江蘇省外貿對經濟發展的影響
——基于VAR模型的實證分析

左靜怡，李文芳

(湖北工業大學經濟與管理學院，湖北 武漢 430068)

推動形成全面開放的新格局，促進對外貿易的競爭力，努力實現建設貿易強國的目標是實現我國經濟高質量發展的一個重要環節，而要實現這一目標，在很大程度上取決于各省市對外貿易發展水平[1]。

目前關于外貿對經濟增長影響的研究中，有些學者認同外貿對經濟發展具有促進作用這一觀點。Girma等(2003)發現對外貿易確實可以促進經濟增長，但是具有臨界效應[2]。Kaushal和Pathak(2015)研究結果顯示印度的經濟增長會促使貿易開放[3]。韓家彬等(2012)的建模研究表明外貿和國際直接投資與巴西、俄羅斯、印度、中國和南非這五國的經濟增長呈現出同向變動的態勢[4]。鄧文博等(2021)研究發現出口貿易對新興工業國和發達工業國的經濟增長都具有促進作用，對發達工業國的拉動作用比較強[5]。孟慶雷等(2019)對我國的沿邊地區進行了研究，結果表明各行業的對外貿易都對沿邊省區的經濟具有促進作用[6]。除此之外還有許多學者利用向量自回歸模型或者誤差修正模型進行研究，他們的研究結果均表明外貿對經濟增長存在著促進作用，而優化貿易結構可以有效促進經濟的增長(尹燕等,2013[7];楊子榮等，2015[8])。

但也有部分學者得出了不一樣的研究結果。Jung和Marshall(1985)以發展中國家為研究對象，對其貿易出口額與經濟增長之間的關系進行了因果檢驗，但最后的結果卻并不支持出口貿易對經濟增長有促進作用這一假設[9]。林毅夫、李永軍(2001)研究發現，我國進口貿易與經濟增長之間存在負的相關關系[10]。也有多項研究表明，過去進行對外貿易有利于經濟增長，但在目前新常態背景下，不同等級技術行業的外貿對經濟增呈現出相反的影響。鄧創等(2016)認為,隨著近些年我國經濟的快速發展，中低端的技術行業外貿已經開始反過來對經濟增長形成遏制作用；與之相反，我國高尖端技術行業的對外貿易對我國經濟增長的促進作用則愈發顯著[11]。蔡婉華等(2019)研究發現，進出口貿易對區域經濟增長呈現出了阻礙作用[12]。

也有學者認為外貿對經濟的影響在不同行業和不同時期具有明顯差異。荊磊等(2018)針對我國要素密集型行業進行了研究，結果顯示技術密集型行業對經濟增長的拉動作用呈現出逐步上升的趨勢，而資源密集型行業出口對經濟的拉動作用則逐漸下降[13]。黃旭東等(2018)通過實證研究發現，區域貿易和國際直接投資對不同區域的經濟增長拉動作用和抑制作用可以一同出現[14]。陳昌兵(2021)認為我國對外貿易對GDP的貢獻率比較高，但呈現出"倒U型"曲線，也就是說，在進入新的發展階段以后，我國外貿對經濟增長的貢獻率在不斷下降[15]。

1 研究設計

1.1 指標選取與數據來源

本文選取江蘇省年度出口貿易額(EX)進和口貿易額(IM)作為對外貿易的指標；選取江蘇省年度總產出(T)作為經濟增長的指標。研究年度為1990-2018年，數據來源于1990-2018年《江蘇省統計年鑒》。為了保持數據的平穩性及同階單整，以及避免出現異方差問題，對相應數據都進行了對數化處理[16]，也就是將江蘇省年度出口貿易額(EX)、進口貿易額(IM)以及年度總產出(T)分別取對數之后，使用ln IM、ln EX、lnT來構建VAR模型。實證分析所使用的計量軟件為Eivews8.0。基于計量分析原理，使用Eivews8.0對江蘇省進口貿易額(ln IM)、出口貿易額(ln EX)以及經濟增長(ln T)進行描述性統計分析，其結果如表1所示。

表1 變量描述性統計

1.2 模型構建

VAR模型把每一個內生變量當作其他變量滯后值的函數，這樣可以在一定程度上解決傳統結構化模型中潛在的聯立性偏誤問題[17]。模型的因變量是江蘇省年度總產出(lnT)，自變量為江蘇省出口額(ln EX)和江蘇省進口額(ln IM)。借助最大似然估計法進行協整分析，并通過短期向量誤差修正探索江蘇省對外貿易與經濟發展之間的長期均衡關系，VAR(P)的矩陣表達式為：

其中，yt在本文中是表示包括ln IM、ln EX、lnT的k維內生變量向量，t表示時期，P表示所有內生變量的滯后階數，εt為隨機擾動項。

2 實證結果與分析

2.1 ADF單位根檢驗

本文所選取的外貿、總產出等相關數據均為時間序列，為了避免由于數據的不平穩而導致“偽回歸”出現，對ln IM、ln EX以及ln T這幾個變量分別進行ADF單位根檢驗(表2)。

表2顯示了具體的檢驗結果：ln IM、ln EX和lnT的P值分別為0.9976、0.9641和0.0989，這說明在5%的顯著性水平下，ln IM、ln EX以及lnT都是非平穩的序列。在此基礎之上，分別取它們的一階差分，Δln EX、Δln IM、Δln T的P值分別為0.0281、0.0342和0.0761，所以Δln EX和Δln IM在5%的顯著性水平下為平穩序列，Δln T在10%的顯著性水平下為平穩序列。

表2 ADF單位根檢驗

2.2 Johansen協整檢驗

由于江蘇省進口總額ln IM、出口總額ln EX以及江蘇省總產出ln T這3個變量都是一階單整序列，所以接下來可以進行協整檢驗。Johansen協整檢驗結果如表3所示，None、At most 1、At most 2的P值分別為0.0000、0.0006、0.0018，都小于5%，這就說明，在5%的顯著性水平下，變量ln IM、ln EX、lnT之間存在3個協整關系。

表3 Johansen協整檢驗

2.3 Granger因果檢驗

對江蘇省進口總額ln IM、江蘇省出口總額ln EX和江蘇省總產出lnT進行Granger因果檢驗，具體結果見表4。

表4 Granger因果檢驗

通過表4結果得知，原假設“ln EX不是ln T的Granger原因”的P值為0.0166，小于5%，所以在5%的顯著性水平下，拒絕“ln EX不是lnT的Granger原因”這一原假設，即“ln EX是lnT的Granger原因”。同樣的，原假設“ln IM不是ln EX的Granger原因”的P值為0.0048，小于1%，所以在1%的顯著性水平下拒絕“ln IM不是ln EX的Granger原因”這一原假設，即“ln IM是ln EX的Granger原因”。由此可以看出，江蘇省出口總額是江蘇省總產出的單向Granger原因，而江蘇省進口總額是江蘇省出口總額的單向Granger原因。

站在經濟學的角度來看，江蘇省進口總額的增長能拉動當地出口總額的長期增長，而江蘇省出口總額的增長又能夠明顯地推動江蘇省總產出的增長；但與之相對應的，江蘇省進口貿易總額對江蘇省總產出的影響還并不明顯。可以看出，江蘇省進口促進當地對外出口，而出口又促進了當地經濟的發展。但是江蘇省對外貿易還沒有與本地經濟發展構成相互促進的良性循環，表明江蘇省對外貿易發展仍有進一步改進的空間。

2.4 VAR模型的構建

本文通過LR、FPE、AIC、SC、HQ等信息準則來確定VAR模型的滯后階數，通過 Eivews 8.0進行操作得到滯后期檢驗結果(表5)。在滯后期為3期的時候，這5個信息準則的要求同時得到滿足了，也就說明VAR模型的最優滯后階數應該為3階。

表5 滯后期檢驗結果

在確定最優滯后階數為3以后，具體的VAR(3)如下：

為了檢驗所建立的VAR(3)模型的穩定性，本文采用較為直觀的AR圖法進行檢驗。根據圖1的檢驗結果，VAR(3)所有的單位根都落在了單位圓內，說明本文所建立的滯后3階模型擬合度較高，并且是穩定的。

圖1 AR特征多項式的根

由前文進行的協整檢驗結果可知，變量之間存在3個協整關系，即ln IM、ln EX、lnT三者間存在長期均衡關系，但對于短期而言，模型可能因為受到各式各樣的沖擊而不協調，導致模型存在一些偏差，故建立向量誤差修正模型以對均衡誤差不斷進行調整。表6展示了誤差修正模型結果。

表6 向量誤差修正模型結果

2.5 脈沖響應分析

圖2中被夾在中間的曲線表示脈沖響應函數的變化曲線，最上方和最下方的兩條曲線表示的是上下兩個標準差的波動范圍。由圖2a可見，lnT受到ln EX沖擊后的響應在初始是正的影響效應，且逐步增強，在第2期，正的影響效應達到了階段性峰值，隨后逐漸衰減，而自第5期開始又逐漸回升，且脈沖響應值始終為正，表明在較長時間里，江蘇省出口貿易對當地經濟增長都有著顯著的正向影響；由圖2b可見，lnT在受到ln IM沖擊后的即期反應為正，第3期達到階段峰頂，之后開始下降，第4期達到階段性底部，之后又開始逐漸回升并一直保持上升的趨勢，表明江蘇省進口貿易在拉動當地經濟增長方面具有顯著的正向影響，也就是說，江蘇省的進出口貿易對經濟發展長期起著正向的積極作用。

(a)江蘇省出口貿易額對當地總產出沖擊之后

2.6 方差分解

本文進行方差分解的滯后期數為10期。由表7可知，江蘇省出口貿易在第1期對當地的經濟發展貢獻率為54.59%，在隨后兩期略有下降，隨后不斷上漲至第9期的62%，在第10期貢獻度為60.12%。而江蘇省經濟發展自身的貢獻度在第一期為45.41%，而后基本上一直處于下降的狀態，到了第10期，貢獻度比第一期少了一半有余，下降到了19.3%。在第1期，江蘇省進口貿易對當地經濟發展的貢獻率為0，隨后逐步增長，到第10期達到20.6%以上。由此表明，江蘇省的進口貿易和出口貿易在促進當地經濟發展方面都發揮著重要作用，且出口貿易對經濟發展的拉動力更強，而進口貿易對當地經濟發展的貢獻度還較低，有較大的完善空間。

表7 方差分解結果

3 結論與建議

3.1 結論

1)長期來看，江蘇省對外貿易與經濟增長之間確實存在著長期穩定的協整關系。

2)Granger因果檢驗表明，江蘇省出口總額的增長對當地總產出的增長具有明顯的促進作用，但進口總額的增長對當地總產出增長的促進作用還處于較弱水平，出口貿易是經濟增長的單向Granger原因。

3)構建VAR(3)模型后，脈沖響應的結果顯示，江蘇省的進出口貿易對經濟發展長期起著積極的作用；方差分解結果顯示，江蘇省對外貿易對當地經濟發展具有促進作用，且出口貿易比進口貿易的促進作用更加顯著。相對而言，進口貿易對當地經濟發展的積極作用還比較弱，后期有較大的改進空間。

3.2 建議

1)防范化解外貿風險。近年來，中國經濟逐漸向高質量發展轉變的同時，國內國際大環境也在發生著巨大變化。中美貿易沖突、新冠疫情爆發、俄烏沖突等事件給經濟全球化帶來了諸多不確定性，也給全球貿易帶來了挑戰，所以實時關注國內外重大事態的發生，及時調整進出口的方針政策就顯得尤為重要，可以不斷引導對外貿易的平穩、健康發展。

2)優化進出口貿易結構。隨著我國經濟逐步轉型，對外貿易正朝著多元化的方向發展。江蘇省作為貿易大省，以出口導向為主，但目前出口的產品大多還是勞動密集型產品，技術含量較低，應對其當前出口結構進一步優化，如提高耗能大、價值低出口產品的關稅，培育出口產品的國際競爭力，同時政府給予具有高技術水平和高附加值出口產品一定的優惠政策；對于國外一些高技術水平、先進的技術設備要加大進口，充分吸收借鑒國外先進技術及管理經驗，而對于一些低技術水平含量的產品要逐步減少進口，不斷調整進口產品結構，最大化發揮進口貿易對于江蘇省經濟發展的促進作用。

3)鼓勵企業創新。美國制裁華為及蘋果禁用俄羅斯的部分服務等事件都在警示國人自主創新的重要性。為了避免類似技術卡脖子問題，要鼓勵企業加大創新，不但要做貿易大省，更要做貿易強省，江蘇省企業要大力引進人才，提高科研人員待遇，加強企業的創新能力以及研發能力，促進江蘇省早日實現經濟增長轉型，開創高水平的對外貿易新局面。