河北省進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析

楊英英 李美娟 張嬌嬌

摘 要：

隨著世界貿(mào)易自由化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響日益重要，進(jìn)出口貿(mào)易與濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們研究的重點(diǎn)?；诖吮尘埃x取河北省為研究對(duì)象，力圖通過(guò)實(shí)證河北省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，來(lái)促進(jìn)河北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展，增強(qiáng)河北省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)良性互動(dòng)。通過(guò)選取河北省GDP、河北省進(jìn)出口額這兩個(gè)變量，使用協(xié)整方法對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。得出結(jié)論：河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和進(jìn)出口貿(mào)易存在長(zhǎng)期的均衡穩(wěn)定關(guān)系，短期關(guān)系不顯著。

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整

中圖分類號(hào)：F74

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：16723198（2015）25004402

1 指標(biāo)的選取及數(shù)據(jù)的處理

本文使用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，區(qū)間為1989-2012年，共24年的河北省進(jìn)出口額（MX）及河北省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）數(shù)據(jù)。其中，地區(qū)生產(chǎn)總值是根據(jù)年鑒上以人民幣表示的數(shù)據(jù)經(jīng)當(dāng)年平均匯率處理為美元而得到，地區(qū)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口貿(mào)易和匯率數(shù)據(jù)來(lái)源于《河北統(tǒng)計(jì)年鑒2013》以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。另外，為了更好的降低異方差性以及時(shí)間序列的波動(dòng)性，需要對(duì)河北省美元GDP和進(jìn)出口總額采取自然對(duì)數(shù)變換的方式，變換之后的時(shí)間序列不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系，用lnGDP表示河北省地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)；lnMX表示河北省進(jìn)出口額的對(duì)數(shù)。實(shí)證分析均使用Eviews7.2計(jì)量軟件進(jìn)行的。

2 基于時(shí)間序列的實(shí)證分析

2.1 分析趨勢(shì)圖

作LnGDP、LnMX倆個(gè)時(shí)間變量的趨勢(shì)圖。如圖1所示，兩序列的增長(zhǎng)和變化趨勢(shì)基本相同，表明兩變量間可能存在協(xié)整關(guān)系。

圖1 趨勢(shì)圖

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

許多經(jīng)濟(jì)變量原本是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過(guò)調(diào)整以后就變得平穩(wěn)，稱這樣的經(jīng)濟(jì)變量為I（1）。如果對(duì)這種經(jīng)濟(jì)變量直接回歸，則可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，因此必須檢驗(yàn)這些經(jīng)濟(jì)變量是否平穩(wěn)。利用ADF單位根檢驗(yàn)法檢驗(yàn)LnGDP、LnMX兩個(gè)時(shí)間變量序列以及對(duì)采用AIC準(zhǔn)則后的一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，時(shí)間序列LnGDP、LnMX在1%、5%、10%均是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，它們的一階差分DLnGDP、DLnMX在1%、5%、10%顯著性水平下均是平穩(wěn)時(shí)間序列，即LnGDP、LnMX均為一階單整I（1）序列，說(shuō)明倆變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。于是，我們現(xiàn)在可以進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.3 E-G協(xié)整檢驗(yàn)

（1）協(xié)整檢驗(yàn)有JJ協(xié)整檢驗(yàn)和E-G協(xié)整檢驗(yàn)，本文使用E-G協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)變量LnGDP和LnMX進(jìn)行OLS回歸，建立回歸模型，同時(shí)，檢驗(yàn)考察回歸得到的殘差序列是否平穩(wěn)，如果回歸殘差平穩(wěn)，則說(shuō)明存在協(xié)整過(guò)程。

對(duì)河北省進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析得如下回歸方程：

lnGDP=0.879881lnMX+3.834176

t=28.91895 9.230859

p=0.0000 0.0000

R2=0.974368 DW=0.903871

F=836.3054

協(xié)整方程系數(shù)的t檢驗(yàn)值和方程的F檢驗(yàn)值都比較大，表明所選取的變量（lnMX）是影響河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素，R2為0.974368，表明方程擬合度較好。從長(zhǎng)期來(lái)看，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)河北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的促進(jìn)作用，進(jìn)出口貿(mào)易額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，河北省美元GDP將增加0.879881個(gè)百分點(diǎn)。

（2）接下來(lái)對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，同樣使用ADF檢驗(yàn)如表2所示。

表2 殘差序列單位根檢結(jié)果

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.487660.0154

Test critical values：1% level-2.669359

5% level-1.956406

10% level-1.608495

因協(xié)整回歸為OLS回歸，自然導(dǎo)致殘差的方差極小，這將導(dǎo)致對(duì)殘差序列進(jìn)行殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果多為平穩(wěn)。因此可以進(jìn)一步根據(jù)麥金農(nóng)臨界值表選擇N=2，有常數(shù)項(xiàng)無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)在5%水平下計(jì)算得出的臨界值為-1.9566043，t統(tǒng)計(jì)量-2.48766仍然小于5%水平下的臨界值，因此平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果仍然是拒絕原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列平穩(wěn)，LnGDP和LnMX存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.4 異方差性檢驗(yàn)

利用White檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其是否含有異方差，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 異方差檢驗(yàn)結(jié)果

F-statistic1.981990Prob. F（2，21）0.1627

Obs*R-squared3.810911Prob. Chi-Square（2）0.1488

Scaled explained SS1.094405Prob. Chi-Square（2）0.5786

可知接受原假設(shè)，認(rèn)為序列在5%水平下不存在異方差性。

2.5 相關(guān)性檢驗(yàn)

使用LM（p=2）檢驗(yàn)其相關(guān)性結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

F-statistic4.084331Prob. F（2，20）0.0326

Obs*R-squared6.959787Prob. Chi-Square（2）0.0308

LM檢驗(yàn)原假設(shè)為：直到p階滯后不存在序列相關(guān)，備選假設(shè)是：存在p階自相關(guān)。由上表LM統(tǒng)計(jì)量顯示，在5%的顯著性水平拒絕原假設(shè)，回歸方程的殘差序列存在明顯的序列相關(guān)性。因此，回歸方程的估計(jì)結(jié)果不再有效，必須采取相應(yīng)的方式來(lái)修正。

2.6 ECM修正模型

誤差修正模型是一個(gè)短期模型，其中誤差修正項(xiàng)反映了長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響，等式右側(cè)的差分項(xiàng)反映變量短期波動(dòng)的影響。

令dy=D（LnGDP），dx=D（LnMX），回歸結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 回歸結(jié)果

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

DX0.2712600.1321162.0531920.0534

C0.0898040.0273633.2819690.0037

RES（-1）-0.3004570.137123-2.1911490.0405

修正后相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 修正后相關(guān)性檢驗(yàn)

F-statistic0.023774Prob. F（2，18）0.9765

Obs*R-squared0.060596Prob. Chi-Square（2）0.9702

上表統(tǒng)計(jì)量顯示，在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，修正后回歸方程殘差序列相關(guān)性不顯著。

建立誤差修正模型如下：

Δyt=0.271260Δxt+0.089804-0.300457rest-1

（2.053192） （3.281969） （-2.191149）

R2=0.266807 AdJ—R2=0.193487

F=3.638967 DW=1.682229

誤差修正模型顯示結(jié)果：誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。但是，變量ΔX和沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，而且模型的擬合優(yōu)度也不

很高，說(shuō)明進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的短期關(guān)系存在但不是很顯著。

3 結(jié)論與建議

本文利用1989年到2012年河北省年度數(shù)據(jù)，通過(guò)分析趨勢(shì)圖、ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、異方差性檢驗(yàn)、相關(guān)性檢驗(yàn)、誤差修正探討出了河北省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系非常顯著，進(jìn)出口貿(mào)易每增加1個(gè)百分點(diǎn)，河北省美元GDP將增加0.879881個(gè)百分點(diǎn)；但其短期關(guān)系不是很顯著。

因而，應(yīng)采取以下措施來(lái)擴(kuò)大河北省的進(jìn)出口規(guī)模，一方面，優(yōu)化商品結(jié)構(gòu)，吸引外資。充分利用國(guó)際市場(chǎng)的豐富資源引進(jìn)先進(jìn)設(shè)備、稀缺資源并提高我國(guó)技術(shù)水平、管理水平，提高我省的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。另一方面，自主培育高端人才，同時(shí)從國(guó)外引進(jìn)優(yōu)秀人才。通過(guò)各種培養(yǎng)方式將理論與實(shí)踐相結(jié)合培育出內(nèi)外兼修的復(fù)合型人才，同時(shí)應(yīng)拓寬視野，引進(jìn)人才，促進(jìn)我省的人才培養(yǎng)，提高我省的核心競(jìng)爭(zhēng)力。

參考文獻(xiàn)

[1]高國(guó)輝.河北省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究[J].邢臺(tái)學(xué)院學(xué)報(bào)，2009，3（1）.

[2]吳喜龍.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的理論和實(shí)證分析[D].西安：陜西師范大學(xué)，2005.

[3]孔群喜，許貴陽(yáng).我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)（西部論壇），2006，（5）：7983.