郝惠滕

（內(nèi)蒙古師范大學(xué)，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010022）

1.樣本數(shù)據(jù)的選擇

從宏觀的角度選取有關(guān)烏拉特中旗經(jīng)濟(jì)的三個變量國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、對外貿(mào)易進(jìn)口額（IM）、對外貿(mào)易出口額（EX）為樣本數(shù)據(jù)，選取2011—2020年烏拉特中旗、甘其毛都口岸的數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行分析。以烏拉特中旗經(jīng)濟(jì)問題為研究主體，僅根據(jù)本文模型設(shè)計選定工具，分析甘其毛都口岸進(jìn)出口貿(mào)易與烏拉特中旗GDP增長之間的數(shù)量關(guān)系，數(shù)據(jù)來源于《烏拉特中旗2011—2020統(tǒng)計年鑒》，有且只有甘其毛都地區(qū)進(jìn)口額和出口額兩個變量，其他因素造成的影響暫時忽略。通過對數(shù)變化來消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，具體的指數(shù)表現(xiàn)形式可以寫為LNGDP、LNIM、LNEX。

1.1 變量平穩(wěn)性檢驗

樣本數(shù)據(jù)若確實受時間規(guī)律約束進(jìn)行變動時，回歸的結(jié)果就會出現(xiàn)“偽回歸”，樣本數(shù)據(jù)與被解釋變量并不是構(gòu)成擬合優(yōu)度的全部原因，而是因為變量間存在與時間相關(guān)的個體趨勢產(chǎn)生的，所以使用非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行回歸得到的模型不夠全面和準(zhǔn)確，在眾多檢測手段中選擇較為直觀的單位根檢驗為手段，將零散的數(shù)據(jù)匯總整理后，通過對比得到的數(shù)據(jù)才能進(jìn)行判定各變量之間具體的平穩(wěn)性。

由整理好的檢驗結(jié)果表分析，變量序列確實受時間規(guī)律約束，以一階差分為手段對數(shù)變換的一階單整的序列有足夠的獨立性，進(jìn)行協(xié)整檢驗的前期準(zhǔn)備工作已經(jīng)完成，在確認(rèn)協(xié)整的基礎(chǔ)上對涉及LNGDP、LNIM、LNEX的模型進(jìn)行回歸。

1.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是ADF檢驗后探求模型中各變量間均衡關(guān)系的具體形式，具體的實踐中，時間序列數(shù)據(jù)與客觀規(guī)律的變化之間存在聯(lián)系，協(xié)整檢驗可以驗證隨時間變化的變量間在研究長期問題的模型設(shè)計中也可以合理運用。運用E-G兩歩法，運用線性代數(shù)方法變換后的變量LNGDP、LNEX、LNIM進(jìn)行協(xié)整回歸，第一次回歸后得到ECM序列，對軟件自動生成的ECM進(jìn)行單位根檢驗。運用Eviews進(jìn)行回歸，得到有協(xié)整前提條件的模型估計式：

根據(jù)回歸的結(jié)果，初次回歸模型估計的數(shù)據(jù)R2=0.918，接近1，在代數(shù)角度通過了ADF檢驗；下一個階段誤差修正需要得到驗證了回歸結(jié)果后得到的ECM的平穩(wěn)性。

ECM的ADF檢驗統(tǒng)計量為－3.655＜-3.532，ECM通過了ADF檢驗，符合了對模型繼續(xù)進(jìn)行修正的基本條件。變量LNGDP、LNEX、LNIM之間存在協(xié)整關(guān)系。經(jīng)濟(jì)意義表示為長期趨勢中，甘其毛都口岸的出口額和進(jìn)口額對于烏拉特中旗的經(jīng)濟(jì)的影響都是正面的，根據(jù)模型的參數(shù)可以初步得到，甘其毛都口岸出口額每增加100單位，地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量增長10單位；口岸進(jìn)口額每增加100單位，地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量增長38單位。

1.3 誤差修正模型

ECM序列的ADF檢驗回歸結(jié)果確定了兩個影響因素與被解釋變量之間存在受時間規(guī)律約束外的聯(lián)系，對ECM序列進(jìn)行最小二乘回歸，根據(jù)具體結(jié)果總結(jié)誤差修正模型。

式（2.1）中的回歸系數(shù)2.94、4.06都為正，誤差修系數(shù)ecm（-1）為－2.94，根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)的定義符合反向修復(fù)機(jī)制；但是模型的擬合優(yōu)度R2僅為0.68較低，是由于經(jīng)濟(jì)增長不僅是由進(jìn)出口貿(mào)易構(gòu)成，也由消費、投資等各類經(jīng)濟(jì)變量構(gòu)成。

1.4 格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整檢驗驗證了三個變量可以作為解釋研究目的的變量，進(jìn)一步通過因果關(guān)系檢驗，檢驗口岸出口額與進(jìn)口額與烏拉特中旗的經(jīng)濟(jì)增長間有怎樣的雙向聯(lián)系，通過SCA測算得到滯后階數(shù)為 2，F(xiàn)0.025（2，10）= 5.46 。

檢驗結(jié)果的經(jīng)濟(jì)解釋可以描述為：根據(jù)Granger檢驗的結(jié)果，LNGDP與LNEX互為因果關(guān)系，另一對數(shù)據(jù)中僅有LNIM是LNGDP的Granger原因。將樣本數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果用經(jīng)濟(jì)報告的角度分析對烏拉特中旗來講，甘其毛都進(jìn)口貿(mào)易額的增長對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，同時當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長也促進(jìn)了甘其毛都進(jìn)口額的增加；烏拉特中旗經(jīng)濟(jì)增長無法帶動出口規(guī)模的擴(kuò)大。

表4.1 Granger因果關(guān)系檢驗

2.結(jié)論與對策建議

2.1 結(jié)論

烏拉特中旗的GDP、出口貿(mào)易額、進(jìn)口貿(mào)易額在代數(shù)變換后展示了內(nèi)在聯(lián)系，烏拉特中旗的GDP額與甘其毛都進(jìn)出口額之間存在超越受時間規(guī)律約束的內(nèi)在相關(guān)。長期趨勢中，甘其毛都的進(jìn)口額和出口額的增加都促進(jìn)了烏拉特中旗地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長。

甘其毛都出口額同比增長100單位就會帶動烏拉特中旗經(jīng)濟(jì)增長10單位；甘其毛都進(jìn)口額同比增長100單位就會帶動烏拉特中旗經(jīng)濟(jì)增長38單位。同向?qū)Ρ蕊@示相較于出口貿(mào)易，進(jìn)口貿(mào)易在短期和長期內(nèi)對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長都有較大的影響力。在增長率的對比中，用長期的視角觀察短期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展時，某一年烏拉特地區(qū)的GDP增速中存在著“泡沫”，但是在較長的時間跨度內(nèi)分析時，有32%的短期實際經(jīng)濟(jì)增長值會在經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定的趨勢下得以糾正。

2.2 評價

從通關(guān)甘其毛都的貨物多樣性分析：首先通過甘其毛都口岸進(jìn)口的貨物以煤炭、金屬礦石、銅粉等在目前工業(yè)生產(chǎn)體系中長期穩(wěn)定需求、國內(nèi)較為稀缺的優(yōu)質(zhì)資源為主，在經(jīng)濟(jì)研究中，降低成本正面促進(jìn)當(dāng)?shù)匾再Y源為原料的工業(yè)園區(qū)提高生產(chǎn)率，直接、間接地促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)總值的提高；其次從中國出口到蒙古的商品主要是烏拉特中旗的農(nóng)副產(chǎn)品或內(nèi)地紡織類產(chǎn)品，進(jìn)口貨物并沒有全部參與烏拉特中旗的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)，出口商品以多集中于南方淘汰的手工業(yè)制成品、蒙古也發(fā)展迅猛的農(nóng)副產(chǎn)品，發(fā)展空間較窄，出口對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用有限。

烏拉特中旗由于地理位置自然的發(fā)展為邊境口岸城市，對外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)目標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃中擁有重要的地位。近年來，甘其毛都口岸進(jìn)口的形勢逐漸從單一的礦產(chǎn)資源進(jìn)口，向礦產(chǎn)資源精加工，并且優(yōu)化中對蒙以及蒙對中的雙方投資意愿、對大宗商品或長保貨物進(jìn)行儲銷結(jié)合措施提升進(jìn)出口能力；出口的角度，擺脫僅能出口第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的困局，向深加工工業(yè)產(chǎn)品、電力等科技含量高的產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型。