龍少波　張軍

摘要：文章利用ARDL模型以及邊限協(xié)整方法，就外貿(mào)依存度、外資依存度對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了研究。實證研究表明，外貿(mào)依存度、外資依存度與中國經(jīng)濟(jì)增長率之間存在明顯的邊限協(xié)整關(guān)系，外貿(mào)依存度和外資依存度的上升都會對中國經(jīng)濟(jì)增長率形成正向的提升作用，但外資依存度對經(jīng)濟(jì)增長的作用要大于外貿(mào)依存度對經(jīng)濟(jì)增長的作用。這可能是長期以來，F(xiàn)DI不僅僅為中國提供了經(jīng)濟(jì)增長所需要的資金，而且為中國的經(jīng)濟(jì)增長帶來了技術(shù)創(chuàng)新，從而為長期的經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長提供動力有關(guān)。

關(guān)鍵詞：外貿(mào)依存度；外資依存度；經(jīng)濟(jì)增長；ARDL；邊限協(xié)整

一、 文獻(xiàn)綜述

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，對外貿(mào)易與外商直接投資（FDI）已經(jīng)成為影響和促進(jìn)經(jīng)東道國經(jīng)濟(jì)增長的重要力量。自改革開放以來，我國的進(jìn)出口貿(mào)易總量從1978年的355億元增加2012年的244 160億元，實際利用外資金額從1983年的66.4億元增加到2012年的7 152億元，F(xiàn)DI與貿(mào)易總額也不斷攀升，其對經(jīng)濟(jì)增長的作用值得我們關(guān)注。Chenery和Strout （1966） 的理論認(rèn)為，F(xiàn)DI可以彌補(bǔ)東道國的儲蓄和外匯資金不足而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。Borensztein等（1998）對OECD國家的數(shù)據(jù)也研究表明，F(xiàn)DI能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長?？蒂澚?、張必松（2006）利用協(xié)整理論建立向量誤差修正模型證明了FDI、國際貿(mào)易與我國經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。但何菊香和汪壽陽（2011）的研究表明金磚四國中除中國以外的其他三國的FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的因果關(guān)系，但中國的FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系卻不穩(wěn)定。

進(jìn)出口貿(mào)易尤其是出口則是通過增加外部需求來拉動經(jīng)濟(jì)的增長。Jordan Shan（2002）對1978年～1996年區(qū)間中國的數(shù)據(jù)分析表明，我國出口與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間存在相互影響因果關(guān)系。王坤、張書云（2004）利用中國 1978年～2002年數(shù)據(jù)對中國對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，結(jié)果也表明中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間互為因果的關(guān)系。韓家彬等（2012）利用面板數(shù)據(jù)的方法研究了金磚五國的FDI和進(jìn)出口對各自經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易和FDI與金磚五國的經(jīng)濟(jì)增長同方向變動，且由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的差異，進(jìn)出口對各國經(jīng)濟(jì)增長的影響力有較大的差別。事實上，F(xiàn)DI可以通過對東道主國家提供資金和技術(shù)支持，為其創(chuàng)造更大生產(chǎn)能力，改善產(chǎn)品的質(zhì)量，從而增加?xùn)|道主國家的貿(mào)易量來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長?？梢?，F(xiàn)DI與國際貿(mào)易在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程中可能還存在“互補(bǔ)效應(yīng)”。

以上研究主要集中在FDI與進(jìn)出口貿(mào)易量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，尚無文獻(xiàn)對FDI占GDP的相對比例（外資依存度）和進(jìn)出口貿(mào)易占GDP比重（外貿(mào)依存度）與經(jīng)濟(jì)增長率之間關(guān)系進(jìn)行研究。雖然，改革開放以來我國的FDI與進(jìn)出口貿(mào)易總額實現(xiàn)了持續(xù)的攀升，但是FDI與進(jìn)出口貿(mào)易占GDP的比重分別在1997年與2006年出現(xiàn)了下滑（如圖1所示）。但此時的中國經(jīng)濟(jì)增速仍處于高速增長期，因此，我們可能有理由重新對外資依存度與外貿(mào)依存度與經(jīng)濟(jì)增長率之間的關(guān)系進(jìn)行研究。另外，上述的研究方法主要是利用向量自回歸（VAR）模型和VECM模型進(jìn)行研究，但是時間序列的原序列同階單整的要求可能并沒有完全滿足，從而會造成估計的偏誤。基于這兩點，本文將利用ARDL模型就外貿(mào)依存度、外資依存度對中國經(jīng)濟(jì)增長影響進(jìn)行研究。

二、 數(shù)據(jù)來源和實證分析

1. 數(shù)據(jù)來源。本文利用1983年至2012年間的年度數(shù)據(jù)，來驗證外貿(mào)依存度（tr）、外資依存度（fdi）與GDP增速（gdp）之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)來源于各年的統(tǒng)計年鑒和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。我們以實際利用外資總額占GDP的比重表示外資依存度（下文的FDI表示）；以各年度的進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重表示外貿(mào)依存度（用TR表示）；以我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值的增速代表中國經(jīng)濟(jì)增速（用符號GDP表示）。

2. 研究方法。我們利用自回歸分布滯后模型進(jìn)行實證分析。因為標(biāo)準(zhǔn)的協(xié)整檢驗對水平變量同階單整的嚴(yán)格要求，但有時時間序列并不能滿足要求。而自回歸分布滯后模型（ARDL）不要求所有變量是必須同階單整的，而是允許部分變量服從I（0）的過程，一些變量是服從I（1）的過程，從而在平穩(wěn)性方面存在假設(shè)放松。而且根據(jù)Pesaran等（2001），ARDL還能使用邊限檢驗（bounds test）來檢驗解釋變量同因變量之間的協(xié)整關(guān)系。加之ARDL模型在處理小樣本時能夠保持估計的良好性質(zhì)，可以估計自變量和因變量本身的滯后期對當(dāng)期因變量的影響。因此，我們將采用ARDL模型對外貿(mào)依存度、外資依存度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前，我們進(jìn)行變量的單位根檢驗。如表1所示，經(jīng)濟(jì)增長率GDP是平穩(wěn)的，服從I（0）過程，但外貿(mào)依存度（TR）和外資依存度（FDI）是一階單整的，服從的是I（1）過程，這說明不能利用傳統(tǒng)VAR模型和VECM進(jìn)行協(xié)整分析，而需要利用ARDL模型進(jìn)行協(xié)整檢驗。

我們建立經(jīng)濟(jì)增長率GDP，外貿(mào)依存度TR與外資依存度的ARDL（p，q，r）的誤差修正模型（ECM）如（1）式：

對經(jīng)濟(jì)增長GDP，外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI之間的長期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。檢驗的原假設(shè)是所有水平變量GDP、TR與FDI前面的系數(shù)均為零，即水平變量之間不存在長期協(xié)整關(guān)系， 也就是：H0：？啄1=？啄2=？啄3=0；備擇假設(shè)是：H1：？啄1≠0或？啄2≠0或？啄3≠0。

我們需要檢驗？啄1，？啄2，？啄3聯(lián)合顯著的統(tǒng)計量F值是否顯著，其中F統(tǒng)計量服從一個非標(biāo)準(zhǔn)的分布，而不管變量具體服從I（0）或者I（1）的過程。根據(jù)Pesaran等（2001）邊限檢驗理論，只要聯(lián)合檢驗的值超過了上邊限的臨界值，就說明協(xié)整關(guān)系存在。協(xié)整檢驗的結(jié)果如表2所示，F(xiàn)（GDP|TR，F(xiàn)DI）=4.236，在10%的顯著水平上拒絕了H0：？啄1=？啄2=？啄3=0的原假設(shè)，這說明外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI與我國經(jīng)濟(jì)增長率GDP之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

在驗證外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI與經(jīng)濟(jì)增長率GDP的長期協(xié)整關(guān)系后，我們可以對他們之間的長期協(xié)整關(guān)系以及短期關(guān)系進(jìn)行ARDL-ECM估計。按照式（1），我們選擇各變量差分的最大滯后期p，q和r均為3期，并根據(jù)施瓦茨貝葉斯準(zhǔn)則（SBC）來選取各變量的最優(yōu)滯后期，最后獲得最優(yōu)的自回歸分布滯后模型的形式為：ARDL（3，2，3）。

我們獲得外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長GDP的長期關(guān)系以及誤差修正模型形式（短期動態(tài)）如表3所示。其中誤差修正項ecm的估計系數(shù)為-0.818 5（0.004），在1%的顯著水平上拒絕其不顯著的原假設(shè)，并且系數(shù)的符號為負(fù)，符合反向修正機(jī)制的要求，短期的沖擊導(dǎo)致的偏離將以較快的速度（0.818 5）恢復(fù)到長期均衡水平。

從長期看來，TR與FDI之前的系數(shù)均為正，外貿(mào)依存度（TR）的提升以及外資的依存度（FDI）的上升都會帶來中國經(jīng)濟(jì)的增長。1%的外貿(mào)依存度的上升會帶來的經(jīng)濟(jì)增長0.14%提速，而1%的外資依存度的增加會帶來0.386%的經(jīng)濟(jì)增速的加快。在我國對外開放中，國際進(jìn)出口貿(mào)易尤其是出口給中國經(jīng)濟(jì)增長帶來的發(fā)展的動力，但引進(jìn)外資對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)似乎更大。以貨物與凈出口為例，雖然其占GDP的比重較大，但其對經(jīng)濟(jì)增長拉動率和貢獻(xiàn)率較低。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)，從1978年～2012年貨物與凈出口對經(jīng)濟(jì)的平均拉動率為0.32%，遠(yuǎn)低資本形成總額的平均拉動率4.22%和最終消費的平均拉動率5.40%。而期間貨物與凈出口對經(jīng)濟(jì)的平均貢獻(xiàn)率為5.69%，遠(yuǎn)低資本形成總額的平均貢獻(xiàn)率39.39%和最終消費的平均貢獻(xiàn)率54.93%。這可能是因為，雖然出口貿(mào)易的外需在拉動經(jīng)濟(jì)增長時發(fā)揮了較大的作用，但是進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重，也就是外貿(mào)依存度并不帶來增長的顯著動力，因為，進(jìn)口貿(mào)易是對外國的需求，并不進(jìn)入我國GDP的核算。而外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長的作用是雙重的，外資不僅給中國帶來了急需的資本，解決了國內(nèi)資本不足的問題，而且?guī)砹税l(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)和管理理念，從而使得外資依存度對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生更大的拉動作用。

從短期的誤差修正模型來看，dGDP1的系數(shù)不顯著，但dGDP前的系數(shù)顯著為負(fù)，說明了滯后其的經(jīng)濟(jì)增長對前期又反向的作用。而外資依存度差分dFDI和dFDI1前的系數(shù)顯著為正，系數(shù)分別為1.569 4和1.222 7，進(jìn)一步驗證了外貿(mào)依存的上升能夠加速經(jīng)濟(jì)的增長，而且拉動作用加大。對外貿(mào)易依存度的當(dāng)期差分dTR與一期滯后差分dTR1不顯著，但是滯后二期的差分dTR2系數(shù)顯著為正（0.154 5），說明外貿(mào)依存度的上升能夠拉動經(jīng)濟(jì)的增長，但作用不及外資依存度明顯，卻存在一定的時滯。事實上，中國的加工貿(mào)易和轉(zhuǎn)口貿(mào)易比重較大，使得來料加工和零部件在進(jìn)出口時重復(fù)計算，造成了外貿(mào)依存度的虛高，但真正對一過經(jīng)濟(jì)起作用的是出口產(chǎn)品的增加值（鐘宏、鮑俊平，2009），這也成為了外貿(mào)依存度對中國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較低的另外一個原因。

三、 結(jié)論和建議

與以往的VAR模型不同，由于外貿(mào)依存度、外資依存度與經(jīng)濟(jì)增長率之間不同階平整的關(guān)系，本文利用ARDL-ECM模型對三者之間的長期關(guān)系以及短期動態(tài)進(jìn)行了估計。實證結(jié)果表明，外資依存度與外貿(mào)依存度在長期與短期都能夠促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長，且外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)更大。因此，雖然進(jìn)出口貿(mào)易能夠通過出口的外需拉動經(jīng)濟(jì)的增長，但是由于真正計算如GDP的是出口部分，加之我國的進(jìn)出口由于存在加工貿(mào)易和轉(zhuǎn)口貿(mào)易的重復(fù)計算，從而會降低外貿(mào)依存度對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。而外商直接投資在給中國提供外來資金和資本緩解我國資本不足局面的同時，還為我國帶來了生產(chǎn)技術(shù)方面的革新，管理理念的創(chuàng)新，在長期內(nèi)引領(lǐng)我國的技術(shù)進(jìn)步而拉動中國經(jīng)濟(jì)的增長。這與我國在過去三十多年以來引進(jìn)先進(jìn)國家的先進(jìn)技術(shù)（引進(jìn)式技術(shù)進(jìn)步）來促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究結(jié)果相符合（陳璋，2006；林毅夫，2007），也間接驗證了技術(shù)是第一生產(chǎn)力的命題。

因此，在我國未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變過程中，不僅僅要重視國際貿(mào)易的外需以及優(yōu)化外貿(mào)結(jié)構(gòu)對于我國經(jīng)濟(jì)增長的重要性，更重要的是通過外資的形式引進(jìn)更先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)以促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。隨著我國的資金缺口的降低，外商直接投資在促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的作用將主要體現(xiàn)在其所含有的先進(jìn)技術(shù)上。因此，未來的外商投資的招商引資的結(jié)構(gòu)需要進(jìn)一步優(yōu)化，需要考慮外資投入的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，鼓勵和重點吸引高新技術(shù)和我國技術(shù)缺乏領(lǐng)域的外資，并加強(qiáng)同這些領(lǐng)域外資的合作，消化與吸收高新技術(shù)行業(yè)外資帶來的技術(shù)，從而以來進(jìn)步的方式促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的增長。而我國與先進(jìn)發(fā)達(dá)國家之間的技術(shù)差距逐漸縮小的未來，自主研發(fā)的原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步可能在我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動力中顯得越來越重要。

參考文獻(xiàn)：

1. 林毅夫.潮涌現(xiàn)象與發(fā)展中國家宏觀經(jīng)濟(jì)理論的重建，經(jīng)濟(jì)研究，2007，（1）：126-131.

2.陳璋.中國宏觀經(jīng)濟(jì)理論方法論問題研究，北京：中國人民大學(xué)出版社，2006.

3.鐘宏，鮑俊平.正確認(rèn)識我國外貿(mào)依存度和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系.中國統(tǒng)計，2009，（4）：6-8.

4.康贊亮，張必松.FDI、國際貿(mào)易及我國經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析與VECM模型.國際貿(mào)易問題，2006，（2）：73-78.

5.韓家彬，張振，李豫新.進(jìn)出口貿(mào)易、FDI對金磚5國經(jīng)濟(jì)增長影響的比較研究.國際貿(mào)易問題，2012，（11）：66-73.

6.何菊香，汪壽陽.金磚四國利用FDI的業(yè)績與潛力比較研究，管理評論，2007，（12）.

基金項目：2014年中國物流學(xué)會研究研究課題（項目號：2014CSLKT020）；北京物資學(xué)院科研基地—科技創(chuàng)新平臺—商務(wù)運作與企業(yè)服務(wù)創(chuàng)新項目。

作者簡介：龍少波，中國人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生；張軍，北京物資學(xué)院商學(xué)院講師，中央財經(jīng)大學(xué)管理學(xué)博士，中國社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)所博士后。

收稿日期：2014-07-16。