天津市對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究

朱昌昊ZHU Chang-hao

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，蚌埠233030）

0 引言

改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展迅速進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段。2019 年是新中國(guó)成立70 周年，經(jīng)過70 年的艱苦奮斗，經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了傲人的成就。1949年，天津地區(qū)GDP 為2.8 億元，1978 年增至108.8 億元，2018 年達(dá)到驚人的30320 億元。經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素是多方面的，包括資本、人力、技術(shù)、對(duì)外開放程度等，其中對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要作用。數(shù)據(jù)顯示，天津1983 年的外貿(mào)總額為2152.6 億元，到了2018年，這一數(shù)據(jù)已上升為29013.6 億元。但在對(duì)外貿(mào)易快速發(fā)展的同時(shí)，也可以看到，天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的程度與沿海發(fā)達(dá)城市相比仍有一定差距。在這種形勢(shì)和背景下，結(jié)合天津市近年來的外貿(mào)數(shù)據(jù)，對(duì)天津市的外貿(mào)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行探究，總結(jié)了天津市對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀和存在的問題，提出了一些可以應(yīng)用于天津市地方發(fā)展和建設(shè)的政策建議，并為天津市對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展提供了一些指導(dǎo)。

天津市是我國(guó)經(jīng)濟(jì)、政治和文化的代表城市，它的發(fā)展不僅僅是一個(gè)城市的問題，更間接或直接的影響了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。因此，在中國(guó)全面參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的今天，我們非常重視對(duì)外貿(mào)易。

1 天津市對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的現(xiàn)狀分析

改革開放以來，天津市的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值保持了快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，對(duì)外貿(mào)易規(guī)模也迅速擴(kuò)大天津經(jīng)濟(jì)得到了飛速發(fā)展。我們選取1998-2018 年31 年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，可以清楚地看到天津市的GDP 和進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r：

1.1 1988-2018 年天津市GDP 發(fā)展情況

由圖1 可以看出，天津市的GDP 在這31 年里逐年穩(wěn)步上漲，1988 年的GDP 為410.2 億元，2018 年達(dá)到30320億元，增長(zhǎng)了73 倍，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)高速發(fā)展態(tài)勢(shì)。

圖1 天津1988-2018 年天津市GDP 情況

1.2 1988-2018 年天津市對(duì)外貿(mào)易情況

由圖2 可以看出，天津市對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展特點(diǎn)可以概括為兩點(diǎn)：總量大，增速快。雖然這段期間有輕微波動(dòng)，但總體趨勢(shì)是向上的。首先，對(duì)外貿(mào)易總額逐年增長(zhǎng)，對(duì)外貿(mào)易快速發(fā)展，天津進(jìn)出口貿(mào)易額取得了長(zhǎng)足進(jìn)步和發(fā)展。根據(jù)過去20 年的數(shù)據(jù)，天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的總體形勢(shì)是總量大、發(fā)展快。

圖2 天津1988-2018 年天津市對(duì)外貿(mào)易情況

1988 年進(jìn)出口總額增加1112.5 億元，發(fā)展到2018 年的27182.5 億元，在短短31 年的時(shí)間里它的對(duì)外貿(mào)易的總額就足足擴(kuò)展了24 倍，特別是在2001 年在中國(guó)加入世界貿(mào)易組織后，我國(guó)的貿(mào)易額的增長(zhǎng)值取得了比往年更大的突破，2008 年，受天津奧運(yùn)會(huì)的舉辦等短期因素的影響，天津市的進(jìn)出口總額大幅增長(zhǎng)，對(duì)外貿(mào)易總額達(dá)到19113.6 億元，增長(zhǎng)率達(dá)到40.78%。其次，在1996 到2018年期間天津?qū)ν赓Q(mào)易出現(xiàn)了不同幅度的波動(dòng)，受全球金融危機(jī)影響，2009 年天津市對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)明顯出現(xiàn)了較大幅度的下落，到2010 年開始逐步恢復(fù)。2015 年，在國(guó)際市場(chǎng)低迷、世界貿(mào)易深度下滑的背景下，天津?qū)ν赓Q(mào)易再次出現(xiàn)下降，可以看出，天津的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展較為脆弱，容易受國(guó)內(nèi)外環(huán)境、國(guó)家政策的影響，但是外貿(mào)總體的趨勢(shì)是上升的。

圖3 天津1988-2018 年天津市對(duì)外貿(mào)易情況

1988 年以來，天津的進(jìn)口總值一直遠(yuǎn)高于出口總值，這是由于天津作為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)、政治以及文化中心是典型的服務(wù)型中心城市，流動(dòng)人口多，消費(fèi)集中，流通貿(mào)易和貿(mào)易業(yè)發(fā)達(dá)，各種因素導(dǎo)致有形商品的生產(chǎn)少于消費(fèi)。此外，國(guó)內(nèi)外貿(mào)易的過境物流也在發(fā)展。此外，新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要大量進(jìn)口設(shè)備和原材料，貿(mào)易逆差和進(jìn)口依賴性較大。

2 天津市對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的初分析

2.1 相關(guān)系數(shù)分析

根據(jù)《天津統(tǒng)計(jì)年鑒》中相關(guān)數(shù)據(jù)，我們可以計(jì)算出天津市1988-2018 年GDP 與進(jìn)口總額、出口總額之間的相關(guān)系數(shù)，如表1 所示。從表1 可以直觀地看到，GDP 與出口總額和進(jìn)口總額的相關(guān)系數(shù)分別為0.8991780 和0.9253979，表明天津市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口貿(mào)易之間的相關(guān)性很強(qiáng)。

表1 天津市GDP 與進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)

2.2 天津市對(duì)外貿(mào)易與進(jìn)出口的線性分析

我們分別建立了GDP 與出口、進(jìn)口的一元線性模型，可以得到GDP 與出口額的線性模型為：

GDP=-1724.5107+5.3470exm

說明出口額與GDP 存在正相關(guān)關(guān)系，且出口額每增加1 億元，GDP 平均增加5.3470 億元，并且畫出二者的散點(diǎn)圖和擬合直線，如圖4 所示。

圖4 出口額與GDP 的關(guān)系圖

同樣的，我們可以得到GDP 與進(jìn)口額的線性模型為：

GDP=-75.04974+1.07496inm

說明進(jìn)口額與GDP 存在正相關(guān)關(guān)系，且出口額每增加1 億元，GDP 平均增加1.07496 億元，并且畫出二者的散點(diǎn)圖和擬合直線，如圖5 所示。

圖5 進(jìn)口額與GDP 的關(guān)系圖

我們接著擬合GDP 與出口額、進(jìn)口額的二元線性模型，所得模型為：

GDP=-599.2486+1.1891exm+0.8541inm

通過對(duì)模型的顯著性檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)出口額的回歸系數(shù)并未通過顯著性檢驗(yàn)，說明建立線性模型擬合效果并不好，但從圖4 和圖5 我們可以直觀地看到，天津市的GDP隨著出口額或者進(jìn)口額的提高而同步上升的，而且上升的趨勢(shì)比較平穩(wěn)，至少?gòu)臄?shù)值上可以說明對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是存在顯著相關(guān)關(guān)系的，但三者的關(guān)系還需進(jìn)一步的分析討論。

3 天津市對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的建模分析

3.1 模型的選取

利用向量自回歸模型（VAR 模型）分析了天津?qū)ν赓Q(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。該模型優(yōu)點(diǎn)在于不需要做任何先驗(yàn)性的約束，避免了主觀隨意確定解釋變量和被解釋變量，通常設(shè)定含有N 個(gè)變量k 階滯后期的VAR 模型表達(dá)式如下公式所示：

其中，yt是k 維內(nèi)生變量列向量，xt是d 維外生變量列向量，p 是滯后階數(shù)，T 是樣本個(gè)數(shù)。其矩陣表達(dá)式為：

即含有k 個(gè)時(shí)間序列變量的VAR（p）模型由k 個(gè)方程組成。

3.2 變量的選擇與處理

3.2.1 變量的選擇

選取天津市生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，選取進(jìn)口貿(mào)易總額（inp）、出口貿(mào)易總額（exp）兩個(gè)變量作為衡量天津市對(duì)外貿(mào)易狀況指標(biāo)。

3.2.2 變量的處理

對(duì)選取的指標(biāo)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理，即分別用lngdp、lnexp、lninp來表示相對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)。

由于很多數(shù)據(jù)并不是平穩(wěn)的，對(duì)其直接進(jìn)行回歸分析可能存在“偽回歸”問題。因此在擬合VAR 模型之前，需要對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)有圖判斷和檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量判斷兩種方法。

①圖判斷：根據(jù)圖6 可以看出，各變量具有向上的趨勢(shì)性，初步判斷不具有平穩(wěn)性。

圖6 取對(duì)數(shù)的序列的時(shí)序圖

②檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量判斷：模型的建立是在R 軟件中進(jìn)行的，因此選擇urca 包中的ur.df 函數(shù)進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)。

取對(duì)數(shù)后的GDP（lngdp），出口額（lnexp），進(jìn)口額（lninp）的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

表2 取對(duì)數(shù)后序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

lngdp 的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值-0.6872 在1%、5%、10%的顯著性水平下均大于臨界值（-4.15，-3.50，-3.18），不能拒絕原價(jià)設(shè)而接受存在單位根的假設(shè)，說明lngdp 序列是不平穩(wěn)的。同理，lnexp 的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-2.2981，lninp 的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-1.9881，說明lnexp，lninp 也是不平穩(wěn)的，存在單位根。

進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 對(duì)數(shù)差分序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

dlngdp 的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值-4.3339 在1%、5%、10%的顯著性水平下都小于臨界值（-4.15，-3.50，-3.18），拒絕原價(jià)設(shè)而不接受存在單位根的假設(shè)，說明dlngdp 序列是平穩(wěn)的。同理，dlnexp 的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-3.9115，dlninp的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-3.9115，說明dlnexp，dlninp 也是平穩(wěn)的，不存在單位根。此時(shí)dlngdp，dlnexp，dlninp 為平穩(wěn)序列，可以建立var 模型。

3.3 模型的建立及穩(wěn)定性檢驗(yàn)

①滯后階數(shù)的確定。我們建立的var 模型為X=（dlngdp，dlnexp，dlninp）。在確立模型之后，需要確定模型的最優(yōu)滯后期的值。如果滯后值太小變量間可能存在嚴(yán)重的自相關(guān)；在R 中使用VARselect 函數(shù)在20 階內(nèi)確定最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看出在AIC、Hannan-Quiimz 值和Schwarz 統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的最優(yōu)滯后階數(shù)都是3，因此我們將模型的階數(shù)定為3 階。

②模型的建立與穩(wěn)定性檢驗(yàn)。得到的var 模型為：

檢驗(yàn)結(jié)果如圖7 所示，累積和均未超出兩條臨界線，因此通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

圖7 模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

③協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)法有EG 兩步法和Johansen 極大似然法兩種方法。采用基于var 模型的Johansen 極大似然法檢驗(yàn)差分前的序列進(jìn)行協(xié)整性。檢驗(yàn)結(jié)果如表4 所示。由表4 可以看出：在假設(shè)沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）的情況下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，表明拒絕原假設(shè)，因此三者之間存在協(xié)整關(guān)系，即三者之間有且存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

④Granger 因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示?？梢钥闯?，dlnexp 不是dlngdp，dlninp 的Granger 因果原因的假設(shè)被拒絕，即出口是天津市經(jīng)濟(jì)和進(jìn)口額共同增長(zhǎng)的產(chǎn)生原因；但是接受了dlngdp 不是dlnexp，dlninp 的原因和dlninp 不是dlngdp，dlnexp 的原因的假設(shè)，說明天津市g(shù)dp的增長(zhǎng)不是進(jìn)出口增長(zhǎng)的原因，進(jìn)口的增長(zhǎng)也不是gdp 和出口增長(zhǎng)的原因。而對(duì)這三個(gè)變量進(jìn)行兩兩協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，原假設(shè)都不拒絕，說明兩兩之間均不存在統(tǒng)計(jì)時(shí)間上的先后順序關(guān)系。

表5 Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果

⑤脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。現(xiàn)構(gòu)建了VaR（3）模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，確定了進(jìn)出口對(duì)天津經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的時(shí)間軌跡。具體分析結(jié)果如圖8 所示。橫軸代表影響的延遲期（單位：年），縱軸代表每個(gè)變量的變化百分比，連續(xù)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)，它代表每個(gè)變量對(duì)相互影響的反應(yīng)，虛線代表正負(fù)雙標(biāo)準(zhǔn)差的離線偏差。

圖8 GDP 沖擊引起進(jìn)出口波動(dòng)的響應(yīng)函數(shù)曲線

假如我們給GDP—個(gè)單位的正沖擊后，進(jìn)出口立即同向變動(dòng)，且逐漸減小，在第三期時(shí)趨于穩(wěn)定，因此短期內(nèi)GDP 的增長(zhǎng)會(huì)帶動(dòng)進(jìn)出口的增長(zhǎng)，但這種作用逐漸減弱。

假如我們給出口—個(gè)單位的正沖擊后，GDP 不會(huì)立刻變動(dòng)，而是過了一段時(shí)間表現(xiàn)出同向變動(dòng)，且變動(dòng)幅度很小，在滯后3 期以后趨于穩(wěn)定，說明出口短期內(nèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但這種作用很小。

假如我們給進(jìn)口—個(gè)單位的正沖擊后，GDP 不會(huì)立刻變動(dòng)，而是過了一段時(shí)間表現(xiàn)出反向變動(dòng)，且變動(dòng)幅度很小，在滯后3 期時(shí)趨于穩(wěn)定，說明短期內(nèi)進(jìn)口的增長(zhǎng)會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但這種作用逐漸減弱。

⑥方差分析。通常采用方差分解法對(duì)系統(tǒng)進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，進(jìn)一步了解對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互作用關(guān)系。具體分解結(jié)果如表6 所示。從表6 可以看出來，第一階段的GDP 僅受其自身變化的影響，然后不時(shí)從第二階段的89.25623%下降到第十階段的85.31714%。第二階段出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率從6.765096%緩慢上升至8.460915%左右，表明出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在短期內(nèi)較弱；在第二階段，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)從3.978675%緩慢上升到約6.221944%，表明進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在短期內(nèi)較弱，但這兩個(gè)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都至關(guān)重要。

表6 dlngdp 的方差分解表

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

通過對(duì)天津市經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和對(duì)外貿(mào)易現(xiàn)狀進(jìn)行分析，選取對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總額以及天津GDP 作為指標(biāo)來對(duì)天津外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行分析研究，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：①天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展迅速，且經(jīng)濟(jì)增速較快。天津是我國(guó)的政治、經(jīng)濟(jì)和文化的代表城市，對(duì)外開放在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也促進(jìn)了對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。②天津的進(jìn)口總值一直遠(yuǎn)高于出口總值，這是由于天津作為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)、政治以及文化中心是典型的服務(wù)型中心城市，流動(dòng)人口多，消費(fèi)集中，流通貿(mào)易和貿(mào)易業(yè)發(fā)達(dá)，各種因素導(dǎo)致有形商品的生產(chǎn)少于消費(fèi)。貿(mào)易逆差和進(jìn)口依賴性較大。③經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)促進(jìn)了天津市對(duì)外貿(mào)易狀況，并且對(duì)外貿(mào)易也促進(jìn)了天津地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，短期來看，進(jìn)口的增長(zhǎng)會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但這種作用逐漸減弱。出口短期來看可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但這種作用同樣也很小。

4.2 建議

以下根據(jù)研究結(jié)論，對(duì)天津市的外貿(mào)發(fā)展提出一些有針對(duì)性的建議。①擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易規(guī)模。盡管天津市進(jìn)出口貿(mào)易額近年來呈逐年上升趨勢(shì)，然而，每年進(jìn)出口貿(mào)易額占全國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額的比例相對(duì)較小，這表明天津進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展仍然不穩(wěn)定。結(jié)合沿海城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)，天津必須加快發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)，提高對(duì)外貿(mào)易依存度。②加快實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略。由的研究結(jié)果可知，外貿(mào)出口對(duì)天津經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是顯而易見的，這意味著出口可以給我們帶來更多的直接貿(mào)易優(yōu)勢(shì)和增加收入。