā)展。根據(jù)過去20 年的數(shù)據(jù)，天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的總體形勢是總量大、發(fā)展快。

圖2 天津1988-2018 年天津市對外貿(mào)易情況

1988 年進出口總額增加1112.5 億元，發(fā)展到2018 年的27182.5 億元，在短短31 年的時間里它的對外貿(mào)易的總額就足足擴展了24 倍，特別是在2001 年在中國加入世界貿(mào)易組織后，我國的貿(mào)易額的增長值取得了比往年更大的突破，2008 年，受天津奧運會的舉辦等短期因素的影響，天津市的進出口總額大幅增長，對外貿(mào)易總額達到19113.6 億元，增長率達到40.78%。其次，在1996 到2018年期間天津?qū)ν赓Q(mào)易出現(xiàn)了不同幅度的波動，受全球金融危機影響，2009 年天津市對外貿(mào)易增長明顯出現(xiàn)了較大幅度的下落，到2010 年開始逐步恢復(fù)。2015 年，在國際市場低迷、世界貿(mào)易深度下滑的背景下，天津?qū)ν赓Q(mào)易再次出現(xiàn)下降，可以看出，天津的對外貿(mào)易發(fā)展較為脆弱，容易受國內(nèi)外環(huán)境、國家政策的影響，但是外貿(mào)總體的趨勢是上升的。

圖3 天津1988-2018 年天津市對外貿(mào)易情況

1988 年以來，天津的進口總值一直遠高于出口總值，這是由于天津作為我國的經(jīng)濟、政治以及文化中心是典型的服務(wù)型中心城市，流動人口多，消費集中，流通貿(mào)易和貿(mào)易業(yè)發(fā)達，各種因素導(dǎo)致有形商品的生產(chǎn)少于消費。此外，國內(nèi)外貿(mào)易的過境物流也在發(fā)展。此外，新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要大量進口設(shè)備和原材料，貿(mào)易逆差和進口依賴性較大。

2 天津市對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長關(guān)系的初分析

2.1 相關(guān)系數(shù)分析

根據(jù)《天津統(tǒng)計年鑒》中相關(guān)數(shù)據(jù)，我們可以計算出天津市1988-2018 年GDP 與進口總額、出口總額之間的相關(guān)系數(shù)，如表1 所示。從表1 可以直觀地看到，GDP 與出口總額和進口總額的相關(guān)系數(shù)分別為0.8991780 和0.9253979，表明天津市經(jīng)濟增長與進出口貿(mào)易之間的相關(guān)性很強。

表1 天津市GDP 與進出口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)

2.2 天津市對外貿(mào)易與進出口的線性分析

我們分別建立了GDP 與出口、進口的一元線性模型，可以得到GDP 與出口額的線性模型為：

GDP=-1724.5107+5.3470exm

說明出口額與GDP 存在正相關(guān)關(guān)系，且出口額每增加1 億元，GDP 平均增加5.3470 億元，并且畫出二者的散點圖和擬合直線，如圖4 所示。

圖4 出口額與GDP 的關(guān)系圖

同樣的，我們可以得到GDP 與進口額的線性模型為：

GDP=-75.04974+1.07496inm

說明進口額與GDP 存在正相關(guān)關(guān)系，且出口額每增加1 億元，GDP 平均增加1.07496 億元，并且畫出二者的散點圖和擬合直線，如圖5 所示。

圖5 進口額與GDP 的關(guān)系圖

我們接著擬合GDP 與出口額、進口額的二元線性模型，所得模型為：

GDP=-599.2486+1.1891exm+0.8541inm

通過對模型的顯著性檢驗可以發(fā)現(xiàn)出口額的回歸系數(shù)并未通過顯著性檢驗，說明建立線性模型擬合效果并不好，但從圖4 和圖5 我們可以直觀地看到，天津市的GDP隨著出口額或者進口額的提高而同步上升的，而且上升的趨勢比較平穩(wěn)，至少從數(shù)值上可以說明對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長是存在顯著相關(guān)關(guān)系的，但三者的關(guān)系還需進一步的分析討論。

3 天津市對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的建模分析

3.1 模型的選取

利用向量自回歸模型（VAR 模型）分析了天津?qū)ν赓Q(mào)易與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系。該模型優(yōu)點在于不需要做任何先驗性的約束，避免了主觀隨意確定解釋變量和被解釋變量，通常設(shè)定含有N 個變量k 階滯后期的VAR 模型表達式如下公式所示：

其中，yt是k 維內(nèi)生變量列向量，xt是d 維外生變量列向量，p 是滯后階數(shù)，T 是樣本個數(shù)。其矩陣表達式為：

即含有k 個時間序列變量的VAR（p）模型由k 個方程組成。

3.2 變量的選擇與處理

3.2.1 變量的選擇

選取天津市生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟增長指標(biāo)，選取進口貿(mào)易總額（inp）、出口貿(mào)易總額（exp）兩個變量作為衡量天津市對外貿(mào)易狀況指標(biāo)。

3.2.2 變量的處理

對選取的指標(biāo)數(shù)據(jù)分別進行取自然對數(shù)處理，即分別用lngdp、lnexp、lninp來表示相對應(yīng)的數(shù)據(jù)。

由于很多數(shù)據(jù)并不是平穩(wěn)的，對其直接進行回歸分析可能存在“偽回歸”問題。因此在擬合VAR 模型之前，需要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)有圖判斷和檢驗統(tǒng)計量判斷兩種方法。

①圖判斷：根據(jù)圖6 可以看出，各變量具有向上的趨勢性，初步判斷不具有平穩(wěn)性。

圖6 取對數(shù)的序列的時序圖

②檢驗統(tǒng)計量判斷：模型的建立是在R 軟件中進行的，因此選擇urca 包中的ur.df 函數(shù)進行ADF 單位根檢驗。

取對數(shù)后的GDP（lngdp），出口額（lnexp），進口額（lninp）的單位根檢驗結(jié)果如表2 所示。

表2 取對數(shù)后序列單位根檢驗結(jié)果

lngdp 的檢驗統(tǒng)計量的值-0.6872 在1%、5%、10%的顯著性水平下均大于臨界值（-4.15，-3.50，-3.18），不能拒絕原價設(shè)而接受存在單位根的假設(shè)，說明lngdp 序列是不平穩(wěn)的。同理，lnexp 的檢驗統(tǒng)計量的值為-2.2981，lninp 的檢驗統(tǒng)計量的值為-1.9881，說明lnexp，lninp 也是不平穩(wěn)的，存在單位根。

進行ADF 單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表3 所示。

表3 對數(shù)差分序列的單位根檢驗結(jié)果

dlngdp 的檢驗統(tǒng)計量的值-4.3339 在1%、5%、10%的顯著性水平下都小于臨界值（-4.15，-3.50，-3.18），拒絕原價設(shè)而不接受存在單位根的假設(shè)，說明dlngdp 序列是平穩(wěn)的。同理，dlnexp 的檢驗統(tǒng)計量的值為-3.9115，dlninp的檢驗統(tǒng)計量的值為-3.9115，說明dlnexp，dlninp 也是平穩(wěn)的，不存在單位根。此時dlngdp，dlnexp，dlninp 為平穩(wěn)序列，可以建立var 模型。

3.3 模型的建立及穩(wěn)定性檢驗

①滯后階數(shù)的確定。我們建立的var 模型為X=（dlngdp，dlnexp，dlninp）。在確立模型之后，需要確定模型的最優(yōu)滯后期的值。如果滯后值太小變量間可能存在嚴(yán)重的自相關(guān)；在R 中使用VARselect 函數(shù)在20 階內(nèi)確定最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看出在AIC、Hannan-Quiimz 值和Schwarz 統(tǒng)計量所對應(yīng)的最優(yōu)滯后階數(shù)都是3，因此我們將模型的階數(shù)定為3 階。

②模型的建立與穩(wěn)定性檢驗。得到的var 模型為：

檢驗結(jié)果如圖7 所示，累積和均未超出兩條臨界線，因此通過穩(wěn)定性檢驗。

圖7 模型的穩(wěn)定性檢驗

③協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗法有EG 兩步法和Johansen 極大似然法兩種方法。采用基于var 模型的Johansen 極大似然法檢驗差分前的序列進行協(xié)整性。檢驗結(jié)果如表4 所示。由表4 可以看出：在假設(shè)沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）的情況下，檢驗統(tǒng)計量大于臨界值，表明拒絕原假設(shè)，因此三者之間存在協(xié)整關(guān)系，即三者之間有且存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表4 協(xié)整檢驗結(jié)果

④Granger 因果關(guān)系。檢驗結(jié)果如表5 所示。可以看出，dlnexp 不是dlngdp，dlninp 的Granger 因果原因的假設(shè)被拒絕，即出口是天津市經(jīng)濟和進口額共同增長的產(chǎn)生原因；但是接受了dlngdp 不是dlnexp，dlninp 的原因和dlninp 不是dlngdp，dlnexp 的原因的假設(shè)，說明天津市g(shù)dp的增長不是進出口增長的原因，進口的增長也不是gdp 和出口增長的原因。而對這三個變量進行兩兩協(xié)整檢驗時，原假設(shè)都不拒絕，說明兩兩之間均不存在統(tǒng)計時間上的先后順序關(guān)系。

表5 Granger 因果檢驗結(jié)果

⑤脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。現(xiàn)構(gòu)建了VaR（3）模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，確定了進出口對天津經(jīng)濟增長影響的時間軌跡。具體分析結(jié)果如圖8 所示。橫軸代表影響的延遲期（單位：年），縱軸代表每個變量的變化百分比，連續(xù)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)，它代表每個變量對相互影響的反應(yīng)，虛線代表正負(fù)雙標(biāo)準(zhǔn)差的離線偏差。

圖8 GDP 沖擊引起進出口波動的響應(yīng)函數(shù)曲線

假如我們給GDP—個單位的正沖擊后，進出口立即同向變動，且逐漸減小，在第三期時趨于穩(wěn)定，因此短期內(nèi)GDP 的增長會帶動進出口的增長，但這種作用逐漸減弱。

假如我們給出口—個單位的正沖擊后，GDP 不會立刻變動，而是過了一段時間表現(xiàn)出同向變動，且變動幅度很小，在滯后3 期以后趨于穩(wěn)定，說明出口短期內(nèi)可以促進經(jīng)濟的增長，但這種作用很小。

假如我們給進口—個單位的正沖擊后，GDP 不會立刻變動，而是過了一段時間表現(xiàn)出反向變動，且變動幅度很小，在滯后3 期時趨于穩(wěn)定，說明短期內(nèi)進口的增長會阻礙經(jīng)濟的增長，但這種作用逐漸減弱。

⑥方差分析。通常采用方差分解法對系統(tǒng)進行動態(tài)分析，進一步了解對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的相互作用關(guān)系。具體分解結(jié)果如表6 所示。從表6 可以看出來，第一階段的GDP 僅受其自身變化的影響，然后不時從第二階段的89.25623%下降到第十階段的85.31714%。第二階段出口對經(jīng)濟增長的貢獻率從6.765096%緩慢上升至8.460915%左右，表明出口對經(jīng)濟增長的貢獻在短期內(nèi)較弱；在第二階段，進口對經(jīng)濟增長的貢獻從3.978675%緩慢上升到約6.221944%，表明進口對經(jīng)濟增長的貢獻在短期內(nèi)較弱，但這兩個因素對經(jīng)濟增長都至關(guān)重要。

表6 dlngdp 的方差分解表

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

通過對天津市經(jīng)濟發(fā)展情況和對外貿(mào)易現(xiàn)狀進行分析，選取對外貿(mào)易進出口總額以及天津GDP 作為指標(biāo)來對天津外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行分析研究，得到以下幾點結(jié)論：①天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展迅速，且經(jīng)濟增速較快。天津是我國的政治、經(jīng)濟和文化的代表城市，對外開放在促進經(jīng)濟增長的同時，也促進了對外貿(mào)易的發(fā)展。②天津的進口總值一直遠高于出口總值，這是由于天津作為我國的經(jīng)濟、政治以及文化中心是典型的服務(wù)型中心城市，流動人口多，消費集中，流通貿(mào)易和貿(mào)易業(yè)發(fā)達，各種因素導(dǎo)致有形商品的生產(chǎn)少于消費。貿(mào)易逆差和進口依賴性較大。③經(jīng)濟的增長促進了天津市對外貿(mào)易狀況，并且對外貿(mào)易也促進了天津地區(qū)經(jīng)濟的增長，短期來看，進口的增長會阻礙經(jīng)濟的增長，但這種作用逐漸減弱。出口短期來看可以促進經(jīng)濟的增長，但這種作用同樣也很小。

4.2 建議

以下根據(jù)研究結(jié)論，對天津市的外貿(mào)發(fā)展提出一些有針對性的建議。①擴大對外貿(mào)易規(guī)模。盡管天津市進出口貿(mào)易額近年來呈逐年上升趨勢，然而，每年進出口貿(mào)易額占全國進出口貿(mào)易額的比例相對較小，這表明天津進出口貿(mào)易的發(fā)展仍然不穩(wěn)定。結(jié)合沿海城市經(jīng)濟發(fā)展的經(jīng)驗，天津必須加快發(fā)展外向型經(jīng)濟，提高對外貿(mào)易依存度。②加快實施“走出去”戰(zhàn)略。由的研究結(jié)果可知，外貿(mào)出口對天津經(jīng)濟增長的促進作用是顯而易見的，這意味著出口可以給我們帶來更多的直接貿(mào)易優(yōu)勢和增加收入。