進出口貿易與地區(qū)經濟增長分析研究----基于VAR模型的實證研究 經濟學專業(yè)

1、青島市海關貿易與地區(qū)經濟發(fā)展-基于VAR模型的實證研究 摘要：文章采用1985到2010年間的有關數據，采取協(xié)整檢驗理論、Granger因果關系檢驗和脈沖響應分析的方法，對青島市進出口貿易與地區(qū)經濟增長之間的關系進行了比較研究。結果發(fā)現，出口是促進經濟增長的原因，但進口對經濟增長有抑制作用，而且，經濟增長對進出口也有著明顯不同的影響。關鍵詞：進出口貿易；經濟發(fā)展；VAR模型；格蘭杰檢驗；脈沖響應函數引言：進出口貿易是地區(qū)經濟和外部經濟的橋梁樞紐，對當地發(fā)展起到重要支撐。我國長期堅持對外開放，國際貿易對中國的經濟發(fā)展做出了巨大貢獻。對于省市地區(qū)而言，需要進行具體的實證分析，把握當地發(fā)展脈搏，深入

2、探究進出口貿易與當地經濟增長之間的關系。以便對區(qū)域經濟形勢做出科學判斷，合理規(guī)劃發(fā)展方向。1、數據和方法的選取縱觀以前我國學者在相關領域的研究，不難發(fā)現一些不足之處：首先，需要對時間序列數據的穩(wěn)定性進行檢驗，不然構造的回歸函數具有虛假性；再者，數據的時間跨度不能太短，否則即使盲目擴大樣本區(qū)間，得到的數據質量卻不盡人意；最后，很多學者對數據的分析不夠深入具體，難以凸顯地區(qū)特色。為此，本文在上述三個方面做了不同程度的改進，力爭能夠較為全面的分析青島市進出口貿易在國民經濟發(fā)展中的作用。本文選取青島市19852010年間的時間序列數據作為樣本，采用全市生產總值作為反映當地經濟發(fā)展狀況的指標。數據來源于

3、青島市統(tǒng)計快報（2010）。并根據居民消費價格指數進行了修正。全文將對選取的數據建立VAR模型，分析論證進出口貿易額和生產總值之間的關系。首先，對數據進行單位根檢驗，判斷其是否平穩(wěn)性防止模型出現虛假回歸現象。其次，構建相應的VAR模型；然后，基于VAR模型采用協(xié)整檢驗，Granger因果關系檢驗及脈沖響應函數分析。2、進出口與經濟增長關系的實證比較分析本文將在建立VAR 模型的基礎上對進出口與經濟增長之間的關系展開實證分析，并按照如下具體步驟操作：首先，為了避免宏觀經濟變量的不平穩(wěn)造成虛假回歸以及確保VAR 模型的穩(wěn)定性， 將采用單位根檢驗來判斷數據的平穩(wěn)性；其次，構建VAR 模型；然后，在V

4、AR 模型的基礎上逐次進行協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應函數分析。（1）變量的平穩(wěn)性檢驗。GDP,進出口額的時間序列圖如下。直觀上，他們都不是平穩(wěn)序列。GDP(億元) EXPORT（萬美元） IMPORT（萬美元）圖1 GDP EXP IMP數額更精確地，Dickey 和Fuller（1981）提出了一種ADF法對GDP和進出口貿易額進行單位根檢驗。由時間序列確定構建檢驗方程的具體方法，設定合理的滯后階數，然后分析各變量檢驗方程的截距項及時間序列項的系數顯著性，從而對方程的合理性做出判斷。滯后階數基于AIC 或SIC 準則確定。表1 GDP EXP IMP 的ADF檢驗結果變量ADF值

5、結論GDP1.157(-3.25)非平穩(wěn)GDP0.419(-3.25)非平穩(wěn)2GDP-3.54(-3.26)平穩(wěn)EXP2.67(-3.25)非平穩(wěn)EXP-2.59(-3.25)非平穩(wěn)2EXP-4.97（-3.27）平穩(wěn)IMP5.13(-3.27)非平穩(wěn)IMP1.06(-3.28)非平穩(wěn)2IMP-5.96(-3.28)平穩(wěn)注： 本表中ADF 檢驗采用Eviews6.0，表示一階差分，2 表示二階差分；括號內為10置信水平下的臨界值 從表1 中可以看出，各變量的水平時間序列及其一階差分在顯著性水平為10的ADF 檢驗中都存在單位根，而所有變量的二階差分都在10的顯著性檢驗水平下拒絕了單位根檢驗，從

6、而各變量都是二階單整序列?；贏DF 檢驗我們可以繼續(xù)進行下面的分析。（2）VAR 模型的確定。VAR 模型不以嚴格的經濟理論為依據，它采用多方程聯(lián)立的形式，每個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量間的動態(tài)關系。構建VAR 模型需明確兩點：其一，模型共含有哪些變量；其二，模型滯后期的選擇。該VAR 模型中的變量已經確定，即GDP、EXP 和IMP。為了保持合理的自由度使模型參數具有較強的解釋能力，同時在綜合參照了殘差的自相關性、異方差性和正態(tài)性后，本文選取最佳滯后期為4。軟件處理結果顯示模型擬合優(yōu)度達0.99 以上，效果較好。（3）協(xié)整分析。協(xié)整關系的檢驗

7、通常采用兩種方法，即Engle-Granger 兩步法和Johansen 檢驗法。前者雖然使用簡便，而且得到的協(xié)整回歸參數估計量具有超一致性和強有效性，但在小樣本下，這種估計量具有實質性偏差。由于本文的分析中有效樣本相對不多，為了克服上述方法的不足，本文采用基于VAR 模型的Johansen 協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗模型實質上是對無約束的VAR 模型進行協(xié)整約束后得到的VAR 模型，模型的滯后期即為無約束VAR 模型的一階差分變量的滯后期。由于無約束VAR 模型的最優(yōu)滯后期為4，所以協(xié)整檢驗模型的滯后期應為3。表2 VAR模型的協(xié)整分析最后得到的協(xié)整方程為：GDP= 229881.2 + 22.24

8、EXP - 19.92IMP + 。由協(xié)整方程可以看出， 青島市的GDP 與出口之間呈現出正向的關系，但與進口出現負相關。出口的回歸系數為22.24，而進口的回歸系數是-19.992，。這說明每增加一美元的出口可以帶來22.24 元的國內生產總值，但每增加一美元的進口卻減少22.24 元的國內生產總值。可見，青島市的出口對經濟增長具有重大的促進作用，而進口對經濟增長卻有抑制作用。（4） 格蘭杰因果關系檢驗。協(xié)整檢驗結果只是證明了GDP、EXP 和IMP 之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系， 但這種均衡關系是否構成因果關系還需要進一步的驗證。VAR 模型的一個重要應用就是利用格蘭杰檢驗分析經濟時間序列變量之間的因果關系。由于格蘭杰因果關系檢驗對滯后期長度的變化比較敏感，即選擇不同的滯后期，可能會得到不一致的結果，因此，在檢驗過程中應選取多個不同的滯后期，若檢驗結果一致，則得出的結論較為可信。本文在檢驗過程中選取5 個不同的滯后期，相對于自由度來說，滯后期已經足夠長，檢驗結果如表3 所示。從表3 中可以看出，第一，就EXP 和GDP 的關系而言，在滯后1、2 期時，EXP 不是GDP 的格蘭杰原因，但滯后期大于等于3 期時，EXP 才是GDP 的格蘭杰原因，這說明我國外貿乘數的滯后效應一般是2 期， 從第3 期EXP 開始才對GDP 起到明顯的推動作用；另一方