中國西部地區(qū)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性研究

【摘要】一個地區(qū)的對外貿(mào)易對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的影響，出口和進(jìn)口對西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長會產(chǎn)生怎樣的影響？本文通過我國西部地區(qū)2000～2014年的GDP與進(jìn)出口的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析來研究對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長 單位根檢驗(yàn) 協(xié)整檢驗(yàn) 誤差修正模型

一、數(shù)據(jù)來源及變量的相關(guān)性

本文使用的是2000～2014年中國西部地區(qū)進(jìn)口額（M）、出口額（X）以及國民生產(chǎn)總值（GDP）共計15年的時間序列數(shù)據(jù)，對外貿(mào)易值是經(jīng)過平均匯率處理后的以人民幣表示的數(shù)據(jù)。為了消除價格變動因素對西部省區(qū)GDP和對外貿(mào)易的影響，利用以2000年為基期的居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）對西部12省區(qū)的GDP、M和X進(jìn)行縮減求得實(shí)際值，然后把實(shí)際值進(jìn)行加總的到西部地區(qū)總體的數(shù)據(jù)，用CPI進(jìn)行縮減可以使數(shù)據(jù)更具有可比性。為了避免數(shù)據(jù)存在異方差問題，這里對GDP、M、X的實(shí)際值進(jìn)行了取對數(shù)處理，即：

LnGDP=log（GDP/Pt），LnM=log（M/Pt），LnX=logX/Pt），

為了驗(yàn)證所選變量之間的線性相關(guān)性，這里使用線性相關(guān)系數(shù)ρ來判斷變量之間線性相關(guān)性的強(qiáng)弱，其公式為 。我們用EViews軟件對處理后的西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和進(jìn)、出口數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)系數(shù)計算

從上表可以看出西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)、出口之間的相關(guān)系數(shù)均大于0.986，由此可判斷出變量間存在強(qiáng)相關(guān)性。

二、傳統(tǒng)計量分析方法評述及優(yōu)化

傳統(tǒng)計量分析在對變量進(jìn)行回歸分析時，一般先使用OLS普通最小二乘法對經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行簡單估計，通過系數(shù)估計值的t統(tǒng)計量來判斷其是否具有顯著性，然后根據(jù)R2或T統(tǒng)計量值的大小來判斷變量之間的相關(guān)度，也就是用變量的水平值來判斷變量間的均衡關(guān)系，最后在回歸系數(shù)不為零的基礎(chǔ)上用經(jīng)濟(jì)知識來解釋回歸系數(shù)的估計值。

序列的平穩(wěn)性、正態(tài)性等假設(shè)是直接使用傳統(tǒng)方法進(jìn)行回歸分析的前提。直接將時間序列的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析等同于承認(rèn)了序列的平穩(wěn)性、正態(tài)性等假設(shè)前提成立。回歸結(jié)果的可決系數(shù)R2和F、t統(tǒng)計量的可信度是建立在假設(shè)前提成立的基礎(chǔ)上的。研究表明目前許多計量研究中所涉及的時間序列數(shù)據(jù)不具有序列平穩(wěn)性。因此，在沒有進(jìn)行檢驗(yàn)的前提下默認(rèn)時間序列數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性直接進(jìn)行分析，會導(dǎo)致偽回歸結(jié)果的出現(xiàn)。為了充分了解偽回歸現(xiàn)象的存在，這里利用傳統(tǒng)計量方法對變量進(jìn)行回歸，把LnGDP作為被解釋變量，LnJCK作為解釋變量，建立線性回歸方程： ，α、β為回歸系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項。

從表2可以看出，兩個R2（可決系數(shù)）都大于0.97，表明至少有97%離差平方和能被樣本回歸直線解釋，且LnGDP和LnM的t和F統(tǒng)計量的值都很大，由此可見上表中的模型（1）能夠較好地說明變量之間的關(guān)系。但事實(shí)上，這里所選取的時間序列數(shù)據(jù)帶有明顯的變化趨勢，是非平穩(wěn)的，不滿足平穩(wěn)性假設(shè)（下文將對此進(jìn)行解釋）。所以，表2回歸計算是錯誤的偽回歸現(xiàn)象，所以傳統(tǒng)的計量回歸分析不能反映出西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與對外貿(mào)易之間的真實(shí)關(guān)系。

為了讓回歸結(jié)果更加準(zhǔn)確和可信，在回歸前必須對時間序列的數(shù)據(jù)施行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；若通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可以直接利用傳統(tǒng)的計量方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析；若未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，必須對時間序列的變量施行平穩(wěn)化處理。單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是改進(jìn)傳統(tǒng)計量的主要方法，下面將對此進(jìn)行一一研究。

三、基于時間序列的實(shí)證研究

（一）單位根檢驗(yàn)

我們借助ADF單位根檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)LnGDP、LnM和LnX原始序列、一階差分序列和二階差分序列是否平穩(wěn)。通過EViews軟件得到如下的檢驗(yàn)結(jié)果。

從上表可以看出：原始序列的LnGDP、LnM、LnX在1%、5%和10%顯著水平下均不平穩(wěn)；對各變量進(jìn)行一階差分處理后，除了△LnM和△LnX在5%和10%的水平下是平穩(wěn)的，在其他條件下也均不具有平穩(wěn)性；再對各變量進(jìn)行二階差分處理后，除△2LnGDP在1%顯著水平下不具有平穩(wěn)性，在其他任何條件下均是平穩(wěn)的，即在5%和10%顯著水平下存在單位根。所以LnGDP、LnM、LnX都是二階單整序列。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

通過上面的ADF檢驗(yàn)可知LnGDP、LnM、LnX均是二階單整的，故可繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。這里借助EG兩步法對變量數(shù)據(jù)施行協(xié)整檢驗(yàn)：第一步，使用OLS方法估計出方程 的結(jié)果，得到殘差序列： ；第二步，對回歸殘差進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，結(jié)果見表4。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可得出在長期內(nèi)我國西部地區(qū)的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長間存在均衡關(guān)系。為了進(jìn)一步研究它們之間是否具有因果關(guān)系，這里借助格蘭杰因果檢驗(yàn)法進(jìn)行進(jìn)一步研究。確定一個合適的自由度會讓模型的參數(shù)更具有說服力，這里根據(jù)施瓦茲準(zhǔn)則（SC）和赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定各變量的滯后階數(shù)為一，具體結(jié)果見表5。

從格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，在5%顯著水平上，西部地區(qū)的出口與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在格蘭杰原因；進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長之間互不為格蘭杰原因；西部地區(qū)的出口不是進(jìn)口的格蘭杰原因，但是進(jìn)口卻是出口的原因。所以說中國西部地區(qū)的進(jìn)口帶動了出口的增加，但是出口對進(jìn)口的影響卻不大。

（四）誤差修正模型

從上面的協(xié)整檢驗(yàn)得到的西部地區(qū)GDP、M和X的協(xié)整回歸方程為：

從上式可知，LnXt的回歸系數(shù)為-0.0438，表明出口與經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向相關(guān)關(guān)系，出口對LnGDP的彈性為-0.0438；而LnMt的前回歸系數(shù)為0.8729，表明進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長具有正向相關(guān)關(guān)系，LnGDP對進(jìn)口的彈性為0.56598，因進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的影響要比出口對經(jīng)濟(jì)的影響大。又出口的回歸系數(shù)的t的絕對統(tǒng)計量太小，沒有通過t檢驗(yàn)，因此在統(tǒng)計上是非顯著的。格蘭杰定理表明，通過協(xié)整檢驗(yàn)的變量一定存在誤差修正模型。我們用ecmt來代表式（1）的殘差μt，建立初步的誤差修正模型：

上述模型中的誤差修正項系數(shù)為負(fù)數(shù)，與誤差反向修正機(jī)制相符，但是△LnXt所對應(yīng)的t統(tǒng)計量為-0.7523，未通過顯著性檢驗(yàn)，因此把它從上面的模型中剔除，得到改進(jìn)后的模型：

上述模型中的回歸系數(shù)均通過了t檢驗(yàn)，且ecmt-1的系數(shù)為負(fù)數(shù)，與反向修正機(jī)制相符。

四、研究結(jié)論

通過對中國西部地區(qū)2000～2014年經(jīng)濟(jì)增長和對外貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)、協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，構(gòu)建并改進(jìn)了誤差修正模型進(jìn)行研究，可得到以下4點(diǎn)結(jié)論：

一是從各變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出LnGDP、LnM、LnX的原始序列和一階差分序列皆是不平穩(wěn)的，其二階差分在5%顯著水平下是平穩(wěn)的，故西部地區(qū)的GDP、進(jìn)口、出口是二階單整的。

二是從協(xié)整檢驗(yàn)和協(xié)整方程式來看，雖然短期內(nèi)西部的經(jīng)濟(jì)增長和對外貿(mào)易之間不存在平穩(wěn)性，但從長期來看它們之間是平穩(wěn)的，存在動態(tài)均衡。由模型（1）可以看出，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)口存在正相關(guān)關(guān)系，進(jìn)口的增長能有效的拉動西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長：進(jìn)口每增長1%，西部地區(qū)的GDP將增長約0.8729%。但是經(jīng)濟(jì)增長與出口是負(fù)相關(guān)關(guān)系，彈性為-0.0438。

三是從格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果來看：西部地區(qū)的GDP與出口，GDP與進(jìn)口之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，但是在5%的顯著水平上，西部地區(qū)的進(jìn)口與出口之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即西部地區(qū)進(jìn)口的增加能帶動出口的增加。

四是從誤差修正模型來看：從短期動態(tài)關(guān)系來看，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)與對外貿(mào)易間具有密切的聯(lián)系，但總的來說進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用要大于出口的拉動作用，這與“出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”的假說相違背。由于從數(shù)學(xué)的角度來講△LnGDPt本身是增長率的概念，所以就增長率而言，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的增長具有更重要的影響。進(jìn)口增長率每增長1%，GDP的對數(shù)將增長0.2789%，而出口每增加1%，GDP對數(shù)減少0.0421%，且上一年的經(jīng)濟(jì)與進(jìn)、出口非均衡誤以0.2467的比率對本年度的經(jīng)濟(jì)的增長做出反向修正。剔除出口項得到的誤差修正模型為（3），短期內(nèi)不考慮出口對經(jīng)濟(jì)的拉動作用時，進(jìn)口增長率每增加1%，GDP對數(shù)的增長率將增長0.2268%，且上一年度的GDP與進(jìn)、出口的非均衡誤差以0.242的比率對本年的經(jīng)濟(jì)增長率做反向修正。

參考文獻(xiàn)

[1]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(jì)增長的實(shí)證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2001（5）.

[2]杜江等.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)及其應(yīng)用（第2版）[M].機(jī)械工業(yè)出版社，2015.

[3]范炳全，王金田.我國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系——基于誤差修正模型的實(shí)證分析[J].國際貿(mào)易問題，2005（7）.

作者簡介：提欣（1989-），女，漢族，山東棗莊人，碩士，蘭州交通大學(xué)，研究方向：區(qū)域發(fā)展與產(chǎn)業(yè)分析。