摘要：根據(jù)1992-2009年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，利用協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)及方差分解等方法，對(duì)閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。研究表明，福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易有力促進(jìn)了臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞：閩臺(tái)貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整；脈沖響應(yīng)方差分解

中圖分類號(hào)：F710 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107(2012)01-0072-05

閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作是海峽兩岸經(jīng)濟(jì)關(guān)系中最具特色的重要組成部分。改革開放以來，在海峽兩岸局勢(shì)的演變和閩臺(tái)之間內(nèi)在因素的推動(dòng)下，閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)關(guān)系不斷向前發(fā)展。進(jìn)入21世紀(jì)后，對(duì)臺(tái)先行先試的海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)，及海峽兩岸經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議(ECFA)的簽訂，為閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作提供了更為廣闊的發(fā)展空間，閩臺(tái)交流與合作不斷向縱深拓展。閩臺(tái)貿(mào)易往來不斷擴(kuò)大，貿(mào)易形式更加多樣化。2009年，閩臺(tái)貿(mào)易總額達(dá)69.91億美元，其中福建對(duì)臺(tái)出口15.4億美元，自臺(tái)進(jìn)口54.51億美元。臺(tái)灣目前已是福建省的第三大貿(mào)易伙伴、第一大進(jìn)口市場(chǎng)和第七大出口地區(qū)，閩臺(tái)貿(mào)易合作已成為福建經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動(dòng)力量。

也因此，閩臺(tái)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作關(guān)系問題引起了學(xué)界較多專家學(xué)者的關(guān)注，形成了較多的研究成果。郭麗立足于閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作的現(xiàn)狀，揭示了閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作存在的主要問題。楊小紅探討了閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作的現(xiàn)狀特點(diǎn)，分析了制約閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作發(fā)展的因素，提出了進(jìn)一步深化閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作的對(duì)策。單玉麗定性分析了閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)合作的互動(dòng)效應(yīng)，探討了經(jīng)貿(mào)合作對(duì)閩臺(tái)相互依存度的影響，提出了推進(jìn)閩臺(tái)經(jīng)貿(mào)互動(dòng)，加快海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)的基本思路。戴淑庚計(jì)量研究表明閩臺(tái)貿(mào)易在促進(jìn)海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的績(jī)效顯著。王瓊編制并測(cè)量了閩臺(tái)經(jīng)濟(jì)合作緊密程度指數(shù)，分析兩地經(jīng)濟(jì)合作的發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢(shì)，得到閩臺(tái)經(jīng)濟(jì)合作緊密程度在不斷提高的實(shí)證結(jié)果。

以上相關(guān)研究大部分是從定性角度分析兩岸經(jīng)貿(mào)的現(xiàn)狀、互動(dòng)和經(jīng)貿(mào)關(guān)系走向，而從計(jì)量角度探討閩臺(tái)貿(mào)易對(duì)福建經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究相對(duì)較少，且多數(shù)僅停留在貿(mào)易總體層面，未能揭示閩臺(tái)貿(mào)易中進(jìn)口或出口對(duì)福建省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。為此，在已有研究基礎(chǔ)上，本文擬用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解等分析方法，對(duì)閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。

二、閩臺(tái)貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)的選取與說明。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)取自1992-2009年的年度數(shù)據(jù)，來源于《福建統(tǒng)計(jì)年鑒》及《福建省對(duì)外經(jīng)貿(mào)年鑒》(1993-2010)。用福建地區(qū)生產(chǎn)總值表示福建的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，用符號(hào)GDP加以代表，并根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010年》中歷年人民幣匯率(年平均價(jià))全部折算成美元，以億美元作為單位。分別用EX及IM表示福建對(duì)臺(tái)出口額及自臺(tái)進(jìn)口額，單位同樣為億美元。為消除樣本時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)原有數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換之后的序列則分別用LNGDP、LNEX及LNIM來表示。下文所作的所有統(tǒng)計(jì)分析均以轉(zhuǎn)換序列為樣本。有關(guān)變量的變化趨勢(shì)圖及它們一階差分圖見

圖1可以看出，三個(gè)變量都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，變化趨勢(shì)大體一致，說明變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系。圖2則反映了各變量經(jīng)一階差分后，序列趨勢(shì)消失，大致可以看出各變量一階差分呈現(xiàn)平穩(wěn)的特征。

2.ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于LNGDP、LNEX以及LNIM三個(gè)變量都屬于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為避免出現(xiàn)偽回歸問題，本文使用ADF單位根檢驗(yàn)法分別就每個(gè)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的水平和一階差分形式進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)的結(jié)果顯示(見表1)，變量LNGDP、LNEX及LNIM的水平序列的ADF檢驗(yàn)值均大于5％的顯著性水平下的臨界值，表明上述三個(gè)變量都是非平穩(wěn)序列。LNGDP、LNIM兩變量的一階差分的ADF檢驗(yàn)值均小于1％的顯著性水平下的臨界值；LNEX變量的一階差分的ADF檢驗(yàn)值雖大于1％的顯著性水平下的臨界值，卻小于5％的顯著性水平下的臨界值。表明在5％的顯著性水平下，三個(gè)變量的一階差分都是平穩(wěn)序列，即變量LNG—DP、LNEX及LNIM都是I(1)序列。對(duì)于一階單整的時(shí)間序列可以進(jìn)行進(jìn)一步的變量間的協(xié)整分析。

3.協(xié)整檢驗(yàn)。通過ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)得知，LNGDP、LNEX及LNIM序列都是非平穩(wěn)的序列，但都是一階單整序列。對(duì)非平穩(wěn)變量建立OLS回歸模型分析可能產(chǎn)生虛假回歸，因而本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)樣本序列進(jìn)行協(xié)整性分析。具體協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從表2檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，不論是跡檢驗(yàn)還是最大特征值檢驗(yàn)，在1％的顯著性水平下，拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系(r=0)的零假設(shè)，接受了至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系(r≤1)的零假設(shè)，這充分表明了LNGDP、LNEX、LNIM三個(gè)序列之間存在而且僅存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)表3所給出的數(shù)據(jù)，得到估計(jì)出的三個(gè)變量之間協(xié)整關(guān)系表達(dá)式如下：

ECM=LNGDP-0.050186LNEX-1.761597LNIM-1.805 594

(0.18568) (0.28083) (0.65926)

所列協(xié)整關(guān)系表達(dá)式中協(xié)整系數(shù)下方括號(hào)中的數(shù)字為漸近標(biāo)準(zhǔn)差。重新利用ADF檢驗(yàn)法，對(duì)ECM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到ECM的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(-3.492713)小于1％的顯著性水平臨界值(-2.708094)，反映出此時(shí)ECM序列已經(jīng)是平穩(wěn)序列。因而就進(jìn)一步表明了I.NGDP、LNEX及LNIM之間的協(xié)整關(guān)系是正確的，它們之間確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.Granger因果檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。利用Eviews5.0統(tǒng)計(jì)軟件，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定了各變量的滯后項(xiàng)為2，得到Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

從表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，在1％的顯著性水平之上，福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是福建對(duì)臺(tái)出口的Granger原因，但不是自臺(tái)進(jìn)口的Granger原因；福建對(duì)臺(tái)出口(5％的顯著性水平)及自臺(tái)進(jìn)口都是自身經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LNGDP)的Granger原因；自臺(tái)進(jìn)口是對(duì)臺(tái)出口的Granger因果關(guān)系，對(duì)臺(tái)出口不是自臺(tái)進(jìn)口的Granger原因。

5.脈沖響應(yīng)分析。Granger因果性檢驗(yàn)識(shí)別并說明了各變量之間的因果關(guān)系，卻不能很好地揭示各變量之間的短期關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以彌補(bǔ)Granger因果檢驗(yàn)的不足。由于LNGDP、LNEX、LNIM均可看做內(nèi)生變量，符合建立向量自回歸VAR模型的條件。經(jīng)VAR模型滯后階數(shù)的各種準(zhǔn)則綜合考慮比較，選取滯后階數(shù)為1。經(jīng)過檢驗(yàn)，模型是顯著的，所有特征根根模的倒數(shù)都小于l(見圖3)。

為了避免在使用Cholesky分解技術(shù)時(shí)，南于變量排序的不同會(huì)得出不同的結(jié)果，本文采用廣義脈沖響應(yīng)方法進(jìn)行分析，脈沖響應(yīng)見圖4。圖4中的橫軸表示新息沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示因變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度，在模型中將新息沖擊作用的滯后期設(shè)定為10。圖4顯示，福建地區(qū)生產(chǎn)總值GDP在受到來自對(duì)臺(tái)灣出口及自臺(tái)灣進(jìn)口的新息沖擊后，變化大體相同，在當(dāng)期即顯示出較強(qiáng)的正向效應(yīng)，在第2期達(dá)到最高點(diǎn)之后逐漸回落，在第4期后則保持較為平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢(shì)。這足以反應(yīng)了閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊具有明顯的促進(jìn)作用和較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。

在脈沖響應(yīng)分析基礎(chǔ)上，根據(jù)方差分解方法的基本原理，可以進(jìn)一步分析閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度，方差分解結(jié)果見表5。表5顯示，從第1期開始，福建GDP的波動(dòng)對(duì)來自于自身的擾動(dòng)有所下降，最終大致穩(wěn)定在89％左右；來自對(duì)臺(tái)出口LNEX的擾動(dòng)逐漸上升，對(duì)臺(tái)出口的福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度大致為6％；來自自臺(tái)進(jìn)口LNIM的擾動(dòng)亦不斷攀升，其對(duì)LNGDP的最大貢獻(xiàn)度約為4％。

總體而言，脈沖響應(yīng)及方差分解分析結(jié)果，基本反映了閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易是拉動(dòng)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極力量，這與前面的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果相互一致。

三、實(shí)證結(jié)論

通過對(duì)閩臺(tái)貿(mào)易對(duì)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)系的效應(yīng)實(shí)證分析，不難得出：福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易之間，存在長(zhǎng)期唯一的協(xié)整關(guān)系。

1.從長(zhǎng)期來看，閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)福建的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的推動(dòng)作用。福建自臺(tái)灣的進(jìn)口貿(mào)易每增長(zhǎng)1％，福建GDP將增長(zhǎng)1.761597％；對(duì)臺(tái)出口貿(mào)易每增長(zhǎng)1％，福建GDP將增長(zhǎng)0.050186％。自臺(tái)灣進(jìn)口對(duì)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的推動(dòng)作用，對(duì)臺(tái)出口對(duì)福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用則較弱。

2.通過Granger因果檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)臺(tái)出口貿(mào)易與福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為Granger原因；自臺(tái)進(jìn)口貿(mào)易是福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及福建出口貿(mào)易增長(zhǎng)的Granger原因。表明了短期內(nèi)，不管是向臺(tái)灣出口或是自臺(tái)灣進(jìn)口，都能夠起到推動(dòng)福建省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，自臺(tái)進(jìn)口的增長(zhǎng)亦能帶動(dòng)對(duì)臺(tái)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)。

3.脈沖響應(yīng)與方差分解分析結(jié)果也顯示，向臺(tái)灣出口或是自臺(tái)灣進(jìn)口的增長(zhǎng)都給福建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來顯著及持久的正向沖擊，且在短期內(nèi)，對(duì)臺(tái)出口貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度大于自臺(tái)進(jìn)口的貢獻(xiàn)。

綜上，不管是長(zhǎng)期還是短期，閩臺(tái)進(jìn)出口貿(mào)易都能夠較顯著地促進(jìn)福建的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。出口有利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，這與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的“出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的假說相吻合。而進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有拉動(dòng)作用，似乎與我們的常識(shí)相違背。但通過檢查分析福建自臺(tái)灣進(jìn)口產(chǎn)品的構(gòu)成可以發(fā)現(xiàn)，福建省的進(jìn)口品中有大量關(guān)鍵生產(chǎn)設(shè)備、高新技術(shù)和重要原料，這些進(jìn)口產(chǎn)品不僅有利于促進(jìn)技術(shù)提升和生產(chǎn)效率的提高，甚至可能通過技術(shù)外溢效應(yīng)帶動(dòng)區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。此外，其中還有不少進(jìn)口品是直接為出口服務(wù)的，進(jìn)口可以通過影響出口而間接地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Granger因果檢驗(yàn)也證明了這點(diǎn))。因此，出口和進(jìn)口共同對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，是可以理解的。正是由于進(jìn)口是通過出口或其他方面間接地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這也就很好地解釋了為何短期內(nèi)福建對(duì)臺(tái)出口貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用大于自臺(tái)進(jìn)口貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

當(dāng)前，在海峽兩岸經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議(ECFA)簽訂并已生效的有利背景下，福建省更應(yīng)著力探索對(duì)臺(tái)先行先試，包括率先落實(shí)ECFA的早收清單和有關(guān)內(nèi)容，不斷拓展對(duì)臺(tái)貿(mào)易，以期能更快更好地促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。