李揚(yáng)子，李孟哲

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，武漢 430073）

湖北省進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

李揚(yáng)子，李孟哲

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，武漢 430073）

文章以湖北省2003—2016年的進(jìn)口數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析了湖北省進(jìn)口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。分析發(fā)現(xiàn)：進(jìn)口總額的增長(zhǎng)能夠有效推動(dòng)湖北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且隨著時(shí)間的推移，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)作出了持續(xù)且累進(jìn)的貢獻(xiàn)。因此湖北省應(yīng)該提高對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的重視程度，出臺(tái)政策提升湖北省進(jìn)口貿(mào)易的規(guī)模和發(fā)展，從而更好地發(fā)揮其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

進(jìn)口貿(mào)易；湖北??；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

0 引言

人們通常認(rèn)為在進(jìn)出口貿(mào)易中，出口能夠促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而進(jìn)口則無(wú)法促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或貢獻(xiàn)微乎其微。然而近年來(lái)隨著研究的不斷深入，越來(lái)越多的研究結(jié)果都證明了進(jìn)口貿(mào)易同樣能夠極大地促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。國(guó)外早已有這方面研究，Adam Smith（1776）、David Ricardo（1817）等都在其著作中闡述了進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用并分析了其原因，它們的共同觀點(diǎn)是進(jìn)口能夠通過(guò)其對(duì)資源的優(yōu)化調(diào)配作用以及對(duì)技術(shù)的升級(jí)促進(jìn)作用來(lái)為進(jìn)口地區(qū)的經(jīng)濟(jì)作出貢獻(xiàn)。國(guó)內(nèi)學(xué)者之前的研究主要集中在出口方面，對(duì)進(jìn)口的研究較少，但近年來(lái)也涌現(xiàn)了一些成果：佟家棟（1995）證明了進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，同時(shí)進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響方式是優(yōu)化了產(chǎn)品結(jié)構(gòu)；彭建仿（2003）對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果表明我國(guó)進(jìn)口額對(duì)GDP的效用達(dá)到了1:4.44；陳家勤（1999）通過(guò)對(duì)多個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)在許多國(guó)家中進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)甚至超過(guò)了出口貿(mào)易。

目前進(jìn)口貿(mào)易已經(jīng)成為了湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大重要突破口，但由于目前涉及湖北省具體情況的研究十分稀少，且采用的數(shù)據(jù)相對(duì)老舊，沒(méi)有能夠提出具體有效的政策措施，因此本文選用湖北省2003—2016年的進(jìn)口數(shù)據(jù)來(lái)做實(shí)證分析，研究并量化了湖北省的進(jìn)口貿(mào)易和當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，同時(shí)提出了相應(yīng)的建議，這不僅有助于湖北省推動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同樣對(duì)于其他省份制定外貿(mào)政策有一定的參考價(jià)值。

1 研究方法

1．1 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)的目的是證明受檢驗(yàn)序列是不存在單位根的序列，通過(guò)單位根檢驗(yàn)可以避免序列非平穩(wěn)導(dǎo)致的偽回歸。本文中采取的是ADF檢驗(yàn)法。

ADF檢驗(yàn)是Dicky和Fuller對(duì)DF檢驗(yàn)進(jìn)行擴(kuò)充升級(jí)而得出的檢驗(yàn)方法。ADF檢驗(yàn)的回歸式有以下三個(gè)模型選擇：

ADF檢驗(yàn)是通過(guò)上述模型進(jìn)行檢驗(yàn)，直到能夠拒絕零假設(shè)，也就是證明受檢驗(yàn)序列是平穩(wěn)序列，不存在單位根。通過(guò)ADF檢驗(yàn)的序列是平穩(wěn)序列，能夠規(guī)避因?yàn)椴黄椒€(wěn)而出現(xiàn)偽回歸。

1．2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整意味著存在相同的隨機(jī)趨向，是以所謂的協(xié)整檢驗(yàn)就是分析受檢驗(yàn)變量間是否存在關(guān)聯(lián)、存在的話存在怎樣的關(guān)聯(lián)。通過(guò)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)兩個(gè)或以上的變量之間所存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，以及對(duì)它們進(jìn)行定量分析。

1．3 誤差修正模型

誤差修正模型源于協(xié)整理論，它可以反映短期內(nèi)系統(tǒng)對(duì)于均衡狀態(tài)的偏離程度，即采用長(zhǎng)期均衡誤差作為短期波動(dòng)的修正項(xiàng)，從而得到關(guān)于偏離程度的調(diào)整信息。

假設(shè)兩變量X與Y的長(zhǎng)期均衡關(guān)系為:

由于現(xiàn)實(shí)中種種因素干擾，本文在觀測(cè)中存在許多不可避免的偏差，因此實(shí)際能夠觀測(cè)到的X、Y往往處于短期均衡或非均衡狀況，如：

由于變量尚未檢驗(yàn)是否平穩(wěn)，因此需要對(duì)（3）式適當(dāng)變形得：

由于簡(jiǎn)單差分往往不能夠解決非平穩(wěn)時(shí)間序列中出現(xiàn)的種種問(wèn)題，如X不變Y卻長(zhǎng)期上升或下降等，因此本文需要用ECM模型建立一個(gè)短期的、動(dòng)態(tài)的模型來(lái)彌補(bǔ)原本模型中存在的不足，以體現(xiàn)長(zhǎng)期的非均衡誤差對(duì)變量的影響。

2 實(shí)證分析

2．1 樣本數(shù)據(jù)的選取

本文所選取的樣本數(shù)據(jù)為湖北省2003—2016年間的國(guó)民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值GDP總額以及進(jìn)口貿(mào)易總額IM，數(shù)據(jù)均取自《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2．2 進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的統(tǒng)計(jì)分析

2.2.1 進(jìn)口彈性分析

進(jìn)口彈性是GDP增長(zhǎng)速度同進(jìn)口額增長(zhǎng)速度的比值，它反映了隨著進(jìn)口增長(zhǎng)GDP隨之上升的幅度。湖北省2003—2016年之間GDP增長(zhǎng)迅速，同時(shí)進(jìn)口總額也不斷攀升，兩者呈同一趨勢(shì)，通過(guò)計(jì)算，得到表1數(shù)據(jù)。根據(jù)觀察可以得出，2003—2016年湖北省的進(jìn)口彈性的平均值為0.6821。同時(shí)由表1可知湖北省2003—2016年進(jìn)口貿(mào)易對(duì)GDP的平均拉動(dòng)度為0.098%。

表1 湖北省2003—2016年的進(jìn)口彈性相關(guān)數(shù)據(jù)

2.2.2 進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析

（1）ADF檢驗(yàn)

計(jì)量分析的第一步是要確定所選取序列的平穩(wěn)性，以避免偽回歸的出現(xiàn)，但是在現(xiàn)實(shí)之中很難提取平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，所以通過(guò)對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行差分、消除異方差，滿足對(duì)其實(shí)施回歸的要求。各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

首先對(duì)GDP和進(jìn)口總額IM的數(shù)列進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，計(jì)作LnGDP、LnIM，這可以幫助樣本消除異方差。這兩個(gè)變量分別從2003年的8.593396538、3.200711854上升到2016年的10.3827578、4.968701571，兩者有相同的變動(dòng)方向及一定的相關(guān)性。ADF的檢驗(yàn)對(duì)象是序列LnGDP、LnIM以及它們的一階及二階差分序列。由于△△LnGDP的ADF Test Statistic為-4.730712，小于 1%Critical Value，△△LnIM的ADF Test Statistic為-4.102594，小于5%Critical Value，并且階數(shù)相同，因此序列通過(guò)ADF檢驗(yàn)，可以接著實(shí)施協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

本文的協(xié)整分析方法是EG兩步法，由于之前已驗(yàn)證LnGDP、LnIM兩組數(shù)據(jù)是2階單整序列，因此可以通過(guò)最小二乘法來(lái)構(gòu)筑湖北省進(jìn)口總額與GDP所存在的關(guān)聯(lián)模型，用該方法得到的協(xié)整方程如下：

LnGDP=0.977366314736*LnIM+5.19850819159

其中R2=0.913721，調(diào)整后R2=0.906531，F(xiàn)值為127.0842，P值為0，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差，模型成立。若變量LnGDP和LnIM確實(shí)具有協(xié)整關(guān)系，則其產(chǎn)生的殘差序列必須是平穩(wěn)序列，是以這里同樣使用ADF方法對(duì)殘差序列進(jìn)行驗(yàn)證。

殘差序列的ADF Test Statistic=-1.975382，要小于5%Critical Value=-1.970978，這表明在5%顯著性水平下，拒絕存在單位根假設(shè)，因此該模型中殘差為平穩(wěn)序列。殘差序列為平穩(wěn)序列，則可以說(shuō)明LnGDP和LnIM之間存在唯一長(zhǎng)期均衡關(guān)系，同時(shí)從協(xié)整方程中可以發(fā)現(xiàn)進(jìn)口每增加1個(gè)單位，可以推動(dòng)GDP上升0.977個(gè)單位。

（3）格蘭杰因果檢驗(yàn)

接著可以對(duì)上述模型進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期與短期因果關(guān)系，這里通過(guò)Eviews來(lái)分析變量LnGDP和LnIM之間的因果關(guān)系。計(jì)量軟件得出的結(jié)果說(shuō)明在1階、2階滯后的情況下進(jìn)口水平提升是GDP上漲的原因，這意味著進(jìn)口對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)作出了貢獻(xiàn)，而GDP上漲則沒(méi)有促進(jìn)進(jìn)口水平提升；在3階滯后的情況下進(jìn)口和GDP互為因果，這也表明在滯后3期的情況下存在互相促進(jìn)的作用；從4階滯后開(kāi)始，GDP與進(jìn)口之間無(wú)因果關(guān)系，說(shuō)明進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)在滯后4期后提升作用已經(jīng)衰竭。這一結(jié)論證明湖北省的進(jìn)口貿(mào)易的提升能夠帶動(dòng)湖北省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)口貿(mào)易的蓬勃發(fā)展是湖北省經(jīng)濟(jì)上升的原因之一。

（4）誤差修正模型及方差分解

進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和Granger檢驗(yàn)之后可以建立ECM模型來(lái)強(qiáng)化對(duì)于進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的解釋。因?yàn)長(zhǎng)nGDP與LnIM之間存在著唯一長(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，因此得出ECM模型如下：

d(LnGDP)=0.11278+0.154838*d(LnIM)+2.786774*ecm(-1)

高椅古村的精神文化和情感認(rèn)知評(píng)價(jià)最好。不少旅游者表示幽靜美麗的生態(tài)環(huán)境和居民怡然自得的生活狀態(tài)，使自己心靈得到休息；飽含先人智慧哲學(xué)的古民居建筑和豐富多彩的侗族文化，讓旅游者感到收獲良多。但同時(shí)，旅游者反映古村旅游基礎(chǔ)設(shè)施不完善，缺少基本的導(dǎo)游標(biāo)識(shí)，旅游服務(wù)質(zhì)量亟需提高。

其中ecm表示誤差修正項(xiàng)，R2為0.765115，F(xiàn)值為14.65834，P值為0.001475，說(shuō)明模型成立，同時(shí)模型中三個(gè)變量的 P 值為0、0.0127、0.0009，對(duì)應(yīng)t值為 10.39988、3.101275、4.878849。

該結(jié)果說(shuō)明在湖北省的情況中GDP受當(dāng)期進(jìn)口額的短期增長(zhǎng)的影響隨之上升，短期的拉動(dòng)效用十分顯著。同時(shí)誤差修正項(xiàng)顯著說(shuō)明上一期的均衡誤差修正項(xiàng)在當(dāng)前GDP的增長(zhǎng)中起重要作用，這說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看進(jìn)口同樣是湖北省GDP增長(zhǎng)的原因，進(jìn)口貿(mào)易帶來(lái)湖北省缺乏的產(chǎn)品、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、先進(jìn)技術(shù)及設(shè)備以及帶動(dòng)消費(fèi)，這些對(duì)湖北省的經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了經(jīng)濟(jì)的影響，促進(jìn)了湖北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（5）脈沖響應(yīng)及方差分解

首先建立如下VAR模型：

LnGDP=0.716626*LnGDP(-1)-0.077422LnGDP(-2)+0.160155LnIM(-1)+0.183173LnIM(-2)+2.053756

VAR模型滯后階數(shù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有根模的倒數(shù)都小于1，說(shuō)明通過(guò)單位根檢驗(yàn)，是平穩(wěn)的。

通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠衡量LnGDP對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊所產(chǎn)生的反應(yīng)速度和其具體數(shù)值。LnGDP對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息立刻有所反應(yīng)，產(chǎn)出增加了0.053，到第3期達(dá)到最高水平0.081隨后開(kāi)始下降，而來(lái)自進(jìn)口的影響從第2期開(kāi)始產(chǎn)生影響，第3期達(dá)到峰值隨后緩慢平穩(wěn)衰退，這與之前得出的結(jié)論一致。

最后本文運(yùn)用方差分解的方法來(lái)進(jìn)一步分析各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)和GDP之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。Cholesky因子分解的順序?yàn)長(zhǎng)nGDP、LnIM排在第一個(gè)變量的第1期分解純粹取決于其自身產(chǎn)生的擾動(dòng)項(xiàng)。表3為方差分解圖，在表3中預(yù)測(cè)誤差S.E.是在給定期望水平上的變量所產(chǎn)生的誤差，其余兩列則展示了隨著擾動(dòng)項(xiàng)所帶來(lái)的誤差在整體中的百分比，數(shù)值均是百分?jǐn)?shù)，每行加起來(lái)的值是100。分析結(jié)果顯示，進(jìn)口對(duì)GDP的增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在時(shí)滯性，隨著時(shí)間的推移進(jìn)口對(duì)GDP的貢獻(xiàn)越來(lái)越大，當(dāng)期貢獻(xiàn)為0，隨后便增加到1.86%，最高是在第10期達(dá)到6.34%，這也說(shuō)明了進(jìn)口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)存在持續(xù)的效用以及累積效應(yīng)。

2．3 實(shí)證小結(jié)

通過(guò)以上的分析可以得出以下結(jié)論：（1）2003—2016年湖北省進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均彈性系數(shù)為0.6821；（2）2003—2016年湖北省進(jìn)口對(duì)GDP的平均拉動(dòng)度為0.098%；（3）湖北省的進(jìn)口額和GDP構(gòu)成因果關(guān)系，短期內(nèi)進(jìn)口額增長(zhǎng)對(duì)GDP存在較大的促進(jìn)作用，同時(shí)進(jìn)口額與GDP存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，進(jìn)口對(duì)GDP增長(zhǎng)具有持續(xù)性的輻射作用。同時(shí)進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在時(shí)滯效應(yīng)，時(shí)期越長(zhǎng)，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)就越明顯，當(dāng)期貢獻(xiàn)度為0，滯后1期便增長(zhǎng)到1.86%，且時(shí)間越長(zhǎng)效用越強(qiáng)。

表3 方差分解圖

3 結(jié)束語(yǔ)

本文通過(guò)實(shí)證研究的方法證明了湖北省的進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展確實(shí)地對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了促進(jìn)作用，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)角度來(lái)看，應(yīng)該高度重視進(jìn)口貿(mào)易。目前湖北省的進(jìn)口市場(chǎng)正在逐年擴(kuò)大，但仍存在總量小、規(guī)模小、范圍小的問(wèn)題。因此湖北省應(yīng)轉(zhuǎn)變觀念，不能繼續(xù)一味強(qiáng)調(diào)出口及貿(mào)易順差，要重視進(jìn)口貿(mào)易的作用，進(jìn)出口“一把抓”、鼓勵(lì)進(jìn)口、適度擴(kuò)大進(jìn)口、制定積極的進(jìn)口政策，從而發(fā)揮進(jìn)口對(duì)于貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整作用、高新技術(shù)及設(shè)備的引入作用以及促進(jìn)即期消費(fèi)的作用，實(shí)現(xiàn)湖北省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展以及對(duì)外貿(mào)易的均衡。

[1]孫愛(ài)軍，秦蓀濤.進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2010，(4).

[2]孫景家.江蘇省進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系——基于進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2010，(2).

[3]佟家棟.關(guān)于我國(guó)進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的探討[J].南開(kāi)學(xué)報(bào)，1995，(3).

[4]文華.吉林省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].東疆學(xué)刊，2017，(1).

[5]熊啟泉,楊十二.重新審視進(jìn)口在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用——基于中國(guó)的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2005,(2).

[6]楊秀琴，熊啟泉，江華.廣東對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2005，(2).

[7]章安平.貿(mào)易方式轉(zhuǎn)變對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究:基于江浙兩省模式的對(duì)比[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2010，(9).

F752.8

A

1002-6487（2017）20-0147-03

李揚(yáng)子（1993—），男，廣東豐順人，碩士研究生，研究方向：財(cái)務(wù)管理。

李孟哲（1993—），男，湖南長(zhǎng)沙人，碩士研究生，研究方向：財(cái)務(wù)管理。

(責(zé)任編輯/易永生)