進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)的統(tǒng)計檢驗

孫愛軍，秦蓀濤

（1.南京大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，南京 210093；2.浙江財經(jīng)學(xué)院，杭州 310018）

0 引言

長期以來，在評價對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)時，無論是理論的研究還是實踐的運作，人們都把關(guān)注的焦點放在出口或是貿(mào)易順差上，認(rèn)為只有出口才對經(jīng)濟增長起推動作用，只有貿(mào)易順差對經(jīng)濟增長才有積極作用。重商主義理論、凱恩斯的“對外貿(mào)易乘數(shù)理論”等認(rèn)為出口和消費、投資都是帶動國民經(jīng)濟增長的增量因子，而進(jìn)口則是經(jīng)濟增長的減量因子。中國的對外貿(mào)易政策也一直強采用出口補貼和出口退稅等鼓勵措施促進(jìn)出口，將出口換匯額作為考核地方政府業(yè)績的指標(biāo)之一，對于進(jìn)口則采用關(guān)稅、配額等貿(mào)易壁壘進(jìn)行限制，產(chǎn)能被導(dǎo)向外需，大量的資源流向外需，形成高度依賴出口的經(jīng)濟。隨著貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭和其他發(fā)展中國家制造業(yè)的興起，中國的已有外貿(mào)主導(dǎo)型經(jīng)濟模式受到挑戰(zhàn)，國際金融危機的擴散和蔓延，使世界經(jīng)濟下行和衰退的趨勢日趨明顯，出口貿(mào)易下降，為降低能源消耗并減少對出口的依賴度，中國必須轉(zhuǎn)變轉(zhuǎn)變貿(mào)易方式、重視進(jìn)口的作用才能增加內(nèi)需，保障經(jīng)濟持續(xù)增長。

回顧國內(nèi)外研究現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者對全國的進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行研究較多，對于省級區(qū)域的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究較少。事實上由于我國各地區(qū)經(jīng)濟和貿(mào)易發(fā)展水平不同，各地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系可能與中國整體的特征相異，因此本文選用浙江省的貿(mào)易數(shù)據(jù)，做實證分析，量化省域進(jìn)口貿(mào)易與增長，對于制定和實施符合中國省情的外貿(mào)政策，具有一定的普遍意義。

1 理論與方法

1.1 平穩(wěn)性檢驗

中國經(jīng)濟高速增長率的時間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，決定著回歸模型的適用性。為檢驗數(shù)據(jù)的時間序列特征，采用擴大的Dickey-Fuller(ADP)和Phillips-Person(PP)的單位根法來檢驗各變量一階差分的平穩(wěn)性水平。ADF單位根檢驗過程基于OLS回歸式

式中T表示線性時間趨勢。檢驗Zt（序列為I(1)）中存在一個單位根的零假設(shè)相當(dāng)于檢驗等式中α1=0的假設(shè)。如果α1顯著小于0，則存在一個單位根的零假設(shè)被拒絕。ADF的檢驗表明，我們不能拒絕每個序列都不平穩(wěn)的零假設(shè)。作為進(jìn)一步的檢驗，我們對所有變量的一階差分進(jìn)行檢驗時，ADF的檢驗結(jié)果都表明所有變量都是一階差分平穩(wěn)的，也就是屬于序列I(1)。因此，它們滿足構(gòu)造協(xié)整方程組的必要條件，回歸時才不會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。

1.2 協(xié)整關(guān)系檢驗的原理

協(xié)整（Cointegration）分析理論是近年來處理非平穩(wěn)經(jīng)濟時間序列之間長期均衡關(guān)系和短期波動的有力工具。其基本思想是，如果兩個或兩個以上的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某個線性組合卻是平穩(wěn)的，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系（協(xié)整關(guān)系）。協(xié)整分析的經(jīng)濟意義在于，對于兩個或以上具有各自長期波動規(guī)律的變量，如果它們之間是協(xié)整的，則它們之間存在一個長期的均衡關(guān)系。而基于協(xié)整理論的誤差修正模型（ECM），則可以反映短期內(nèi)系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度，即采用長期均衡誤差作為短期波動的修正項，從而得到關(guān)于偏離程度的調(diào)整信息。

1.3 誤差修正模型

根據(jù)Granger表述定理，協(xié)整系統(tǒng)有三種等價的表達(dá)形式：向量自回歸、移動平均MA和誤差修正模型，其中最能直接描述短期波動與長期均衡的綜合，其應(yīng)用最為普遍。因為把變量的水平值和變量的差分有機結(jié)合在一起，充分利用這兩者提供的信息，被解釋變量的變動是由較穩(wěn)定的長期趨勢和短期波動所決定的，從長期看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。對于一組具有協(xié)整關(guān)系的變量建立誤差修正模型的基本步驟如下：

第一步，求模型

得到k0、k1的估計值和殘差值ut

第二步，對△yt=β0+α·ecmt-1+β△xt-1+εt進(jìn)行參數(shù)估計，即可實現(xiàn)對誤差修正模型的估計。

2 實證分析

2.1 進(jìn)口與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計分析

2.1.1 進(jìn)口彈性分析

為了揭示進(jìn)口增長對經(jīng)濟增長的作用大小，可對進(jìn)口彈性進(jìn)行分析。進(jìn)口彈性是GDP增長率與進(jìn)口增長率之比，即進(jìn)口增長一個百分點帶動經(jīng)濟增長的百分點數(shù)。1986～2008年浙江省各個時期經(jīng)濟發(fā)展的變動相對比較平穩(wěn)，GDP增長率與進(jìn)口增長率之間呈正相關(guān)關(guān)系，以1986年為基準(zhǔn)，按可比價格計算，1986～2008的進(jìn)口彈性系數(shù)平均為0.174，主要是由于1997年浙江出臺一系列的有關(guān)促進(jìn)進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展政策，改進(jìn)全省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，有力地拉動經(jīng)濟的快速增長。

表1 1986～2008年的進(jìn)口彈性（以1986年為基準(zhǔn),按可比價格計算）

由表1可知，1986～2008年，浙江省單純進(jìn)口貿(mào)易一項對經(jīng)濟增長的拉動度為2.01%。

2.1.2 進(jìn)口和浙江省GDP的現(xiàn)狀分析

首先，從總體上看，浙江省進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展迅速，從1986年的2.0163億美元增加到2008年的568.4227億美元，以1986為不變價衡量，年均增長27.8%，高于GDP年均增長速度(5.05%)。從LGDP與LM散點圖可以看出，變量LGDP與LM之間的散點圖顯示出較強的正相關(guān)關(guān)系，表明進(jìn)口對經(jīng)濟增長有明顯的促進(jìn)作用。其次，進(jìn)口增長率與GDP增長率的變動方向和步調(diào)較為一致。在進(jìn)口增長速度快的年份，經(jīng)濟增長率呈上升趨勢，而在進(jìn)口增長速度放慢的年份，經(jīng)濟增長率也呈下降趨勢。只是進(jìn)口增長率的變化幅度更大，而且其在時間上有先于GDP增長率變化的趨勢。很明顯，進(jìn)口增長促進(jìn)了經(jīng)濟增長。

表2 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

2.1.3 進(jìn)口與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析

（1）ADF 檢驗

本文采用ADF檢驗法對變量LGDP和LM以及它們的差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，用EViews軟件，檢驗結(jié)果如表2所示。由表2可知，變量LGDP和LM是非平穩(wěn)的，一階差分后是平穩(wěn)的，即LGDP與LM是1階單整序列，由此可進(jìn)一步檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。

（2）協(xié)整檢驗

本文采用EG法對變量進(jìn)行協(xié)整分析。由于變量LGDP與LM是I(1)序列，可用OLS法進(jìn)行協(xié)整回歸，得到的協(xié)整方程如下：

其中，R2=0.9262，Adj-R2=0.9227，F(xiàn)=263.6276， 伴隨概率是0，說明模型成立，擬合優(yōu)度較高，。若變量序列LGDP與LM存在協(xié)整關(guān)系，則模型估計式(1)的殘差序列應(yīng)具有平穩(wěn)性，對其做單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果顯示，殘差序列E的ADF檢驗統(tǒng)計量為-2.2391，小于顯著水平為5%的臨界值，殘差序列E為平穩(wěn)序列，這表明變量LGDP與LM之間存在協(xié)整關(guān)系。

（3）Granger因果關(guān)系檢驗

基于以上誤差修正模型，即可檢驗進(jìn)口與經(jīng)濟增長的長期與短期Granger因果關(guān)系。我們根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)對各變量的Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。

檢驗結(jié)果顯示，在一階滯后情況下，GDP不是進(jìn)口的Granger原因，進(jìn)口是GDP的Granger原因，表明進(jìn)口在當(dāng)期促進(jìn)GDP的增長；在二階滯后情況下，GDP與進(jìn)口互為Granger原因，說明進(jìn)口與GDP在滯后兩期后互相有促進(jìn)作用，進(jìn)口的外溢效應(yīng)體現(xiàn)出來；在三、四階滯后情況下，GDP與進(jìn)口沒有Granger因果關(guān)系；從五階滯后開始起，進(jìn)口不是GDP的Granger原因，說明進(jìn)口的效應(yīng)已經(jīng)衰減，但GDP是進(jìn)口的Granger原因，浙江有經(jīng)濟實力進(jìn)口，這一結(jié)論意味著，浙江省的經(jīng)濟實力提高，是進(jìn)口的經(jīng)濟基礎(chǔ)和強有力的動因。

（4）誤差修正模型及方差分解

為了進(jìn)一步解釋進(jìn)口與經(jīng)濟增長之間的短期動態(tài)關(guān)系，在進(jìn)行協(xié)整檢驗之后需要建立誤差修正模型。因為序列LGDP與LM之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，所以可以建立如下誤差修正模型。

其中，括號內(nèi)上一行為t統(tǒng)計量，ecm表示誤差修正項，擬合優(yōu)度為 0.4821，F(xiàn)統(tǒng)計量為 8.8449，其伴隨概率為0.0019，表明模型總體上成立。并且各個變量的顯著性檢驗也通過。

回歸結(jié)果表明，短期內(nèi)進(jìn)口增加時，對GDP增加的影響顯著，每增加1%，GDP相應(yīng)增加8.23%。誤差修正項包含著變量的過去值對現(xiàn)在值影響的信息。這一系數(shù)顯著，意味著上一期的均衡誤差修正項在決定GDP的當(dāng)前增長中起重要作用，這說明從長期來看，進(jìn)口是浙江GDP增長的原因，進(jìn)口貿(mào)易帶來國內(nèi)缺乏的產(chǎn)品、新的技術(shù)和先進(jìn)設(shè)備，帶動消費，促進(jìn)中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整等等，通過這些直接或間接的影響，極大地促進(jìn)了浙江經(jīng)濟的增長。從系數(shù)估計值（-0.2197）來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時候，將以26.51%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，符合反向調(diào)節(jié)機制。

（5）脈沖響應(yīng)及方差分解

首先建立VAR模型，如果被估計的VAR模型所有根模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的。

建立的VAR模型如下：

其次，脈沖響應(yīng)函數(shù)是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)前和未來取之的影響。LGDP對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差信息立刻有較強反映，產(chǎn)出增加了約0.32，到第2、3期達(dá)到最高水平，然后開始下降，經(jīng)濟增長有一個慣性，也與政府重視GDP的增長相一致。來自進(jìn)口的影響當(dāng)期就開始產(chǎn)生影響，持續(xù)增加到第六期才開始衰減，與進(jìn)口對經(jīng)濟增長的漸進(jìn)影響過程一致。

最后，為了更好地定量把握變量之間的影響關(guān)系，運用方差分解方法來考察各個擾動項對GDP的貢獻(xiàn)度，Cholesky因子分解的順序為(LGDP LM），排在第一個變量的第一期分解完全依賴于它自己的擾動項，在表3中，預(yù)測誤差（S.E.）是在給定預(yù)測水平上的變量的預(yù)測誤差，其余兩列顯示了每個擾動項所引起的預(yù)測方差所占的比重，均是百分?jǐn)?shù)，每行加起來的值是100，各個時期的具體數(shù)值見下表，進(jìn)口對GDP的增長有滯后效應(yīng)，時期越長，對GDP的貢獻(xiàn)度越大，當(dāng)期的貢獻(xiàn)度為0，滯后一期就達(dá)2.143%，最高時是在滯后10期，高達(dá)28.6275%，印證了進(jìn)口對經(jīng)濟增長的累積效應(yīng)。不同的時期的貢獻(xiàn)度見表3。

表3 方差分解表

3 結(jié)論與相關(guān)的政策建議

以上分析可以看出，浙江省進(jìn)口對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)從1985～2006年的平均為0.174，對經(jīng)濟增長的平均拉動度為2.01%。浙江的GDP和進(jìn)口額之間存在格蘭杰因果關(guān)系，存在長期均衡關(guān)系,誤差修正項的系數(shù)為-0.2197，符合反向修正機制，進(jìn)口額與GDP與長期均衡值的偏差中的26.51%得到調(diào)整，從長期看，進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟增長。進(jìn)口對GDP的增長有滯后效應(yīng)，時期越長，對GDP的貢獻(xiàn)度越大，當(dāng)期的貢獻(xiàn)度為0，滯后一期達(dá)1.7742%，且呈逐期增強趨勢。在出口下降，經(jīng)濟下行的風(fēng)險較大之際，認(rèn)識進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，浙江在經(jīng)濟實力較好的前提下，可以主動加大進(jìn)口力度，改變傳統(tǒng)的單純依靠出口拉動經(jīng)濟增長的模式。

本文的政策涵義是顯然的，浙江要樹立進(jìn)出口并重的現(xiàn)代意識，統(tǒng)籌進(jìn)出口發(fā)展全局，在世界經(jīng)濟波動之際，通過進(jìn)口先進(jìn)的產(chǎn)品、技術(shù)和設(shè)備，快速提高省域企業(yè)的技術(shù)水平，參與全球的資源配置，在省內(nèi)和省間形成競爭氛圍，在國內(nèi)形成比較優(yōu)勢推動省域企業(yè)發(fā)展，加速產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與升級，促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展。在注重進(jìn)口規(guī)模增長的同時，要引導(dǎo)優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，提升對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)度，結(jié)合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，做好戰(zhàn)略性資源商品和關(guān)鍵技術(shù)的進(jìn)口調(diào)控，應(yīng)避免低水平、重復(fù)引進(jìn)，以利于技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)調(diào)整，堅持走引進(jìn)、吸收、創(chuàng)新的可持續(xù)發(fā)展道路，實現(xiàn)浙江省進(jìn)口貿(mào)易的有序發(fā)展與對外貿(mào)易均衡。

[1]Coe D，Helpman E.Internationa1 R&D Spillovers[J].European Economic Review,1995,39.

[2]Keller W.How Trade Patterns and Technology Flows Affect Productivity Growth[C].NBER Working Paper,1999，6990.

[3]劉曉鵬.協(xié)整分析與誤差修正模型—我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究[J].南開經(jīng)濟研究,2001,(5).

[4]張亞斌,易紅星,林金開.進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證分析[J].財經(jīng)理論與實踐,2002,11(23).

[5]呂世平,汪來喜.正確認(rèn)識進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用[J].經(jīng)濟經(jīng)緯,2003,(3).

[6]彭斯達(dá),陳繼勇,楊余.我國對外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的相關(guān)性比較[J].國際貿(mào)易問題,2008,(3).

[7]尹敬東.外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn):中國經(jīng)濟增長奇跡的需求解析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2007,(10).

[8]沈利生.我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化不利于節(jié)能降耗[J].管理世界,2007,(10).

[9]張冰,金戈.進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的研究綜述[J].對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報,2007,(2).

[10]夏英祝，金澤虎.中國對外貿(mào)易學(xué)[M].合肥：安徽大學(xué)出版社,2009

[12]Freedman,Martin，Jaggi,Bikki.，An Analysis of the Association between Pollution Disclosure and Economic Performance[J].Accounting,Auditing&Accountability Journal,1988，(16).

[13]張曉峒.計量經(jīng)濟學(xué)軟件EViews使用指南[M].天津:南開大學(xué)出版社,2004.