摘要：文章基于1978-2008年的數(shù)據(jù)，利用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函型，研究經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)口和出口關(guān)系的同時(shí)，解釋了勞動(dòng)力及資本對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。實(shí)證分析的結(jié)論是GDP與進(jìn)出口總額存在明顯的正相關(guān)性，進(jìn)口存在比出口更為明顯的正相關(guān)性。脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析顯示，盡管存在短期和長期Granger因果關(guān)系的變量相同，但短期和長期的具體效應(yīng)卻有較大差異。

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰檢驗(yàn)

一、 引言

本文主要從柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型出發(fā)，把進(jìn)口占GDP的比重、出口占GDP的比重這兩個(gè)結(jié)構(gòu)變量與勞動(dòng)力、資本等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素并列地作為生產(chǎn)投入來考察進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響，利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定的合理性和長期關(guān)系識(shí)別約束的有效性，在此基礎(chǔ)上有效實(shí)施Granger長期因果檢驗(yàn)。

二、 樣本數(shù)據(jù)選擇及模型確定

本文所使用的數(shù)據(jù)為1978年~2008年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)署Aggregate National Accounts數(shù)據(jù)庫，在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上，采用出口占GDP的比重（X）、進(jìn)口占GDP的比重（M）來反映對(duì)外貿(mào)易情況，用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，各數(shù)據(jù)均以1990年為基期。

模型的基本框架

研究投入要素與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，其基本形式如下：

Y=F（K，L）=AKαLβ

其中Y為產(chǎn)出，A是常數(shù)，K為資本投入量，L為勞動(dòng)力投入量，α為資本對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)，β為勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

模型中A反映了除資本和勞動(dòng)以外其他因素對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)，主要反映技術(shù)水平和制度、結(jié)構(gòu)等因素。一些文獻(xiàn)引入測(cè)度人力資本的替代變量對(duì)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行擴(kuò)展，考察人力資本積累對(duì)經(jīng)濟(jì)的作用。此類方法在本質(zhì)上是將相應(yīng)變量從A中分離出來進(jìn)行研究。根據(jù)相似的思路，也可將進(jìn)出口結(jié)構(gòu)因素從A中分離出來，將函數(shù)形式擴(kuò)展為：

Y=AKαLβxγmδ

其中x和m分別為出口和進(jìn)口占GDP的比重，即出口依存度和進(jìn)口依存度，γ和δ分別為二者的產(chǎn)出彈性。選擇比重而不是絕對(duì)數(shù)量作為Y的解釋變量理由有二：一是在國民經(jīng)濟(jì)核算中，凈進(jìn)出口額本身就是GDP的構(gòu)成部分；二是如果將A定義為技術(shù)、制度或結(jié)構(gòu)變量的話，用比重形式x和m來考察貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)不僅具有合理性，而且不會(huì)對(duì)原Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)量綱產(chǎn)生影響。

對(duì)方程兩邊取自然對(duì)數(shù)，同時(shí)引入誤差項(xiàng)e和時(shí)間向量t，可以獲得線性計(jì)量模型：LnYt=LnA+αLnKt+βLnLt+γLnxt+δLnmt+et

1. 資本存量的測(cè)算。測(cè)算資本存量的基本公式為：

Kt=It/pi+（1-αt）Kt-1

其中Kt為t年的實(shí)際資本存量，Kt-1為t-1年的實(shí)際資本存量，pi為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，It為t年的名義投資，αt為t年的固定資產(chǎn)折舊率。在確定了資本存量的初始值以及實(shí)際凈投資后，便可給出各年的實(shí)際資本存量。

中國早期的固定資產(chǎn)存量，統(tǒng)計(jì)年鑒上沒有公布，能夠查到的只有全民所有制企業(yè)的固定資產(chǎn)原值和凈值數(shù)據(jù)。本研究依據(jù)張軍、章元（2003）的估計(jì)結(jié)果得到1978年全國固定資產(chǎn)存量的初始值，并將其轉(zhuǎn)換為以1990年為基期的實(shí)際人民幣價(jià)值。同樣，假定每年的資本折舊率均為5%，以1990年為基期的各年固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)由聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)署Aggregate National Accounts數(shù)據(jù)庫提供。按照與張軍、章元（2003）相同的方法，可以得到中國1978年~2008年固定資產(chǎn)存量的實(shí)際人民幣價(jià)值。

2. 勞動(dòng)力估算。在市場經(jīng)濟(jì)條件下，勞動(dòng)者工資報(bào)酬能比較合理地反映勞動(dòng)投入的變化。在我國，由于分配體制不合理和缺乏市場機(jī)制的調(diào)節(jié)，工資報(bào)酬難以準(zhǔn)確地反映勞動(dòng)投入的變化。從較長時(shí)間看，由于社會(huì)發(fā)展、科技水平進(jìn)步、勞動(dòng)者教育水平提高，勞動(dòng)質(zhì)量是有所提高的；由于社會(huì)文明進(jìn)步，勞動(dòng)時(shí)間和勞動(dòng)強(qiáng)度會(huì)減少；三者相抵，用勞動(dòng)者人數(shù)代替勞動(dòng)投入量變動(dòng)，誤差估計(jì)不會(huì)很大，因此，采用年末就業(yè)人數(shù)來代替勞動(dòng)投入量。本文的勞動(dòng)力投入量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2009》1978年~2008年的就業(yè)人員數(shù)。

三、 實(shí)證分析結(jié)果

1. 平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于直接對(duì)非平穩(wěn)序列進(jìn)行OLS估計(jì)可能存在謬回歸問題，因此在對(duì)時(shí)間序列Ln（Y）、Ln（X）、Ln（M）、Ln（K）和 Ln（L）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須先對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系意味著不同序列含有共同趨勢(shì)，這要求序列必須含有相應(yīng)的隨機(jī)趨勢(shì)。本研究采用增廣Dicky-Fuller（ADF）檢驗(yàn)方法，并且借鑒龐德良、洪宇（2009）協(xié)整檢驗(yàn)的思路。關(guān)于ADF單位根檢驗(yàn)的具體模型形式，筆者先是假定存在線性確定趨勢(shì)和截距項(xiàng)，若截距項(xiàng)無法在0.05水平下通過顯著性檢驗(yàn)，則對(duì)含有趨勢(shì)項(xiàng)的模型進(jìn)行檢驗(yàn)；若趨勢(shì)項(xiàng)仍然無法在0.05水平下顯著，則確定模型不含附加項(xiàng)。ADF單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)是向量自回歸模型，因而筆者根據(jù)SC準(zhǔn)則選取最優(yōu)滯后期數(shù)。對(duì)原序列及其一階差分序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。

單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明：所有水平序列均無法在0.05顯著水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，而其一階差分序列都是平穩(wěn)變量。換言之，本研究所使用的變量均為I（1）即一階單整過程，不能直接進(jìn)行OLS估計(jì)；但由于它們都是同階單整，可以通過協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)考察變量之間是否存在長期均衡協(xié)整關(guān)系。

2. Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。本研究涉及到5個(gè)變量，不能用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，因此筆者選用Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期數(shù)和模型形式非常敏感，因此筆者沒有預(yù)先假設(shè)某一特定的滯后期數(shù)及模型形式，以保障分析客觀性。

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)最優(yōu)滯后期數(shù)由無約束向量自回歸（VAR）模型確定。由于采用了年度數(shù)據(jù)、樣本容量較小，本研究建立最大滯后階數(shù)為3的無約束VAR模型，根據(jù)AIC和SC最小信息準(zhǔn)則，確定VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)p=3。按照協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)最優(yōu)滯后期數(shù)為p-1的原則，確定Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的滯后期數(shù)為2。

根據(jù)模型是否包括截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)具體形式存在5種可能：（1）序列和協(xié)整方程既無截距又無確定趨勢(shì)；（2）序列無截距，協(xié)整方程有截距；（3）序列與協(xié)整方程均有截距；（4）序列僅有截距、協(xié)整方程有確定趨勢(shì)；（5）序列和協(xié)整方程有二次趨勢(shì)項(xiàng)。筆者對(duì)每種形式進(jìn)行檢驗(yàn)，若特征值跡統(tǒng)計(jì)量以及最大特征根在0.01水平拒絕協(xié)整秩r=0原假設(shè)，則變量之間至少存在一種協(xié)整關(guān)系。表2匯總報(bào)告5種模型形式檢驗(yàn)結(jié)果。

檢驗(yàn)結(jié)果表明每一種模型都有可能存在多個(gè)協(xié)整關(guān)系，而不同模型的估計(jì)結(jié)果可能存在較大差異。為解決這一問題，筆者基于上述5種模型形式分別構(gòu)建相應(yīng)向量誤差修正模型（VECM），表2下半部分給出了對(duì)5組VECM的模型形式分別進(jìn)行整體評(píng)價(jià)的AIC和SC統(tǒng)計(jì)量，兩種信息準(zhǔn)則統(tǒng)計(jì)量都判斷協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)模型形式為“序列和協(xié)整方程有二次趨勢(shì)項(xiàng)”。由此得到反映長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程為：

lnY=0.0738lnX+0.1365lnM+0.5605lnL+0.5298lnK+0.01@trend+3.404

[1.8239] [3.9989] [4.0561] [2.9711]

由上式可知，T統(tǒng)計(jì)量顯示所有四個(gè)變量均可以顯著地進(jìn)入?yún)f(xié)整方程。與預(yù)期相符的是固定資本和勞動(dòng)力對(duì)GDP的系數(shù)均顯著為正，進(jìn)口與出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)作用，且進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用超過了出口?？梢钥吹?，進(jìn)口每增加1%，GDP將增加0.137%個(gè)單位，而出口每增加1%，GDP只增加0.074%個(gè)單位。

3. 基于誤差修正模型的Granger檢驗(yàn)。

（1）誤差修正模型。根據(jù)Granger定理，如果非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以建立VECM。

ECM=lnY-0.073 8lnX-0.136 5lnM-0.560 5lnL-0.529 8lnK-0.01@trend-3.404

其中，ECM是VECM的誤差修正項(xiàng)，反映由短期偏離向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的過程，GDP、資本與勞動(dòng)力變量的ECM均為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。

（2）短期Granger檢驗(yàn)。短期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)通過對(duì)各VECM自變量滯后項(xiàng)的弱外生性進(jìn)行Wald檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn)，若χ2統(tǒng)計(jì)量伴隨概率小于5%，則拒絕短期Granger非因果關(guān)系的原假設(shè)。表3給出了基于誤差修正模型短期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。

由短期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果知，對(duì)于lnY、lnX和lnM三個(gè)變量而言，進(jìn)口、出口均是GDP的短期Granger原因，驗(yàn)證了進(jìn)口和出口對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長有拉動(dòng)作用的結(jié)論。同時(shí)，出口、進(jìn)口與GDP互為因果，且資本與勞動(dòng)力互為因果。

需要指出，表3中Granger檢驗(yàn)的結(jié)果僅僅反映了一個(gè)變量能否用于另一變量的向前一期預(yù)測(cè)，即便承認(rèn)原因發(fā)生在結(jié)果之前，且不考慮前瞻行為、外生性和重要變量遺漏等問題影響，我們也不能將這里的檢驗(yàn)結(jié)果與一般意義因果關(guān)系聯(lián)系起來。因?yàn)橄到y(tǒng)中除“原因”和“結(jié)果”外，還存在其他輔助變量，從而變量之間的相互影響可能是間接的。例如，表3的輸出結(jié)果表明，出口對(duì)進(jìn)口的向前一期預(yù)測(cè)沒有幫助，但出口可能會(huì)通過GDP間接影響進(jìn)口的向前多期預(yù)測(cè)。因此，為深入研究各變量之間因果關(guān)系，還需要進(jìn)行長期因果檢驗(yàn)。

（3）長期Granger檢驗(yàn)。長期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)通過對(duì)各VECM的誤差修正項(xiàng)ECM與自變量的滯后項(xiàng)的Wald聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)進(jìn)行，若F統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率小于5%，則拒絕長期Granger非因果關(guān)系的原假設(shè)。表4報(bào)告了長期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。

與短期Granger非因果關(guān)系不同，資本也是GDP增長長期Granger原因，并且，GDP、進(jìn)口、出口和勞動(dòng)力均是資本長期Granger原因。通過表4，我們可以知道進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的途徑。進(jìn)口是資本的原因，而資本又是GDP的原因，因此，進(jìn)口通過資本的傳導(dǎo)在長期起到促進(jìn)GDP增長的作用。同樣地，出口亦是資本的原因，資本是GDP的原因，從而最終拉動(dòng)GDP的增長。

4. 脈沖響應(yīng)函數(shù)。協(xié)整分析以及基于短期和長期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)揭示了變量之間的關(guān)系，但一個(gè)變量作用于另一變量的動(dòng)態(tài)特征也是本研究關(guān)注的問題。為考察存在Granger因果關(guān)系變量之間相互影響的時(shí)間路徑，筆者以誤差修正模型為基礎(chǔ)，采用正交化處理和Cholesky分解方法建立脈沖響應(yīng)函數(shù)模型。通過在VECM模型誤差項(xiàng)上施加創(chuàng)新沖擊，可以用脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線來刻畫內(nèi)生變量沖擊效應(yīng)的時(shí)間路徑。

由于短期和長期Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，筆者以作為Granger原因的內(nèi)生變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，來考察作為Granger結(jié)果的變量的脈沖響應(yīng)。考慮到篇幅問題，僅給出進(jìn)出口對(duì)GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，如圖1和圖2所示。

首先，出口lnX一單位標(biāo)準(zhǔn)差創(chuàng)新對(duì)lnY沖擊效應(yīng)在短期和長期不同。滯后3期出口增加對(duì)GDP具有負(fù)效應(yīng)，但其后效應(yīng)則轉(zhuǎn)變?yōu)檎?。因此，出口增加雖然在短期內(nèi)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)向影響，但從長期來看則對(duì)GDP有促進(jìn)作用。在5期達(dá)到了最大效應(yīng)，從第10期開始趨于收斂。

第二，進(jìn)口lnM對(duì)lnY影響在長期和短期也不同，滯后2.5期左右，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊效應(yīng)開始從負(fù)轉(zhuǎn)正，在第10期后趨于收斂。這說明進(jìn)口增加會(huì)推動(dòng)GDP增長，作為對(duì)外貿(mào)易的一方面，其作用不容忽視。

第三，資本lnK對(duì)lnY影響同樣有長期正效應(yīng)。在前4期，資本增加對(duì)GDP正向促進(jìn)作用逐步提高。通常，經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始階段，資本的增加是十分重要的；在經(jīng)濟(jì)增長的工業(yè)化階段，資本的相對(duì)作用會(huì)下降，并被技術(shù)進(jìn)步所取代。

第四，勞動(dòng)力lnL對(duì)lnY的影響也存在長期正效應(yīng)，但滯后1期勞動(dòng)力增加對(duì)GDP具有的促進(jìn)作用是下降的，可以理解在邊際收益遞減作用下，勞動(dòng)力增加，產(chǎn)出增加量減少。從第2期開始是一個(gè)波動(dòng)式上升的過程，其累積效應(yīng)始終為正。一方面，隨著勞動(dòng)力的不斷投入，勞動(dòng)力價(jià)格降低，利潤率提高，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到推動(dòng)作用；另一方面，從新增長理論出發(fā)，專業(yè)化利益的存在會(huì)使自給自足的經(jīng)濟(jì)向勞動(dòng)分工方向發(fā)展，而勞動(dòng)分工水平?jīng)Q定經(jīng)濟(jì)增長率。

四、 結(jié)論

本研究的實(shí)證結(jié)果在一定程度上很好地驗(yàn)證了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用，對(duì)經(jīng)濟(jì)政策的制定有重要借鑒意義。長期以來，學(xué)術(shù)界和實(shí)際部門都存在重視出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，而低估進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用的傾向。然而，這是一種誤解。進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易都能對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生推動(dòng)作用。本研究的協(xié)整方程顯示，中國進(jìn)口依存度的產(chǎn)出彈性大于出口依存度的產(chǎn)出彈性。同時(shí)，通過格蘭杰因果關(guān)系分析可知，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用在一定程度上是通過促進(jìn)資本積累實(shí)現(xiàn)的，而資本是技術(shù)的重要載體之一，通過資本品的進(jìn)口從而促進(jìn)資本積累和技術(shù)進(jìn)步，會(huì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長。

因此，對(duì)我國現(xiàn)行具有重商主義性質(zhì)的外貿(mào)政策要進(jìn)行重新的審視與定位，應(yīng)該在擴(kuò)大出口的同時(shí)，加快進(jìn)口體制改革。今后的政策重點(diǎn)應(yīng)該是在科學(xué)研究和正確把握不同進(jìn)口產(chǎn)品對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)高低的基礎(chǔ)上，從進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的角度決定進(jìn)口政策的重點(diǎn)。當(dāng)前經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，我國面臨的主要問題是基礎(chǔ)性材料和能源需求的不斷增長與國內(nèi)長期有效供給嚴(yán)重不足之間的矛盾，因此，我國現(xiàn)實(shí)的選擇是適度依托國際市場，通過進(jìn)口貿(mào)易途徑來彌補(bǔ)我國的資源供給不足，構(gòu)建我國生產(chǎn)資源安全供應(yīng)體系，保證我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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作者簡介：李京曉，南開大學(xué)濱海開發(fā)研究院博士生；李華，遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院規(guī)制經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生。

收稿日期：2012-02-17。