吳圓圓 吳 然

(哈爾濱工業(yè)大學(xué)人文學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

一、引言

改革開(kāi)放30多年來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易迅猛發(fā)展，已成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力。大連市作為中國(guó)重要的港口、工業(yè)、商貿(mào)、旅游城市，因其獨(dú)特的地理優(yōu)勢(shì)，已基本形成了與國(guó)際經(jīng)濟(jì)接軌的具有較強(qiáng)城市功能的外向型經(jīng)濟(jì)格局。自20世紀(jì)80年代中期，大連市的出口額逐年增長(zhǎng)，從 1985年的 1.2億美元上升到 2009年的217.7367億美元，外貿(mào)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響已越來(lái)越受到人們的關(guān)注。

關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，李有(2010)利用協(xié)整技術(shù)分析出口、出口結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明，三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系;出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向的因果關(guān)系;出口結(jié)構(gòu)變化亦是出口擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。呂延方(2010)基于產(chǎn)業(yè)間面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板單位根檢驗(yàn)和模型估計(jì)方法，得出勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高是出口貿(mào)易變化重要的推動(dòng)力量，資源稟賦并不顯著影響中國(guó)出口貿(mào)易變化的結(jié)論。李玲慧(2010)運(yùn)用理論與實(shí)證分析相結(jié)合的方法進(jìn)行研究，結(jié)果表明:出口增長(zhǎng)能直接拉動(dòng)GDP的增長(zhǎng)，并且就業(yè)、消費(fèi)、投資、政府支出、進(jìn)口也受其影響。戴明華，王箐偉，范曉男(2009)利用協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)大連市進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果表明大連市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)口、出口、消費(fèi)、投資之間存在著一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

本文利用向量自回歸VAR(Vector Auto Regression)模型，對(duì)大連市出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行探討。

二、實(shí)證分析

1.變量的選取與數(shù)據(jù)的處理

本文主要采用兩個(gè)指標(biāo):大連市的生產(chǎn)總值(GDP)和外貿(mào)出口額(X)。實(shí)證分析中選取1985—2009年為數(shù)據(jù)樣本區(qū)間，所有數(shù)據(jù)由“中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的歷年統(tǒng)計(jì)公報(bào)”整理得出。為消除異方差影響，更好地說(shuō)明變量之間的關(guān)系，提高模型擬合效果，對(duì)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)，得到兩個(gè)新的序列Lngdp和Lnx;取對(duì)數(shù)同樣會(huì)縮小變量的取值范圍，使估計(jì)值對(duì)變量的異常檢測(cè)不太敏感。

2.單位根檢驗(yàn)

由于在建立VAR模型之前，必須確保序列是平穩(wěn)的，因此需要對(duì)序列Lngdp和Lnx進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。這里采用ADF檢驗(yàn)方法:首先確定有無(wú)趨勢(shì)、常數(shù)項(xiàng)以及滯后期數(shù)。一般的順序?yàn)?先選含趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的檢驗(yàn)，如果趨勢(shì)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不明顯，就再選只含常數(shù)項(xiàng)的，如果常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不明顯，就選擇常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)均不包括的一項(xiàng);滯后期的確定主要是根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則。利用Eviews 6.0軟件對(duì)序列Lnx和Lngdp進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)帶有常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)以及滯后期為4較符合兩序列的實(shí)際情況，所得結(jié)果如表1、2所示。

表1 LNX的單位根檢驗(yàn)

表2 LNGDP的單位根檢驗(yàn)

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，序列Lngdp和Lnx的ADF統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值分別為－7.367973、－3.925685，其絕對(duì)值明顯大于不同檢驗(yàn)水平的三個(gè)臨界值的絕對(duì)值，所以拒絕存在單位根的原假設(shè)，序列Lngdp和Lnx都是平穩(wěn)序列。

3.向量自回歸模型

結(jié)構(gòu)模型的建立通常以相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，試圖利用模型描述變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。實(shí)際中的許多問(wèn)題往往并不關(guān)注現(xiàn)象之間的結(jié)構(gòu)，而是需要了解它們之間的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律，即通過(guò)數(shù)據(jù)反映變量之間的動(dòng)態(tài)變化，向量自回歸模型是非結(jié)構(gòu)化的多方程模型。

向量自回歸模型實(shí)際上是向量自回歸移動(dòng)平均(VARMA)模型的簡(jiǎn)化，后者因參數(shù)過(guò)多帶來(lái)很多問(wèn)題而少有應(yīng)用。一般的VAR模型數(shù)學(xué)表達(dá)式為:

式中，Yt是m維內(nèi)生變量向量，Xt是d維外生變量向量，A1…Ap和B0…Br是待估計(jì)的參數(shù)矩陣，et是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其同時(shí)刻的元素可以彼此相關(guān)，但是不能與自身滯后期和模型右邊的變量相關(guān)。模型(1)中內(nèi)生變量有p階滯后，所以可稱其為一個(gè)VAR(p)模型。

在實(shí)際應(yīng)用中，通常希望滯后期p和r足夠大，從而完整地反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征。但另一方面，滯后期越長(zhǎng)，模型中待估計(jì)的參數(shù)就越多，自由度就越少。因此，應(yīng)在滯后期和自由度之間尋求一種均衡狀態(tài)，一般根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的準(zhǔn)則確定模型的階數(shù)。

這里，K=M(RD+PM)是估計(jì)參數(shù)個(gè)數(shù)，N是觀測(cè)值數(shù)目。

在利用Eviews 6.0軟件對(duì)序列Lngdp和Lnx建立向量自回歸模型的過(guò)程中，通過(guò)AIC，SC最小準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)p為一階到二階，采用OLS法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下:

在方程(4)和(5)中，所估計(jì)出來(lái)的參數(shù)大部分在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，只有少數(shù)幾個(gè)不甚顯著，因在一個(gè)方程中出現(xiàn)同樣變量的多個(gè)滯后值容易產(chǎn)生多重共線性，但從整體上看這些系數(shù)是顯著的。方程(4)顯示，Lngdp的一階滯后對(duì)其自身影響很大，呈正相關(guān)系;Lngdp的二階滯后對(duì)其自身影響越來(lái)越弱，而且是負(fù)的影響。后兩個(gè)參數(shù)的估計(jì)值均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且對(duì)Lngdp產(chǎn)生正的影響，表明大連市外貿(mào)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了顯著性的拉動(dòng)作用。方程(5)顯示，Lngdp的一階和二階滯后值對(duì)Lnx的影響很小，且t值不顯著，說(shuō)明大連市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有較好地為外貿(mào)出口拓寬渠道;外貿(mào)出口只是其自身的發(fā)展起到了很大的促進(jìn)作用。

三、結(jié)論

基于大連市1985—2009年外貿(mào)出口額與GDP的數(shù)據(jù)，對(duì)大連市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和外貿(mào)出口的關(guān)系進(jìn)行了VAR分析，結(jié)果表明:大連市的外貿(mào)出口對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著深遠(yuǎn)的影響，并且期限越長(zhǎng)其影響程度越大:第1期貢獻(xiàn)度為4.15%，第10期增長(zhǎng)到73.04%;相反，大連市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外貿(mào)出口的影響程度較小，并且隨著時(shí)間的推移還呈現(xiàn)不斷減弱的趨勢(shì);外貿(mào)出口的增長(zhǎng)受其自身的推動(dòng)很大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有較好地為出口拓寬渠道。

針對(duì)分析結(jié)果，提出以下幾點(diǎn)建議:

首先，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與產(chǎn)業(yè)升級(jí)。通過(guò)引進(jìn)外資和“走出去”，帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)品升級(jí)換代，培育一批有影響力的龍頭出口企業(yè)和有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的出口商品。其次，優(yōu)化進(jìn)出口結(jié)構(gòu)，保證進(jìn)出口平衡發(fā)展。大連市要積極實(shí)施“科技興貿(mào)、以質(zhì)取勝”戰(zhàn)略，以政策為導(dǎo)向，推進(jìn)外貿(mào)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化。從出口來(lái)看，大連市今后應(yīng)注重減少對(duì)美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)的過(guò)度依賴，積極開(kāi)拓其他發(fā)展中國(guó)家市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)出口市場(chǎng)多元化，以減少出口過(guò)度集中對(duì)經(jīng)濟(jì)的沖擊。從進(jìn)口來(lái)看，應(yīng)加速國(guó)內(nèi)生產(chǎn)進(jìn)口替代品速度和自主創(chuàng)新能力。

［1］李有.出口、出口結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.十堰職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2010(1):54－56.

［2］呂延方.中國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的決定因素－產(chǎn)業(yè)間面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2010(2):32－37.

［3］李玲慧.外貿(mào)出口對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響分析［J］.科學(xué)決策，2010(3):10 －42.

［4］戴明華，王箐偉，范曉男.進(jìn)出口貿(mào)易與大連地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證研究［J］.特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2009(7):58－59.