摘 要：根據(jù)協(xié)整檢驗分析，我國出口對國民經(jīng)濟增長具有推動作用，進口對國民經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經(jīng)濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多；從短期動態(tài)關系來看，出口和進口都對國民經(jīng)濟的增長具有促進作用，但出口對國民經(jīng)濟增長的促進作用比進口小得多，格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經(jīng)濟增長的相關關系較弱。

　　關鍵詞：經(jīng)濟增長，進口，出口，誤差修正模型

　　一.引言

　　從亞當.斯密提出“剩余產(chǎn)品出路”的學說以來，對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系一直都是經(jīng)濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論；E.哈根等從出口貿(mào)易對技術進步的促進來探討其推動經(jīng)濟增長的作用；羅默的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論等[1]。

　　李京文(1996)[2]通過經(jīng)濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經(jīng)濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現(xiàn)凈出口與經(jīng)濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(fā)(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數(shù)據(jù)進行檢驗，認為出口對于經(jīng)濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經(jīng)濟增長的相關度較弱。Lawrence (2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產(chǎn)業(yè)政策與勞動生產(chǎn)率的關系，發(fā)現(xiàn)進口是促進勞動生產(chǎn)率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數(shù)據(jù)來代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進口對進口國(發(fā)展中國家)模仿與創(chuàng)新的溢出效應，來自發(fā)達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內(nèi)的創(chuàng)新。Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中國際競爭力對其全要素生產(chǎn)率的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)進口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業(yè)化國家間通過資本品貿(mào)易和外商投資而產(chǎn)生的R8D溢出效應。

　　以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經(jīng)濟解釋具有相當大的局限性?？鐕?地區(qū))的截面數(shù)據(jù)的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩(wěn)的時間序列關系，則容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經(jīng)濟結構和相似的生產(chǎn)技術，這在現(xiàn)實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經(jīng)驗結論等。上述對于單個國家(地區(qū))時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統(tǒng)計量選擇的差異。例如，進出口對于經(jīng)濟增長的作用往往是經(jīng)歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論?；谏鲜隹紤]，筆者通過分析進口、出口和經(jīng)濟增長三者的協(xié)整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經(jīng)濟增長的影響。

　　二.數(shù)據(jù)和模型分析

　　本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿(mào)易狀況，通過國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟增長。本文依據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，折算出1985年為基期的國內(nèi)實際生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數(shù)變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。

　

圖2：實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進口額對數(shù)差分的變化趨勢

貿(mào)易,經(jīng)濟增長-[飛諾網(wǎng)FENO.CN]
　　1.單位根檢驗

　　從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。

　　

表1：ADF單位根檢驗的結果

變量	ADF統(tǒng)計量	1%	5%	10%
LGDP	-2.749153*	-4.7315	-3.7611	-3.3228
LEX	-2.499933*	-4.6193	-3.7119	-3.2964
LIM	-1.898012*	-4.6193	-3.7119	-3.2964
DLGDP	-3.821426**	-3.9228	-3.0659	-2.6745
DLEX	-4.517673*	-3.9228	-3.0659	-2.6745
DLIM	-3.208629***	-4.0681	-3.1222	-2.7042

注：1．對GDP、出口和進口對數(shù)序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產(chǎn)生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

　　2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。

　　GDP、出口和進口的對數(shù)序列ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進口的對數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協(xié)整性。

　　2.協(xié)整檢驗和誤差修正模型ECM

　　本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗 [12]。結果見表2。

　　

表2：Johansen協(xié)整檢驗結果

特征值	擬然比	5﹪	1﹪	Hypothesized No. of CE(s)
0.803660	38.32605	29.68	35.65	None **
0.465393	10.65160	15.41	20.04	At most 1
0.000341	0.005795	3.76	6.65	At most 2

注：*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設。

　　由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟增長與出口、進口之間存在唯一的協(xié)整關系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

　　第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinary variable)進行OLS估計，其方程如下：
　　LGDP=4.526845 + 0.623032LEX -0.049701LIM (1)
　　(13.53709) (4.293514) (0.291202)
　　=0.967508 S.E.= 0.096935

　　從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經(jīng)濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數(shù)未能通過t檢驗，即在統(tǒng)計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態(tài)關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當?shù)谋磉_式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當?shù)谋硎径唐趧討B(tài)關系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。

　　DLGDP= 0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1) (2)
　　(13.1998) (0.6363) (1.1951) (-4.5138)
　　=0.62412 S.E.= 0.017467 DW=1.16937
　　DLGDP= 0.0813+ 0.06274DLIM -0.217152EC(-1) (3)
　　(15.0472) (2.1034) (-4.683832)
　　= 0.61325 S.E.= 0.01712 DW= 1.2987

　　這兩個方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數(shù)為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態(tài)關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現(xiàn)在進口項和出口項系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進口項的系數(shù)在 1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1% ,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。

　　方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數(shù)說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。

　　3.向量誤差修正模型VEC

　　Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數(shù)聯(lián)合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數(shù)顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。

　　(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對 GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內(nèi)需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產(chǎn)出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產(chǎn)效率或加工后的產(chǎn)品銷往國外賺取附加值，從而促進經(jīng)濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產(chǎn)性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。

　　(2)總產(chǎn)出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產(chǎn)品結構升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質量和增加值，從而影響了出口對經(jīng)濟增長的促進作用?，F(xiàn)階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長上，還未能實現(xiàn)有效提高出口產(chǎn)品質量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉變[2]。

表3：誤差修正模型系數(shù)向量

VEC	DLGDP	DLEX	DLIM	VEC	DLGDP	DLEX	DLIM
EC(-1)	-0.06556	0.25685	0.064258	DLEX(-2)	0.042078	-0.421	-0.31757
	0.04903	0.38001	0.37468		0.05889	0.45643	0.45003
	(-1.33710)	-0.67589	-0.1715		-0.71452	(-0.92238)	(-0.70565)
DLGDP(-1)	0.759915	-2.34517	-0.55878	DLIM(-1)	-0.00414	0.436486	0.442668
	0.32902	2.55008	2.5143		0.06828	0.52922	0.5218
	2.30964)	(-0.91964)	(-0.22224)		(-0.06061)	-0.82477	-0.84835
DLGDP(-2)	-0.53883	-0.37218	-3.12298	DLIM(-2)	0.077974	0.33243	0.355703
	0.36301	2.81357	2.7741		0.06636	0.51432	0.5071
	(-1.48433)	(-0.13228)	(-1.12576)		-1.17503	-0.64635	-0.70144
DLEX(-1)	0.020493	-0.44598	-0.44381	C	0.06836	0.407792	0.473521
	0.05668	0.43927	0.43311		0.02463	0.19091	0.18823
	-0.36159	(-1.01528)	(-1.02470)		-2.77526	-2.13603	-2.51561

注：括號內(nèi)的數(shù)字為t檢驗統(tǒng)計量，EC為反映短期對長期均衡調(diào)整的誤差糾正項。

　　4.格蘭杰因果檢驗

　　對各變量的因果關系檢驗如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經(jīng)濟增長的原因，但經(jīng)濟增長不是出口的原因；經(jīng)濟增長與進口之間以及出口與進口之間都不存在因果關系。

　　

表4：格蘭杰因果檢驗

原假設	F統(tǒng)計量	P值	結論
LEX does not Granger Cause LGDP	3.63402	0.05835	拒絕
LGDP does not Granger Cause LEX	1.35992	0.29354	不拒絕
LIM does not Granger Cause LGDP	1.73367	0.21807	不拒絕
LGDP does not Granger Cause LIM	1.36476	0.29239	不拒絕
LIM does not Granger Cause LEX	0.78556	0.47796	不拒絕
LEX does not Granger Cause LIM	0.55511	0.58807	不拒絕

　　三.主要結論與政策建議

　　通過協(xié)整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經(jīng)濟意義：出口對國民經(jīng)濟增長具有推動作用，進口對國民經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經(jīng)濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經(jīng)濟學“出口促進經(jīng)濟增長”的假說相吻合。現(xiàn)代經(jīng)濟理論認為，一國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經(jīng)濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟、制度創(chuàng)新、知識進展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國經(jīng)濟增長的方式一，經(jīng)濟增長集約化的程度.對一國經(jīng)濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。

　　從短期動態(tài)關系來看，出口和進口都對國民經(jīng)濟的增長具有促進作用，但出口對國民經(jīng)濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數(shù)不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計檢驗。這說明就短期動態(tài)關系而言，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用主要是通過進口來實現(xiàn)的。就當前情況而言，擴大出口是促進經(jīng)濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經(jīng)濟增長的彈性仍然相當大。

　　格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經(jīng)濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統(tǒng)上我國出口的擴大對經(jīng)濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國的初級產(chǎn)品出口基本上是符合市場調(diào)節(jié)機制的。我國的出口增長是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿(mào)易條件進一步惡化。根據(jù)我國要素稟賦的特點，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，促進出口迅速發(fā)展和出口商品結構的優(yōu)化，同時能夠擴大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。

　　從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的作用，應該推進高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實現(xiàn)從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產(chǎn)品的國際競爭力。

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