李浩然

本文旨在分析河南省外貿(mào)依存度與經(jīng)濟(jì)規(guī)模之間的關(guān)系。通過(guò)搜尋1989-2016年河南省相關(guān)數(shù)據(jù)并進(jìn)行數(shù)據(jù)的預(yù)處理，對(duì)數(shù)據(jù)運(yùn)用R語(yǔ)言進(jìn)行回歸分析，尋找出最佳的回歸模型后，進(jìn)行相關(guān)的統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)并根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果修正模型，對(duì)比分析修正后的模型與原模型后選取最佳模型，并對(duì)模型進(jìn)行相關(guān)的經(jīng)濟(jì)解釋與分析，最后對(duì)2018年河南省的外貿(mào)依存度進(jìn)行預(yù)測(cè)。

一、相關(guān)數(shù)據(jù)搜集與初步處理

本文對(duì)于經(jīng)濟(jì)規(guī)模使用典型代表指標(biāo)GDP，并通過(guò)搜集河南進(jìn)出口總額來(lái)計(jì)算FTD，即對(duì)外貿(mào)易依存度=進(jìn)出口額/GDP。模型中的解釋變量為GDP，被解釋變量為FTD。

二、模型的建立與求解

利用格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)GDP和FTD進(jìn)行分析，檢驗(yàn)結(jié)果如下表。

Granger causality test

GDP ～ FTD FTD ～ GDP

F 0.5673 4.7147

Pr（>F） 0.7858 0.008321

結(jié)合相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論，本文首先利用簡(jiǎn)單一次線性回歸模型（1）進(jìn)行回歸。

Y=α1+β1 X+ui ——（1）

其回歸診斷圖如下圖。

在模型（1）的基礎(chǔ)上設(shè)計(jì)了模型（2）。

——（2）

其回歸診斷圖如下。

通過(guò)模型（2）回歸診斷圖看出，除了離群值1989年的數(shù)據(jù)之外，模型（2）的回歸效果十分理想，可以相信相信模型（2）與模型（1）之間存在著“足夠的差異”，因此本文優(yōu)先選擇模型（2）進(jìn)行接下來(lái)的分析。

三、模型的檢驗(yàn)

（一）異方差檢驗(yàn)

分別通過(guò)計(jì)分檢驗(yàn)和Breusch-Pagan test對(duì)模型（2）進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下。

Non-constant Variance Score Test

Chisquare 0.1917235

df 1

P值 0.661486

Breusch-Pagan test

BP 0.36097

df 2

P值 0.8349

由于兩種檢驗(yàn)的p值均遠(yuǎn)大于0.05，因此有足夠的理由相信模型（2）不存在異方差性。

（二）自相關(guān)檢驗(yàn)

通過(guò)Durbin-Watson test對(duì)模型（2）進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，并對(duì)模型（2）進(jìn)行三階Breusch-Godfrey test，檢驗(yàn)結(jié)果如下表。

Breusch-Pagan test

LM test 13.675

df 3

P值 0.003383

由于p值非常小，因此有足夠的理由相信模型（2）存在三階以內(nèi)的自相關(guān)。

（三）自相關(guān)的處理

選擇差分法消除一階自相關(guān)。差分后的模型記為模型（3），回歸結(jié)果如下表。

模型（3）

由于其p值遠(yuǎn)大于0.05，因此有足夠的理由相信其殘差一階平穩(wěn)。

（四）模型的經(jīng)濟(jì)理論解釋與檢驗(yàn)

根據(jù)施曉蘇的觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)規(guī)模和外貿(mào)依存度并非存在著簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是存在正相關(guān)或者負(fù)相關(guān)的關(guān)系，本文所建立的模型中的一次項(xiàng)可以很好地解釋對(duì)外貿(mào)依存度與經(jīng)濟(jì)規(guī)模之間具有正相關(guān)關(guān)系的觀點(diǎn)，另外加入反比例項(xiàng)不僅可以很好地?cái)M合在河南經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小的時(shí)間段，外貿(mào)依存度與GDP的負(fù)相關(guān)關(guān)系，同時(shí)考慮到了其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)時(shí)所處階段。

四、模型的擴(kuò)展

（一）分布滯后模型

由河南省歷史經(jīng)濟(jì)事件發(fā)生的時(shí)間與數(shù)據(jù)變化的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)的時(shí)間差，并且結(jié)合前文所得出的GDP和FTD之間的滯后期區(qū)間，可以大致推斷出該模型的可加入8年期和10年期的滯后變量。通過(guò)step函數(shù)對(duì)上述加入8期和10期的滯后變量的模型進(jìn)行逐步回歸從而尋求最佳的模型，記該模型為模型（4），回歸結(jié)果如下表。

模型（4）

可以看出，模型的p值非常小，也即是說(shuō)明加入滯后變量?jī)?yōu)化后的模型十分顯著，且各參數(shù)也都十分具有顯著性，另外調(diào)整的R2非常大，說(shuō)明該模型的擬合效果十分理想。

（二）誤差修正模型

將模型（2）的殘差作為非均衡誤差項(xiàng)加入到誤差修正模型中，并用OLS法估計(jì)相應(yīng)參數(shù)，并記該模型為模型（5）。模型回歸分析結(jié)果如下表。

模型（5）

可以看出，模型的p值非常小，說(shuō)明誤差修正模型十分顯著，但GDP的參數(shù)不是足夠顯著，另外調(diào)整的R2比較大，說(shuō)明該模型的擬合效果比較理想。

五、模型的預(yù)測(cè)

綜合以上模型，認(rèn)為模型（2）為能對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)外貿(mào)依存度影響關(guān)系做出最優(yōu)解釋的模型。使用河南省政府中對(duì)2018年預(yù)測(cè)的GDP值作為2018年GDP參考值進(jìn)行預(yù)測(cè)，2018年河南省對(duì)外貿(mào)易依存度預(yù)測(cè)值為14.29%，預(yù)測(cè)區(qū)間為10.54%至18.04%。

六、結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)對(duì)1980-2016年河南省FTD與GDP之間做回歸分析，得出了FTD與GDP之間存在著一定的相關(guān)性，即負(fù)相關(guān)與正相關(guān)并存的情況，其中，負(fù)相關(guān)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段正是我國(guó)改革開(kāi)放初期，河南省正值經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型期，此階段之前河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比較大，且作為中國(guó)的“糧倉(cāng)”，農(nóng)業(yè)部門(mén)出口占整體經(jīng)濟(jì)規(guī)模比重很大，導(dǎo)致了改革開(kāi)放初期的對(duì)外貿(mào)易依存度較高，另外查閱河南經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，1978年至1997年20年間，全省共完成工業(yè)增加值8571億元，相當(dāng)于前30年的16.6倍。工業(yè)增加值占全國(guó)的比重由1978年的3.7%，上升至1997年的5.2%，成為占全國(guó)比重超過(guò)5%的七個(gè)省份之一。工業(yè)成為全省國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)部門(mén)。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)理論，工業(yè)部門(mén)的大力發(fā)展對(duì)于GDP的推動(dòng)相比于農(nóng)業(yè)部門(mén)的推動(dòng)要快得多，因此河南的一次產(chǎn)業(yè)占比便會(huì)逐年縮小，同時(shí)由于工業(yè)轉(zhuǎn)型尚未完成，使得對(duì)外貿(mào)易相對(duì)GDP逐年縮小，直到1992年中央宣布全面對(duì)外開(kāi)放，河南省才開(kāi)始完成產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，直到2000年河南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)正?；?，河南也同時(shí)開(kāi)始逐漸轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)的發(fā)展，從而對(duì)外貿(mào)易依存度與經(jīng)濟(jì)規(guī)模的關(guān)系逐漸趨于正相關(guān)。 （作者單位為上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院）