廣州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究

摘要：綜合運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等相關(guān)檢驗(yàn)方法， 從進(jìn)口額和出口額兩個(gè)方面就廣州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證分析，得出5%的顯著水平下廣州的進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的Granger因果關(guān)系，進(jìn)出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系。以此結(jié)論提出相應(yīng)的建議。

關(guān)鍵詞：協(xié)整檢驗(yàn) 對(duì)外貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

運(yùn)用不同的檢驗(yàn)方法分析對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系會(huì)得出不一致的結(jié)論。協(xié)整理論用于研究多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的均衡關(guān)系，因其克服了偽回歸現(xiàn)象，故適用于檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。廣州對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)數(shù)列，采用協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行分析研究，有利于揭示廣州進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，從而提出相應(yīng)建議。

一、指標(biāo)的選取

在指標(biāo)選取上，選擇1995年—2012年廣州地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（Export）＼進(jìn)口額（Import）三個(gè)指標(biāo)，具體數(shù)據(jù)以1996年—2013年的《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》為準(zhǔn)（見(jiàn)表1）。

因以人民幣衡量的生產(chǎn)總值會(huì)受到國(guó)內(nèi)外政策與環(huán)境的影響，所以在數(shù)據(jù)分析中，將人民幣為單位的名義值用當(dāng)年統(tǒng)計(jì)局公布的中間價(jià)格轉(zhuǎn)化成為以美元為單位的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

二、ADF單位根檢驗(yàn)

用地區(qū)生產(chǎn)總值gdp衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，ex為出口額， im為進(jìn)口額。因?yàn)楦髦笜?biāo)存在異方差問(wèn)題，也為了獲取相對(duì)平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，所以對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，即lngdp、lnex、lnim。這些變量各自具有相同的趨勢(shì)，說(shuō)明三個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)兩者間可能存在協(xié)整關(guān)系。可采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)進(jìn)行時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。對(duì)于每個(gè)指標(biāo)構(gòu)成的時(shí)間序列可以采用如下檢驗(yàn)方程進(jìn)行分析： Δyt=μ+βtγyt-1+ζ1Δyt-1

其中Δyt=yt-yt-1，μ為截距項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表2是廣州各指標(biāo)ADF檢驗(yàn)的結(jié)果。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，取對(duì)數(shù)后廣州的lnex、lnim、lngdp不能在5%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設(shè)，而其一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設(shè)，因此取對(duì)數(shù)后廣州生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額都是I（1）單位根的時(shí)間序列，可以用它們做長(zhǎng)期協(xié)整分析。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

采用Johansen極大似然估計(jì)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。先確立VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為 2，由此可知協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)階數(shù)為1，也就是說(shuō)，上一期的進(jìn)出口額對(duì)本期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的影響。其次是對(duì)lngdp、Lnex、Lnim進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3 可以看出，在 5%顯著水平下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口額之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，其對(duì)應(yīng)協(xié)整關(guān)系式為：

Lngdpt=0.823484lnext+0.422141nimt +μt

（0.13651） （0.05457）

對(duì)殘差項(xiàng)μ進(jìn)行單位根的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，ADF的統(tǒng)計(jì)量小于5%置信水平的臨界值，序列項(xiàng)μ是平穩(wěn)的，因此變量lngdp、Lnex、Lnim之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在這種均衡關(guān)系中，廣州出口額和進(jìn)口額都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，這說(shuō)明隨著進(jìn)出口額的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)也隨之增長(zhǎng)。由結(jié)果可知，lnex關(guān)于lngdp的長(zhǎng)期彈性為0.8235，表示廣州出口貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1%，廣州GDP會(huì)增長(zhǎng)0.8235%左右。Lnim關(guān)于lngdp的長(zhǎng)期彈性為0.42，表示廣州進(jìn)口貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1%，廣州GDP會(huì)增長(zhǎng)0.42%左右?？梢?jiàn)，廣州出口貿(mào)易額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大于廣州進(jìn)口貿(mào)易額的貢獻(xiàn)。

四、Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)用以顯示變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但卻不能檢驗(yàn)這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，這還需要使用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)。從前面的分析可知，協(xié)整模型的滯后量均為2，取對(duì)數(shù)后的廣州對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額和GDP的Granger因果關(guān)系見(jiàn)表4。

由Granger因果分析可知，在5%的顯著水平下廣州的對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的Granger因果關(guān)系，說(shuō)明出口額和進(jìn)口額是廣州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的Granger原因，反之不成立。另外，進(jìn)出口額之間存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與建議

綜合運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等相關(guān)檢驗(yàn)方法可知，廣州對(duì)外貿(mào)易發(fā)展是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素之一。究其原因，首先是廣州進(jìn)出口額的快速增長(zhǎng)通過(guò)不同的機(jī)制促進(jìn)了廣州經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。同時(shí)，由于出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)直接的促進(jìn)作用， 出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用肯定要明顯于進(jìn)口。其次， 由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是進(jìn)出口額的原因，在一定程度上說(shuō)明廣州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尚未實(shí)現(xiàn)對(duì)進(jìn)出口額增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，進(jìn)出口增長(zhǎng)在很大程度上是由于對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策推動(dòng)而得以實(shí)現(xiàn)的。

廣州進(jìn)出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)的作用。相關(guān)部門(mén)應(yīng)利用國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的機(jī)會(huì)，優(yōu)化進(jìn)出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)和地理分布、改善貿(mào)易的條件，用以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]李子奈，葉阿忠.高等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：清華大學(xué)出版社，2000

[2]熊焰，趙鐵山.新加坡貿(mào)易收支之謎的協(xié)整分析[J].中南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2005（1）

[3]Hoover Causality in Macro-

economics[M]. Cambridge： Cambri-

dge University Press， 2001：46

〔本文系廣州市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃2013年項(xiàng)目“廣州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證研究”（項(xiàng)目編號(hào)：13G43）階段性成果〕

（申文青，1977年生，河南省洛陽(yáng)市人，廣州大學(xué)松田學(xué)院管理學(xué)系副教授。研究方向：戰(zhàn)略與組織管理研究）endprint

摘要：綜合運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等相關(guān)檢驗(yàn)方法， 從進(jìn)口額和出口額兩個(gè)方面就廣州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證分析，得出5%的顯著水平下廣州的進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的Granger因果關(guān)系，進(jìn)出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系。以此結(jié)論提出相應(yīng)的建議。

關(guān)鍵詞：協(xié)整檢驗(yàn) 對(duì)外貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

運(yùn)用不同的檢驗(yàn)方法分析對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系會(huì)得出不一致的結(jié)論。協(xié)整理論用于研究多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的均衡關(guān)系，因其克服了偽回歸現(xiàn)象，故適用于檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。廣州對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)數(shù)列，采用協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行分析研究，有利于揭示廣州進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，從而提出相應(yīng)建議。

一、指標(biāo)的選取

在指標(biāo)選取上，選擇1995年—2012年廣州地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（Export）＼進(jìn)口額（Import）三個(gè)指標(biāo)，具體數(shù)據(jù)以1996年—2013年的《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》為準(zhǔn)（見(jiàn)表1）。

因以人民幣衡量的生產(chǎn)總值會(huì)受到國(guó)內(nèi)外政策與環(huán)境的影響，所以在數(shù)據(jù)分析中，將人民幣為單位的名義值用當(dāng)年統(tǒng)計(jì)局公布的中間價(jià)格轉(zhuǎn)化成為以美元為單位的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

二、ADF單位根檢驗(yàn)

用地區(qū)生產(chǎn)總值gdp衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，ex為出口額， im為進(jìn)口額。因?yàn)楦髦笜?biāo)存在異方差問(wèn)題，也為了獲取相對(duì)平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，所以對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，即lngdp、lnex、lnim。這些變量各自具有相同的趨勢(shì)，說(shuō)明三個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)兩者間可能存在協(xié)整關(guān)系。可采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)進(jìn)行時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。對(duì)于每個(gè)指標(biāo)構(gòu)成的時(shí)間序列可以采用如下檢驗(yàn)方程進(jìn)行分析： Δyt=μ+βtγyt-1+ζ1Δyt-1

其中Δyt=yt-yt-1，μ為截距項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表2是廣州各指標(biāo)ADF檢驗(yàn)的結(jié)果。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，取對(duì)數(shù)后廣州的lnex、lnim、lngdp不能在5%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設(shè)，而其一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設(shè)，因此取對(duì)數(shù)后廣州生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額都是I（1）單位根的時(shí)間序列，可以用它們做長(zhǎng)期協(xié)整分析。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

采用Johansen極大似然估計(jì)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。先確立VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為 2，由此可知協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)階數(shù)為1，也就是說(shuō)，上一期的進(jìn)出口額對(duì)本期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的影響。其次是對(duì)lngdp、Lnex、Lnim進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3 可以看出，在 5%顯著水平下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口額之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，其對(duì)應(yīng)協(xié)整關(guān)系式為：

Lngdpt=0.823484lnext+0.422141nimt +μt

（0.13651） （0.05457）

對(duì)殘差項(xiàng)μ進(jìn)行單位根的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，ADF的統(tǒng)計(jì)量小于5%置信水平的臨界值，序列項(xiàng)μ是平穩(wěn)的，因此變量lngdp、Lnex、Lnim之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在這種均衡關(guān)系中，廣州出口額和進(jìn)口額都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，這說(shuō)明隨著進(jìn)出口額的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)也隨之增長(zhǎng)。由結(jié)果可知，lnex關(guān)于lngdp的長(zhǎng)期彈性為0.8235，表示廣州出口貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1%，廣州GDP會(huì)增長(zhǎng)0.8235%左右。Lnim關(guān)于lngdp的長(zhǎng)期彈性為0.42，表示廣州進(jìn)口貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1%，廣州GDP會(huì)增長(zhǎng)0.42%左右?？梢?jiàn)，廣州出口貿(mào)易額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大于廣州進(jìn)口貿(mào)易額的貢獻(xiàn)。

四、Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)用以顯示變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但卻不能檢驗(yàn)這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，這還需要使用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)。從前面的分析可知，協(xié)整模型的滯后量均為2，取對(duì)數(shù)后的廣州對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額和GDP的Granger因果關(guān)系見(jiàn)表4。

由Granger因果分析可知，在5%的顯著水平下廣州的對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的Granger因果關(guān)系，說(shuō)明出口額和進(jìn)口額是廣州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的Granger原因，反之不成立。另外，進(jìn)出口額之間存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與建議

綜合運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等相關(guān)檢驗(yàn)方法可知，廣州對(duì)外貿(mào)易發(fā)展是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素之一。究其原因，首先是廣州進(jìn)出口額的快速增長(zhǎng)通過(guò)不同的機(jī)制促進(jìn)了廣州經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。同時(shí)，由于出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)直接的促進(jìn)作用， 出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用肯定要明顯于進(jìn)口。其次， 由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是進(jìn)出口額的原因，在一定程度上說(shuō)明廣州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尚未實(shí)現(xiàn)對(duì)進(jìn)出口額增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，進(jìn)出口增長(zhǎng)在很大程度上是由于對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策推動(dòng)而得以實(shí)現(xiàn)的。

廣州進(jìn)出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)的作用。相關(guān)部門(mén)應(yīng)利用國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的機(jī)會(huì)，優(yōu)化進(jìn)出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)和地理分布、改善貿(mào)易的條件，用以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]李子奈，葉阿忠.高等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：清華大學(xué)出版社，2000

[2]熊焰，趙鐵山.新加坡貿(mào)易收支之謎的協(xié)整分析[J].中南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2005（1）

[3]Hoover Causality in Macro-

economics[M]. Cambridge： Cambri-

dge University Press， 2001：46

〔本文系廣州市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃2013年項(xiàng)目“廣州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證研究”（項(xiàng)目編號(hào)：13G43）階段性成果〕

（申文青，1977年生，河南省洛陽(yáng)市人，廣州大學(xué)松田學(xué)院管理學(xué)系副教授。研究方向：戰(zhàn)略與組織管理研究）endprint

摘要：綜合運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等相關(guān)檢驗(yàn)方法， 從進(jìn)口額和出口額兩個(gè)方面就廣州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證分析，得出5%的顯著水平下廣州的進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的Granger因果關(guān)系，進(jìn)出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系。以此結(jié)論提出相應(yīng)的建議。

關(guān)鍵詞：協(xié)整檢驗(yàn) 對(duì)外貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

運(yùn)用不同的檢驗(yàn)方法分析對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系會(huì)得出不一致的結(jié)論。協(xié)整理論用于研究多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的均衡關(guān)系，因其克服了偽回歸現(xiàn)象，故適用于檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。廣州對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)數(shù)列，采用協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行分析研究，有利于揭示廣州進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，從而提出相應(yīng)建議。

一、指標(biāo)的選取

在指標(biāo)選取上，選擇1995年—2012年廣州地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（Export）＼進(jìn)口額（Import）三個(gè)指標(biāo)，具體數(shù)據(jù)以1996年—2013年的《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》為準(zhǔn)（見(jiàn)表1）。

因以人民幣衡量的生產(chǎn)總值會(huì)受到國(guó)內(nèi)外政策與環(huán)境的影響，所以在數(shù)據(jù)分析中，將人民幣為單位的名義值用當(dāng)年統(tǒng)計(jì)局公布的中間價(jià)格轉(zhuǎn)化成為以美元為單位的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

二、ADF單位根檢驗(yàn)

用地區(qū)生產(chǎn)總值gdp衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，ex為出口額， im為進(jìn)口額。因?yàn)楦髦笜?biāo)存在異方差問(wèn)題，也為了獲取相對(duì)平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，所以對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，即lngdp、lnex、lnim。這些變量各自具有相同的趨勢(shì)，說(shuō)明三個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)兩者間可能存在協(xié)整關(guān)系?？刹捎肁DF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)進(jìn)行時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。對(duì)于每個(gè)指標(biāo)構(gòu)成的時(shí)間序列可以采用如下檢驗(yàn)方程進(jìn)行分析： Δyt=μ+βtγyt-1+ζ1Δyt-1

其中Δyt=yt-yt-1，μ為截距項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表2是廣州各指標(biāo)ADF檢驗(yàn)的結(jié)果。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，取對(duì)數(shù)后廣州的lnex、lnim、lngdp不能在5%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設(shè)，而其一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設(shè)，因此取對(duì)數(shù)后廣州生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額都是I（1）單位根的時(shí)間序列，可以用它們做長(zhǎng)期協(xié)整分析。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

采用Johansen極大似然估計(jì)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。先確立VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為 2，由此可知協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)階數(shù)為1，也就是說(shuō)，上一期的進(jìn)出口額對(duì)本期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的影響。其次是對(duì)lngdp、Lnex、Lnim進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3 可以看出，在 5%顯著水平下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口額之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，其對(duì)應(yīng)協(xié)整關(guān)系式為：

Lngdpt=0.823484lnext+0.422141nimt +μt

（0.13651） （0.05457）

對(duì)殘差項(xiàng)μ進(jìn)行單位根的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，ADF的統(tǒng)計(jì)量小于5%置信水平的臨界值，序列項(xiàng)μ是平穩(wěn)的，因此變量lngdp、Lnex、Lnim之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在這種均衡關(guān)系中，廣州出口額和進(jìn)口額都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，這說(shuō)明隨著進(jìn)出口額的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)也隨之增長(zhǎng)。由結(jié)果可知，lnex關(guān)于lngdp的長(zhǎng)期彈性為0.8235，表示廣州出口貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1%，廣州GDP會(huì)增長(zhǎng)0.8235%左右。Lnim關(guān)于lngdp的長(zhǎng)期彈性為0.42，表示廣州進(jìn)口貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1%，廣州GDP會(huì)增長(zhǎng)0.42%左右?？梢?jiàn)，廣州出口貿(mào)易額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大于廣州進(jìn)口貿(mào)易額的貢獻(xiàn)。

四、Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)用以顯示變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但卻不能檢驗(yàn)這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，這還需要使用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)。從前面的分析可知，協(xié)整模型的滯后量均為2，取對(duì)數(shù)后的廣州對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額和GDP的Granger因果關(guān)系見(jiàn)表4。

由Granger因果分析可知，在5%的顯著水平下廣州的對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的Granger因果關(guān)系，說(shuō)明出口額和進(jìn)口額是廣州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的Granger原因，反之不成立。另外，進(jìn)出口額之間存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與建議

綜合運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等相關(guān)檢驗(yàn)方法可知，廣州對(duì)外貿(mào)易發(fā)展是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素之一。究其原因，首先是廣州進(jìn)出口額的快速增長(zhǎng)通過(guò)不同的機(jī)制促進(jìn)了廣州經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。同時(shí)，由于出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)直接的促進(jìn)作用， 出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用肯定要明顯于進(jìn)口。其次， 由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是進(jìn)出口額的原因，在一定程度上說(shuō)明廣州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尚未實(shí)現(xiàn)對(duì)進(jìn)出口額增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，進(jìn)出口增長(zhǎng)在很大程度上是由于對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策推動(dòng)而得以實(shí)現(xiàn)的。

廣州進(jìn)出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)的作用。相關(guān)部門(mén)應(yīng)利用國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的機(jī)會(huì)，優(yōu)化進(jìn)出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)和地理分布、改善貿(mào)易的條件，用以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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〔本文系廣州市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃2013年項(xiàng)目“廣州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證研究”（項(xiàng)目編號(hào)：13G43）階段性成果〕

（申文青，1977年生，河南省洛陽(yáng)市人，廣州大學(xué)松田學(xué)院管理學(xué)系副教授。研究方向：戰(zhàn)略與組織管理研究）endprint