對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整性

對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整性

一、數(shù)據(jù)與變量

論文分析所使用的樣本取自1978~2002年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。用出口總額、進(jìn)口總額來反映對外貿(mào)易狀況;通過宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟(jì)增長。用消費(fèi)價格指數(shù)對GDP、進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)進(jìn)行平減,以消除物價變動對GDP和進(jìn)口、出口總額的影響。我國的居民消費(fèi)價格指數(shù)是從1985年開始編制的,因而對1978~2002年的原始數(shù)據(jù)用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)平減。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢線性化,消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象,所以對實際GDP、實際出口和實際進(jìn)口進(jìn)行自然對數(shù)變換,分別用LGDP、LEX、LIM表示自然對數(shù)的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實際出口總額、實際進(jìn)口總額。

二、實證結(jié)果

1·時間序列的平穩(wěn)性檢驗

在檢驗GDP、出口和進(jìn)口的協(xié)整性之前,首先用ADF單位根檢驗方法來檢驗時間序列的單整階數(shù),再進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的存在性檢驗。

2·協(xié)整檢驗

雖然時間序列LGDP,LIM,LEX是非平穩(wěn)的一階單整序列,但其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合。這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。本文使用Johansen多變量系統(tǒng)極大似然估計法對多變量時間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法,在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前,必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋力,同時又要消除誤差項的自相關(guān),因此選擇最大滯后階數(shù)為3,從三階依次降至一階來選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。使用AIC、SC信息準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計量做為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗標(biāo)準(zhǔn),并用Q統(tǒng)計量檢驗殘差序列有無自相關(guān),懷特檢驗和ARCH統(tǒng)計量檢驗異方差性,JB檢驗檢驗殘差的正態(tài)性。結(jié)果表明,滯后階數(shù)為3的VAR模型表示)各方程擬合優(yōu)度很好,殘差序列具有平穩(wěn)性。對VAR模型的回歸殘差序列進(jìn)行的隨機(jī)性檢驗表明,在5%的顯著水平上,各方程回歸殘差序列均滿足正態(tài)性,不存在自相關(guān)和異方差,進(jìn)一步驗證了VAR模型為最優(yōu)模型。協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蛯嶋H上是對無約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束以后得到的VAR模型,該VAR模型的滯后期是無約束VAR模型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3,因此協(xié)整檢驗的VAR模型滯后期確定為2。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗,確定常數(shù)項約束在協(xié)整空間內(nèi)且協(xié)整方程有截距的模型為最合適的協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

3·誤差修正模型的確定

協(xié)整檢驗結(jié)果證明我國進(jìn)口、出口增長與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需要進(jìn)一步驗證。本文利用Engle和Granger提出的均衡誤差修正模型對進(jìn)口、出口增長和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行長期和短期的Granger因果關(guān)系檢驗。

三、方差分解

Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果僅能說明變量之間的因果關(guān)系,但不能說明變量之間因果關(guān)系的強(qiáng)度。論文應(yīng)用方差分解法對GDP、出口和進(jìn)口各變量的不同預(yù)測期限的預(yù)測誤差的方差進(jìn)行分解。方差分解的主要思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個組成部分,從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。方差分解不僅是樣本期間以外的因果關(guān)系檢驗,而且將每個變量的單位增量分解為一定比例自身原因和其他變量的貢獻(xiàn)。從第四步預(yù)測起,出口的信息對GDP的影響顯著增大,到第7步以后占GDP預(yù)測誤差的70%以上,表明出口在長期對GDP的影響是非常重要的。而進(jìn)口的信息對GDP的影響從第7步以后下降到百分之十幾,說明從短期來看進(jìn)口對GDP有重要影響,但在長期影響不顯著。出口的預(yù)測誤差主要來自其自身和進(jìn)口的影響,其中在前5步預(yù)測中進(jìn)口對出口的影響一直占出口預(yù)測誤差的50%左右,說明進(jìn)口對出口有非常重要的影響;而GDP在前5步預(yù)測中對出口只有很微弱的影響,不超過出口預(yù)測誤差的10%,從第5步預(yù)測以后影響才稍有增強(qiáng),從而表明GDP對出口的影響不大。出口對進(jìn)口的影響不大,隨著時間的推移,出口的影響逐漸增強(qiáng),從第8步預(yù)測起其信息占進(jìn)口預(yù)測誤差的20%以上。GDP對進(jìn)口的影響不大,只是隨預(yù)測步長的延長影響逐漸增大,但其信息的影響沒有超過進(jìn)口預(yù)測誤差的14%。

四、結(jié)論

中國出口增長、進(jìn)口增長和經(jīng)濟(jì)增長之間存在惟一長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。無論在長期還是在短期,中國進(jìn)出口增長都是GDP增長的Granger原因。

短期內(nèi),①雖然進(jìn)出口增長是GDP增長的Granger原因,但中國GDP增長不是出口增長的Granger原因。表明短期內(nèi)對外貿(mào)易增長確實拉動了中國經(jīng)濟(jì)增長,而中國經(jīng)濟(jì)的快速增長還沒有實現(xiàn)對出口增長的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng);②進(jìn)口增長是出口增長的Granger原因。這可能是因為進(jìn)口適用的技術(shù)、成套設(shè)備和關(guān)鍵的短缺資源推動了本國的技術(shù)進(jìn)步,促進(jìn)了出口產(chǎn)業(yè)的升級換代,從而提高出口產(chǎn)品的競爭力,有利于出口的增長;③進(jìn)口增長和GDP增長互為Granger原因;④聯(lián)合檢驗表明,GDP增長和進(jìn)口增長共同作用可以引起出口增長。

方差分解的結(jié)果進(jìn)一步表明,在長期,出口對GDP的影響是非常重要的,而進(jìn)口對GDP的影響在長期并不顯著;同時,GDP對出口和進(jìn)口的影響不顯著。

總之,本文對中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)進(jìn)行的協(xié)整分析表明,無論在長期還是在短期,對外貿(mào)易在中國的經(jīng)濟(jì)增長中都充分發(fā)揮了“發(fā)動機(jī)”效應(yīng),這也是古典經(jīng)濟(jì)學(xué)和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)對于對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)問題基本上達(dá)成的共識。