四川外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析

姚壽福，張華

(西華大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，四川 成都 610039)

一、引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史已經(jīng)表明，投資、消費(fèi)和對外貿(mào)易是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的三架馬車，因此，從理論上看，對外貿(mào)易應(yīng)該對一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有重要的影響。在實(shí)踐中，對外貿(mào)易一直被作為我國和各地方政府的重要的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的措施。改革開放以來，在經(jīng)濟(jì)高速增長的過程中，我國的對外貿(mào)易得到了持續(xù)高速增長。但從實(shí)證分析方面，外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的作用，進(jìn)口、出口對經(jīng)濟(jì)增長的作用等并沒有獲得一致的結(jié)論，有的研究認(rèn)為外貿(mào)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，且互為因果關(guān)系，但有的研究卻得到了外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)全球化日益深化的時代，對外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系認(rèn)識不清，將導(dǎo)致錯誤的政策和行動，既不利于外貿(mào)的健康、持續(xù)發(fā)展，也不利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長。而對四川省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究還比較少。因此，很有必要加強(qiáng)這方面的研究，以使四川的外貿(mào)獲得較快、健康的發(fā)展，促進(jìn)四川經(jīng)濟(jì)又好又快增長。

二、文獻(xiàn)回顧與評價(jià)

由于外貿(mào)是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)，國內(nèi)外學(xué)者對貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系都進(jìn)行了比較多的研究。國外學(xué)者的研究側(cè)重于驗(yàn)證出口導(dǎo)向經(jīng)濟(jì)增長(export lead growth，ELG)假設(shè)命題在不同國家是否成立。大多數(shù)學(xué)者的實(shí)證研究都支持ELG假設(shè)命題。Maizels(1963)運(yùn)用秩相關(guān)檢驗(yàn)方法對7個工業(yè)化國家1899－1959年的制造業(yè)出口平均增長與產(chǎn)出增長的關(guān)系進(jìn)行研究，得到了支持ELG假設(shè)的結(jié)論［1］。Machaely(1977)對41個發(fā)展中國家或地區(qū)1950—1973年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，得到的結(jié)論在發(fā)展中國家或地區(qū)ELG假設(shè)命題的成立是有條件的，即經(jīng)濟(jì)增長達(dá)到一定水平后，該假設(shè)才成立［2］。Balassa(1978)利用11個工業(yè)化國家在1960－1966年和1966－1973年期間的數(shù)據(jù)，運(yùn)用秩相關(guān)檢驗(yàn)分析了實(shí)際GDP平均增長與實(shí)際出口平均增長之間的關(guān)系，得出出口對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用的結(jié)論［3］。Feder(1982)運(yùn)用OLS方法，連同投資占GDP的平均比重、人口平均增長和外資占GDP的比例等變量，在一個總體生產(chǎn)函數(shù)中分析了實(shí)際GDP平均增長與出口占GDP比重的平均變化率之間的關(guān)系，支持 ELG假設(shè)［4］。Kavoussi(1984)把73個發(fā)展中國家或地區(qū)分成中等收入和低收入兩組樣本，采用1960－1978年的數(shù)據(jù)利用Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析，得到了ELG假設(shè)命題在不同收入組都成立的結(jié)論［5］。MeNab和Moore(1998)運(yùn)用三階段OLS方法分析74個發(fā)展中國家1963－1973年和1973－1985年兩個時期的數(shù)據(jù)，結(jié)果證明了兩個時期都支持ELG假設(shè)命題［6］。有的學(xué)者采用Granger因果檢驗(yàn)方法對出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)(CHOW，1987;Jung and Marshal，1985)，結(jié)果證明ELG 假設(shè)命題并不完全成立［6，7］。

在國內(nèi)，由于我國和各地的外貿(mào)和經(jīng)濟(jì)的高速增長，其相互關(guān)系問題也得到了很多專家學(xué)者的關(guān)注，并進(jìn)行了大量實(shí)證研究。唐志(2007)通過對我國外貿(mào)建立向量誤差修正模型的分析，認(rèn)為無論是長期還是短期，外貿(mào)對我國經(jīng)濟(jì)增長都具有正的影響［8］。孫敬水(2007)通過進(jìn)口貿(mào)易與我國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的分析，發(fā)現(xiàn)表明二者之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系，進(jìn)口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長具有很強(qiáng)的促進(jìn)作用［9］。趙陵、宋少華和宋泓明(2001)的研究則發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)中國的出口促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但長期內(nèi)這種效應(yīng)并不明顯［10］。許啟發(fā)和蔣翠俠(2002)的分析表明，盡管對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，但單純的進(jìn)口或出口都不是經(jīng)濟(jì)增長的原因，進(jìn)出口總量卻是經(jīng)濟(jì)增長的原因［11］。有的學(xué)者還對我國的有關(guān)省、市、自治區(qū)的外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。孫敬水、高玲芬等(2005)對浙江省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，認(rèn)為浙江省經(jīng)濟(jì)增長與出口、進(jìn)口、消費(fèi)和投資之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，出口、消費(fèi)和投資明顯地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長影響不大［12］，而朱春蘭(2006)的研究表明浙江省進(jìn)口無論在長期還是短期都是經(jīng)濟(jì)增長的原因［13］。張燦亭等(2006)對江蘇省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系［14］。馬宇(2009)對天津市外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究后發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長有顯著地促進(jìn)作用，而出口的影響不顯著［15］。丁寶根，閆婭(2009)對山東省進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究表明進(jìn)口貿(mào)易對山東省經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用［16］。

對四川外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究方面，劉雄(2007)分析了四川外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，分析它們之間具有長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，出口對GDP有明顯的正影響，GDP對出口有較強(qiáng)的彈性［17］。陳國藩，劉瑜(2008)的分析表明，四川出口、進(jìn)口、凈出口等與GDP之間不存在Granger因果關(guān)系，且只有滯后項(xiàng)才有影響，估計(jì)的誤差修正系數(shù)為－1.2094［18］。霍偉東，鄧國營(2005)分析則表明，進(jìn)口、出口對四川經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)都有拉動作用［19］。潘德平，盧陽春等采用簡單回歸分析方法研究四川出口依存度與與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，認(rèn)為提高外貿(mào)依存度可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長［20］。

從上述文獻(xiàn)可以看出，由于采用的研究方法不同，在數(shù)據(jù)處理方面可能存在某些不足或樣本區(qū)間取舍不同，對同樣問題在不同地區(qū)和同一個地區(qū)的研究結(jié)論存在很大的差異，這對于有關(guān)部門制訂政策是不利的。本文將采用時間序列方法方法，利用較長的時間序列數(shù)據(jù)，對四川省進(jìn)口、出口、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，分析進(jìn)口、出口和進(jìn)出口對四川經(jīng)濟(jì)增長的影響，驗(yàn)證ELG假設(shè)命題在四川省是否成立。

三、數(shù)據(jù)、方法與實(shí)證分析過程

(一)樣本數(shù)據(jù)與研究方法

在本文分析中，采用的樣本數(shù)據(jù)是1978年到2009年的32年的年度數(shù)據(jù)。為了使分析的GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的數(shù)據(jù)之間具有可比性，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。數(shù)據(jù)處理的方法與過程是:首先把以美元計(jì)量的進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的數(shù)據(jù)按中國人民銀行公布的美元與人民幣的年平均匯率進(jìn)行折算，轉(zhuǎn)化為以人民幣計(jì)量的序列數(shù)據(jù);其次，把各年的GDP、進(jìn)出口總額、出口總額和進(jìn)口總額數(shù)據(jù)除以相應(yīng)年份的以1978年為100的物價(jià)指數(shù)，使調(diào)整后的序列具有可比性。在研究方法方面，采用時間序列分析方法，對GDP、進(jìn)出口總額、出口總額和進(jìn)口總額序列進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、變量的協(xié)整關(guān)系分析和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，并在分析的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型。

在實(shí)證分析過程中，各變量的符號如下:GDP代表四川省的經(jīng)濟(jì)增長，JCKZ代表四川的進(jìn)出口總額;JKZ代表四川的進(jìn)口總額;CKZ代表四川的出口總額，這4個序列的對數(shù)序列分別用LGDP、LJCKZ、LJKZ 和 LCKZ 表示。ΔLGDP、ΔLJCKZ、ΔLJKZ和ΔLCKZ分別表示各系列的對數(shù)1階差分序列。通過簡單的描述統(tǒng)計(jì)分析，可以看出，四川省的GDP與進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額及出口總額之間存在很高的相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)均在0.95以上。其中GDP與進(jìn)出口總額的相關(guān)系數(shù)為0.9651，GDP與進(jìn)口總額的相關(guān)系數(shù)為0.9734，GDP與出口總額的相關(guān)系數(shù)為0.9541。當(dāng)然，進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額相互之間也存在著高度相關(guān)關(guān)系。而且GDP表現(xiàn)出長期上升的趨勢(見圖1)，而進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額在某一個時期表現(xiàn)出上升趨勢，在有的時期呈現(xiàn)出下降趨勢，但3個時間序列都存在著隨時間變化而出現(xiàn)比較一致的變化趨勢(見圖1)。在下面的分析中，分析的基礎(chǔ)模型為:

式(1)中:β0、β1、β2和 β3為待估計(jì)參數(shù)，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

圖1 四川GDP與進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額及出口總額的變化趨勢

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從圖1可以看出，GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的時間序列在不同的時間段表現(xiàn)出或持續(xù)上升或持續(xù)下降的趨勢，因此都是非平穩(wěn)序列。如果對其直接進(jìn)行回歸分析，就會產(chǎn)生偽回歸問題［21］。當(dāng)然，對其是否為平穩(wěn)序列，需要進(jìn)行嚴(yán)格檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)。經(jīng)過試算和檢驗(yàn)，GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額及其對數(shù)的時間序列都是非平穩(wěn)序列。在5%的顯著性水平下，LJCKZ、LJKZ和LCKZ序列都是1階平穩(wěn)序列，而LGDP為2階平穩(wěn)序列。不同序列的ADF檢驗(yàn)值和在不同顯著性水平下的檢驗(yàn)臨界值見表1，各系列的一階差分序列變化趨勢見圖2。

表1 GDP與進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額及出口總額序列的ADF檢驗(yàn)

圖2 1978年以來四川GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的對數(shù)一階差分走勢

(三)變量的協(xié)整關(guān)系分析與ECM模型

經(jīng)過 ADF檢驗(yàn)，證明 LGDP、LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列都是非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過1階差分后，LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列都成為了平穩(wěn)序列，而LGDP需要經(jīng)過2階差分才能成為平穩(wěn)序列。因此，可以對LGDP、LJCKZ、LJKZ和 LCKZ序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整方法是分析非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間數(shù)量關(guān)系的最主要工具之一。由于對非平穩(wěn)序列經(jīng)過差分轉(zhuǎn)變成平穩(wěn)序列后，差分后的序列會使原序列失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是非常必要的，因此需要用協(xié)整方法來解決此問題。雖然LGDP、LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列是具有不同單整階數(shù)的平穩(wěn)序列，根據(jù)協(xié)整理論，它們通過線性組合可能成為一個低階單整變量，即可能存在協(xié)整關(guān)系，或者說它們之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系［1］。對多變量序列的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)采用Johansen方法檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)的模型為:

其中:εt為平穩(wěn)序列。

檢驗(yàn)時，根據(jù)AIC值，選擇變量滯后2期的模型。經(jīng)過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，它們之間存在協(xié)整關(guān)系(見表2)，而且存在2個協(xié)整方程。檢驗(yàn)表明四川省的經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

取標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量，得到如下的協(xié)整方程:

經(jīng)過對該協(xié)整方程的殘差項(xiàng)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，et序列的 ADF= －3.409954 ＜ －1.9544=ADF0.05，因此，該殘差項(xiàng)為無截距項(xiàng)、無趨勢項(xiàng)的平穩(wěn)序列。因此，其長期均衡模型(括號內(nèi)為T統(tǒng)計(jì)量)為:

經(jīng)過檢驗(yàn)，所估計(jì)的模型擬合得很好，不存在序列相關(guān)，各解釋變量對LGDP的影響顯著。上述長期均衡模型表明，外貿(mào)對四川經(jīng)濟(jì)增長的影響主要表現(xiàn)在出口方面，進(jìn)口和進(jìn)出口總額的影響都不顯著。四川省出口總額增長1個百分點(diǎn)，四川的GDP平均增加0.0524個百分點(diǎn)。模型還表明，經(jīng)濟(jì)增長的慣性影響比較大，前期GDP增長1個百分點(diǎn)，本期的GDP將平均增長0.929個百分點(diǎn)。由于LGDP和LJCKZ、LCKZ、LJKZ序列之間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以對LGDP建立如下誤差修正模型(ECM)。

上述誤差修正模型表明，前1期的GDP增長率增加一個百分點(diǎn)，將使得本期的GDP增長率增加0.917個百分點(diǎn);本期的出口總額增加一個百分點(diǎn)，將使得本期的GDP增長率增加0.052個百分點(diǎn)。協(xié)整關(guān)系表明，當(dāng)國內(nèi)產(chǎn)出超出國外需求時，誤差修正項(xiàng)會降低當(dāng)期國內(nèi)產(chǎn)出，即當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將會以0.68199的速率將其拉回到均衡狀態(tài)，表明長期均衡對短期波動的影響比較大。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

對 LGDP、LJCKZ、LCKZ和 LJKZ變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，即檢驗(yàn) LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量是否是LGDP的Granger原因。采用的是wald檢驗(yàn)。對LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量的差分滯后項(xiàng)的變量聯(lián)合顯著性wald結(jié)果顯示，LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量的差分滯后1期和2期的p值都在0.58以上，因此在不能拒絕LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量不是LGDP的Granger原因的原假設(shè)，這意味著四川的進(jìn)口、出口和進(jìn)出口都不是GDP的短期 Granger原因。而對 LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量差分項(xiàng)的當(dāng)期進(jìn)行wald檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)LJCKZ、LCKZ和 LJKZ是 LGDP的短期 Granger原因。由于其誤差修正項(xiàng)顯著，所以進(jìn)口、出口和進(jìn)出口是GDP的長期Granger原因，這意味著進(jìn)口、出口和進(jìn)出口的波動通過一段時期后才會對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生影響。

四、結(jié)論與建議

通過對四川省進(jìn)口、出口、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析，我們可以得到如下結(jié)論:

(1)四川省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而且證明了ELG假設(shè)命題在四川省是成立的。

(2)四川省外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)主要來自出口的作用，當(dāng)期的出口總額增加1個百分點(diǎn)，四川的GDP將平均增加0.0524個百分點(diǎn)，而進(jìn)口、進(jìn)出口和出口的滯后期對四川經(jīng)濟(jì)增長的影響不明顯，即不存在滯后效應(yīng)。對四川經(jīng)濟(jì)增長來說，經(jīng)濟(jì)增長的慣性作用明顯大于外貿(mào)的影響。

(3)從估計(jì)的ECM模型可以看出，誤差修正系數(shù)為－0.68199，這表明長期均衡對短期波動的影響比較大。雖然Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，在短期內(nèi)，四川外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在Granger因果關(guān)系，但由于其誤差修正項(xiàng)顯著，進(jìn)口、出口和進(jìn)出口的波動需要通過一段時期后才會對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生影響。所以長期來看，進(jìn)口、出口和進(jìn)出口仍然是GDP的Granger原因。

因此，對四川經(jīng)濟(jì)增長來說，應(yīng)重視投資、消費(fèi)和外貿(mào)等各方面對經(jīng)濟(jì)增長的影響，而不應(yīng)太多關(guān)注外貿(mào)的短期影響，但需要從長期、戰(zhàn)略的高度重視外貿(mào)工作，進(jìn)一步通過技術(shù)創(chuàng)新提高出口質(zhì)量。當(dāng)然在重視出口的時候也要重視進(jìn)口，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。

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