摘要：綜合運用ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗等相關(guān)檢驗方法， 從進口額和出口額兩個方面就廣州對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)性進行實證分析，得出5%的顯著水平下廣州的進出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長存在單向的Granger因果關(guān)系，進出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系。以此結(jié)論提出相應的建議。

關(guān)鍵詞：協(xié)整檢驗 對外貿(mào)易 經(jīng)濟增長

運用不同的檢驗方法分析對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系會得出不一致的結(jié)論。協(xié)整理論用于研究多個非平穩(wěn)時間序列的均衡關(guān)系，因其克服了偽回歸現(xiàn)象，故適用于檢驗變量之間的長期均衡關(guān)系。廣州對外貿(mào)易進口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)數(shù)列，采用協(xié)整檢驗方法對其進行分析研究，有利于揭示廣州進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，從而提出相應建議。

一、指標的選取

在指標選取上，選擇1995年—2012年廣州地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（Export）＼進口額（Import）三個指標，具體數(shù)據(jù)以1996年—2013年的《廣東統(tǒng)計年鑒》為準（見表1）。

因以人民幣衡量的生產(chǎn)總值會受到國內(nèi)外政策與環(huán)境的影響，所以在數(shù)據(jù)分析中，將人民幣為單位的名義值用當年統(tǒng)計局公布的中間價格轉(zhuǎn)化成為以美元為單位的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

二、ADF單位根檢驗

用地區(qū)生產(chǎn)總值gdp衡量經(jīng)濟增長，ex為出口額， im為進口額。因為各指標存在異方差問題，也為了獲取相對平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，所以對其取自然對數(shù)，即lngdp、lnex、lnim。這些變量各自具有相同的趨勢，說明三個經(jīng)濟指標兩者間可能存在協(xié)整關(guān)系?？刹捎肁DF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗進行時間序列的單位根檢驗。對于每個指標構(gòu)成的時間序列可以采用如下檢驗方程進行分析： Δyt=μ+βtγyt-1+ζ1Δyt-1

其中Δyt=yt-yt-1，μ為截距項，t為時間趨勢項，εt為隨機誤差項。

表2是廣州各指標ADF檢驗的結(jié)果。由檢驗結(jié)果可知，取對數(shù)后廣州的lnex、lnim、lngdp不能在5%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設，而其一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此取對數(shù)后廣州生產(chǎn)總值、出口額和進口額都是I（1）單位根的時間序列，可以用它們做長期協(xié)整分析。

三、協(xié)整檢驗

采用Johansen極大似然估計法對變量進行協(xié)整檢驗。先確立VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為 2，由此可知協(xié)整檢驗的最優(yōu)階數(shù)為1，也就是說，上一期的進出口額對本期的經(jīng)濟增長有著顯著的影響。其次是對lngdp、Lnex、Lnim進行協(xié)整檢驗，其檢驗結(jié)果見表3。

由表3 可以看出，在 5%顯著水平下經(jīng)濟增長與進出口額之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，其對應協(xié)整關(guān)系式為：

Lngdpt=0.823484lnext+0.422141nimt +μt

（0.13651） （0.05457）

對殘差項μ進行單位根的檢驗結(jié)果說明，ADF的統(tǒng)計量小于5%置信水平的臨界值，序列項μ是平穩(wěn)的，因此變量lngdp、Lnex、Lnim之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在這種均衡關(guān)系中，廣州出口額和進口額都與經(jīng)濟增長正相關(guān)，這說明隨著進出口額的增長，經(jīng)濟也隨之增長。由結(jié)果可知，lnex關(guān)于lngdp的長期彈性為0.8235，表示廣州出口貿(mào)易總額每增長1%，廣州GDP會增長0.8235%左右。Lnim關(guān)于lngdp的長期彈性為0.42，表示廣州進口貿(mào)易總額每增長1%，廣州GDP會增長0.42%左右?？梢?，廣州出口貿(mào)易額對經(jīng)濟增長的貢獻大于廣州進口貿(mào)易額的貢獻。

四、Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗用以顯示變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但卻不能檢驗這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，這還需要使用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗。從前面的分析可知，協(xié)整模型的滯后量均為2，取對數(shù)后的廣州對外貿(mào)易進出口額和GDP的Granger因果關(guān)系見表4。

由Granger因果分析可知，在5%的顯著水平下廣州的對外貿(mào)易進出口額和經(jīng)濟增長存在單向的Granger因果關(guān)系，說明出口額和進口額是廣州經(jīng)濟增長變動的Granger原因，反之不成立。另外，進出口額之間存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與建議

綜合運用ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗等相關(guān)檢驗方法可知，廣州對外貿(mào)易發(fā)展是促進經(jīng)濟增長的因素之一。究其原因，首先是廣州進出口額的快速增長通過不同的機制促進了廣州經(jīng)濟的增長。同時，由于出口對經(jīng)濟增長直接的促進作用， 出口對經(jīng)濟的帶動作用肯定要明顯于進口。其次， 由于經(jīng)濟增長不是進出口額的原因，在一定程度上說明廣州經(jīng)濟增長尚未實現(xiàn)對進出口額增長的規(guī)模經(jīng)濟效應，進出口增長在很大程度上是由于對外經(jīng)濟政策推動而得以實現(xiàn)的。

廣州進出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系，并且對經(jīng)濟增長具有促進的作用。相關(guān)部門應利用國內(nèi)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的機會，優(yōu)化進出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)和地理分布、改善貿(mào)易的條件，用以促進經(jīng)濟增長。

參考文獻：

[1]李子奈，葉阿忠.高等計量經(jīng)濟學[M].北京：清華大學出版社，2000

[2]熊焰，趙鐵山.新加坡貿(mào)易收支之謎的協(xié)整分析[J].中南民族大學學報（自然科學版），2005（1）

[3]Hoover Causality in Macro-

economics[M]. Cambridge： Cambri-

dge University Press， 2001：46

〔本文系廣州市社會科學規(guī)劃2013年項目“廣州對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究”（項目編號：13G43）階段性成果〕

（申文青，1977年生，河南省洛陽市人，廣州大學松田學院管理學系副教授。研究方向：戰(zhàn)略與組織管理研究）endprint

摘要：綜合運用ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗等相關(guān)檢驗方法， 從進口額和出口額兩個方面就廣州對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)性進行實證分析，得出5%的顯著水平下廣州的進出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長存在單向的Granger因果關(guān)系，進出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系。以此結(jié)論提出相應的建議。

關(guān)鍵詞：協(xié)整檢驗 對外貿(mào)易 經(jīng)濟增長

運用不同的檢驗方法分析對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系會得出不一致的結(jié)論。協(xié)整理論用于研究多個非平穩(wěn)時間序列的均衡關(guān)系，因其克服了偽回歸現(xiàn)象，故適用于檢驗變量之間的長期均衡關(guān)系。廣州對外貿(mào)易進口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)數(shù)列，采用協(xié)整檢驗方法對其進行分析研究，有利于揭示廣州進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，從而提出相應建議。

一、指標的選取

在指標選取上，選擇1995年—2012年廣州地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（Export）＼進口額（Import）三個指標，具體數(shù)據(jù)以1996年—2013年的《廣東統(tǒng)計年鑒》為準（見表1）。

因以人民幣衡量的生產(chǎn)總值會受到國內(nèi)外政策與環(huán)境的影響，所以在數(shù)據(jù)分析中，將人民幣為單位的名義值用當年統(tǒng)計局公布的中間價格轉(zhuǎn)化成為以美元為單位的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

二、ADF單位根檢驗

用地區(qū)生產(chǎn)總值gdp衡量經(jīng)濟增長，ex為出口額， im為進口額。因為各指標存在異方差問題，也為了獲取相對平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，所以對其取自然對數(shù)，即lngdp、lnex、lnim。這些變量各自具有相同的趨勢，說明三個經(jīng)濟指標兩者間可能存在協(xié)整關(guān)系?？刹捎肁DF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗進行時間序列的單位根檢驗。對于每個指標構(gòu)成的時間序列可以采用如下檢驗方程進行分析： Δyt=μ+βtγyt-1+ζ1Δyt-1

其中Δyt=yt-yt-1，μ為截距項，t為時間趨勢項，εt為隨機誤差項。

表2是廣州各指標ADF檢驗的結(jié)果。由檢驗結(jié)果可知，取對數(shù)后廣州的lnex、lnim、lngdp不能在5%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設，而其一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此取對數(shù)后廣州生產(chǎn)總值、出口額和進口額都是I（1）單位根的時間序列，可以用它們做長期協(xié)整分析。

三、協(xié)整檢驗

采用Johansen極大似然估計法對變量進行協(xié)整檢驗。先確立VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為 2，由此可知協(xié)整檢驗的最優(yōu)階數(shù)為1，也就是說，上一期的進出口額對本期的經(jīng)濟增長有著顯著的影響。其次是對lngdp、Lnex、Lnim進行協(xié)整檢驗，其檢驗結(jié)果見表3。

由表3 可以看出，在 5%顯著水平下經(jīng)濟增長與進出口額之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，其對應協(xié)整關(guān)系式為：

Lngdpt=0.823484lnext+0.422141nimt +μt

（0.13651） （0.05457）

對殘差項μ進行單位根的檢驗結(jié)果說明，ADF的統(tǒng)計量小于5%置信水平的臨界值，序列項μ是平穩(wěn)的，因此變量lngdp、Lnex、Lnim之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在這種均衡關(guān)系中，廣州出口額和進口額都與經(jīng)濟增長正相關(guān)，這說明隨著進出口額的增長，經(jīng)濟也隨之增長。由結(jié)果可知，lnex關(guān)于lngdp的長期彈性為0.8235，表示廣州出口貿(mào)易總額每增長1%，廣州GDP會增長0.8235%左右。Lnim關(guān)于lngdp的長期彈性為0.42，表示廣州進口貿(mào)易總額每增長1%，廣州GDP會增長0.42%左右?？梢?，廣州出口貿(mào)易額對經(jīng)濟增長的貢獻大于廣州進口貿(mào)易額的貢獻。

四、Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗用以顯示變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但卻不能檢驗這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，這還需要使用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗。從前面的分析可知，協(xié)整模型的滯后量均為2，取對數(shù)后的廣州對外貿(mào)易進出口額和GDP的Granger因果關(guān)系見表4。

由Granger因果分析可知，在5%的顯著水平下廣州的對外貿(mào)易進出口額和經(jīng)濟增長存在單向的Granger因果關(guān)系，說明出口額和進口額是廣州經(jīng)濟增長變動的Granger原因，反之不成立。另外，進出口額之間存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與建議

綜合運用ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗等相關(guān)檢驗方法可知，廣州對外貿(mào)易發(fā)展是促進經(jīng)濟增長的因素之一。究其原因，首先是廣州進出口額的快速增長通過不同的機制促進了廣州經(jīng)濟的增長。同時，由于出口對經(jīng)濟增長直接的促進作用， 出口對經(jīng)濟的帶動作用肯定要明顯于進口。其次， 由于經(jīng)濟增長不是進出口額的原因，在一定程度上說明廣州經(jīng)濟增長尚未實現(xiàn)對進出口額增長的規(guī)模經(jīng)濟效應，進出口增長在很大程度上是由于對外經(jīng)濟政策推動而得以實現(xiàn)的。

廣州進出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系，并且對經(jīng)濟增長具有促進的作用。相關(guān)部門應利用國內(nèi)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的機會，優(yōu)化進出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)和地理分布、改善貿(mào)易的條件，用以促進經(jīng)濟增長。

參考文獻：

[1]李子奈，葉阿忠.高等計量經(jīng)濟學[M].北京：清華大學出版社，2000

[2]熊焰，趙鐵山.新加坡貿(mào)易收支之謎的協(xié)整分析[J].中南民族大學學報（自然科學版），2005（1）

[3]Hoover Causality in Macro-

economics[M]. Cambridge： Cambri-

dge University Press， 2001：46

〔本文系廣州市社會科學規(guī)劃2013年項目“廣州對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究”（項目編號：13G43）階段性成果〕

（申文青，1977年生，河南省洛陽市人，廣州大學松田學院管理學系副教授。研究方向：戰(zhàn)略與組織管理研究）endprint

摘要：綜合運用ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗等相關(guān)檢驗方法， 從進口額和出口額兩個方面就廣州對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)性進行實證分析，得出5%的顯著水平下廣州的進出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長存在單向的Granger因果關(guān)系，進出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系。以此結(jié)論提出相應的建議。

關(guān)鍵詞：協(xié)整檢驗 對外貿(mào)易 經(jīng)濟增長

運用不同的檢驗方法分析對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系會得出不一致的結(jié)論。協(xié)整理論用于研究多個非平穩(wěn)時間序列的均衡關(guān)系，因其克服了偽回歸現(xiàn)象，故適用于檢驗變量之間的長期均衡關(guān)系。廣州對外貿(mào)易進口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)數(shù)列，采用協(xié)整檢驗方法對其進行分析研究，有利于揭示廣州進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，從而提出相應建議。

一、指標的選取

在指標選取上，選擇1995年—2012年廣州地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（Export）＼進口額（Import）三個指標，具體數(shù)據(jù)以1996年—2013年的《廣東統(tǒng)計年鑒》為準（見表1）。

因以人民幣衡量的生產(chǎn)總值會受到國內(nèi)外政策與環(huán)境的影響，所以在數(shù)據(jù)分析中，將人民幣為單位的名義值用當年統(tǒng)計局公布的中間價格轉(zhuǎn)化成為以美元為單位的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

二、ADF單位根檢驗

用地區(qū)生產(chǎn)總值gdp衡量經(jīng)濟增長，ex為出口額， im為進口額。因為各指標存在異方差問題，也為了獲取相對平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，所以對其取自然對數(shù)，即lngdp、lnex、lnim。這些變量各自具有相同的趨勢，說明三個經(jīng)濟指標兩者間可能存在協(xié)整關(guān)系?？刹捎肁DF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗進行時間序列的單位根檢驗。對于每個指標構(gòu)成的時間序列可以采用如下檢驗方程進行分析： Δyt=μ+βtγyt-1+ζ1Δyt-1

其中Δyt=yt-yt-1，μ為截距項，t為時間趨勢項，εt為隨機誤差項。

表2是廣州各指標ADF檢驗的結(jié)果。由檢驗結(jié)果可知，取對數(shù)后廣州的lnex、lnim、lngdp不能在5%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設，而其一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此取對數(shù)后廣州生產(chǎn)總值、出口額和進口額都是I（1）單位根的時間序列，可以用它們做長期協(xié)整分析。

三、協(xié)整檢驗

采用Johansen極大似然估計法對變量進行協(xié)整檢驗。先確立VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為 2，由此可知協(xié)整檢驗的最優(yōu)階數(shù)為1，也就是說，上一期的進出口額對本期的經(jīng)濟增長有著顯著的影響。其次是對lngdp、Lnex、Lnim進行協(xié)整檢驗，其檢驗結(jié)果見表3。

由表3 可以看出，在 5%顯著水平下經(jīng)濟增長與進出口額之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，其對應協(xié)整關(guān)系式為：

Lngdpt=0.823484lnext+0.422141nimt +μt

（0.13651） （0.05457）

對殘差項μ進行單位根的檢驗結(jié)果說明，ADF的統(tǒng)計量小于5%置信水平的臨界值，序列項μ是平穩(wěn)的，因此變量lngdp、Lnex、Lnim之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在這種均衡關(guān)系中，廣州出口額和進口額都與經(jīng)濟增長正相關(guān)，這說明隨著進出口額的增長，經(jīng)濟也隨之增長。由結(jié)果可知，lnex關(guān)于lngdp的長期彈性為0.8235，表示廣州出口貿(mào)易總額每增長1%，廣州GDP會增長0.8235%左右。Lnim關(guān)于lngdp的長期彈性為0.42，表示廣州進口貿(mào)易總額每增長1%，廣州GDP會增長0.42%左右?？梢?，廣州出口貿(mào)易額對經(jīng)濟增長的貢獻大于廣州進口貿(mào)易額的貢獻。

四、Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗用以顯示變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但卻不能檢驗這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，這還需要使用Granger（1969）提出的因果關(guān)系檢驗。從前面的分析可知，協(xié)整模型的滯后量均為2，取對數(shù)后的廣州對外貿(mào)易進出口額和GDP的Granger因果關(guān)系見表4。

由Granger因果分析可知，在5%的顯著水平下廣州的對外貿(mào)易進出口額和經(jīng)濟增長存在單向的Granger因果關(guān)系，說明出口額和進口額是廣州經(jīng)濟增長變動的Granger原因，反之不成立。另外，進出口額之間存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與建議

綜合運用ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗等相關(guān)檢驗方法可知，廣州對外貿(mào)易發(fā)展是促進經(jīng)濟增長的因素之一。究其原因，首先是廣州進出口額的快速增長通過不同的機制促進了廣州經(jīng)濟的增長。同時，由于出口對經(jīng)濟增長直接的促進作用， 出口對經(jīng)濟的帶動作用肯定要明顯于進口。其次， 由于經(jīng)濟增長不是進出口額的原因，在一定程度上說明廣州經(jīng)濟增長尚未實現(xiàn)對進出口額增長的規(guī)模經(jīng)濟效應，進出口增長在很大程度上是由于對外經(jīng)濟政策推動而得以實現(xiàn)的。

廣州進出口貿(mào)易之間存在雙向的因果關(guān)系，并且對經(jīng)濟增長具有促進的作用。相關(guān)部門應利用國內(nèi)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的機會，優(yōu)化進出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)和地理分布、改善貿(mào)易的條件，用以促進經(jīng)濟增長。

參考文獻：

[1]李子奈，葉阿忠.高等計量經(jīng)濟學[M].北京：清華大學出版社，2000

[2]熊焰，趙鐵山.新加坡貿(mào)易收支之謎的協(xié)整分析[J].中南民族大學學報（自然科學版），2005（1）

[3]Hoover Causality in Macro-

economics[M]. Cambridge： Cambri-

dge University Press， 2001：46

〔本文系廣州市社會科學規(guī)劃2013年項目“廣州對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究”（項目編號：13G43）階段性成果〕

（申文青，1977年生，河南省洛陽市人，廣州大學松田學院管理學系副教授。研究方向：戰(zhàn)略與組織管理研究）endprint