楊 春， 李 箐

(1. 沈陽師范大學 國際商學院， 沈陽 110034； 2. 遼寧大學 亞澳商學院， 沈陽 110036)

改革開放三十多年來，我國對外貿(mào)易飛速增長，外貿(mào)總量從1978年的355億元人民幣增加到2007年的42 152億元人民幣，增長了118.73倍，雄踞世界對外貿(mào)易總量排名前3位。與其相伴隨的是我國國民經(jīng)濟呈高速增長態(tài)勢，國內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的3 645.22億元人民幣增加到2007年的65 468億元人民幣，增長了17.96倍。為了驗證我國對外貿(mào)易是否促進了經(jīng)濟的高速增長，本文將通過實證研究對1978—2007年我國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實際進口貿(mào)易總額和實際出口貿(mào)易總額的相關(guān)數(shù)據(jù)進行檢驗，希望能夠發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易發(fā)展和經(jīng)濟增長之間是否存在因果關(guān)系。

一、樣本數(shù)據(jù)選擇與描述分析

本文在進行計量經(jīng)濟學數(shù)據(jù)分析時所使用的樣本數(shù)據(jù)取自2007年《中國統(tǒng)計年鑒》和《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》中1978—2007年我國經(jīng)濟發(fā)展的數(shù)據(jù)，用零售商品價格指數(shù)(設(shè)1978年該指數(shù)為100)對國內(nèi)生產(chǎn)總值、進口總額和出口總額進行平減，以消除物價變動因素對三者的影響。由于數(shù)據(jù)原始的協(xié)整關(guān)系不但不會隨著對其進行自然對數(shù)變換而改變，而且可以線性化數(shù)據(jù)的趨勢，使異方差現(xiàn)象從時間序列數(shù)據(jù)中被清除[1]，因此，對實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實際出口總額和實際進口總額進行自然對數(shù)變換，并分別用lnRGDP、lnREX、lnRIM表示變換后的相應數(shù)據(jù)。文中所有數(shù)據(jù)采用Eviews 6.1軟件計算得出。

本文首先對樣本數(shù)據(jù)進行定性描述分析，以便得出對我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額樣本數(shù)據(jù)間關(guān)系的直觀的、感性的認識。圖1、2分別為1978—2007年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額的變化趨勢圖及它們的一階差分圖。表1為1978—2007年我國實際和用自然對數(shù)表示的國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額。

圖1 我國1978—2007年用自然對數(shù)表示的GDP、出口總額、進口總額變化趨勢圖

圖2 我國1978—2007年用自然對數(shù)表示的GDP、出口總額、進口總額一階差分圖

表1 1978—2007年我國實際和用自然對數(shù)表示的GDP、出口總額、進口總額 億元

數(shù)據(jù)來源：2007年《中國統(tǒng)計年鑒》、《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

從圖1、2和表1中可以看出，自1978年以來，我國對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長都保持著強勁的增長勢頭，各變量都有不斷增長的趨勢，并且變動的步調(diào)和方向較為一致。這說明我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額之間可能存在著較強的相關(guān)性。但對三者的自然對數(shù)值進行一階差分后，三個序列向上的趨勢消失。通過直觀判斷，我國原始的國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額的時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，但在一階差分后是平穩(wěn)的，這說明某種長期穩(wěn)定關(guān)系可能存在于各個變量之間。

二、樣本數(shù)據(jù)單位根的平穩(wěn)性檢驗

計量經(jīng)濟學的最新理論要求，進行協(xié)整檢驗應當首先對方程中將要出現(xiàn)的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗[2]。如果發(fā)現(xiàn)我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額的時間序列數(shù)據(jù)不隨時間的變化而變化，就說明這些數(shù)據(jù)存在時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 樣本數(shù)據(jù)單位根平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：差分算子用D代表；在1%的顯著性下平穩(wěn)以*代表，在5%的顯著性下平穩(wěn)用**代表；為了使殘差項為白噪聲加入了滯后項。

由表2可知，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額數(shù)據(jù)自然對數(shù)值的ADF統(tǒng)計量分別是-1.236 943，-2.650 292和-2.007 935，均大于各自10%顯著性水平的臨界值-3.225 334，表明序列是非平穩(wěn)的。但三者的自然對數(shù)值一階差分后，變量的ADF統(tǒng)計量分別是-3.520 637，-5.776 903和-3.677 682，均小于各自5%顯著性水平的臨界值-2.981 038，-2.976 263和-2.976 263，所以至少在95%的置信度下序列沒有單位根。因此，在5%的顯著性水平下，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進口總額自然對數(shù)值的一階差分都是一階單整序列，即I(1)序列，協(xié)整關(guān)系可能存在于用三者自然對數(shù)值所表示的變量之間。

三、樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

為了避免用EG兩步法所采用的普通最小二乘法對多變量系統(tǒng)中具有較強相關(guān)性的數(shù)據(jù)進行協(xié)整關(guān)系檢驗時導致的偽回歸多重共線性問題，進行協(xié)整檢驗時可以采用多變量系統(tǒng)極大似然估計法[3]?，F(xiàn)代計量經(jīng)濟學的大量實證研究表明，用這種方法對有較強相關(guān)關(guān)系的多變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗是科學可信的。這種協(xié)整關(guān)系檢驗方法屬于向量自回歸模型檢驗方法，只能在確定向量自回歸模型的結(jié)構(gòu)后，才能對具有較強相關(guān)關(guān)系的多變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，因此，先通過施瓦茨準則和赤池信息準則來選擇向量自回歸模型的滯后期[4]。按步驟從第五階到第一階仔細檢驗，發(fā)現(xiàn)赤池信息準則和施瓦茨準則的值達到最小時滯后期顯示為3，這說明向量自回歸(3)模型是最理想的計量模型。經(jīng)檢驗差分修正后的平穩(wěn)序列l(wèi)nREX、lnRIM和lnRGDP之間的協(xié)整關(guān)系，第三種協(xié)整方程形式比較合適，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 樣本數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

從表3可以看出，跡檢驗表明在5%顯著性水平上有1個協(xié)整關(guān)系，最大特征根檢驗表明在5%的顯著性水平上沒有協(xié)整關(guān)系，故可認為唯一的協(xié)整關(guān)系存在于變量lnREX、lnRIM和lnRGDP之間，協(xié)整方程為

ECM=lnRGDP+ 1.176lnRIM- 1.773lnREX-4.929

(0.2528) (0.2379)

括號內(nèi)的數(shù)值是回歸系數(shù)的標準差，對數(shù)似然值是118.842 5。對協(xié)整數(shù)列進行ADF單位根檢驗，結(jié)果如表4所示。

表4 協(xié)整數(shù)列ADF單位根檢驗結(jié)果

由表4可見，在5%顯著性水平上，通過單位根檢驗得到的ADF檢驗統(tǒng)計量臨界值A(chǔ)DF(N，N，l)=-2.979 014，小于5%臨界值-2.967 767，說明協(xié)整序列ECM已經(jīng)是平穩(wěn)序列[5]。雖然我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與進口總額、出口總額之間的時間序列數(shù)據(jù)關(guān)系是非平穩(wěn)的，但它們之間的線性組合卻是平穩(wěn)的，這充分說明一個長期穩(wěn)定的關(guān)系存在于三者之間。在這種關(guān)系中，出口的彈性是1.773，進口的彈性是1.176。從長期來看，它表示中國出口每增長1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增長1.773%；而進口每增長1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將減少1.176%。這些數(shù)據(jù)說明，我國對外貿(mào)易中出口對經(jīng)濟增長的貢獻非常大，而進口則對國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長有反向影響。

四、樣本數(shù)據(jù)的因果關(guān)系檢驗

雖然協(xié)整檢驗表明我國國內(nèi)生產(chǎn)總值和出口總額、進口總額之間存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系，但是這并不能說明三者之間就一定存在著因果關(guān)系，因而，還要對變量間的因果關(guān)系進行檢驗[6]7-11。20世紀70年代，格蘭杰提出了以其名字命名的格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法，目前絕大多數(shù)經(jīng)濟學家采用該方法對數(shù)據(jù)進行因果檢驗。協(xié)整方程ECM的格蘭杰因果檢驗結(jié)果見表5。

由表5的檢驗結(jié)果可以看出，出口貿(mào)易是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，進口貿(mào)易是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，進口貿(mào)易是出口貿(mào)易的格蘭杰原因。這表明短期內(nèi)對外貿(mào)易的增長確實促進了我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，但后者的快速增長還沒有實現(xiàn)對出口增長的規(guī)模經(jīng)濟效應；進口增長是出口增長的格蘭杰原因。這可能是因為改革開放30年來我國通過對外貿(mào)易引進了大量國外的科學管理方法、生產(chǎn)經(jīng)驗和先進技術(shù)，推動了技術(shù)進步和技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，提高了各部門尤其是與出口相關(guān)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，加速了出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化，從而使出口產(chǎn)品在國際市場上的競爭力增強，促進了出口的增長[7]。

表5 協(xié)整方程ECM的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

五、樣本數(shù)據(jù)的方差分解

用方差分解進行預測，就是將系統(tǒng)的預測均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量所作的貢獻，其主要思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量(共m個)的波動(k步預測均方誤差)按其成分分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個組成部分，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性[8]。格蘭杰因果檢驗揭示了因果關(guān)系存在于我國國內(nèi)生產(chǎn)總值和出口總額、進口總額3個變量之間，但并未明確三者從長期來看相互之間可能發(fā)生的影響，所以有必要對這些變量進行方差分解，以進一步考察未來可能發(fā)生的情況。

1. GDP方程的方差分解

GDP方程的方差分解結(jié)果見表6和圖3。

表6 GDP方程方差分解結(jié)果

圖3 GDP方程方差分解結(jié)果示意圖

表6和圖3表明，出口從第三期開始對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響顯著增加到5.29%，到第十期已經(jīng)增加到14.86%，說明從長期來看出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響非常重要[9]；進口從第三期開始對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響開始增加到2.03%，到第六期增加到6.23%后，又逐漸減少到第十期的5.20%，說明從長期來看進口對國內(nèi)生產(chǎn)總值雖然有影響但不是非常重要，并且隨著我國經(jīng)濟狀況的變化，進口的影響有下降的趨勢。

2. 出口貿(mào)易方程的方差分解

出口貿(mào)易方程的方差分解結(jié)果見表7和圖4。

表7 出口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果

圖4 出口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果示意圖

表7和圖4表明，進口對出口的影響從第二期開始突然增加到7.23%，到第三期增加到最高點8.51%后，開始逐漸減少到第十期的4.89%，這說明進口對出口雖然有影響，但從長期來看不是非常重要。國內(nèi)生產(chǎn)總值對出口的影響比較大，從第一期的51.32%開始增加到第十期的65.99%，這說明從長期來看國內(nèi)生產(chǎn)總值對出口的影響逐漸加強[10]224。

3. 進口貿(mào)易方程的方差分解

進口貿(mào)易方程的方差分解結(jié)果見表8和圖5。

表8 進口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果

圖5 進口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果示意圖

表8和圖5表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值對進口的影響從第二期開始突然增加到50.83%，并一直保持較大的影響直到第十期的65.77%，這說明從長期來看國內(nèi)生產(chǎn)總值對進口的影響非常重要。出口對進口的影響從第一期的16.72%逐漸增加到第十期的17.86%，這說明從長期來看出口對進口的影響不大。

六、結(jié) 論

通過上述計量分析可見，雖然我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與進口總額、出口總額之間的關(guān)系是非平穩(wěn)的，但三者之間的線性組合卻是平穩(wěn)的，并存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。在這種關(guān)系中，出口的彈性是1.773，進口的彈性是1.176。從長期來看，它表示中國出口每增長1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增長1.773%；而進口每增長1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將減少1.176%。這些數(shù)據(jù)說明，我國對外貿(mào)易中出口對經(jīng)濟增長的貢獻非常大，而進口則對我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長有反向影響[11]。雖然計量檢驗結(jié)果表明進口不會直接對國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長產(chǎn)生正向促進作用，但是進口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的間接促進作用卻不容忽視。資本品進口可以把國外具有先進科技水平的機器設(shè)備直接帶到國內(nèi)，這不但可以迅速提高勞動生產(chǎn)率而不必花費大量的人力、物力、財力和時間，而且更為重要的是可以通過對這些機械設(shè)備中所蘊含的先進技術(shù)的消化、吸收和改造而獲得技術(shù)溢出帶來的“后起者優(yōu)勢”，即把資本品引進與我國廉價勞動力相結(jié)合，形成新的出口產(chǎn)業(yè)。我國勞動力價格普遍較低，資本品引進使得技術(shù)水平相應提高，與廉價勞動力資源結(jié)合起來后更具后發(fā)成本優(yōu)勢，因而有利于完成跨越式發(fā)展，促進科技進步和經(jīng)濟增長。

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