海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

摘要：基于VAR模型，本文利用海南省1987-2006年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗和相關(guān)動態(tài)分析方法對進出口貿(mào)易與海南省經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果表明，海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系，且出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長有單向的格蘭杰因果關(guān)系，但出口對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)不強。

關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；經(jīng)濟增長；實證研究

中圖分類號：F127 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-9031(2008)04-0033-04

一、理論綜述

國外關(guān)于進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究較多，John Thomton(1996)對1895-1992年墨西哥的出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗，結(jié)果表明，墨西哥的出口與國內(nèi)生產(chǎn)總值存在著正向關(guān)系。[1]Francisco F. Ribeiro Ramos(2001)對1865-1998年葡萄牙的進出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證研究，分析顯示，進出口與葡萄牙的經(jīng)濟增長存在著雙向的因果關(guān)系，但是進口貿(mào)易與出口貿(mào)易之間不存在關(guān)系。[2]Jim Love Ramesh Chandra(2005)利用協(xié)整檢驗方法對孟加拉國實際產(chǎn)出、出口和貿(mào)易條件進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，三者存在長期的協(xié)整關(guān)系。[3]

國內(nèi)方面，萬金金、謝進孝(2006)通過對1978-2004年的數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，進出口均是經(jīng)濟增長的Granger原因，且出口對經(jīng)濟增長影響顯著，進口卻不明顯。[4]毛其淋(2007)利用回歸方程對浙江省進出口與經(jīng)濟增長關(guān)系進行分析，結(jié)果表明，出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長要略強于進口的影響。[5]王坤、張書云和馬龍龍(2004)對1978-2001年我國進出口與經(jīng)濟增長進行協(xié)整和格蘭杰因果檢驗，結(jié)果顯示，進出口與經(jīng)濟增長之間存在唯一的動態(tài)均衡關(guān)系。[6]

作為經(jīng)濟特區(qū)的海南，其進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長均已取得顯著的成績。2006年全省進出口總額28.5億美元，增長10.42%。GDP實現(xiàn)2051.4億元，增長12.5%。因此，對海南省進出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行分析很有現(xiàn)實意義。而且目前尚未有文獻對海南省進出口與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證研究。本文利用1987-2006年海南省年度數(shù)據(jù)，重點分析了這段時間內(nèi)海南省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用。

二、海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

(一)基礎(chǔ)模型(VAR)和數(shù)據(jù)

向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型是1980年由西姆斯(C.A.Sims)引入到經(jīng)濟學(xué)中，通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。模型避開了結(jié)構(gòu)建模方法中需要對系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的建模問題，具有較大的現(xiàn)實意義。

本文構(gòu)建的VAR模型可以表示為：

本文基于上述模型，采用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗以及誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法從靜、動態(tài)兩方面來研究海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。數(shù)據(jù)來源于1987-2006年《海南省統(tǒng)計年鑒》，為了消除變量之間的異常趨勢，對變量取自然對數(shù)形式，分別記為：Lny、Lnex和Lnim。

(二)協(xié)整和格蘭杰因果檢驗

1.單位根檢驗

在進行協(xié)整分析之前，首先需要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，也只有在變量均是一階平穩(wěn)的條件下，才能進行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法來檢驗相關(guān)變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果列于表1。

通過ADF檢驗，在5%的顯著性水平下，接受序列Lny、Lnex和Lnim有單位根的假設(shè)，但拒絕這3個序列的一階差分具有單位根的假設(shè)，所以序列Lny、Lnex和Lnim都是一階單整、I(1)序列。它們均通過單位根檢驗，可進一步檢驗它們之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整分析

檢驗協(xié)整性其實就是檢驗協(xié)整回歸方程的殘差項是否存在單位根。如果兩個序列不是協(xié)整的，殘差中一定存在單位根，這就是非協(xié)整性零假設(shè)。如果這兩個序列是協(xié)整的，殘差項將是平穩(wěn)的。關(guān)于協(xié)整關(guān)系檢驗和估計的方法主要有Engle—Granger兩步法和Johansen極大似然法。本文采用Johansen極大似然法來檢驗序列Lny與Lnex、Lnim之間的協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果列于表2。

從上式看出，進出口貿(mào)易與GDP之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。出口與經(jīng)濟增長存在正向變動關(guān)系，且出口對于經(jīng)濟增長的彈性較大，出口每增長1%，GDP增長5.4%。進口與經(jīng)濟增長則存在方向變動關(guān)系，其彈性相對較小，進口每增長1%，GDP減少1.5%左右。

3.格蘭杰因果檢驗

由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系以及因果關(guān)系的方向如何，還需做進一步的分析。筆者對模型的相關(guān)變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，具體的檢驗結(jié)果如表3所示：

從表3可以看出，在5%顯著性水平下，出口是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，這是“出口拉動型經(jīng)濟增長”的典型，說明出口對于海南省經(jīng)濟增長起了非常顯著的帶動作用。同時，進口卻不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

(三)基于VAR模型的動態(tài)關(guān)系分析

基于建立的VAR模型，本文使用誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來分析進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系。

1.誤差修正模型

誤差修正模型基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，因此，又稱為DHSY模型。它的基本思路是如果VAR模型存在協(xié)整關(guān)系，則表明這些變量之間存在長期均衡的關(guān)系，而這種長期均衡關(guān)系是在短期波動過程的不斷調(diào)整下得以實現(xiàn)的。也就是說，大多數(shù)經(jīng)濟時間序列具有長期的均衡關(guān)系是因為有一種調(diào)節(jié)機制(即誤差修正機制)一直在起作用，防止了長期均衡關(guān)系出現(xiàn)較大的誤差。

在Johansen極大似然法協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，對序列Lny、Lnex和Lnim建立誤差修正模型，滯后期采用2期。其結(jié)果如表4：

由表4可知，海南省進出口誤差修正模型的誤差修正系數(shù)均小于零，符合反向修正原則，GDP誤差修正系數(shù)大于零，不符合反向修正原則。進出口的誤差修正系數(shù)的絕對值均較大，說明當(dāng)它們偏離均衡趨勢后的回調(diào)速度較大，其變量的波動也較大。當(dāng)進出口短期波動偏離長期均衡時，將分別以(-0.982)和(-1.830)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF：Impulse Response Function)用來衡量來自隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。考慮本文的VAR模型：

由圖1可知，經(jīng)濟增長(Lny)對出口(Lnex)的一個標(biāo)準(zhǔn)新息立刻有較強的反映，GDP增加了約0.05，隨后，到第2期就快速達到了近0.10，2-3期之間有一定的緩增，且到達最頂端，3-10期趨于緩降，但第10期的水平比第一期略強。短期來看，出口對于經(jīng)濟增長的沖擊很強；長期來看，存在一定的緩增態(tài)勢。

由圖2可知，經(jīng)濟增長(Lny)對進口(Lnim)的一個標(biāo)準(zhǔn)新息立刻有較強的反映，GDP減少了約0.01，到第3期又快速下降到最低點(近-0.035)，隨后，在3-4期之間有一段緩增，4-7期增勢迅猛，7-10期增速稍緩，較之第一期有一定的增加。短期來看，進口對于經(jīng)濟增長的沖擊效應(yīng)很強；長期來看，存在一定的緩降態(tài)勢。

3.方差分解

考察VAR模型時，還可以采用方差分解方法研究模型的動態(tài)特征。其主要思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量(供m個)的波動(k步預(yù)測均方誤差)按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的m個組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。

從表5可以看出，出口的新息對于GDP的影響呈上升走勢，到第10期為止，卻不超過9%，說明出口在長期對于GDP的拉動效應(yīng)不強。第5期，進口的新息對于GDP的的影響達到最高，僅占3%；隨后，其對經(jīng)濟增長的影響卻有了緩慢下降的態(tài)勢，可見進口在長期對于GDP的影響相當(dāng)有限。

三、結(jié)論與評價

基于VAR模型，本文對海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解研究，得出結(jié)論如下

(一)海南省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在唯一的長期均衡穩(wěn)定關(guān)系

出口與經(jīng)濟增長存在正向變動趨勢，進口與經(jīng)濟增長存在反向變動趨勢，且出口與經(jīng)濟增長的相關(guān)系數(shù)要遠(yuǎn)大于進口的系數(shù)。可見，海南省凈出口對于經(jīng)濟增長的影響較強，加大凈出口，特別是出口是提高全省經(jīng)濟總量的理想之路。

(二)海南省是典型的出口拉動型經(jīng)濟增長方式的經(jīng)濟體

格蘭杰因果檢驗顯示，出口貿(mào)易對于海南省經(jīng)濟增長具有顯著的影響關(guān)系，但進口卻不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。基于上述情況，發(fā)展出口貿(mào)易對于海南省的經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展將起到實質(zhì)的作用。

(三)出口貿(mào)易對海南省經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)較低

盡管出口對于經(jīng)濟增長具有一定的影響力，但通過脈沖響應(yīng)和方差分解動態(tài)分析發(fā)現(xiàn)，出口拉動經(jīng)濟增長的力量還有待加強。目前，海南省存在出口額不大、技術(shù)密集程度較差、單一依賴等問題，因此，有針對性地解決這些問題對于提高海南省出口貿(mào)易數(shù)量和質(zhì)量，從而帶動經(jīng)濟長久快速增長將有立竿見影的效果。[7]

參考文獻：

[1] John Thomtom. Co-integration， causality and export-led growth in mexico(1895-1992) [J]. Economics Letters，1996：413-416.

[2] Francisco F. Ribeiro Ramos. Export， import， and economic growth in pPortugal：evidence from cansality and co-integration analysis [J]. Economics Modelling 18，2001：613-623.

[3] Jim Love and Ramesh Chandra. Testing export-led growth in Rangladesh in a multivariate VAR framework [J]. Journal of Asian Economics，2005：1155-1168.

[4] 萬金金，謝進孝.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J]，當(dāng)代經(jīng)濟，2006，(7).

[5] 毛其淋.進出口貿(mào)易對浙江省經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].黑龍江對外貿(mào)易，2007，(7).

[6] 王坤，張書云，馬龍龍.中國進出口與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].統(tǒng)計與決策，2004，(2).

[7] 李玉鳳.海南省出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻度研究[J].價值工程，2006，(5).

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