我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系的協(xié)整研究

徐強(qiáng)

（安徽理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮南 232001）

我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間關(guān)系的協(xié)整研究

徐強(qiáng)

（安徽理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮南 232001）

為適應(yīng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新要求，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易間的關(guān)系問(wèn)題具有重要意義。研究表明：我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)落后于對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展；它們之間有長(zhǎng)、短期的均衡關(guān)系，存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和出口增長(zhǎng)是進(jìn)口增長(zhǎng)的單向格蘭杰原因；出口和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不同。對(duì)外貿(mào)易政策應(yīng)堅(jiān)持進(jìn)口與出口并重，提高進(jìn)口物品的使用效率，保持對(duì)外貿(mào)易平衡是有一定積極意義的。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；出口；進(jìn)口；協(xié)整研究

“十二五”規(guī)劃中指出，要適應(yīng)我國(guó)對(duì)外開放由出口和吸收外資為主轉(zhuǎn)向進(jìn)口和出口、吸收外資和對(duì)外投資并重的新形勢(shì)，必須實(shí)行更加積極主動(dòng)的開放戰(zhàn)略，不斷拓展新的開放領(lǐng)域和空間，擴(kuò)大和深化同各方利益的匯合點(diǎn)，完善更加適應(yīng)發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)要求的體制機(jī)制，有效防范風(fēng)險(xiǎn)，以開放促發(fā)展、促改革、促創(chuàng)新。據(jù)我國(guó)《2011年統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示：當(dāng)年出口18986億美元，進(jìn)口17435億美元，順差1551億美元；年末國(guó)家外匯儲(chǔ)備31811億美元，比上年末增加3338億美元，匯率比上年末升值5.1%；居民消費(fèi)價(jià)格平均比上年上漲5.4%?？陀^上在國(guó)民經(jīng)濟(jì)保持了持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展的同時(shí)，外匯儲(chǔ)備劇增、貿(mào)易摩擦不斷、人民幣升值壓力日增、美國(guó)信用評(píng)級(jí)下調(diào)下的外匯貶值風(fēng)險(xiǎn)與日俱增，國(guó)內(nèi)通脹又有高起之勢(shì)，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行風(fēng)險(xiǎn)在一定程度上聚集。這或許是長(zhǎng)期以來(lái)，對(duì)外貿(mào)易政策“重出口、輕進(jìn)口”的結(jié)果。因此，面對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新要求，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易間的關(guān)系問(wèn)題，即對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間有什么統(tǒng)計(jì)特征的問(wèn)題，不僅有重要的現(xiàn)實(shí)意義，而且有深遠(yuǎn)的理論意義。

一、文獻(xiàn)綜述

在理論上，對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系主要有三種觀點(diǎn)：促進(jìn)論、阻礙論和折衷論①劉志迎，郭雅清：《對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究述評(píng)》，《現(xiàn)代管理科學(xué)》2007年第1期，第55-56頁(yè)。。促進(jìn)論的代表羅伯特遜（1937）提出“對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)動(dòng)機(jī)”的命題；歐文·克拉維斯（1970）提出應(yīng)該把貿(mào)易擴(kuò)展形容為“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的侍女”。而普雷維什（1950）的“中心-外圍論”，巴格瓦蒂（1958）的“貧困化增長(zhǎng)”模型，以及Findlay（1984）對(duì)發(fā)動(dòng)機(jī)命題持完全否定的態(tài)度。Kravis（1970）提出了折衷的觀點(diǎn)。

目前，國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家們就對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問(wèn)題做了一定的實(shí)證研究。國(guó)外，哈佛大學(xué)的杰弗里·薩赫和安德魯·華納研究發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)70～80年代實(shí)行開放經(jīng)濟(jì)的國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率約是實(shí)行封閉經(jīng)濟(jì)的國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的3～7倍。IMF、WB、OECD以及其他一些機(jī)構(gòu)經(jīng)常引用這篇論文建議發(fā)展中國(guó)家開放其經(jīng)濟(jì)。世界銀行對(duì)包括東亞地區(qū)在內(nèi)的41個(gè)發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)的調(diào)查結(jié)果也支持開放經(jīng)濟(jì)的觀點(diǎn)。我國(guó)學(xué)者結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況，對(duì)此問(wèn)題的實(shí)證研究是從三個(gè)層面展開的：一是對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系視角。劉曉鵬（2001）②劉曉鵬：《協(xié)整分析與誤差修正模型—我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》2001年第5期，第53-56頁(yè)。，高峰等（2005）①高峰,范炳全,王金田：《我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系—基于誤差修正模型的實(shí)證分析》，《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》2005年第7期，第5-9頁(yè)。和楊斐等（2007）②楊斐,趙景峰,王凱：《中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究》，《人文雜志》2007年第1期，第72-77頁(yè)。等。二是單一進(jìn)（出）口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系視角。劉金全，李玉蓉（2002）③劉金全,李玉蓉：《中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出口驅(qū)動(dòng)假說(shuō)的實(shí)證檢驗(yàn)》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2002年第10期，第11-14頁(yè)。，劉媛媛（2005）④劉媛媛：《進(jìn)口對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)作用的實(shí)證分析》，《統(tǒng)計(jì)與信息論壇》2005年第9期，第71-74頁(yè)。和廖進(jìn)中，鄧海濱（2006）⑤廖進(jìn)中,鄧海濱：《進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):基于中國(guó)的實(shí)證研究》，《預(yù)測(cè)》2006年第11期，第22-26頁(yè)。，等等。三是區(qū)域范圍內(nèi)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系視角。冷眉，費(fèi)方域（2006）⑥冷眉,費(fèi)方域：《上海對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析》，《當(dāng)代財(cái)經(jīng)》2006年第1期，第103-107頁(yè)。，潘蘇，譚硯文（2007）⑦潘蘇,譚硯文：《廣東省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析》，《國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索》2007年第12期，第24-27頁(yè)。和楊韶艷，李波（2010）⑧楊韶艷,李波：《對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整及因果關(guān)》，《寧夏大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)》2010年第12期，第408-412頁(yè)。，等等。以上的研究歸結(jié)起來(lái)，主要有三個(gè)問(wèn)題：一是統(tǒng)計(jì)分析少、計(jì)量研究多，研究缺乏事實(shí)和理論基礎(chǔ)；二是樣本數(shù)據(jù)較少，導(dǎo)致研究結(jié)論的可靠性值得商榷；三是研究數(shù)據(jù)僅使用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和進(jìn)口（或出口）貿(mào)易的數(shù)據(jù)，研究存在一定的片面性。

筆者將基于數(shù)據(jù)生成（DGP）過(guò)程，運(yùn)用時(shí)間序列分析方法，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，探求對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用及程度；同時(shí)還力圖揭示其中所包含的政策含義，從而為制定更加科學(xué)合理的政策提供一些理論指導(dǎo)。最大的創(chuàng)新是根據(jù)系統(tǒng)理論，構(gòu)建了適用開放經(jīng)濟(jì)條件下研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易的分析框架，并發(fā)現(xiàn)出口和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不同。

二、研究方案的設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011》和《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，選取1952～2010年間的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（億元）、出口X（億元）和進(jìn)口M（億元）等三個(gè)變量的年度數(shù)據(jù)。為消除價(jià)格水平波動(dòng)的影響，分別選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)（1952年=100）對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1952年=100）對(duì)出口和進(jìn)口進(jìn)行了平減處理，確保數(shù)據(jù)符合科學(xué)性原則⑨徐強(qiáng)：《中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距來(lái)源的統(tǒng)計(jì)剖析》，《統(tǒng)計(jì)與決策》2011年第21期，第113-116頁(yè)。；并且又對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口和進(jìn)口取對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)Y、LX和LM。

（二）模型設(shè)定的依據(jù)

所研究的課題主要有三個(gè)基本依據(jù)：一是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易間的事實(shí)依據(jù)；二是系統(tǒng)論的理論依據(jù)；三是協(xié)整理論的方法論依據(jù)。關(guān)于第一點(diǎn)基本的事實(shí)是：從1952年至今，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和對(duì)外貿(mào)易都得到長(zhǎng)足的發(fā)展，反之在“理性人”假設(shè)的前提下，如果貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)沒有益處，那為什么幾十年來(lái)我國(guó)還要發(fā)展貿(mào)易呢？即事實(shí)上不僅僅是出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的作用，或許進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是有促進(jìn)作用的。系統(tǒng)理論科學(xué)諸學(xué)科都是著眼于世界的復(fù)雜性，系統(tǒng)科學(xué)的一般理論可簡(jiǎn)單概括如下：所謂系統(tǒng)是指由兩個(gè)或兩個(gè)以上的元素（要素）相互作用而形成的整體，可以把復(fù)雜性方法論分為整體性原則和動(dòng)態(tài)性原則。根據(jù)系統(tǒng)理論的基本原則，經(jīng)濟(jì)本身也是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)，可以用圖1來(lái)描述國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與對(duì)外貿(mào)易間的理論關(guān)系。即在開放的經(jīng)濟(jì)條件下，經(jīng)濟(jì)社會(huì)（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）主要通過(guò)出口和進(jìn)口與世界經(jīng)濟(jì)發(fā)生聯(lián)系，因此假定在其它條件不變的條件下，可以構(gòu)建反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的對(duì)數(shù)線性模型。再又由于經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列往往都是非平穩(wěn)的，經(jīng)典的回歸模型是建立在平穩(wěn)數(shù)據(jù)變量基礎(chǔ)上的，否則會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”等諸多問(wèn)題，而協(xié)整理論恰好可以解決這些問(wèn)題，是實(shí)證研究的有力方法論工具之一。

圖1 GDP與對(duì)外貿(mào)易間的理論關(guān)系

三、實(shí)證研究

（一）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)描述

在1952～2010年間隨著國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的不斷提高，對(duì)外貿(mào)易也有較大幅度的提升。就國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)說(shuō)，名義量從679.0億元逐年遞增至401202.0億元，期間增加了400523.0億元，增長(zhǎng)了590.9倍，年均增長(zhǎng)率為11.63%；扣除價(jià)格水平上漲后，實(shí)際量從679.0億元逐年遞增至65897.5億元，增加了65218.5億元，增長(zhǎng)了97.1倍，年均增長(zhǎng)率為8.21%。就對(duì)外貿(mào)易來(lái)說(shuō)，一是進(jìn)出口貿(mào)易總額的名義量從64.6億元逐年遞增至201722.1億元，期間增加了201657.5億元，增長(zhǎng)了3122.6倍，年均增長(zhǎng)率為14.88%；扣除價(jià)格水平上漲后，進(jìn)出口貿(mào)易總額的實(shí)際量從64.6億元逐年遞增至30034.6億元，增加了29970.0億元，增長(zhǎng)了464.9倍，年均增長(zhǎng)率為11.17%；二是出口貿(mào)易的名義量從27.1億元逐年遞增至107022.8億元，期間增加了106995.7億元，增長(zhǎng)了3949.2倍，年均增長(zhǎng)率為15.35%；扣除價(jià)格水平上漲后，出口貿(mào)易的實(shí)際量從27.1億元逐年遞增至15934.7億元，增加了15907.6億元，增長(zhǎng)了588.0倍，年均增長(zhǎng)率為11.62%；三是進(jìn)口貿(mào)易的名義量從37.5億元逐年遞增至94699.3億元，期間增加了94661.8億元，增長(zhǎng)了2525.3倍，年均增長(zhǎng)率為14.46%；扣除價(jià)格水平上漲后，進(jìn)口貿(mào)易的實(shí)際量從37.5億元逐年遞增至14099.8億元，增加了14062.3億元，增長(zhǎng)了376倍，年均增長(zhǎng)率為10.76%。貿(mào)易依存度也共同展現(xiàn)出逐波攀升的態(tài)勢(shì)：1952～1971年間略有下降，1971年最低時(shí)對(duì)外貿(mào)易依存度為4.66%；1972年以后呈逐級(jí)上升的趨勢(shì)，2006年最高時(shí)達(dá)54.67%，具體情況見圖2。圖2中ftr表示對(duì)外貿(mào)易依存度，即是當(dāng)年進(jìn)出口貿(mào)易總額/當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；xtr表示出口貿(mào)易依存度，即是當(dāng)年出口貿(mào)易額/當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；mtr表示進(jìn)口貿(mào)易依存度，即是當(dāng)年進(jìn)口貿(mào)易額/當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

圖2 1952-2010年間對(duì)外貿(mào)易依存度情況

（二）協(xié)整研究

1.單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用軟件Eviews6.0的ADF①D.A.D ickey and W.A.Fu ller：Distribution of Estim ators for Au toregressive Time Series with a Unit Root，Journal of the American Statistical Association,vol.74,June 1979,pp:427-431.方法檢驗(yàn)，對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，滯后階數(shù)采用SIC準(zhǔn)則自動(dòng)確定（最大滯后階數(shù)設(shè)定為10），結(jié)果如表1。

表1 序列數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由上表可知，原序列LY、LX和LM的ADF檢驗(yàn)值均大于1%和5%顯著水平下臨界值；LY、LX和LM經(jīng)一階差分后序列的檢驗(yàn)值均小于1%和5%顯著水平下臨界值，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)、出口對(duì)數(shù)、和進(jìn)口對(duì)數(shù)的原序列都不是平穩(wěn)的時(shí)間序列，而分別是一階單整序列，可依次記為：LYt～I(xiàn)（1）、LXt～I(xiàn)（1）和LMt～I(xiàn)（1）。

2.協(xié)整分析

（1）模型構(gòu)建

經(jīng)反復(fù)試驗(yàn)運(yùn)用協(xié)整回歸法，可分別估計(jì)出如下方程：

注：***表示通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)；**表示通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)；*表示通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)；下同。

從回歸結(jié)果（2）式可以看出，可決系數(shù)達(dá)到0.998以上，F(xiàn)值也很大，這說(shuō)明模型擬合很好；各參數(shù)統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值都大于5%顯著水平下的臨界值，說(shuō)明所選擇的解釋變量都很顯著；經(jīng)lm檢驗(yàn)不存在自相關(guān)；又經(jīng)arch檢驗(yàn)也不存在異方差；滯后項(xiàng)的存在說(shuō)明經(jīng)濟(jì)本身是一個(gè)有機(jī)的系統(tǒng)。因此，說(shuō)明建立的對(duì)數(shù)模型能通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，模型有一定的解釋能力。

又由（2）式可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易之間存在緊密的關(guān)系，也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅受到出口和進(jìn)口貿(mào)易的影響，而且還受到前一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)口的共同影響。具體是：當(dāng)本期出口和本期進(jìn)口分別增長(zhǎng)1%，經(jīng)濟(jì)亦同方向分別增長(zhǎng)0.1447%和0.147%；當(dāng)上期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1%,也會(huì)引起本期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.8775%；但當(dāng)前一期進(jìn)口增長(zhǎng)1%，反而會(huì)造成本期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降0.2091%，這或許是進(jìn)口品使用效率不高、重復(fù)進(jìn)口或引進(jìn)的結(jié)果。同時(shí)可知，LY關(guān)于LX的長(zhǎng)期彈性為1.1812，是富于彈性的；關(guān)于LM的長(zhǎng)期彈性為-0.5069，是缺乏彈性的。就長(zhǎng)期而言，出口和進(jìn)口分別增長(zhǎng)1%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用分別是1.1812%和-0.5069%，即在長(zhǎng)期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用而言，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極作用，而進(jìn)口是消極作用。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用EG檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)與出口對(duì)數(shù)、進(jìn)口對(duì)數(shù)等三變量之間的協(xié)整性，結(jié)果如表2。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從上表可以看出，序列εt的ADF值都小于1%和5%顯著性水平的臨界值，于是可以判定殘差序列εt是平穩(wěn)序列，即：εt～I(xiàn)（0）。結(jié)合前文得出的結(jié)論：LYt～I(xiàn)（1）、LXt～I(xiàn)（1）和LMt～I(xiàn)（1），可以得出三變量之間的確具有協(xié)整性，它們之間也的確存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

3.誤差修正模型的建立

以殘差項(xiàng)序列εt作為誤差修正項(xiàng)，可建立誤差修正模型如下：

在（3）式中，各檢驗(yàn)均能通過(guò)，且殘差序列穩(wěn)定。在模型中各差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響。這樣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期波動(dòng)，一部分是長(zhǎng)期均衡。依據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，短期當(dāng)期出口增長(zhǎng)的1%變化，將引起當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的相同方向0.1412%的變化；短期當(dāng)期進(jìn)口增長(zhǎng)的1%變化，將引起當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的相同方向0.1221%的變化；短期前一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的1%變化，將引起當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的相同方向0.891%的變化；短期前一期進(jìn)口增長(zhǎng)的1%變化，卻引起當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的相反方向0.1807%的變化；ecm項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值-0.7614看，調(diào)整力度是很大的：若t-1時(shí)刻出口、進(jìn)口等沖擊使得國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值大于其長(zhǎng)期均衡解，ecm為正，則使得ΔLYt減少；否則，會(huì)發(fā)生相反的調(diào)節(jié)，亦體現(xiàn)了短期非均衡誤差對(duì)LYt的控制。又由（3）式可知LY關(guān)于LX的短期彈性為1.2954，也是富于彈性的；關(guān)于LM的短期彈性為-0.6293，也是缺乏彈性的。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為揭示變量間在時(shí)間上相互的影響關(guān)系，利用格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由上表可知，在一期滯后5%的顯著性水平下，分別發(fā)現(xiàn)：LY不是LX和LM的格蘭杰原因，同時(shí)LX與LM也不是LY的格蘭杰原因，LX與LM間互不存在格蘭杰原因；在二期滯后5%的顯著性水平下，又分別發(fā)現(xiàn)：LX與LM不是LY的格蘭杰原因，LY不是LX的格蘭杰原因，LY卻是LM的格蘭杰原因，LM不是LX的格蘭杰原因，LX卻是LM的格蘭杰原因；在三期滯后5%的顯著性水平下，亦又分別發(fā)現(xiàn)：LX與LM也不是LY的格蘭杰原因，LY也不是LX與LM的格蘭杰原因，LX與LM間也互不存在格蘭杰原因。

因此，可以說(shuō)LY、LX和LM間存在一定程度單向的格蘭杰因果關(guān)系，即LY是LM的格蘭杰原因，LX是LM的格蘭杰原因。這也就是說(shuō)，理論上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)進(jìn)口增長(zhǎng)，出口增長(zhǎng)也會(huì)促進(jìn)進(jìn)口增長(zhǎng)。

四、結(jié)論與建議

根據(jù)上述分析，可得出的結(jié)論和建議有：

一是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)落后于對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。在考察期內(nèi)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的實(shí)際量從679.0億元逐年遞增至65897.5億元，增加了65218.5億元，增長(zhǎng)了97.1倍，年均增長(zhǎng)率為8.21%；進(jìn)出口總額的實(shí)際量從64.6億元逐年遞增至30034.6億元，增加了29970.0億元，增長(zhǎng)了464.9倍，年均增長(zhǎng)率為11.17%；出口貿(mào)易的實(shí)際量從27.1億元逐年遞增至15934.7億元，增加了15907.6億元，增長(zhǎng)了588.0倍，年均增長(zhǎng)率為11.62%；進(jìn)口貿(mào)易的實(shí)際量從37.5億元逐年遞增至14099.8億元，增加了14062.3億元，增長(zhǎng)了376倍，年均增長(zhǎng)率為10.76%。因此，就增長(zhǎng)的程度和發(fā)展的速度來(lái)說(shuō)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值都無(wú)法與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易等相提并論。

二是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與出口和進(jìn)口之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且進(jìn)口會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定積極作用。當(dāng)它們間的關(guān)系偏離長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡值時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)自動(dòng)地向均衡方向調(diào)整。這說(shuō)明長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)要受出口增長(zhǎng)和進(jìn)口增長(zhǎng)等因素的共同影響。因此就可能性來(lái)說(shuō)，若要刺激經(jīng)濟(jì)較長(zhǎng)期地增長(zhǎng)，必須考慮從長(zhǎng)期來(lái)考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口和進(jìn)口間的協(xié)調(diào)關(guān)系，即在長(zhǎng)期也只有在長(zhǎng)期，不能一味地強(qiáng)調(diào)出口貿(mào)易的作用，必須也要重視進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，協(xié)調(diào)好對(duì)外貿(mào)易政策。

三是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與出口和進(jìn)口之間也存在著短期的波動(dòng)關(guān)系，反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期內(nèi)容易受到出口、進(jìn)口、政策調(diào)整和預(yù)期等外部沖擊的影響而發(fā)生一定幅度的波動(dòng)。

四是出口和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不同。在長(zhǎng)期，出口和進(jìn)口分別增長(zhǎng)1%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用分別是1.1812%和-0.5069%；在短期，出口和進(jìn)口分別增長(zhǎng)1%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用分別是1.2954%和-0.6293%。但是，不能因此否定進(jìn)口貿(mào)易的積極作用：無(wú)論在長(zhǎng)期還是短期，當(dāng)期進(jìn)口增長(zhǎng)分別會(huì)引起經(jīng)濟(jì)同向增長(zhǎng)0.147%和0.1221%。進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果起消極作用主要是前一期進(jìn)口起的相反作用。因此，必須要肯定進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的影響，提高進(jìn)口物品的使用效率。對(duì)外貿(mào)易政策是到了該調(diào)整的時(shí)候了，應(yīng)堅(jiān)持進(jìn)口與出口并重，這樣才有可能有效防范外匯貶值風(fēng)險(xiǎn)，減少貿(mào)易摩擦，緩解人民幣升值壓力。

五是在一定程度上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)進(jìn)口增長(zhǎng)，出口增長(zhǎng)也會(huì)促進(jìn)進(jìn)口增長(zhǎng)，即LY是LM的格蘭杰原因，LX是LM的格蘭杰原因。也就是從理論上來(lái)說(shuō)，一方面，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不斷地刺激進(jìn)口的增長(zhǎng)；另一方面，出口增長(zhǎng)也在不斷地刺激進(jìn)口增長(zhǎng)，這卻是一定程度的單向格蘭杰因果原因，統(tǒng)計(jì)上也顯著。在實(shí)踐層面，那種限制進(jìn)口，鼓勵(lì)出口的政策確實(shí)是缺乏依據(jù)的，政府應(yīng)要大力氣保護(hù)進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和出口間的協(xié)調(diào)性，這樣是對(duì)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定和和諧發(fā)展的最好選擇，而不應(yīng)該過(guò)度地制定干預(yù)對(duì)外貿(mào)易的政策，特別是制定限制進(jìn)口貿(mào)易的政策。

A cointegration research on the relationship between foreign trade and ecnomic growth in china

XU Qiang

Accommodating the new demand of the national economy development and solving development predicament of the foreign trade，there is an important significance to make a study on the relationship between economic growth and foreign trade.It is found that the economic growth can not compare with the development of foreign trade,and there are long-term equilibrium and short-term equilibrium relationship between them,and there is also one-way granger causality from economic grow th and export growth to import grow th.As the import degree is concerted,export and import are different to the economic grow th in long-term and short-term.The paper proposes the policy recommendations that foreign trade policy must pay equal attention to import and export,and improve the efficiency in the use of imported goods,thus keep the foreign trade balance that should be have positive significance.

econom ic growth;GDP;export;import;cointegration research

F752.1

A

1009-9530(2012)05-0004-04

2012-04-11

徐強(qiáng)（1971-），男，安徽理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)分析。