左靜怡，李文芳

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430068)

推動(dòng)形成全面開放的新格局，促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力，努力實(shí)現(xiàn)建設(shè)貿(mào)易強(qiáng)國(guó)的目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的一個(gè)重要環(huán)節(jié)，而要實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，在很大程度上取決于各省市對(duì)外貿(mào)易發(fā)展水平[1]。

目前關(guān)于外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究中，有些學(xué)者認(rèn)同外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用這一觀點(diǎn)。Girma等(2003)發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易確實(shí)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是具有臨界效應(yīng)[2]。Kaushal和Pathak(2015)研究結(jié)果顯示印度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)促使貿(mào)易開放[3]。韓家彬等(2012)的建模研究表明外貿(mào)和國(guó)際直接投資與巴西、俄羅斯、印度、中國(guó)和南非這五國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出同向變動(dòng)的態(tài)勢(shì)[4]。鄧文博等(2021)研究發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易對(duì)新興工業(yè)國(guó)和發(fā)達(dá)工業(yè)國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用，對(duì)發(fā)達(dá)工業(yè)國(guó)的拉動(dòng)作用比較強(qiáng)[5]。孟慶雷等(2019)對(duì)我國(guó)的沿邊地區(qū)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明各行業(yè)的對(duì)外貿(mào)易都對(duì)沿邊省區(qū)的經(jīng)濟(jì)具有促進(jìn)作用[6]。除此之外還有許多學(xué)者利用向量自回歸模型或者誤差修正模型進(jìn)行研究，他們的研究結(jié)果均表明外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著促進(jìn)作用，而優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)可以有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)(尹燕等,2013[7];楊子榮等，2015[8])。

但也有部分學(xué)者得出了不一樣的研究結(jié)果。Jung和Marshall(1985)以發(fā)展中國(guó)家為研究對(duì)象，對(duì)其貿(mào)易出口額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了因果檢驗(yàn)，但最后的結(jié)果卻并不支持出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用這一假設(shè)[9]。林毅夫、李永軍(2001)研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系[10]。也有多項(xiàng)研究表明，過去進(jìn)行對(duì)外貿(mào)易有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但在目前新常態(tài)背景下，不同等級(jí)技術(shù)行業(yè)的外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增呈現(xiàn)出相反的影響。鄧創(chuàng)等(2016)認(rèn)為,隨著近些年我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，中低端的技術(shù)行業(yè)外貿(mào)已經(jīng)開始反過來對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成遏制作用；與之相反，我國(guó)高尖端技術(shù)行業(yè)的對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用則愈發(fā)顯著[11]。蔡婉華等(2019)研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出了阻礙作用[12]。

也有學(xué)者認(rèn)為外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響在不同行業(yè)和不同時(shí)期具有明顯差異。荊磊等(2018)針對(duì)我國(guó)要素密集型行業(yè)進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示技術(shù)密集型行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用呈現(xiàn)出逐步上升的趨勢(shì)，而資源密集型行業(yè)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用則逐漸下降[13]。黃旭東等(2018)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域貿(mào)易和國(guó)際直接投資對(duì)不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)作用和抑制作用可以一同出現(xiàn)[14]。陳昌兵(2021)認(rèn)為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率比較高，但呈現(xiàn)出"倒U型"曲線，也就是說，在進(jìn)入新的發(fā)展階段以后，我國(guó)外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在不斷下降[15]。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取江蘇省年度出口貿(mào)易額(EX)進(jìn)和口貿(mào)易額(IM)作為對(duì)外貿(mào)易的指標(biāo)；選取江蘇省年度總產(chǎn)出(T)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。研究年度為1990-2018年，數(shù)據(jù)來源于1990-2018年《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的平穩(wěn)性及同階單整，以及避免出現(xiàn)異方差問題，對(duì)相應(yīng)數(shù)據(jù)都進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理[16]，也就是將江蘇省年度出口貿(mào)易額(EX)、進(jìn)口貿(mào)易額(IM)以及年度總產(chǎn)出(T)分別取對(duì)數(shù)之后，使用ln IM、ln EX、lnT來構(gòu)建VAR模型。實(shí)證分析所使用的計(jì)量軟件為Eivews8.0?；谟?jì)量分析原理，使用Eivews8.0對(duì)江蘇省進(jìn)口貿(mào)易額(ln IM)、出口貿(mào)易額(ln EX)以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(ln T)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，其結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

1.2 模型構(gòu)建

VAR模型把每一個(gè)內(nèi)生變量當(dāng)作其他變量滯后值的函數(shù)，這樣可以在一定程度上解決傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)化模型中潛在的聯(lián)立性偏誤問題[17]。模型的因變量是江蘇省年度總產(chǎn)出(lnT)，自變量為江蘇省出口額(ln EX)和江蘇省進(jìn)口額(ln IM)。借助最大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整分析，并通過短期向量誤差修正探索江蘇省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，VAR(P)的矩陣表達(dá)式為：

其中，yt在本文中是表示包括ln IM、ln EX、lnT的k維內(nèi)生變量向量，t表示時(shí)期，P表示所有內(nèi)生變量的滯后階數(shù)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 ADF單位根檢驗(yàn)

本文所選取的外貿(mào)、總產(chǎn)出等相關(guān)數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列，為了避免由于數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)而導(dǎo)致“偽回歸”出現(xiàn)，對(duì)ln IM、ln EX以及l(fā)n T這幾個(gè)變量分別進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)(表2)。

表2顯示了具體的檢驗(yàn)結(jié)果：ln IM、ln EX和lnT的P值分別為0.9976、0.9641和0.0989，這說明在5%的顯著性水平下，ln IM、ln EX以及l(fā)nT都是非平穩(wěn)的序列。在此基礎(chǔ)之上，分別取它們的一階差分，Δln EX、Δln IM、Δln T的P值分別為0.0281、0.0342和0.0761，所以Δln EX和Δln IM在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列，Δln T在10%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

2.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由于江蘇省進(jìn)口總額ln IM、出口總額ln EX以及江蘇省總產(chǎn)出ln T這3個(gè)變量都是一階單整序列，所以接下來可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，None、At most 1、At most 2的P值分別為0.0000、0.0006、0.0018，都小于5%，這就說明，在5%的顯著性水平下，變量ln IM、ln EX、lnT之間存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

對(duì)江蘇省進(jìn)口總額ln IM、江蘇省出口總額ln EX和江蘇省總產(chǎn)出lnT進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表4。

表4 Granger因果檢驗(yàn)

通過表4結(jié)果得知，原假設(shè)“l(fā)n EX不是ln T的Granger原因”的P值為0.0166，小于5%，所以在5%的顯著性水平下，拒絕“l(fā)n EX不是lnT的Granger原因”這一原假設(shè)，即“l(fā)n EX是lnT的Granger原因”。同樣的，原假設(shè)“l(fā)n IM不是ln EX的Granger原因”的P值為0.0048，小于1%，所以在1%的顯著性水平下拒絕“l(fā)n IM不是ln EX的Granger原因”這一原假設(shè)，即“l(fā)n IM是ln EX的Granger原因”。由此可以看出，江蘇省出口總額是江蘇省總產(chǎn)出的單向Granger原因，而江蘇省進(jìn)口總額是江蘇省出口總額的單向Granger原因。

站在經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來看，江蘇省進(jìn)口總額的增長(zhǎng)能拉動(dòng)當(dāng)?shù)爻隹诳傤~的長(zhǎng)期增長(zhǎng)，而江蘇省出口總額的增長(zhǎng)又能夠明顯地推動(dòng)江蘇省總產(chǎn)出的增長(zhǎng)；但與之相對(duì)應(yīng)的，江蘇省進(jìn)口貿(mào)易總額對(duì)江蘇省總產(chǎn)出的影響還并不明顯。可以看出，江蘇省進(jìn)口促進(jìn)當(dāng)?shù)貙?duì)外出口，而出口又促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展。但是江蘇省對(duì)外貿(mào)易還沒有與本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展構(gòu)成相互促進(jìn)的良性循環(huán)，表明江蘇省對(duì)外貿(mào)易發(fā)展仍有進(jìn)一步改進(jìn)的空間。

2.4 VAR模型的構(gòu)建

本文通過LR、FPE、AIC、SC、HQ等信息準(zhǔn)則來確定VAR模型的滯后階數(shù)，通過 Eivews 8.0進(jìn)行操作得到滯后期檢驗(yàn)結(jié)果(表5)。在滯后期為3期的時(shí)候，這5個(gè)信息準(zhǔn)則的要求同時(shí)得到滿足了，也就說明VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)應(yīng)該為3階。

表5 滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

在確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3以后，具體的VAR(3)如下：

為了檢驗(yàn)所建立的VAR(3)模型的穩(wěn)定性，本文采用較為直觀的AR圖法進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)圖1的檢驗(yàn)結(jié)果，VAR(3)所有的單位根都落在了單位圓內(nèi)，說明本文所建立的滯后3階模型擬合度較高，并且是穩(wěn)定的。

圖1 AR特征多項(xiàng)式的根

由前文進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量之間存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系，即ln IM、ln EX、lnT三者間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但對(duì)于短期而言，模型可能因?yàn)槭艿礁魇礁鳂拥臎_擊而不協(xié)調(diào)，導(dǎo)致模型存在一些偏差，故建立向量誤差修正模型以對(duì)均衡誤差不斷進(jìn)行調(diào)整。表6展示了誤差修正模型結(jié)果。

表6 向量誤差修正模型結(jié)果

2.5 脈沖響應(yīng)分析

圖2中被夾在中間的曲線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化曲線，最上方和最下方的兩條曲線表示的是上下兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的波動(dòng)范圍。由圖2a可見，lnT受到ln EX沖擊后的響應(yīng)在初始是正的影響效應(yīng)，且逐步增強(qiáng)，在第2期，正的影響效應(yīng)達(dá)到了階段性峰值，隨后逐漸衰減，而自第5期開始又逐漸回升，且脈沖響應(yīng)值始終為正，表明在較長(zhǎng)時(shí)間里，江蘇省出口貿(mào)易對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有著顯著的正向影響；由圖2b可見，lnT在受到ln IM沖擊后的即期反應(yīng)為正，第3期達(dá)到階段峰頂，之后開始下降，第4期達(dá)到階段性底部，之后又開始逐漸回升并一直保持上升的趨勢(shì)，表明江蘇省進(jìn)口貿(mào)易在拉動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面具有顯著的正向影響，也就是說，江蘇省的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展長(zhǎng)期起著正向的積極作用。

(a)江蘇省出口貿(mào)易額對(duì)當(dāng)?shù)乜偖a(chǎn)出沖擊之后

2.6 方差分解

本文進(jìn)行方差分解的滯后期數(shù)為10期。由表7可知，江蘇省出口貿(mào)易在第1期對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)率為54.59%，在隨后兩期略有下降，隨后不斷上漲至第9期的62%，在第10期貢獻(xiàn)度為60.12%。而江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展自身的貢獻(xiàn)度在第一期為45.41%，而后基本上一直處于下降的狀態(tài)，到了第10期，貢獻(xiàn)度比第一期少了一半有余，下降到了19.3%。在第1期，江蘇省進(jìn)口貿(mào)易對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率為0，隨后逐步增長(zhǎng)，到第10期達(dá)到20.6%以上。由此表明，江蘇省的進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易在促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展方面都發(fā)揮著重要作用，且出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)力更強(qiáng)，而進(jìn)口貿(mào)易對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度還較低，有較大的完善空間。

表7 方差分解結(jié)果

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

1)長(zhǎng)期來看，江蘇省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間確實(shí)存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

2)Granger因果檢驗(yàn)表明，江蘇省出口總額的增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)?shù)乜偖a(chǎn)出的增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用，但進(jìn)口總額的增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)?shù)乜偖a(chǎn)出增長(zhǎng)的促進(jìn)作用還處于較弱水平，出口貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向Granger原因。

3)構(gòu)建VAR(3)模型后，脈沖響應(yīng)的結(jié)果顯示，江蘇省的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展長(zhǎng)期起著積極的作用；方差分解結(jié)果顯示，江蘇省對(duì)外貿(mào)易對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用，且出口貿(mào)易比進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用更加顯著。相對(duì)而言，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用還比較弱，后期有較大的改進(jìn)空間。

3.2 建議

1)防范化解外貿(mào)風(fēng)險(xiǎn)。近年來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)逐漸向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的同時(shí)，國(guó)內(nèi)國(guó)際大環(huán)境也在發(fā)生著巨大變化。中美貿(mào)易沖突、新冠疫情爆發(fā)、俄烏沖突等事件給經(jīng)濟(jì)全球化帶來了諸多不確定性，也給全球貿(mào)易帶來了挑戰(zhàn)，所以實(shí)時(shí)關(guān)注國(guó)內(nèi)外重大事態(tài)的發(fā)生，及時(shí)調(diào)整進(jìn)出口的方針政策就顯得尤為重要，可以不斷引導(dǎo)對(duì)外貿(mào)易的平穩(wěn)、健康發(fā)展。

2)優(yōu)化進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐步轉(zhuǎn)型，對(duì)外貿(mào)易正朝著多元化的方向發(fā)展。江蘇省作為貿(mào)易大省，以出口導(dǎo)向?yàn)橹鳎壳俺隹诘漠a(chǎn)品大多還是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，技術(shù)含量較低，應(yīng)對(duì)其當(dāng)前出口結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化，如提高耗能大、價(jià)值低出口產(chǎn)品的關(guān)稅，培育出口產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，同時(shí)政府給予具有高技術(shù)水平和高附加值出口產(chǎn)品一定的優(yōu)惠政策；對(duì)于國(guó)外一些高技術(shù)水平、先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備要加大進(jìn)口，充分吸收借鑒國(guó)外先進(jìn)技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)，而對(duì)于一些低技術(shù)水平含量的產(chǎn)品要逐步減少進(jìn)口，不斷調(diào)整進(jìn)口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，最大化發(fā)揮進(jìn)口貿(mào)易對(duì)于江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。

3)鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新。美國(guó)制裁華為及蘋果禁用俄羅斯的部分服務(wù)等事件都在警示國(guó)人自主創(chuàng)新的重要性。為了避免類似技術(shù)卡脖子問題，要鼓勵(lì)企業(yè)加大創(chuàng)新，不但要做貿(mào)易大省，更要做貿(mào)易強(qiáng)省，江蘇省企業(yè)要大力引進(jìn)人才，提高科研人員待遇，加強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新能力以及研發(fā)能力，促進(jìn)江蘇省早日實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型，開創(chuàng)高水平的對(duì)外貿(mào)易新局面。