[摘 要]文章通過構建VAR模型，利用我國2000—2020年的數據，實證研究了我國對外貿易、利用外資與經濟增長之間的相互關系。通過一系列檢驗發(fā)現各變量間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)關系和因果關系，且彼此間的貢獻度與其因果關系較為一致。鑒于此，文章從對外貿易與利用外資對經濟增長的作用機制方面出發(fā)，給出相關政策建議，以期能夠促進我國經濟的可持續(xù)發(fā)展。

[關鍵詞]VAR模型;經濟增長;脈沖響應

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2021.17.009

1 模型概述與變量設定

1.1 模型概述

VAR模型即向量自回歸模型，將系統(tǒng)中每個內生變量作為所有內生變量的滯后值的函數來構建模型，其一般形式為：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B0Xt+…+BrXt-r+εt（1）

本文通過構建對外貿易（FT）、利用外資（FDI）與經濟增長（GDP）之間的VAR模型，來觀察各種變量如何相互作用和相互影響，模型設置如下：

gdpfdift t=a0a1a2+b11b12b12b21b22b23b31b32b33gdpfdift （t-1）+…+c11c12c13c21c22c23c31c32c33gdpfdift （t-p）+ε1ε2ε3 t（2）

1.2 變量設定

本文以進出口總額、實際利用外資額、國內生產總值作為對外貿易、利用外資、經濟增長的衡量標準。樣本區(qū)間選擇2000～2019的年度數據作為時間序列數據。為了消除樣本數據多重共線性與異方差等誤差問題，對各變量取自然對數，即LGDP、LFDI、LFT。實證分析使用的計量軟件為EViews10.0。

2 模型構建與實證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

模型建立前為避免出現偽回歸的現象，必須對樣本數據進行平穩(wěn)性檢驗。因此，對數據進行ADF單位根檢驗，結果如表1所示。

由表1可知，各變量在原水平下P值均大于5%為不平穩(wěn)序列，遂進行一階差分后的ADF單位根檢驗，結果顯示所有P值均小于5%，說明各變量都不存在單位根，變量序列平穩(wěn)可進行協(xié)整檢驗。

2.2 Johansen協(xié)整檢驗

Johansen協(xié)整檢驗主要檢驗多個變量之間的長期均衡關系。如表2所示，特征跡檢驗結果表明在5%的顯著水平下，三者之間存在三個協(xié)整關系，表明各變量之間存在著穩(wěn)定均衡關系。

2.3 確定最優(yōu)滯后階數

全面評估各個因素促進經濟增長的時間，通常根據LR，FPE，AIC，SC和HQ的五個信息標準確定滯后期。如表3所示，5個測試指標均表明3是最佳滯后期。

2.4 Granger因果關系檢驗

綜合考慮戴維森與麥金農的Granger因果關系檢驗結果對滯后期具有敏感性的看法以及最優(yōu)滯后階數，本文以滯后期3進行檢驗。見表4。

由表4可知，LGDP是LFDI的Granger的原因，LFDI不是LGDP的Granger原因，表明經濟增長可導致實際利用外資的增加，實際利用外資增加不必然導致經濟水平增長;LFDI不是LFT的Granger原因，LFT是LFDI的Granger原因，表明對外貿易發(fā)展能夠促進實際利用外資發(fā)生變化，而增加實際利用外資未必使對外貿易增加。LFT與LGDP互不為Granger原因，表明對外貿易與經濟增長二者的變化不必然引起對方的反應。

2.5 模型構建

據表3可知最優(yōu)滯后階數為3，即選擇3作為各變量滯后期，建立VAR（3）模型。

由表5可知T值較為顯著，根據估計參數結果中各變量相關系數，構建如下模型：

dlfdidlftdlgdpt=0.0063990.0003360.016317+-0.380662-0.2613290.246496-1.372859-0.2056460.512934-3.047488-1.5144801.144298dlfdidlftdlgdp （t-1）+0.6575300.055403-0.0928041.2400520.999622-0.4161352.2572041.618329-0.929985dlfdidlftdlgdp （t-2）+-0.1434840.2268350.0607070.567043-0.5474020.2157430.638283-0.2635740.389288dlfdidlftdlgdp （t-3）（3）

構建模型后要檢驗模型是否穩(wěn)定，如圖1所示，各單位根均落在單位根圓內，即VAR模型是穩(wěn)定的，可據VAR模型進一步探討各變量間的動態(tài)關系。

2.6 脈沖響應與方差分解

為進一步了解各變量間的相互作用關系以及VAR模型內部的動態(tài)關系，利用脈沖響應與方差分解分析三者間的動態(tài)關系。

第一，脈沖響應分析。脈沖響應函數是指給予模型某種沖擊時系統(tǒng)受到的影響。

由圖2可知，DLFDI受自身一個單位正向沖擊后響應整體為正，隨著滯后期延長效應不斷減小。DLFDI受到DLFT的沖擊后在第二期達到峰值，第三期為負值，后期為正并趨向穩(wěn)定。DLFDI受到DLGDP的沖擊后，第三期下降到最小值，后期有波動但始終處于負值。

從圖3可得，對于DLFDI的沖擊來說，DLFT首期即為正向反應且為最大值，隨后回落，但整體為正并在末期接近于0。對于自身沖擊DLFT反應較為強烈，整體下降趨于收斂。DLGDP的沖擊使得DLFT的反應大體上處于負值。

由圖4可知，對DLFDI一個單位正向沖擊，DLGDP首期為正值，第四期達到最大值。DLFT的沖擊使得DLGDP在第3期和第6期處于負值，第4、5期趨于一個短暫穩(wěn)定狀態(tài)。DLGDP對其自身的反應波動較為頻繁。

第二，方差分解。方差分解通過分析每種結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，評價不同結構沖擊的重要性。本文使用Cholesky Decomposition法考察GDP、FT和FDI在1～10滯后期中對各內生變量沖擊的貢獻度。

由表6可知，在第1期DLFDI只受自身影響，隨著滯后期延長影響不斷下降，第5～10期下降趨勢變慢，保持在60%以內。相應地從第2期開始，DLFT、DLGDP對DLFDI的沖擊影響逐漸加大，且每期DLFT都比DLGDP對DLFDI的沖擊大。

由表7可知，DLFT在第1期受自身貢獻最大，約為72.12%，在10期內相對穩(wěn)定，平均約為73.16%。首期DLGDP沒有對DLFT形成沖擊，DLFDI貢獻率約為27.88%并不斷下降。

從表8可得，第1期分別受到自身、DLFDI、DLFT的影響，其中DLFT對其貢獻最大約為49.28%，且隨滯后期延長呈穩(wěn)定狀態(tài)。DLFDI對DLGDP的貢獻度大于DLGDP對自身的貢獻，最大值約為首期35.11%，而DLGDP僅約15.61%，但二者區(qū)別在于DLGDI的貢獻率不斷下降，DLGDP卻不斷增加。

3 政策建議

本文側重于對外貿易與實際利用外資對經濟增長的作用方面，并兼顧經濟增長對實際利用外資與對外貿易的拉動方面，給予一些政策建議。

3.1 對外貿易與經濟增長

一是貫徹實施創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略。鼓勵外貿企業(yè)提升自主創(chuàng)新能力，提高出口產品質量，加強獨立自主品牌建設，打造自身核心競爭力，推動出口加工貿易的轉型和升級，促使中國由制造大國向制強國轉變。二是堅持擴大開放，將“走出去”與“引進來”有機結合?！白叱鋈ァ币浴耙粠б宦贰睘橹匾脚_，推進與沿線國家的貿易、投資往來，加強工程承包、海外資源開發(fā)、基礎設施建設等方面的合作。“引進來”要減少市場準入限制，營造良好的外商投資環(huán)境，加速新技術、新服務、新標準、新產業(yè)的進入。

3.2 實際利用外資與經濟增長

一是推進區(qū)域間引資平衡。目前，我國利用外資主要集中于長江經濟帶與珠三角地區(qū)，而中西部卻利用外資不足，影響我國經濟持續(xù)增長。因此，要積極推進區(qū)域間引資平衡，加快優(yōu)化中西部投資營商環(huán)境，提升中西部開放水平以及外資吸引力。以外資流動平衡促進我國區(qū)域間經濟協(xié)調發(fā)展，增強整體經濟實力。二是拓寬外資來源地，加強外資流向引導。目前我國利用外資來源地缺乏地區(qū)平衡。想要推進我國經濟可持續(xù)發(fā)展，就要推動外資多元化。再者，鑒于我國現有經濟發(fā)展階段，引資時應加強外資投入產業(yè)引導。促使外資流入到高科技、高附加值、高水平的“三高”產業(yè)，促進我國產業(yè)結構調整，推動行業(yè)技術升級，為經濟發(fā)展與結構轉變提供動力。

參考文獻：

[1]尹智超，彭紅楓.新中國70年對外貿易發(fā)展及其對經濟增長的貢獻：歷程、機理與未來展望[J].世界經濟研究，2020（9）：19-37，135.

[2]陳婷婷.基于VAR模型的對外直接投資貿易與經濟增長的動態(tài)關系[J].信息系統(tǒng)工程，2020（2）：150-153.

[3]胡安建，侯磊，常志有.外商直接投資對我國經濟增長、產業(yè)結構優(yōu)化的影響研究——基于VAR模型[J].區(qū)域金融研究，2017（7）：52-59.

[作者簡介]高松賀（1996—），男，漢族，河南濮陽人，河北大學經濟學院碩士研究生，研究方向：經濟學。