謝孟軍

(山東工商學(xué)院國(guó)際商學(xué)院，山東 煙臺(tái) 264005)

一、引言

東部地區(qū)是我國(guó)最早開放的地區(qū)，1979年設(shè)立的四個(gè)經(jīng)濟(jì)特區(qū)、1984年開放的14個(gè)沿海開放城市、1985年開辟的經(jīng)濟(jì)開放區(qū)等都在東部省份。東部地區(qū)的國(guó)土面積雖然只占全國(guó)的13.5%，但其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平代表了全國(guó)最高水平，對(duì)外開放程度在全國(guó)也是最高的。改革開放以來特別是1992年鄧小平南巡講話以后，東部地區(qū)開放程度不斷深化，與世界各國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易持續(xù)穩(wěn)定增加，順差逐步擴(kuò)大，雖然在2008～2009年受國(guó)際金融動(dòng)蕩的影響出現(xiàn)進(jìn)出口雙雙下滑的現(xiàn)象，但迅速從危機(jī)中恢復(fù)強(qiáng)勁發(fā)展勢(shì)頭，2010年東部地區(qū)出口額達(dá)14 478.35億美元，占全國(guó)總出口額的90.71%，進(jìn)口額達(dá)12 629.75億美元，占全國(guó)的91.17%。自亞當(dāng)·斯密提出對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)的觀點(diǎn)之后，李嘉圖、約翰·穆勒、普雷維什等經(jīng)濟(jì)學(xué)家都把對(duì)外貿(mào)易放入模型，考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系[1]。我國(guó)東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系?由于傳統(tǒng)的回歸模型把一些變量看成是內(nèi)生的，另一些變量看成外生的，這種方法的主觀性太強(qiáng)，兩個(gè)變量之間可能存在互為因果的關(guān)系，導(dǎo)致回歸結(jié)果的可信度較差，而聯(lián)立方程模型為了保證模型的可識(shí)別性，有時(shí)不得不舍棄某些重要變量，為了避免這些模型可能的局限性，本文試圖通過建立向量自回歸模型來分析二者之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系，研究東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系對(duì)制定我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策有重要意義。

二、模型設(shè)定

向量自回歸模型(Vector autoregression，VAR)是由克里斯托弗·西姆斯(Christopher Sims)提出的，該模型以數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)為基礎(chǔ)而建立，不需要事先知道經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在理論上的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，通過把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)建，從而把單變量自回歸模型進(jìn)行推廣變?yōu)槎嘣蛄孔曰貧w模型。模型中包括多個(gè)方程，每一個(gè)變量都決定模型中的其他變量，而每一個(gè)變量的值不僅取決于自身的過去值，而且和其他變量的過去值有很大關(guān)系，其基本形式為：

其中Yt表示一個(gè)內(nèi)生變量的列向量，C是常數(shù)向量，Xt表示外生變量向量，A1，A2，…，An和 B表示待估計(jì)的系數(shù)矩陣，εt是誤差向量。誤差向量中的多個(gè)誤差變量之間可以存在相關(guān)性，但誤差變量不能存在自相關(guān)，在這個(gè)模型中每個(gè)方程的最佳估計(jì)是普通最小二乘估計(jì)。一個(gè)兩變量的VAR模型可以表示為以下形式：

其中C0是常數(shù)向量，Bk是系數(shù)矩陣，εt是誤差向量。兩變量的結(jié)構(gòu)化表達(dá)形式為：

用B0的逆矩陣B0-1乘以結(jié)構(gòu)化向量自回歸方程的兩邊得：

本文試圖通過以上VAR模型分析我國(guó)東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系，這里用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用東部地區(qū)的出口額(EEX)和進(jìn)口額(EIM)來代表東部對(duì)外貿(mào)易發(fā)展情況。為了避免時(shí)間序列變量可能出現(xiàn)的異方差，對(duì)各變量分別取對(duì)數(shù)，令VAR 模型中的 Yt=(LogGDPt，LogEEXt，LogEIMt)，可以得到三個(gè)變量滯后期為k的VAR模型如下：

其中Yt是時(shí)間序列列向量，C是常數(shù)向量，Ai(i=1，2，…，k)為參數(shù)矩陣，μt誤差向量是均值為零的白噪音。

三、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)選取與說明

本文選取1993～2010年的中國(guó)東部沿海地區(qū)宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，選取東部地區(qū)出口額(EEX)和進(jìn)口額(EIM)代表我國(guó)東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r，根據(jù)我國(guó)東中西部的劃分原則，東部地區(qū)包括遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南，文中的GDP及進(jìn)出口總額是東部所有省市區(qū)進(jìn)出口額的加總。為了消除通貨膨脹因素，三個(gè)變量統(tǒng)一用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，由于統(tǒng)計(jì)年鑒中關(guān)于進(jìn)出口額是用美元統(tǒng)計(jì)的，無法用中國(guó)的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整，所以在這里利用當(dāng)年人民幣兌美元的匯率(EC)把當(dāng)年的美元數(shù)值折合成當(dāng)年的人民幣數(shù)值再通過消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折算，選取以1978年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)對(duì)我國(guó)名義GDP、東部地區(qū)的名義EEX和名義EIM進(jìn)行平減，計(jì)算出每個(gè)變量的實(shí)際值(計(jì)算結(jié)果見表1)，計(jì)算公式為：

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列的非平穩(wěn)性容易出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，將導(dǎo)致模型失去解釋意義，所以首先對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。在這里利用ADF單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，LOG(GDP)、LOG(EEX)和LOG(EIM)在5%顯著水平下都是非平穩(wěn)的，但是一階差分后都趨于平穩(wěn)，即LOG(GDP)、LOG(EEX)和 LOG(EIM)均為 I(1)序列，可以建立VAR模型。

3.滯后階數(shù)和協(xié)整檢驗(yàn)

滯后階數(shù)的確定是VAR模型的關(guān)鍵，運(yùn)用Eviews對(duì)該模型的滯后階數(shù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表3。從估計(jì)結(jié)果來看，在5個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中，F(xiàn)PE、AIC、SC和HQ四個(gè)統(tǒng)計(jì)量認(rèn)為滯后三階最優(yōu)，只有LR一個(gè)統(tǒng)計(jì)量認(rèn)為滯后二階最優(yōu)，所以建立VAR(3)模型。

為了驗(yàn)證變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，需要對(duì)各變量的協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)的前提是變量必須是平穩(wěn)的[2]，雖然各變量原始值不平穩(wěn)但一階差分后屬于平穩(wěn)序列，變量之間可能

存在協(xié)整關(guān)系，對(duì)三個(gè)內(nèi)生變量進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)，其中最優(yōu)滯后階數(shù)按照上述所確定的最優(yōu)階數(shù)3，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表4。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，在5%顯著水平下不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)被拒絕，至少存在1個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)被接受，所以各變量之間存在1個(gè)協(xié)整方程，表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)口額和出口額三個(gè)變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。各變量原始數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性將導(dǎo)致出現(xiàn)短期波動(dòng)現(xiàn)象，會(huì)經(jīng)常偏離均衡狀態(tài)，但這種偏離只是暫時(shí)的，從長(zhǎng)期來看存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程(括號(hào)里的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量)為：

表1 1993～2010年東部地區(qū)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和實(shí)際進(jìn)出口額

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 VAR模型滯后階數(shù)判別

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程中的系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，表示回歸方程的結(jié)果是可信的。東部地區(qū)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大的正向推動(dòng)作用，在控制其他變量不變的情況下，出口額增加1%，將會(huì)使國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加2.112%;而東部地區(qū)的進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是負(fù)相關(guān)的關(guān)系其系數(shù)為-2.962 1，即進(jìn)口額每增加1%，將使國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值減少2.962 1%。改革開放以來我國(guó)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)取得巨大成就，其中出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用不容忽視，進(jìn)口則對(duì)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在抑制作用，說明東部地區(qū)可能存在嚴(yán)重的進(jìn)口結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象，進(jìn)口結(jié)構(gòu)有待進(jìn)一步優(yōu)化調(diào)整[3]。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確定三個(gè)序列變量之間是否存在統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，對(duì) LOG(GDP)、LOG(IEX)和 LOG(IIM)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)[4]，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，LOG(EEX)不是LOG(GDP)的因果關(guān)系、LOG(EIM)不是LOG(GDP)的因果關(guān)系、LOG(EIM)不是LOG(EEX)的因果關(guān)系和LOG(EEX)不是 LOG(EIM)的因果關(guān)系均被接受，LOG(GDP)不是LOG(EEX)的因果關(guān)系被拒絕，LOG(GDP)不是LOG(EIM)的因果關(guān)系在5%顯著水平下被拒絕但在10%顯著水平下被接受。說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和進(jìn)口和出口之間存在統(tǒng)計(jì)意義上的單向的因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利于推動(dòng)進(jìn)口和出口的增加。但是進(jìn)口和出口是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)統(tǒng)計(jì)上的原因的檢驗(yàn)沒有通過，這可能是因?yàn)橥苿?dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素有很多，而進(jìn)出口只是其中一部分原因，從而使統(tǒng)計(jì)結(jié)果不顯著。

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

5.脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了如果給內(nèi)生變量誤差項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊會(huì)對(duì)整個(gè)系統(tǒng)帶來多大動(dòng)態(tài)影響。進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析必須保證所建立的VAR模型是穩(wěn)定的，所以對(duì)本文所建立的VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示所有特征根均小于1，在單位圓以內(nèi)，該模型是穩(wěn)定的。

由于所建立的VAR模型是存在協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定序列，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，用Eviews做出三個(gè)變量10期的脈沖響應(yīng)，其動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑見圖1。GDP對(duì)來自自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的新息立刻產(chǎn)生反應(yīng)使產(chǎn)出增加，從第3期開始逐步衰減;EEX和EIM的即期反應(yīng)為0，隨后逐步增加，但EEX增加的速度比EIM增加的速度要快。EEX對(duì)來自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的新息即刻反應(yīng)使EEX增加約0.6%，隨后影響比較平穩(wěn)并略有下降，對(duì)來自GDP的沖擊即刻增加隨后迅速下降一期后轉(zhuǎn)為緩慢下降，對(duì)EIM的即刻反應(yīng)為0，之后迅速增加，到第4期達(dá)到最大為0.13%，然后逐漸衰減。EIM對(duì)來自自身的沖擊的即刻反應(yīng)為增加0.7%，隨后迅速增加在第3期達(dá)到最大約為0.12%，后期逐步衰減，對(duì)來自GDP的沖擊即刻增加，但之后逐步衰減并在第6期達(dá)到最小為-0.044;對(duì)來自EEX的沖擊即刻增加，之后緩慢衰減。

圖1 脈沖響應(yīng)路徑圖

6.VAR方差分解

VAR方差分解能給出隨機(jī)信息的相對(duì)重要性的信息，對(duì)本文所建立的模型進(jìn)行10期的方差分解(見圖2)。對(duì)于來自GDP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的新息所引起的方差，第1期所有變動(dòng)均來自自身的新息，GDP所占比例為100%，之后緩慢下降，EEX和EIM所占比例緩慢增加，但EEX增加的速度較快，所占比例在第7期超過GDP并在第10期達(dá)到60%。對(duì)來自EEX特定新息所引起的方差，第1期EEX約占60%，GDP約占40%，并且兩變量所占比例迅速下降，在第6期后趨于穩(wěn)定;EIM在第1期所占比例為0，但隨后比例迅速增加，第5期后趨于穩(wěn)定。對(duì)來自EIM特定新息所引起的方差，第1期EIM所占比例為23%，然后迅速增加4期后趨于穩(wěn)定，GDP所占比例第1期較高但其后迅速衰減3期后趨于穩(wěn)定，EEX第1期所占比例為20%，后期一直比較穩(wěn)定。

圖2 VAR方差分解

四、預(yù)測(cè)

為了檢驗(yàn)所建模型的準(zhǔn)確性，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程計(jì)算出國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和東部地區(qū)進(jìn)出口總額的靜態(tài)預(yù)測(cè)值，并與樣本實(shí)際值進(jìn)行比較(見圖3)，圖中的三條實(shí)線分別表示三變量的實(shí)際值，虛線表示三變量預(yù)測(cè)值。預(yù)測(cè)結(jié)果顯示預(yù)測(cè)值和實(shí)際值擬合情況較好，擬合值雖然出現(xiàn)短期波動(dòng)，但發(fā)展趨勢(shì)一致而且兩條線之間偏差較小，說明所建VAR模型可信度較高。

圖3 變量樣本內(nèi)靜態(tài)預(yù)測(cè)

樣本內(nèi)預(yù)測(cè)結(jié)果表明VAR模型對(duì)過去的經(jīng)濟(jì)行為解釋力較強(qiáng)，由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明三變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，所以可以擴(kuò)大樣本容量對(duì)變量的將來值進(jìn)行動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)，得到1995～2020年的預(yù)測(cè)趨勢(shì)(見圖4)，圖中三條線分別表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、東部出口額和進(jìn)口額的動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)結(jié)果。為了更準(zhǔn)確地預(yù)知變量的將來值，把2011～2020年共10的三變量的預(yù)測(cè)值列出來(見表6)，表中的值均為剔除價(jià)格影響后的以1978年為基期的實(shí)際值。在未來10年我國(guó)經(jīng)濟(jì)依然會(huì)保持較快的增長(zhǎng)速度，東部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易也會(huì)穩(wěn)定發(fā)展，而且繼續(xù)保持一定的順差。

圖4 1995～2020年變量樣本外動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)

表6 2011～2020年變量動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)值(單位：億元)

五、結(jié)論及建議

說明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易之間的長(zhǎng)期關(guān)系比較穩(wěn)定。基于以上結(jié)論提出以下建議：

(1)提高產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，繼續(xù)擴(kuò)大東部地區(qū)的出口。東部地區(qū)出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大的促進(jìn)作用，我國(guó)應(yīng)充分發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，在擴(kuò)大勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口的同時(shí)，提高知識(shí)和技術(shù)密集型產(chǎn)品的研發(fā)和創(chuàng)新能力，增強(qiáng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，更好地發(fā)揮出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用[5]。

(2)優(yōu)化東部地區(qū)進(jìn)口結(jié)構(gòu)，增加知識(shí)技術(shù)密集型產(chǎn)品的進(jìn)口。

通過建立VAR模型，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和東部地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并對(duì)未來10年的發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)，得出以下結(jié)論：(1)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和東部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，東部地區(qū)的出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大的推動(dòng)作用，而進(jìn)口則對(duì)經(jīng)濟(jì)有抑制作用。(2)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和東部對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展存在短期波動(dòng)現(xiàn)象，但這種短期波動(dòng)不影響長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，實(shí)證分析中沒有出現(xiàn)多個(gè)協(xié)整關(guān)系的多重均衡現(xiàn)象，東部地區(qū)的進(jìn)口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的抑制作用，說明進(jìn)口結(jié)構(gòu)可能存在不合理的現(xiàn)象。今后要調(diào)整進(jìn)口結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大知識(shí)技術(shù)密集型產(chǎn)品的進(jìn)口，利用進(jìn)口產(chǎn)品的技術(shù)溢出效應(yīng)增強(qiáng)我國(guó)的模仿創(chuàng)新能力，改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)提高生產(chǎn)效率，彌補(bǔ)我國(guó)的比較劣勢(shì)。減少勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的進(jìn)口，降低資源浪費(fèi)。

(3)提升國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，發(fā)揮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)出口的帶動(dòng)作用。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅要注重?cái)?shù)量的擴(kuò)張，更要強(qiáng)化質(zhì)量的提升，長(zhǎng)期的持續(xù)高速增長(zhǎng)使我國(guó)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，但是資源的稀缺性將會(huì)變的越來越明顯，在增長(zhǎng)過程中面臨增長(zhǎng)瓶頸[6]。在實(shí)際增長(zhǎng)率與有保證的增長(zhǎng)率保持一致的情況下，優(yōu)化結(jié)構(gòu)提高質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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[6] 謝孟軍.我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)制成品進(jìn)出口關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論，2012，(6)：76-80.