張慧媛

（天津工業(yè)大學 經(jīng)濟學院，天津 300387）

引 言

進出口貿(mào)易是世界各國在國際分工的基礎(chǔ)上相互聯(lián)系與合作的主要形式，經(jīng)濟發(fā)達的國家和城市大都重視進出口貿(mào)易。天津市位于京津冀城市圈的交匯地區(qū)，是北方最大的港口城市，環(huán)渤海港口中與西北、華北等內(nèi)陸地區(qū)距離最短的港口，也是亞歐大陸橋的東端起點。進出口貿(mào)易總額從1964年到2014年增長了近38倍，進出口貿(mào)易對天津市經(jīng)濟增長起到重要作用。目前的經(jīng)濟新常態(tài)下，天津已成為我國下一步經(jīng)濟增長的重點區(qū)域之一。因此，本文基于VAR模型，分析研究了1964—2014年天津進出口貿(mào)易的發(fā)展狀況，探究進出口貿(mào)易的新路徑，以期為天津市經(jīng)濟發(fā)展對策建議的制定提供參考。

國內(nèi)外經(jīng)濟學研究者在經(jīng)濟增長與進出口貿(mào)易的關(guān)系方面開展了很多研究，很多學者認為進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長有推動作用，而該方面研究也面臨諸多新問題。例如，Emery（1957）曾利用50個國家1953—1963年的進出口與GNP數(shù)據(jù)，通過普通線性回歸法進行實證研究，并且發(fā)現(xiàn)進出口貿(mào)易與GNP有正相關(guān)關(guān)系，但此方法具有多局限性，結(jié)果較為籠統(tǒng)。國內(nèi)研究學者裴新崗，丁娟娟對天津市進出口與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證研究，創(chuàng)新點是采用多變量的VAR模型，而且對結(jié)果的分析比較到位，但并沒有利用VEC模型對模型進行預(yù)測，也沒有修正模型中的不足。

1 模型簡述

本文主要使用向量自回歸模型（VAR）進行計量分析，操作軟件為Eviews8.0。VAR模型是非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，它的優(yōu)點是只需要分析反映出變量間相互影響的滯后期和模型中相互有關(guān)聯(lián)的變量，不必以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)。它在預(yù)測分析方面的功能要強于傳統(tǒng)的結(jié)構(gòu)模型。其不足是缺乏理論基礎(chǔ)支持而且參數(shù)過多，解釋向量自回歸的內(nèi)涵要通過相應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)或者方差分解分析。

包含N個變量滯后k期的向量自回歸模型如下：

其中，

式中：C為N+1階常數(shù)項的列向量，Yt為N×1階時間序列的列向量，ut～πD（0，Ω）是 N×1 階的隨機誤差列向量，π1，…，πk均為N N階的參數(shù)矩陣，式中元素均為非自相關(guān)，但是不同方程對應(yīng)的隨機誤差項之間有可能存在某種相關(guān)關(guān)系。

本文首先對進出口貿(mào)易和經(jīng)濟發(fā)展的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗、平穩(wěn)性檢驗，為探究天津進出口貿(mào)易和經(jīng)濟發(fā)展的長期和短期均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上進行協(xié)整分析，建立向量誤差修正模型（VEC），進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

2 指標選取與數(shù)據(jù)處理

2.1 指標選取

天津?qū)儆诟劭诔鞘?，港口的基本職能是?zhí)行貨物進出口貿(mào)易，所以從港口城市的功能角度，選擇天津市貨物進出口總額（XM）作為衡量天津市進出口貿(mào)易的主要指標，它能夠反映進出口貿(mào)易在天津經(jīng)濟發(fā)展中所占的地位。

國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是反映國民經(jīng)濟的重要指標，是進行各種宏觀現(xiàn)象和因素研究的常用指標。因此，本文選擇天津市地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量天津市經(jīng)濟增長的指標。

2.2 數(shù)據(jù)預(yù)處理

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1964—2014年年度數(shù)據(jù)。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，利用天津市消費者價格指數(shù)（1980=100）對各年度的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和貨物進出口總額（XM）進行平減。為了進一步消除異方差，對平減后的各指標數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

絕大多數(shù)宏觀經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)的，具有時間趨勢。因此首先要將各指標變量做平穩(wěn)性作檢驗，使得變量滿足t階平穩(wěn)的I（t）的條件，才可進行協(xié)整分析。本文用ADF方法對序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗α=0.05水平下，用SIC準則判斷滯后階數(shù)，并用Mackinnon臨界值判斷是否存在單位根。結(jié)果如表1所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗Tab.1 Variation test of variables

由表1可知，LNGDPt，LNXMt的ADF統(tǒng)計量都大于5%檢驗水平的臨界值，因此接受原假設(shè)，說明LNGDPt，LNXMt都存在單位根，均為非平穩(wěn)序列。一階差分后的各個序列平穩(wěn)，即LNGDPt～I（1），LNXMt～I（1）。

3.2 基于VAR模型的分析

VAR模型的檢驗方法為Johansen協(xié)整檢驗，在協(xié)整檢驗以前，需先確定模型的結(jié)構(gòu)，確定方法包括赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）等。選擇最大滯后期k的原則是：k增加會使得SC或AIC值達到最小。操作和比較后，選擇滯后期為3（k=3）。經(jīng)檢驗，最終預(yù)測差（FPE）、似然比值（LR）、赤池信息準則（AIC）和漢南-奎因信息準則（Hannan-Quinn）都達到最小，四個檢驗準則同時被滿足。

表2 各檢驗準則Tab.2 The inspection criteria

VAR模型如下所示：

3.3 VAR模型平穩(wěn)性檢驗

只有建立的VAR模型是平穩(wěn)的才可以做脈沖響應(yīng)分析，由圖1可以觀察出該VAR模型是穩(wěn)定的。

然后本文采用Johansen檢驗方法對LNGDPt，LNXMt的時間序列進行協(xié)整檢驗。協(xié)整結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，LNGDPt，LNXMt時間序列存在一個協(xié)整關(guān)系。標準的協(xié)積向量為：

圖1 平穩(wěn)性檢驗圖Fig.1 Smoothness test chart

3.4格蘭杰（Granger）因果關(guān)系

根據(jù)上述研究可以得出LNGDPt，LNXMt的協(xié)整關(guān)系，但不能證明兩者之間存在因果關(guān)系。若兩變量有協(xié)整關(guān)系，則至少存在一個方向的Granger原因，因此，進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間至少存在一個方向上的因果關(guān)系。Granger因果檢驗的計量結(jié)果（表3）表明，在95%的置信度下，天津GDP增長是促進進出口增加的Granger成因，且沒有反向影響關(guān)系。

3.5 脈沖響應(yīng)分析和方差分析

本文采用廣義脈沖響應(yīng)方法進行響應(yīng)分析，以描述GDP與進出口的相互影響關(guān)系。圖2的脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示，在當期給進出口一個正沖擊后，GDP在第2期達到最高點0.097，即在第 1期 LNGDPt對 LNXMt的響應(yīng)是0.097），從第2期之后開始緩慢下降，到第10期達到最小。這表明天津市進出口貿(mào)易受外部條件的某一沖擊后，為經(jīng)濟增長帶來一種反向沖擊，但是，這個沖擊幅度不大，持續(xù)效應(yīng)也較弱。這與上述格蘭杰因果檢驗中進出口增加或減少不是促進GDP增長的Granger成因的結(jié)論相符。

表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果Tab.3 Granger causality test results

圖2 LNGDPt的脈沖響應(yīng)分析Fig.2 Impulse response analysis of LNGDPt

圖3 LNXMt的脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，當本期給GDP一個正沖擊后，進出口在第3期會達到最高點即在第3期LNXMt對LNGDPt的響應(yīng)是0.84），經(jīng)過后面幾期開始漸漸保持平穩(wěn)下降。這表明GDP的某一沖擊會給進出口帶來同向沖擊，且從第三年后對進出口產(chǎn)生穩(wěn)定的拉動作用。同時，驗證了上述檢驗結(jié)果。

方差分解和脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析角度相反，它把每個變量的波動按照成因分解為各方程信息相關(guān)聯(lián)的組成部分，進而判斷每個方程信息對變量的重要性。圖4方差分析圖說明，LNGDPt是LNXMt的重要影響因素，經(jīng)過10期，貢獻率從15%上升為43%；圖5 LNXMt對LNGDPt的影響較弱，其貢獻率最高僅為31%。可以注意到，隨著時間的推演，LNXMt對LNGDPt的影響作用保持快速增長趨勢。

圖3 LNXMt的脈沖分析Fig.3 Pulse analysis of LNXMt

圖4 LNGDPt的方差分析Fig.4 Variance analysis of LNGDPt

圖5 LNXMt的方差分析Fig.5 Variance analysis of LNXMt

3.6 VAR模型預(yù)測

將預(yù)測結(jié)果進行擬合并進行對比，如圖6所示。VAR模型的優(yōu)點是做樣本外近期預(yù)測較為準確，所以可以基于VAR模型做天津市進出口貨物總量和經(jīng)濟增長的樣本外近期預(yù)測。本文結(jié)果很好的證明了這一點。如據(jù)統(tǒng)計，2007年天津市GDP和貨物進出口總額分別為5 252 758億元和71 549.65萬噸，取對數(shù)后分別為15.474 26億元和11.178 15萬噸，而VAR模型對2007年天津市GDP和貨物進出口總額的預(yù)測值分別是14.948 90億元和10.815 38萬噸，該模型的預(yù)測誤差分別為：-0.003 4和-0.003 2。

圖6 預(yù)測結(jié)果對比圖Fig.6 Comparison of prediction results

3.7 向量誤差修正模型的估計

建立誤差修正模型（Vector Error Correction Model，VECM），可以更好的描述天津貨物進出口總額與GDP之間動態(tài)的短期和長期關(guān)系，可以估計協(xié)整變量的短期調(diào)整，該誤差糾正項的系數(shù)反應(yīng)了與長期均衡的關(guān)系。具體可構(gòu)建如下三個方程：

描述短期關(guān)系的模型為式（5）和式（6），描述二者的長期關(guān)系的模型是式（7）。VEC是長期均衡調(diào)整的誤差糾正項。從向量誤差修正模型看，1946—2014年LNGDPt的短期調(diào)整系數(shù)為0.060 2，LNXMt的短期調(diào)整系數(shù)為0.188 6，這表明在短期內(nèi)當LNGDPt偏離長期均衡關(guān)系時，LNXMt對其均衡狀態(tài)的調(diào)整力度較大且在短期內(nèi)能起到正向長期均衡的調(diào)整效果。從兩個變量的長期關(guān)系來看，天津市近六十多年來，進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻系數(shù)為0.863。

4 結(jié)論和建議

雖然整個社會中經(jīng)濟系統(tǒng)的變化性和復(fù)雜性導(dǎo)致不能貿(mào)然的根據(jù)一些實證工具得出簡單的決策，但本文的實證研究結(jié)果有利于對天津進出口貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系在總體上作出較為準確的判斷。

計量分析結(jié)果顯示，天津市的進出口貿(mào)易和GDP構(gòu)成一個相互有長期影響的動態(tài)線性系統(tǒng)，只是正反向所對應(yīng)的程度有所不同：GDP增長是促進進出口貿(mào)易增加的Granger成因，但反向的影響不顯著。在受到經(jīng)濟波動的沖擊下，GDP會對進出口貿(mào)易產(chǎn)生同向顯著而持續(xù)的影響?；诖?，提出以下幾方面建議。

4.1 靈活采用地緣優(yōu)勢。

建國以來，天津市進出口總額呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢，在高峰時期進出口遞增比例達到26%，而天津市GDP的逐年遞增比例為19%，進出口總額增長速度要比GDP的增長速度更快，且根據(jù)模型計算，GDP對進出口貿(mào)易的發(fā)展在長期起到穩(wěn)定的拉動作用，因此，在天津市的經(jīng)濟發(fā)展過程中一定要堅持使對外貿(mào)易與GDP增長相結(jié)合，高效率的使外貿(mào)乘數(shù)效應(yīng)得到擴散。在進出口貿(mào)易內(nèi)部的協(xié)調(diào)中也要做到合理調(diào)整進口比例與結(jié)構(gòu)，減輕各種經(jīng)濟政策因素對進出口的沖擊，提高天津市的出口競爭力，靈活運用地緣優(yōu)勢積極的參與國際分工，發(fā)展高層次產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易。

4.2 延伸加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈。

由模型得出，GDP增長是促進進出口貿(mào)易增加的Granger成因，由于進出口貿(mào)易所產(chǎn)生的凈出口利潤，仍是國民收入的重要組成部分，因此，對進出口貿(mào)易的政策方針仍不能忽視。天津市在歷史上對進出口貿(mào)易的政策決策中也有不少閃光點，近年來，2008年金融危機是導(dǎo)致天津市外貿(mào)出口縮減放緩的主要因素，金融危機之后天津市對一些受災(zāi)嚴重的國家的對外出口繼續(xù)保持著小幅度增長，但是因為產(chǎn)品銷售阻塞，消化困難，國內(nèi)主要廠商生產(chǎn)經(jīng)營狀況較差等因素，天津市的進口貿(mào)易沒有出現(xiàn)大的轉(zhuǎn)機。針對以上問題，天津市出臺了一系列的外貿(mào)政策，例如加大對內(nèi)資企業(yè)的扶植力度等盡最大努力消除金融危機帶來的不良影響，提升了天津市外貿(mào)進出口增長的速度。結(jié)合本文的實證分析結(jié)果，可以為天津市的進出口貿(mào)易發(fā)展制定諸如延伸加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈等政策。目前，天津市的加工貿(mào)易遇到了增長的瓶頸，應(yīng)鼓勵加工貿(mào)易研發(fā)升級，提高自主創(chuàng)新能力，使加工產(chǎn)品在國際市場上贏得地位，天津市的出口貿(mào)易得以進一步改善。

4.3 著重應(yīng)對貿(mào)易保護主義。

在實現(xiàn)進出口貿(mào)易與GDP長期動態(tài)線性系統(tǒng)穩(wěn)定、高效運轉(zhuǎn)時，國際形勢中各國對于國際貿(mào)易的態(tài)度及干預(yù)政策十分重要。在目前的國際貿(mào)易往來過程中，有些國家處于對本國幼稚產(chǎn)業(yè)的保護和發(fā)展，出臺了一系列貿(mào)易保護政策，雖然這種貿(mào)易保護政策對國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展或許有利，但是它會對國際貿(mào)易產(chǎn)生不利影響。IMF的研究報告顯示，因為貿(mào)易保護政策的阻礙，很多國家和地區(qū)面臨層出不窮的問題，例如企業(yè)營業(yè)額和利潤下降，失業(yè)率升高等。目前的趨勢為一些發(fā)達國家會通過環(huán)保、技術(shù)、成本等非關(guān)稅壁壘來保護本國產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此，天津市更要關(guān)注貿(mào)易伙伴的貿(mào)易保護政策和非關(guān)稅壁壘，并要運用WTO的相關(guān)有效協(xié)議保護自身利益，進而才能使進出口貿(mào)易所受沖擊降到最低。

4.4 調(diào)節(jié)出口市場結(jié)構(gòu)。

繼英國脫歐后，歐洲國家的部分經(jīng)濟體陷入困境，在此關(guān)鍵時期，天津市應(yīng)該重新開拓其他外貿(mào)市場，由此來對沖傳統(tǒng)貿(mào)易伙伴出口量減少帶來的損失，同時要發(fā)展多元化的市場結(jié)構(gòu)，以分擔從事進出口貿(mào)易企業(yè)的風險，提高外貿(mào)市場的占有率。

[1]趙 珍.港口物流與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究 [J].中國水運，2008（4）：22-23.

[2] 張曉峒.計量經(jīng)濟分析（修訂版）[M].北京：經(jīng)濟科學出版社，2000.

[3]李曉靖，母愛英.淺談現(xiàn)代集疏港口的經(jīng)濟特征和發(fā)展類型[J].商業(yè)時代，2007（30）：63-64.

[4] 韓 玲，左 妍，王 鍇.金融危機下提升天津高新技術(shù)產(chǎn)品出口能力的對策研究[J].中國科技信息，2009（21）：268-269.

[5]張利勇，葉麗娟.金融危機對天津銀行業(yè)影響情況調(diào)查[J].華北金融 2009（6）：40-41.

[6]陳冬平.對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2001，（6）：2-6.

[7]陳 華.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].國際實務(wù)研究，2005，（1）：16-20.

[8] 丁 凱.國際貿(mào)易理論發(fā)展綜述 [J].經(jīng)濟縱橫，2004，（9）：57-60.