摘要：基于VAR模型，本文利用海南省1987-2006年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)和相關(guān)動(dòng)態(tài)分析方法對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易與海南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，海南省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，且出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有單向的格蘭杰因果關(guān)系，但出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)不強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；實(shí)證研究

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031(2008)04-0033-04

一、理論綜述

國(guó)外關(guān)于進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究較多，John Thomton(1996)對(duì)1895-1992年墨西哥的出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明，墨西哥的出口與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值存在著正向關(guān)系。[1]Francisco F. Ribeiro Ramos(2001)對(duì)1865-1998年葡萄牙的進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，分析顯示，進(jìn)出口與葡萄牙的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著雙向的因果關(guān)系，但是進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易之間不存在關(guān)系。[2]Jim Love Ramesh Chandra(2005)利用協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)孟加拉國(guó)實(shí)際產(chǎn)出、出口和貿(mào)易條件進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，三者存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。[3]

國(guó)內(nèi)方面，萬(wàn)金金、謝進(jìn)孝(2006)通過(guò)對(duì)1978-2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口均是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，且出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響顯著，進(jìn)口卻不明顯。[4]毛其淋(2007)利用回歸方程對(duì)浙江省進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果表明，出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要略強(qiáng)于進(jìn)口的影響。[5]王坤、張書云和馬龍龍(2004)對(duì)1978-2001年我國(guó)進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在唯一的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。[6]

作為經(jīng)濟(jì)特區(qū)的海南，其進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均已取得顯著的成績(jī)。2006年全省進(jìn)出口總額28.5億美元，增長(zhǎng)10.42%。GDP實(shí)現(xiàn)2051.4億元，增長(zhǎng)12.5%。因此，對(duì)海南省進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析很有現(xiàn)實(shí)意義。而且目前尚未有文獻(xiàn)對(duì)海南省進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。本文利用1987-2006年海南省年度數(shù)據(jù)，重點(diǎn)分析了這段時(shí)間內(nèi)海南省進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

二、海南省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

(一)基礎(chǔ)模型(VAR)和數(shù)據(jù)

向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型是1980年由西姆斯(C.A.Sims)引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中，通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。模型避開了結(jié)構(gòu)建模方法中需要對(duì)系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的建模問(wèn)題，具有較大的現(xiàn)實(shí)意義。

本文構(gòu)建的VAR模型可以表示為：

本文基于上述模型，采用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法從靜、動(dòng)態(tài)兩方面來(lái)研究海南省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。數(shù)據(jù)來(lái)源于1987-2006年《海南省統(tǒng)計(jì)年鑒》，為了消除變量之間的異常趨勢(shì)，對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)形式，分別記為：Lny、Lnex和Lnim。

(二)協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先需要對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，也只有在變量均是一階平穩(wěn)的條件下，才能進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)相關(guān)變量的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果列于表1。

通過(guò)ADF檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，接受序列Lny、Lnex和Lnim有單位根的假設(shè)，但拒絕這3個(gè)序列的一階差分具有單位根的假設(shè)，所以序列Lny、Lnex和Lnim都是一階單整、I(1)序列。它們均通過(guò)單位根檢驗(yàn)，可進(jìn)一步檢驗(yàn)它們之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整分析

檢驗(yàn)協(xié)整性其實(shí)就是檢驗(yàn)協(xié)整回歸方程的殘差項(xiàng)是否存在單位根。如果兩個(gè)序列不是協(xié)整的，殘差中一定存在單位根，這就是非協(xié)整性零假設(shè)。如果這兩個(gè)序列是協(xié)整的，殘差項(xiàng)將是平穩(wěn)的。關(guān)于協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和估計(jì)的方法主要有Engle—Granger兩步法和Johansen極大似然法。本文采用Johansen極大似然法來(lái)檢驗(yàn)序列Lny與Lnex、Lnim之間的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果列于表2。

從上式看出，進(jìn)出口貿(mào)易與GDP之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向變動(dòng)關(guān)系，且出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性較大，出口每增長(zhǎng)1%，GDP增長(zhǎng)5.4%。進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則存在方向變動(dòng)關(guān)系，其彈性相對(duì)較小，進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，GDP減少1.5%左右。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，海南省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系以及因果關(guān)系的方向如何，還需做進(jìn)一步的分析。筆者對(duì)模型的相關(guān)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

從表3可以看出，在5%顯著性水平下，出口是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，這是“出口拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的典型，說(shuō)明出口對(duì)于海南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起了非常顯著的帶動(dòng)作用。同時(shí)，進(jìn)口卻不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

(三)基于VAR模型的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析

基于建立的VAR模型，本文使用誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)分析進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

1.誤差修正模型

誤差修正模型基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，因此，又稱為DHSY模型。它的基本思路是如果VAR模型存在協(xié)整關(guān)系，則表明這些變量之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，而這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系是在短期波動(dòng)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以實(shí)現(xiàn)的。也就是說(shuō)，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系是因?yàn)橛幸环N調(diào)節(jié)機(jī)制(即誤差修正機(jī)制)一直在起作用，防止了長(zhǎng)期均衡關(guān)系出現(xiàn)較大的誤差。

在Johansen極大似然法協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)序列Lny、Lnex和Lnim建立誤差修正模型，滯后期采用2期。其結(jié)果如表4：

由表4可知，海南省進(jìn)出口誤差修正模型的誤差修正系數(shù)均小于零，符合反向修正原則，GDP誤差修正系數(shù)大于零，不符合反向修正原則。進(jìn)出口的誤差修正系數(shù)的絕對(duì)值均較大，說(shuō)明當(dāng)它們偏離均衡趨勢(shì)后的回調(diào)速度較大，其變量的波動(dòng)也較大。當(dāng)進(jìn)出口短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將分別以(-0.982)和(-1.830)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF：Impulse Response Function)用來(lái)衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響?？紤]本文的VAR模型：

由圖1可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Lny)對(duì)出口(Lnex)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息立刻有較強(qiáng)的反映，GDP增加了約0.05，隨后，到第2期就快速達(dá)到了近0.10，2-3期之間有一定的緩增，且到達(dá)最頂端，3-10期趨于緩降，但第10期的水平比第一期略強(qiáng)。短期來(lái)看，出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊很強(qiáng)；長(zhǎng)期來(lái)看，存在一定的緩增態(tài)勢(shì)。

由圖2可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Lny)對(duì)進(jìn)口(Lnim)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息立刻有較強(qiáng)的反映，GDP減少了約0.01，到第3期又快速下降到最低點(diǎn)(近-0.035)，隨后，在3-4期之間有一段緩增，4-7期增勢(shì)迅猛，7-10期增速稍緩，較之第一期有一定的增加。短期來(lái)看，進(jìn)口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊效應(yīng)很強(qiáng)；長(zhǎng)期來(lái)看，存在一定的緩降態(tài)勢(shì)。

3.方差分解

考察VAR模型時(shí)，還可以采用方差分解方法研究模型的動(dòng)態(tài)特征。其主要思想是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量(供m個(gè))的波動(dòng)(k步預(yù)測(cè)均方誤差)按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的m個(gè)組成部分，從而了解各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。

從表5可以看出，出口的新息對(duì)于GDP的影響呈上升走勢(shì)，到第10期為止，卻不超過(guò)9%，說(shuō)明出口在長(zhǎng)期對(duì)于GDP的拉動(dòng)效應(yīng)不強(qiáng)。第5期，進(jìn)口的新息對(duì)于GDP的的影響達(dá)到最高，僅占3%；隨后，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響卻有了緩慢下降的態(tài)勢(shì)，可見進(jìn)口在長(zhǎng)期對(duì)于GDP的影響相當(dāng)有限。

三、結(jié)論與評(píng)價(jià)

基于VAR模型，本文對(duì)海南省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解研究，得出結(jié)論如下

(一)海南省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在唯一的長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系

出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向變動(dòng)趨勢(shì)，進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在反向變動(dòng)趨勢(shì)，且出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)系數(shù)要遠(yuǎn)大于進(jìn)口的系數(shù)?？梢?，海南省凈出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較強(qiáng)，加大凈出口，特別是出口是提高全省經(jīng)濟(jì)總量的理想之路。

(二)海南省是典型的出口拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的經(jīng)濟(jì)體

格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示，出口貿(mào)易對(duì)于海南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的影響關(guān)系，但進(jìn)口卻不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。基于上述情況，發(fā)展出口貿(mào)易對(duì)于海南省的經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展將起到實(shí)質(zhì)的作用。

(三)出口貿(mào)易對(duì)海南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)較低

盡管出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的影響力，但通過(guò)脈沖響應(yīng)和方差分解動(dòng)態(tài)分析發(fā)現(xiàn)，出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的力量還有待加強(qiáng)。目前，海南省存在出口額不大、技術(shù)密集程度較差、單一依賴等問(wèn)題，因此，有針對(duì)性地解決這些問(wèn)題對(duì)于提高海南省出口貿(mào)易數(shù)量和質(zhì)量，從而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)久快速增長(zhǎng)將有立竿見影的效果。[7]

參考文獻(xiàn)：

[1] John Thomtom. Co-integration， causality and export-led growth in mexico(1895-1992) [J]. Economics Letters，1996：413-416.

[2] Francisco F. Ribeiro Ramos. Export， import， and economic growth in pPortugal：evidence from cansality and co-integration analysis [J]. Economics Modelling 18，2001：613-623.

[3] Jim Love and Ramesh Chandra. Testing export-led growth in Rangladesh in a multivariate VAR framework [J]. Journal of Asian Economics，2005：1155-1168.

[4] 萬(wàn)金金，謝進(jìn)孝.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J]，當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2006，(7).

[5] 毛其淋.進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的實(shí)證分析[J].黑龍江對(duì)外貿(mào)易，2007，(7).

[6] 王坤，張書云，馬龍龍.中國(guó)進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2004，(2).

[7] 李玉鳳.海南省出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度研究[J].價(jià)值工程，2006，(5).

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