【摘要】國是世界上的貿(mào)易大國，對外貿(mào)易與我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系需要重視，為了能夠得出我國進(jìn)口、出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文選取了1995～2014年進(jìn)口、出口和GDP的數(shù)據(jù)，對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以及建立了向量自回歸模型，最后進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和方差分解，得出出口對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用微小，而進(jìn)口對我國的經(jīng)濟(jì)增長有著很大的促進(jìn)作用，最后對此結(jié)論進(jìn)行了分析，并提出了在進(jìn)出口上的一些建議。

【關(guān)鍵詞】對外貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整檢驗(yàn) Granger檢驗(yàn)

一、引言

我國是貿(mào)易大國，自從改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)一直持續(xù)高速發(fā)展，所以對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直是國內(nèi)外許多學(xué)者進(jìn)行理論研究和實(shí)證研究的焦點(diǎn)問題。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為出口是利用本國優(yōu)勢，進(jìn)口利用外國優(yōu)勢，對外貿(mào)易是一國經(jīng)濟(jì)增長的引擎，從20世紀(jì)30年代開始，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都提出了只有出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)代經(jīng)濟(jì)理論則認(rèn)為，一國經(jīng)濟(jì)增長離不開出口，同樣也是離不開進(jìn)口的，只是出口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)左右比較大。進(jìn)口、出口是否都對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，如果都有促進(jìn)作用，誰的促進(jìn)作用比較大，這個問題我國需要清楚的認(rèn)識到，只有這樣，我國在對外貿(mào)易這塊才能做出相應(yīng)有效的措施，進(jìn)一步促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長。

二、對進(jìn)出口以及國內(nèi)生產(chǎn)總值的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)的選取處理以及單位根檢驗(yàn)

首先我們要選取數(shù)據(jù)。通過我國的統(tǒng)計(jì)年鑒得到我國1995～2014年的名義國民生產(chǎn)總值GDP、進(jìn)口總額M、出口總額X以及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，會發(fā)現(xiàn)此期間物價(jià)波動比較大，所以我們要消除由于價(jià)格變動對數(shù)據(jù)的分析帶來的影響。

數(shù)據(jù)的處理：對于GDP，我們用GDP指數(shù)，從國家統(tǒng)計(jì)局可以得到以1978年為基期的1995～2014年的GDP指數(shù)，通過公式（Y年的實(shí)際GDP=1995年的名義GDP*Y年的GDP指數(shù)/1995年的GDP指數(shù)）可以得出以1995年為基期的實(shí)際GDP；對于進(jìn)出口總額，我們利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI來消除，我們都知道CPI=一組固定商品按當(dāng)期價(jià)格計(jì)算的價(jià)值/一組固定商品按基期價(jià)格計(jì)算的價(jià)值*100%，所以我們用公式（Y年的實(shí)際M=Y年的M值/Y年的CPI*1995年的CPI、Y年的實(shí)際X=Y年的X值/Y年的CPI*1995年的CPI）得到以1995年為基期的實(shí)際進(jìn)口、出口總額。

為了消除GDP與進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)中存在的異方差，對這三個時(shí)間序列的數(shù)據(jù)取對數(shù)，看出lnGDP，lnM，lnX表現(xiàn)出非平穩(wěn)的特征，而lnGDP和lnM，lnX之間的變化特征極其相似，即可以表達(dá)為lnGDP和lnM，lnX之間有同趨勢性。下面我們來觀察他們的差分序列，差分序列計(jì)算公式如下：

用Eviews得到差分序列的圖，可以看出一階差分序列都表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征。因此，下面我們就對lnGDP和lnM，lnX三個時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析，檢驗(yàn)他們是否存在協(xié)整關(guān)系。在進(jìn)行協(xié)整分析之前，先檢驗(yàn)變量lnGDP和lnM，lnX的單整性，對lnGDP和lnM，lnX進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，ADF的檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量序列l(wèi)nGDP、lnM、lnX是非平穩(wěn)的，對他們進(jìn)行一階差分，發(fā)現(xiàn)只有l(wèi)nX變平穩(wěn)了，而lnGDP、lnM仍然不平穩(wěn)，所以對他們進(jìn)行二階差分，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，變量序列都變平穩(wěn)。綜上就是我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和進(jìn)口、出口額取對數(shù)后的變量序列是非平穩(wěn)的，進(jìn)行二階差分后才變?yōu)槠椒€(wěn)序列，因而，需要對國內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)口、出口做進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷他們之間在長期是否存在協(xié)整性或者是否存在動態(tài)均衡關(guān)系。

（二）進(jìn)口、出口和國內(nèi)生產(chǎn)總值的協(xié)整檢驗(yàn)

檢驗(yàn)協(xié)整最經(jīng)典的方法是Engle-Granger（1987）兩步法，但它通常只能檢驗(yàn)兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系，對于多個變量的檢驗(yàn)則不太方便。Johansen（1988）和Juselius（1990）提出了一種在向量自回歸（VAR）系統(tǒng)下用極大似然估計(jì)來檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的方法，通常稱為Johansen檢驗(yàn)。它可以用于檢驗(yàn)多個變量，并能求出他們之間的若干種協(xié)整關(guān)系。下面運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對這三個變量序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

從表1中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，三個變量序列l(wèi)nGDP，lnM，lnX之間存在協(xié)整關(guān)系。接下來可以建立向量誤差修正模型（VECM），將協(xié)整方程的回歸殘差作為誤差修正項(xiàng)來描述進(jìn)出口的短期行為，以及短期波動向長期均衡調(diào)整的動態(tài)過程。用Eviews8.0軟件得出VEC模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，將其寫成矩陣形式為：

其中L=[lnGDP lnM lnX]T；vecm=[1 -2.719494 2.152017]*L -6.305588

vecm是誤差修正項(xiàng)，反應(yīng)變量之間的長期均衡關(guān)系。模型的對數(shù)似然函數(shù)為127.5412，取值較大，而AIC和SC值分別為-11.82838和-10.50504，二者都比較??；由此可知，VEC模型解釋能力較強(qiáng)，整體效果不錯。

由反應(yīng)長期關(guān)系的協(xié)整方程可以看出，lnM前的回歸系數(shù)為-2.719494，證明進(jìn)口與我國的實(shí)際生產(chǎn)總值之間是一種負(fù)向關(guān)系，實(shí)際生產(chǎn)總值對出口的彈性是-2.719494；而lnX前的回歸系數(shù)是2.152017，表明出口與我國的實(shí)際生產(chǎn)總值之間是一種正向關(guān)系，實(shí)際生產(chǎn)總值對出口的彈性為2.152017。也就是說在1995～2014年間，我國的進(jìn)口、出口與經(jīng)濟(jì)增長之間在長期存在著動態(tài)均衡關(guān)系，進(jìn)口和出口對經(jīng)濟(jì)增長都具有較強(qiáng)的影響，其中進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的增長比出口大。雖然進(jìn)、出口對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長之間存在著協(xié)整關(guān)系，但是他們之間并不一定存在具體的因果關(guān)系，所以我們還需要要用因果關(guān)系檢驗(yàn)來驗(yàn)證。

（三）進(jìn)口、出口和經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)是用于考察序列X是否是序列Y產(chǎn)生原因的方法。對lnGDP、lnM和lnX三個變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，如下圖1：

①0.0374<0.05，所以拒絕原假設(shè)，即lnM是引起lnGDP變化的原因，0.9006>0.05.所以接受原假設(shè)，即lnGDP不是引起lnM變化的原因。

②0.0780和0.9756都大于0.05，所以接受原假設(shè)，即lnX不是引起lnGDP變化的原因，lnGDP也不是引起lnX變化的原因。

③0.5620和0.1302都大于0.05，所以接受原假設(shè)，即lnX不是引起lnM變化的原因，lnM也不是引起lnX變化的原因。

（四）方差分解

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果不能說明因果關(guān)系的強(qiáng)度，只能表明是否是其變化的原因，方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，所以我們需要進(jìn)行方差分解，下面通過對Eviews得到的圖進(jìn)行分析：

①對lnGDP進(jìn)行差分分解，可以得出：最初lnGDP受自身的影響特別大，達(dá)到100%，從第二期開始減弱，在第十期開始穩(wěn)定于50%左右，從第二期開始lnM對lnGDP的影響開始變大，最后和lnGDP同時(shí)趨于50%左右，說明進(jìn)口M對GDP的影響比較大，而出口X對GDP影響可以忽略不計(jì)。

②對lnM進(jìn)行方差分解，可以看出：最初lnM受自身的影響比較大，其自身對誤差的貢獻(xiàn)度一直維持在54%～60%之間，而lnGDP對其有很小程度的影響，lnX對lnM的影響特別弱，可以忽略不計(jì)的程度。

③對lnX進(jìn)行方差分解，可以看出：lnX剛開始受自身影響程度大，但僅在5%左右，在第二期開始逐漸下降，趨于0%，而lnGDP和lnM在第三期開始對lnX的影響開始顯著，最后趨于平穩(wěn)，lnGDP對誤差的貢獻(xiàn)度從58%左右下降到41%左右，lnM對誤差的貢獻(xiàn)度從38%左右上升到57%左右。

三、結(jié)論及建議

從以上的檢驗(yàn)結(jié)果我們可以得出結(jié)論：進(jìn)口對我國的經(jīng)濟(jì)增長有著很明顯的促進(jìn)作用，但是出口對我國的經(jīng)濟(jì)增長的影響就沒有那么明顯。由于對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響可以分為長期的和短期的，在長期內(nèi)主要的因素是要素供給的增加和TFP的提高，我國可以進(jìn)口大量先進(jìn)的設(shè)備和技術(shù)，間接提高TFP，最終提高了我國的GDP。

我國應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)也要改善出口的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，促進(jìn)進(jìn)出口平衡發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

[1]張敏.新常態(tài)下進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度評析[J].對外經(jīng)濟(jì)實(shí)務(wù).2015（8）：8-10

[2]魏君英，陳銀娥.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，24（3）：113-117

[3]劉曉鵬.協(xié)整分析與誤差修正模型——我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2001（5）：53-56

[4]張麗靜.我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[D].江蘇：江蘇大學(xué)研究生處，2010（12）

[5]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2005（10）

[6]姚麗芳.對外貿(mào)易與我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2001（09）：20-22

[7]石傳玉，王亞菲，王可.我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2003（01）：52-58

作者簡介：劉婷婷（1990-），女，漢族，山東聊城人，福建師范大學(xué)在職研究生，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。