（福州外語外貿(mào)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計學(xué)系，福建 福州 350202）

1 研究背景

自1978年改革開放以來，中央正式批準(zhǔn)福建省在對外經(jīng)濟(jì)活動中實(shí)行特殊的政策，福建省的經(jīng)濟(jì)因此得到快速發(fā)展。福建省在中央的正確領(lǐng)導(dǎo)下，從實(shí)際出發(fā)，抓住機(jī)遇，探索出一條獨(dú)具特色的開放道路，并取得了一定的成績，經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，人民生活水平，對外貿(mào)易水平不斷提升。

福建省作為東南沿海對外開放的重要窗口之一，其對外貿(mào)易的發(fā)展也是不容忽視的，作為拉動經(jīng)濟(jì)的三駕馬車之一，為經(jīng)濟(jì)的發(fā)展做出了巨大的貢獻(xiàn)。方霞通過分析2002～2011年福建省的對外貿(mào)易發(fā)展情況，對出口商品結(jié)構(gòu)、出口市場結(jié)構(gòu)、出口主題結(jié)構(gòu)以及出口貿(mào)易方式進(jìn)行了研究，結(jié)果表明：福建省出口貿(mào)易方式雖然得到了優(yōu)化，但加工貿(mào)易還是占比最高[1]。盧盛榮和李文溥從供給和需求等方面對福建經(jīng)濟(jì)增長率的變化進(jìn)行研究，并與鄰省比較發(fā)現(xiàn)福建的經(jīng)濟(jì)增長率出現(xiàn)邊際衰減的趨勢[2]。吳建鑾利用福建省的GDP和進(jìn)出口相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系[3]。那么近年來，福建省的外貿(mào)進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響如何呢？本文在已有研究的基礎(chǔ)上，分析近20年福建省的外貿(mào)進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀，通過建立VAR模型研究對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響[4]。

2 福建省經(jīng)濟(jì)和進(jìn)出口貿(mào)易現(xiàn)狀

本文選取了1994～2016年福建省的地區(qū)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口數(shù)據(jù)，如表1所示。

表1 變量解釋

根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)將福建省地區(qū)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口總額的增長趨勢繪制成折線圖，如圖1、圖2所示，以及外貿(mào)進(jìn)出口增長率的折線圖，如圖3所示。從圖1和圖2中可以看出，福建省地區(qū)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口貿(mào)易值總體保持增長趨勢，且從1994～2002年，地區(qū)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額和凈出口總額增長平緩，而從2002年中國加入WTO后，福建省的外貿(mào)進(jìn)出口同樣呈現(xiàn)急劇增長的趨勢。而圖3給出進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額和凈出口總額的增長率都是正向的，但在1998、2008年分別因受到東南亞金融危機(jī)和全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，其增長率出現(xiàn)了負(fù)增長。

圖1 福建省地區(qū)生產(chǎn)總值增長趨勢圖

圖2 福建省地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易增長趨勢圖

圖3 福建省進(jìn)出口貿(mào)易增長率柱狀圖

1994年福建省的地區(qū)生產(chǎn)總值為1 644.39億元，2016年為28 810.58億元，年均增長率14%；而進(jìn)出口總額1994年為1 050.68億元，2016年為10 416.87億元，約為1994年的10倍，平均增長率為11.62%；1994年到2016年出口總額從554.20億元增長到6 886.60億元，年均增長率為12.77%；1994～2016年進(jìn)口總額從496.38億元增長到3 530.26億元，年均增長率為10.07%；1994年到2016年凈出口總額從57.82億元增長到3 356.34億元，年均增長率為22.99%?？梢钥闯?，福建省的進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額和凈出口總額在20年間約增加為原來的10倍，且年均增長率都在10%以上，說明福建省的經(jīng)濟(jì)和進(jìn)出口貿(mào)易均呈現(xiàn)快速增長的趨勢。

3 經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性

經(jīng)濟(jì)的增長與進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展存在一定的相關(guān)性，其相關(guān)性可以通過外貿(mào)貢獻(xiàn)率、外貿(mào)拉動度和對外依存度等指標(biāo)來進(jìn)行評價[5]。

外貿(mào)貢獻(xiàn)率是指凈出口的增量與生產(chǎn)總值的增量的比率，即

外貿(mào)拉動度是指外貿(mào)貢獻(xiàn)率與生產(chǎn)總值增長率的乘積，即，

外貿(mào)依存度是指國民經(jīng)濟(jì)對對外貿(mào)易的依賴程度，即進(jìn)出口總額占生產(chǎn)總值的比重，能夠衡量對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，即

根據(jù)公式（1）、（2）、（3）和福建省地區(qū)生產(chǎn)總值及外貿(mào)進(jìn)出口相關(guān)數(shù)據(jù)，計算得到福建省1994～2016年的外貿(mào)貢獻(xiàn)率、外貿(mào)拉動度和外貿(mào)依存度數(shù)據(jù)，并繪制成折線圖，結(jié)果如圖4所示。從圖4中可以看出，福建省的外貿(mào)貢獻(xiàn)率和拉動度平均為15.48%和19.32%，且在2001年加入WTO后急劇增長，到2004年達(dá)到了最高，分別為45.91%和69.35%，到2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)，導(dǎo)致2009年第一次變成了負(fù)值，直到近年來福建省的外貿(mào)貢獻(xiàn)率和外貿(mào)拉動度都不高。而福建省的外貿(mào)依存度從1994～2002年呈逐年下降的態(tài)勢，但在2001年中國加入WTO后對福建省的外貿(mào)產(chǎn)生了一定的影響，經(jīng)濟(jì)對外貿(mào)的依存度也呈現(xiàn)上升的趨勢，在2004年達(dá)到最高，為68.25%，之后便又出現(xiàn)下降的趨勢，但總體平均依存度為52.28%。由此可知，福建省的經(jīng)濟(jì)和對外貿(mào)易存在一定的相關(guān)關(guān)系，對外貿(mào)易的發(fā)展能夠帶動經(jīng)濟(jì)的增長。

圖4 福建省地區(qū)外貿(mào)貢獻(xiàn)率、拉動度和依存度趨勢圖

4 福建省經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)出口貿(mào)易的實(shí)證分析

為了消除樣本數(shù)據(jù)中存在的異方差，所有變量取對數(shù)處理，用lngdp表示地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)，lnmx表示進(jìn)出口總額的對數(shù)，lnx表示出口總額的對數(shù)，lnm表示進(jìn)口總額的對數(shù)，lnnx表示凈出口總額的對數(shù)。本文采用VAR模型來研究進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響，VAR（Vector Autoregression Mode）向量自回歸模型實(shí)質(zhì)上是考察多個變量之間的動態(tài)互動關(guān)系，其建模思想就是把每一個外生變量作為所有內(nèi)生變量滯后性的函數(shù)來構(gòu)造回歸模型，一般形式如下：

Y1=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+εt

其中，Y表示K維的內(nèi)生變量向量，A表示相對應(yīng)的系數(shù)矩陣，p表示內(nèi)生變量的滯后階數(shù)，εt表示隨機(jī)擾動項，并且滿足古典假定的零均值、同方差、無自相關(guān)、不與解釋變量相關(guān)。

VAR模型中的各個等式的系數(shù)非常多，因此并不需要關(guān)注系數(shù)的具體意義，也無法通過分析系數(shù)的估計值進(jìn)行研究，故借助格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、IRF脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等工具研究各個變量之間相互的影響[6][7]。

計量模型的經(jīng)典假設(shè)要求數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果建模時數(shù)據(jù)非平穩(wěn)會導(dǎo)致虛假回歸,因此，本文在建立VAR模型時先用ADF單位根檢驗(yàn)法檢驗(yàn)這些時間序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中可以看出，GDP的對數(shù)值和凈出口總額的對數(shù)值都是平穩(wěn)的，而進(jìn)口總額、出口總額和進(jìn)出口總額的對數(shù)值都是一階單整的，本文研究外貿(mào)進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響，而GDP對數(shù)值和凈出口總額的對數(shù)值的單整階數(shù)相同，因此選擇這兩個變量建立相應(yīng)的VAR模型，通過Eviews軟件估計VAR模型，其相應(yīng)的矩陣表示如下：

對建立的VAR模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如圖5所示?？梢钥闯?，在滯后2階的結(jié)果下，其4個單位根全在單位圓內(nèi)，即該模型是穩(wěn)定的。

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表4中可以看出，在95%的置信區(qū)間內(nèi)拒絕無協(xié)整關(guān)系和至少一個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即GDP的對數(shù)值和凈出口總額的對數(shù)值存在協(xié)整關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)增長與凈出口總額存在長期均衡關(guān)系。

通過格蘭杰因果檢驗(yàn)可以看出凈出口總額是地區(qū)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，即凈出口總額的變化會引起地區(qū)生產(chǎn)總值的變化，結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

IRF脈沖響應(yīng)函數(shù)主要刻畫在擾動項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。圖6是lngdp和lnnx之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像。從圖中可以看出福建省的凈出口總額變化對地區(qū)生產(chǎn)總值前兩期是負(fù)向的沖擊，之后便不斷上升，從第三期開始的正向沖擊不斷增長，到第十期達(dá)到最大，福建省凈出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)有積極的促進(jìn)作用。

如果說脈沖響應(yīng)函數(shù)是研究一個變量的沖擊對另外一個變量的動態(tài)影響路徑，那么方差分解就是分析每個擾動項因素對VAR模型內(nèi)各個變量影響的相對程度。圖7顯示的就是lngdp和lnnx對lngdp影響的方差分解圖像，從圖中可以看出隨著期數(shù)的增加，地區(qū)生產(chǎn)總值變動的方差由自身變動解釋的部分逐漸下降，而由凈出口總額變動解釋的部分逐漸增加，到第十期達(dá)到頂峰，將近有40%的地區(qū)生產(chǎn)總值變動的方差可以由凈出口總額來解釋。

圖6 lngdp和lnnx的脈沖響應(yīng)曲線

圖7 lngdp和lnnx的脈沖響應(yīng)曲線

5 結(jié)論

本文利用福建省1994～2016年的GDP，進(jìn)口總額和出口總額的數(shù)據(jù),通過計算外貿(mào)貢獻(xiàn)率、外貿(mào)拉動度和對外依存度來分析福建省的經(jīng)濟(jì)增長和進(jìn)出口貿(mào)易的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)福建省的平均外貿(mào)貢獻(xiàn)率和拉動度分別為15.48%和19.32%，且在2001年加入WTO后急劇增長，到2004年達(dá)到最高，2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)，導(dǎo)致2009年第一次變成了負(fù)值，直到近年來福建省外貿(mào)貢獻(xiàn)率和外貿(mào)拉動度都不高。而福建省的外貿(mào)依存度從1994～2002年間呈逐年下降的趨勢，但在2001年中國加入WTO后對福建省的外貿(mào)產(chǎn)生一定的影響，經(jīng)濟(jì)對外貿(mào)的依存度也呈現(xiàn)上升的趨勢，在2004年達(dá)到最高，之后又出現(xiàn)下降的趨勢，但總體平均依存度為52.28%，說明福建省的經(jīng)濟(jì)受到對外貿(mào)易的影響。

因此，以GDP的對數(shù)值和凈出口總額的對數(shù)值構(gòu)建VAR模型,通過協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解,得出的結(jié)論如下:GDP和凈出口總額存在長期的協(xié)整關(guān)系，且凈出口總額的變化會引起地區(qū)生產(chǎn)總值的變化，其中，福建省GDP的變化有40%可以由凈出口總額來解釋，凈出口總額對地區(qū)生產(chǎn)總值前期存在負(fù)向沖擊，之后便不斷上升，從第三期開始的正向沖擊不斷增長，到第十期達(dá)到最大，綜上，可以知道福建省凈出口貿(mào)易對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極的促進(jìn)作用。