本文作者：張璐艷 單位：寧波大學

一、文獻綜述

對外貿(mào)易是否促進經(jīng)濟增長一直是經(jīng)濟學界爭論的焦點。關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長相互關(guān)系的研究大體上存在三種觀點:促進論、阻礙論、折衷論。國內(nèi)外許多經(jīng)濟學者對此做了大量的實證研究,由于采用的研究方法和研究范圍及采用的數(shù)據(jù)不同,實證研究得出的結(jié)論也各不相同。國外學者的實證研究中,Kaldor指出,經(jīng)濟增長使生產(chǎn)成本降低,有利于對外貿(mào)易;Ghartey指出,經(jīng)濟增長就能帶來出口的增加;Balassa采用橫截面數(shù)據(jù)分析10個國家的出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系,得出出口引致經(jīng)濟增長的結(jié)論。Michaely的研究發(fā)現(xiàn)出口對經(jīng)濟增長的促進有一個臨界發(fā)達水平,在臨界發(fā)達水平的兩側(cè),出口對經(jīng)濟增長的作用大不相同,經(jīng)濟發(fā)達國家的出口對經(jīng)濟增長的作用較為明顯。同時,在對外貿(mào)易是否能促進經(jīng)濟增長的問題上,國內(nèi)學者也做了大量的實證研究。總的來說,對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在著高度相關(guān)關(guān)系,但對外貿(mào)易在不同國家的不同地區(qū)不同時期有著不同的重要性,它既不是增長的充分條件也不是必要條件。鑒于此,本文在分析前人研究成果的基礎上,利用協(xié)整檢驗、誤差修正模型、Granger因果檢驗等方法,從不同的角度分析對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響。

二、實證分析

1.變量與樣本數(shù)據(jù)的選取。本文選取三個變量作為研究對象,即國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、出口額(EX)、進口額(IM)。分析所采用的樣本取自于1988~2006年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于有關(guān)各年的《寧波統(tǒng)計年鑒》,為了確保數(shù)據(jù)的可比性,用城市居民消費價格指數(shù)(1988年=100)對各個年度的GDP數(shù)據(jù)進行平減,平減后得到RGDP。進出口額分別用當年平均匯率換算為以人民幣為單位的進出口額,然后再用城市居民消費價格指數(shù)進行平減,得到REX和RIM。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差,對平減過的各變量取自然對數(shù),得到三個變量LNGDP、LNEX、LNIM。

2.單位根檢驗。根據(jù)計量經(jīng)濟學理論,在利用OLS對計量經(jīng)濟模型進行估計時,如果時間序列為非平穩(wěn)序列,則容易產(chǎn)生偽回歸,從而使模型不能真實地反映解釋變量和被解釋變量的關(guān)系。因此,為了防止出現(xiàn)偽回歸,首先應對變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。首先觀察LnG、LnEX、LnIM的時間序列圖(圖1),發(fā)現(xiàn)其表現(xiàn)出非平穩(wěn)的特征,而且其變化特征比較相似,即有同趨勢性。再觀察LnG、LnEX、LnIM的一階差分序列△LnG、△L-nEX、△LnIM(圖2),發(fā)現(xiàn)其表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征。下面用ADF(AugmentDikey-Fuller)方法對各變量進行單位根檢驗(本文所有的檢驗都用Eviews5.1軟件完成)。由表1可見,所有變量時間序列都是非平穩(wěn)的,而所有的變量時間序列的一階差分都是平穩(wěn)的,故它們均為一階單整序列,變量之間符合存在協(xié)整關(guān)系的條件。

3.協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗是用來檢驗非平穩(wěn)變量之間是否存在長期均衡的關(guān)系。本文采用JJ方法進行協(xié)整檢驗,JJ方法適用于多個協(xié)整關(guān)系的估計和檢驗。在進行JOHANSEN協(xié)整檢驗時,首先應確定一個合理的滯后階數(shù),以防出現(xiàn)偽協(xié)整。JO-HANSEN檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)p來確定。在選擇滯后階數(shù)p時,一方面要使滯后階數(shù)足夠大,以完整地反映模型的動態(tài)特征;另一方面,滯后階數(shù)又不能太大,以免降低模型的自由度。根據(jù)AIC原則和SC原則并結(jié)合LR檢驗,得到VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2,因此協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。檢驗結(jié)果如表2所示。的檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著水平下,三個變量之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系,說明在樣本區(qū)間內(nèi),寧波市的經(jīng)濟增長與進出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。取標準化的協(xié)整向量,得到以下協(xié)整關(guān)系表達式:（公式略）調(diào)整系數(shù)值較高表明模型擬合優(yōu)度較好,F統(tǒng)計值表明方程總體通過顯著性檢驗。從(1)式可以看出,出口對經(jīng)濟增長的彈性約為0.414,即出口每增加1%可以帶來41.3%GDP增長,進口對經(jīng)濟增長的彈性約為0.015,即進口每增加1%可以帶來1.5%的GDP增長,說明進出口對寧波市經(jīng)濟增長具有正向的拉動作用,并且出口對經(jīng)濟增長的促進作用遠大于進口對經(jīng)濟增長的促進作用,從而支持了出口促進經(jīng)濟增長的假說,但也不能忽視進口對經(jīng)濟的增長作用。

4.向量誤差修正模型。根據(jù)格蘭杰定理,一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定有誤差修正型的表達式存在。而如果變量存在協(xié)整關(guān)系,則我們可以建立包括誤差修正項在內(nèi)的誤差修正模型,以此來研究模型的短期動態(tài)情況,誤差修正項的大小表明了從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度。由協(xié)整關(guān)系式可得誤差修正項:EC=LnGDP-0.413794LnEX-0.015375LnIM-3.834458(2)以ΔLnGDP為被解釋變量,以誤差修正項ECt-1(作為非均衡誤差)、ΔLnEX、ΔLnIM及其各階滯后為解釋變量,用OLS嘗試剔除不顯著變量的影響,得到如下誤差修正模型:（公式略）(3)式中,第一組括號中的數(shù)字為標準差,第二組括號中的數(shù)字為t統(tǒng)計量的值。t統(tǒng)計值表明,回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗,且似然值較大,AIC、SC值較小,說明模型擬合效果較好。結(jié)果表明,滯后一期的進口短期變動對LNGDP存在反向影響,滯后一期的出口對LNGDP存在正向影響,兩者系數(shù)的絕對值相比較,出口比進口大,表明出口對經(jīng)濟的拉動作用大于對進口的擠出作用。誤差修正系數(shù)約為-0.152,符合反向修正機制,即進出口以15.2%的調(diào)整比例幅度從反向向長期均衡狀態(tài)調(diào)整,對下年GDP增長產(chǎn)生影響。

5.Granger因果關(guān)系檢驗。由協(xié)整檢驗結(jié)果可知,寧波市進口、出口與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,即是由于進口、出口的增加帶來了經(jīng)濟的增長,還是由于經(jīng)濟的增長帶來了進口、出口的增長,是由于進口的增長帶來了出口的增長,還是由于出口的增長帶來了進口的增長,則需要進一步驗證。本文采用Granger因果關(guān)系檢驗法對進口、出口及經(jīng)濟增長之間是否存在因果關(guān)系進行檢驗。P概率值的含義是,拒絕原假設而出現(xiàn)第一類錯誤的概率。P概率值越小,拒絕原假設而出現(xiàn)第一類錯誤越小,故拒絕原假設概率越大。對外貿(mào)易進口不是經(jīng)濟增長的Granger原因,但經(jīng)濟增長卻是進口的Granger原因,說明隨著寧波市經(jīng)濟的增長,加大了對外貿(mào)易進口。對外貿(mào)易出口與經(jīng)濟增長之間互為因果關(guān)系,表明寧波市經(jīng)濟具有典型的“出口驅(qū)動型經(jīng)濟增長特征”,出口的增加導致經(jīng)濟的增長,經(jīng)濟增長反過來又促進更多的企業(yè)加大出口,產(chǎn)生了明顯的反饋作用,經(jīng)濟增長是出口增加的原因。對外貿(mào)易出口是進口的Granger原因,而進口不是出口的Granger原因,即寧波市對外貿(mào)易出口的擴張加大了進口的力度,由于經(jīng)濟增長與出口的雙向拉動作用,因此寧波市進口也顯示出強勁的增長趨勢。