出口\\投資和經濟增長的因果關系分析

摘要:研究投資、出口貿易與經濟增長間因果關系，對制定科學有效的經濟政策具有重要的實踐意義。本文采用ARDL方法對三者1952-2008年間因果關系進行實證分析，得出了具有一定經濟意義的結論，并提出了投資與出口貿易協調發展，促進經濟增長的政策建議。

關鍵詞:經濟增長;ARDL;Granger因果關系

作者簡介:

薛麗娜(1986—)，漢族，東北師范大學經濟學院碩士研究生。

顏戌順(1985.7—)，研究方向，宏觀經濟計量分析。

邸明鑫(1985—)，漢族，東北師范大學經濟學院碩士研究生。

中圖分類號:F20文獻標識碼:A文章編號:1672-0407(2010)01-025-03

GDP、投資和出口之間關系的分析一直是學術討論的熱點，引起了各界學者的廣泛關注。在理論研究方面，早有投資的加速數理論、乘數理論及出口導向型增長假說都說明GDP與投資、出口之間存在很密切的因果關系。但在眾多的實證研究中，在投資、出口對GDP的影響及它們之間的相互關系方面存在著觀點上的分歧。其中有一些代表性的結論，吳緒亮(2002)利用Johansen協整方法及VEC模型進行檢驗，得出消費對GDP、投資有明顯影響，而投資對GDP無影響;雷輝(2006)采用E-G 兩步法和VAR模型得出投資與GDP互為因果關系。廖涵(2007)利用Johansen 協整檢驗分析方法得出出口對經濟增長有顯著的促進作用。

而導致他們結論不一致的原因，在很大程度上是由于他們所采用的分析方法、模型、數據截取時間及處理方法的不同。其中E- G 兩步法和Johansen協整方法適用于大樣本情況，并且要求數據平穩，而我國經濟統計數據始于1952年，屬于小樣本類型，所以用此方法得出的結論精確度不高。國外宏觀經濟理論在中國的適用性如何，GDP、投資和出口之間相互關系與影響程度如何，本文為了克服以上協整分析缺陷，采用更為先進的適用于小樣本數據的ARDL方法予以驗證。

一、實證分析

本節首先介紹指標變量的選取，數據來源以及計量分析方法，給出檢驗的步驟，即首先檢驗變量是否平穩，然后根據ARDL模型檢驗變量間是否存在協整關系，最后分別對有無協整關系的變量間進行因果分析，并給出分析結果。

1. 變量說明和數據處理

本文選用中國1952-2008年間的數據，對中國的GDP、投資和出口四個宏觀變量之間的協整及因果關系進行了實證研究。1952-2004年的數據來自《新中國55年統計資料匯編》，2005-2008年的數據來自相應年份的中國統計年鑒。考慮到價格因素，本文使用的都是變量的實際值。其中，GDP采用的是以1952年為基期的實際GDP(單位為億元);投資采用的是歷年的固定資本形成總額(單位為億元)，并用投資價格指數對其進行消脹處理。出口選用的是年鑒公布的總出口額，并采用GDP平減指數對其消脹。在實證分析中，本文采用取自然對數后的數值;LY、LI、LE分別代表取對數后的實際GDP，投資和出口總額，在變量前標有字母d或表示對變量取了一階差分。

2.單位根檢驗

使用時間數據序列進行計量分析須首先考慮序列的平穩性，若直接對非平穩時間序列數據進行分析，可能出現“偽回歸”現象。因此必須對數據平穩性進行檢驗。本文將采用ADF方法先進行單位根檢驗。

結果見表1，除LI是單整之外，LY、LE都是非平穩的時間序列數據，而他們的一階差分變量是平穩數據。也就是說各個變量都是一階單整，ARDL檢驗方法要求變量的單整階數不能超過1，因此本文可以采用此方法。

表1單位根檢驗結果

注: (C， T， K) 分別表示所設定的檢驗方程含有截距項、時間趨

勢項以及所選的滯后項數，0指不包括截距項或時間趨勢項。ADF檢驗采用SIC準則;原假設都是變量含有單位根。結論中 *、**、***分別代表在10%、5%和1%顯著性水平上通過檢驗。

3.協整關系檢驗

協整關系指的是非平穩變量之間存在長期穩定的動態關系。本文基于ARDL方法對各變量間存在的協整關系進行檢驗。ARDL 方法是一種較新的協整檢驗方法，最早由Charemza和Deadman (1992) 提出，隨后被Pesaran等人推廣和普及。與傳統的Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗法相比，ARDL方法更適合于小樣本估計，對數據的平穩性要求不高，數據具有零階或一階單位根皆適用，且無論變量間是否相互協整，都可用該方法進行檢驗。

ARDL檢驗是通過 Microfit 4.1 軟件操作完成的，協整關系的證明基于方程模型(1)~(3)進行。在運用方程進行檢驗前，在兼顧考慮自由度的影響下，最終選用了合適的滯后階數4階。而是否加入趨勢項則根據該項的顯著性確定，具體模型如下1:

(1)

(2)

(3)

以(1)為例，λ、θ、x代表了協整關系，α、β、δ代表了短期動態關系。εt為一白噪聲過程，k、q、m分別代表最大的滯后階數。存在長期動態關系的原假設和備擇假設簡寫為:

H0∶λ=θ=x=0 ;

H1∶λ 、θ和x中至少有一個不為0

這里使用F 統計量進行聯合顯著性檢驗，F統計量服從一個非規則的漸進分布，如果計算得到的F 統計量大于臨界值，則拒絕原假設，表明Y、I與E之間存在協整關系;假如計算得到的F 統計量小于臨界值，則接受原假設，表明GDP、投資與出口之間不存在協整關系2。結果如下:

表2 邊界檢驗結果

注:2.614-3.746、3.136-4.416、4.306-5.874分別代表滯后階數為4、無時間趨勢項時10%、5%和1% 顯著性水平的臨界值(詳見參考文獻6臨界值表3)。3.240-4.350、3.834-4.5.064、5.184-6.684分別代表有時間趨勢項時的顯著性水平的臨界值(詳見參考文獻6臨界值表4)。

由表2可以看出，(1)、(3)兩個回歸方程的F統計值都是顯著的，也就是說，LI、LE到LY和LI、LY到LE之間均存在協整關系。因此可以進行格蘭杰因果關系檢驗。而(2)方程中LY、LE到LI并無協整關系，不能進行格蘭杰因果關系檢驗，但可利用方程(6)檢驗非協整變量之間的短期因果關系。

4. Granger因果關系檢驗

當兩變量存在協整關系時，ARDL模型可以通過變量水平值及其滯后項來確定長期因果關系，同時，還可構造ECM來檢驗變量間的短期因果關系并反映修正機制對偏離長期均衡時的調整。檢驗長期因果關系主要是判斷方程中回歸因子的系數顯著性，短期關系則可以根據ECM中差分項的系數顯著性確定。具體ECM如下，其中，ecm代表誤差修正項，m、n、q代表最大的滯后階數。

(4)

(5)

表3 ARDL估計長期關系系數及短期誤差修正模型

注:*表示變量系數值通過檢驗;none表示該模型中不包含此變量。

從表3中可以看出，存在投資到GDP單向和出口與GDP間的雙向的因果關系，短期中，分別存在投資、滯后一期的出口到GDP;投資、GDP到出口的短期因果關系。

Ecm系數為負且均顯著，符合修正機制的要求，誤差修正模型能描述長期均衡對短期波動的影響，ecm(-1)的系數反映了受到短期沖擊后向長期均衡收斂的速度，當偏離長期均衡時，誤差修正機制能將偏離部分的15%和18%向長期均衡調整，驗證了協整關系和長期Granger因果關系的結論。

5. ARDL檢驗非協整變量之間的短期因果關系

LY、LE到LI之間并不存在長期動態關系，但是它們有可能存在短期因果關系，因此要對它們進行短期因果關系的檢驗。該檢驗原理仍然是ARDL模型，具體操作可通過以下方程實現:

(6)

對該模型進行F聯合檢驗，原假設是:H0:α=β=y=0，備擇假設是H1:H2不成立。如果F顯著，則拒絕原假設，即它們之間存在該方向的短期關系，否則則接受原假設，即兩者之間不存在該方向的短期關系。回歸結果顯示F值為3.9593通過檢驗，即存在LY、LE到LI的短期因果關系。

二、結論及政策建議

經過檢驗結論匯總如下，存在LI、LE到LY，LY、LE，到LI的協整關系，在長期關系中，出口與GDP之間相互促進不斷增長;投資的系數為負數，即隨著投資的不斷增加最終會對實際產出的長期增長產生負面影響。這說明期望通過簡單的加大投資來驅動經濟增長并不利于中國經濟的長期發展。建議轉變我國一直以來的以投資驅動經濟增長的方式，一方面充分利用我國的勞動力優勢，改善出口條件，落實出口退稅政策來增大出口總額，從而促進國內經濟的發展。另一方面加強自主型技術開發和創新的力度，從被動的出口導向戰略轉向主動的自主增長戰略，實現持久發展，使中國經濟從量的擴張轉向質的提高。

短期中，投資的增加會促進GDP和出口總額的增大，而GDP的增加卻抑制出口的擴大，出口在滯后一期內對GDP 增長起反向作用。由此說明我國經濟運行的機制是一個存在著多個單項和雙向關系的復雜體系，投資在短時間內可對GDP產生促進作用，卻不利于經濟長期穩定發展，出口不能引起GDP短期內的增長，但卻是經濟長期穩定增長的動力。因此政府制定政策時要提防“短視行為”，謹防采取粗放式發展模式，切勿通過盲目增加投資忽略出口，犧牲長期利益來實現短期的經濟增長。建議采取投資—出口—GDP途徑，通過對出口貿易產業進行融資，加快其產業結構升級，調節出口商品結構，使之符合經濟長期穩定發展的需要。

參考文獻:

[1] 吳緒亮. 國內生產總值、投資與消費的協整分析[J]. 統計與信息論壇， 2002， (11): 45-50

[2] 蘇盛安. 我國GDP、消費、投資和進出口貿易之間的協整分析[J].統計與決策，2005(5):83-85

[3] 廖涵.中國出口與經濟增長關系的實證分析[J].中南財經政法大學學報，2006(6):67-71

[4] 趙陵.中國出口導向型經濟增長的經驗分析[J].世界經濟，2001(8):15-20

[5] 許和連.出口導向經濟增長(ELG) 的經驗研究:綜述與評論[J].世界經濟2002(2):43-49

[6] P. K. Narayan. The saving and investment nexus for China: evidence from cointegration tests[J]. Applied Economics. 2005，(37): 1979-1990.

[7] Pesaran M.H， Pesaran B，1997. Working with Microfit 4.0[M]. Camfit Data Ltd，Cambridge

(特邀編審:滕建州)