基于VAR模型的我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究陳飛柴家友陳婷〔廈門大學(xué)〕目錄TOC\o"1-2"\h\z\u摘要1一、問題的提出2〔一〕研究背景2〔二〕研究意義2二、研究現(xiàn)狀及存在的問題3〔一〕國外有關(guān)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究3〔二〕國內(nèi)有關(guān)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究3三、我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)開展現(xiàn)狀4四、向量自回歸〔VAR〕模型介紹6〔一〕VAR模型的構(gòu)造6〔二〕VAR模型最正確滯后期數(shù)確實(shí)定7〔三〕VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)8〔四〕協(xié)整關(guān)系檢驗9〔五〕Grange因果關(guān)系檢驗9五、模型建立前的準(zhǔn)備10〔一〕假設(shè)干假設(shè)10〔二〕指標(biāo)的選取10〔三〕數(shù)據(jù)的來源與預(yù)處理11六、模型的構(gòu)建與檢驗11〔一〕單位根檢驗11〔二〕Johansen協(xié)整檢驗12〔三〕向量自回歸模型〔VAR〕的構(gòu)建12〔四〕Granger因果檢驗14〔五〕脈沖響應(yīng)分析14〔六〕方差分解分析15七、結(jié)論與建議16〔一〕主要結(jié)論16〔二〕政策建議17參考文獻(xiàn)19附表21摘要改革開放以來，我國國民經(jīng)濟(jì)迅速開展，對外貿(mào)易呈現(xiàn)出飛速開展的態(tài)勢，貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，貿(mào)易結(jié)構(gòu)也在不斷優(yōu)化。從歷史數(shù)據(jù)來看，進(jìn)出口增長率一直領(lǐng)先于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率，對外貿(mào)易依存度近幾年也保持在較高水平。顯而易見，對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長存在著緊密的聯(lián)系，一般而言，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長在一定程度上具有正向的促進(jìn)作用，從近年來的宏觀數(shù)據(jù)來看，我國經(jīng)濟(jì)的高速開展與進(jìn)出口總額的不斷增加是密不可分的。本文從我國現(xiàn)有的相關(guān)資料和數(shù)據(jù)入手，采用定性分析與定量分析相結(jié)合的方法，運(yùn)用我國1978年至2023年間GDP、進(jìn)口額、出口額的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，使用VAR模型對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析和研究，得出了相關(guān)結(jié)論。論文首先系統(tǒng)地闡述了國內(nèi)外有關(guān)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的主要理論，從理論上說明對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。接著對我國近年來對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀進(jìn)行了根本描述，反映我國經(jīng)濟(jì)增長和對外貿(mào)易開展的根本特征。然后結(jié)合國內(nèi)外有關(guān)對VAR模型的理論研究，系統(tǒng)介紹了向量自回歸模型及它的構(gòu)造和分析過程。隨后，進(jìn)入到統(tǒng)計模型的構(gòu)建和檢驗過程，也是本文的主體局部，通過運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)，對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證研究，應(yīng)用VAR模型分析了我國GDP與進(jìn)口額、出口額之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)它們之間有長期的動態(tài)均衡關(guān)系，出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的開展有著長期顯著的拉動作用，而進(jìn)口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響。最后，在理論及模型分析的根底上，根據(jù)實(shí)證分析的結(jié)果和我國國情，就提高對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用提出了相應(yīng)的對策建議。關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)增長VAR模型實(shí)證分析問題的提出〔一〕研究背景經(jīng)濟(jì)增長永遠(yuǎn)是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的核心內(nèi)容之一。隨著經(jīng)濟(jì)一體化和全球化趨勢的不斷深入，大大加深了各國間的經(jīng)濟(jì)往來與依賴，在當(dāng)今世界幾乎沒有一個國家能夠不開展對外貿(mào)易而取得經(jīng)濟(jì)的快速開展。因此，關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系以及對外貿(mào)易能否促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)增長等問題一直是許多學(xué)者進(jìn)行理論研究和實(shí)踐論證的重要課題之一。我國自改革開放以來，國民經(jīng)濟(jì)一直保持快速增長，從最新數(shù)據(jù)來看，從1978年到2007年30年的時間里，中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長速度是9.8%。與此同時，對外貿(mào)易也快速開展，無論是總額還是增長速度都呈現(xiàn)出快速增加和增長的態(tài)勢，進(jìn)出口總額年均增長率為24.17%，高于GDP的開展速度。2023年我國進(jìn)出口貿(mào)易量世界第三，利用外資量世界第二，而外匯儲藏量世界第一，對外貿(mào)易對促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮了巨大作用。特別是2001年我國參加世界貿(mào)易組織以來，對外貿(mào)易以驚人的速度更快開展，我國經(jīng)濟(jì)與世界的融合進(jìn)一步加深，對外貿(mào)易已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)開展速度最快的一個領(lǐng)域之一。在這一背景下，我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題，就成為國內(nèi)學(xué)者研究的重要內(nèi)容，也是本文的研究對象。在對外貿(mào)易與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題上，國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家和學(xué)者進(jìn)行了廣泛而深刻的研究，并得出了自己的結(jié)論。本文在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的背景下，結(jié)合最新宏觀經(jīng)濟(jì)資料，嘗試運(yùn)用統(tǒng)計模型來定量分析對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長作用的機(jī)理，結(jié)合中國的實(shí)際情況，在充分分析的根底上得出較為合理的解釋?！捕逞芯恳饬x2007年初美國爆發(fā)的次貸危機(jī)已經(jīng)演變成全球金融危機(jī)并對各國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了不可估量的影響，我國作為貿(mào)易大國，無論從國際市場，還是從資本層面、商品層面，在經(jīng)濟(jì)全球化狀態(tài)下，世界經(jīng)濟(jì)的開展?fàn)顩r最終都要傳導(dǎo)到中國。對外貿(mào)易作為拉動經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車〞之一，如何在新的形勢下應(yīng)對金融危機(jī)給對外貿(mào)易造成的影響，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長就成為當(dāng)前我們要亟待解決的問題。因此，關(guān)注并研究我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系及其開展特征，對我國對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用有一個更清晰的認(rèn)識，有利于制定符合我國國情特點(diǎn)的對外貿(mào)易開展戰(zhàn)略，有利于實(shí)現(xiàn)我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的良性互動。研究現(xiàn)狀及存在的問題〔一〕國外有關(guān)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響在很早就引起了國外經(jīng)濟(jì)學(xué)家和學(xué)者的關(guān)注，早在15世紀(jì)，重商主義者最早提出了出口貿(mào)易可以增加社會財富并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的理論。1776年，亞當(dāng)·斯密在其經(jīng)典著作《國民財富的性質(zhì)和原因的研究》中，提出了“絕對優(yōu)勢〞理論，闡述了國際貿(mào)易的開展是促進(jìn)生產(chǎn)率長期增長的主要因素。1871年，大衛(wèi)·李嘉圖在其著作《政治經(jīng)濟(jì)學(xué)及賦稅原理》提出了著名的“比擬優(yōu)勢〞理論，指出國際貿(mào)易能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。到了近現(xiàn)代，1937年英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅伯特遜和R.納克斯提出對外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)。1978年，巴拉沙運(yùn)用回歸分析法分析了實(shí)際GNP平均增長與實(shí)際出口平均增長之間的關(guān)系，得出了類似結(jié)論。其后，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始嘗試運(yùn)用多種定量方法和技術(shù)來分析兩者的關(guān)系，在不同層面上得出了對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。如1999年勞倫斯通過對20世紀(jì)80年代美國100多個制造業(yè)中國際競爭對其全要素生產(chǎn)率影響的研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。也有局部學(xué)者運(yùn)用實(shí)證分析得出的結(jié)果卻不支持對外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的假設(shè)，如1998年，格塔克分析了韓國實(shí)際人均GDP與出口的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)運(yùn)用VARL模型〔基于水平數(shù)據(jù)的VAR模型〕那么沒有得到出口貿(mào)易促進(jìn)GDP增長的結(jié)論?！捕硣鴥?nèi)有關(guān)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究近年來，我國許多學(xué)者對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析研究，觀點(diǎn)各異。1999年，魏巍賢運(yùn)用回歸分析方法研究中國出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系及出口對經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)，說明出口對GNP的奉獻(xiàn)穩(wěn)定在31%，而GNP對出口的奉獻(xiàn)缺乏10%，得出了中國只存在出口到經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系。2002年，張亞斌等通過對進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系作回歸分析，證明了二者之間存在著顯著的正相關(guān)性。2005年曹偉利用時間序列分析方法，考察了1978年—2004年中國經(jīng)濟(jì)增長、匯率變動與對外貿(mào)易的關(guān)系，說明經(jīng)濟(jì)增長是對外貿(mào)易的核心影響因素，并著重考察了匯率波動因素。2006年，萬金金、謝進(jìn)孝利用1978年到2004年的中國GDP與進(jìn)口額、出口額的數(shù)據(jù)，應(yīng)用協(xié)整理論和誤差修正模型進(jìn)行了實(shí)證分析，得出了無論在長期還是在短期，對外貿(mào)易在中國的經(jīng)濟(jì)增長中都發(fā)揮了促進(jìn)作用的結(jié)論。2007年，林宏、蔡宏波應(yīng)用VAR模型，分析了1984年—2003年我國貨物貿(mào)易開放度、效勞貿(mào)易開放度、外商直接投資開放度三個開放度指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)性，說明它們之間存在著較強(qiáng)的正向交互響應(yīng)作用。從以上所介紹的國內(nèi)外研究情況可以看到，大多數(shù)研究結(jié)果都說明對外貿(mào)易是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的一個不可忽略的影響因素，并且大局部學(xué)者起初都把注意力放在出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響，后來雖然對進(jìn)口的關(guān)注有所加重，但大都未考慮到我國宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的一些變動情況，而宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的轉(zhuǎn)變勢必會影響到對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響力度。在定量分析方面，根本上是應(yīng)用回歸模型進(jìn)行分析，本文也是基于前人研究的根底上，根據(jù)我國改革開放以來宏觀經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況的變動，利用最新的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用理論根底完備和應(yīng)用廣泛的VAR模型從現(xiàn)狀描述和實(shí)證分析的角度全面分析出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)開展現(xiàn)狀改革開放以來，隨著我國走向“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心〞的正確道路上，改革和開展戰(zhàn)略的逐步實(shí)施，我國的經(jīng)濟(jì)總量取得了高速開展。1978年，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值僅是3645.2億元人民幣，到2023年已達(dá)300670億元人民幣，是1978年的82倍。根據(jù)2023年4月國際貨幣基金組織公布的對各國國內(nèi)生產(chǎn)總值的排名來看，我國的經(jīng)濟(jì)總量超過德國，躍居世界第三位。與此同時，經(jīng)濟(jì)總量占世界經(jīng)濟(jì)的份額也有明顯上升，1978年為1.8%，2023年提高到7.3%。從圖1也可以看到，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年—2023年一直處于上升趨勢，從90年代開始，國內(nèi)生產(chǎn)總值開始急劇增長，這一局部是由通貨膨脹因素所推動的，但主要是因為我國近十來年經(jīng)濟(jì)的快速增長使經(jīng)濟(jì)總量呈現(xiàn)加速擴(kuò)張態(tài)勢，國民經(jīng)濟(jì)連上幾個大臺階，使我國綜合國力和國際影響力實(shí)現(xiàn)了由弱到強(qiáng)的舉世矚目的巨大轉(zhuǎn)變。圖SEQ圖表\*ARABIC1我國1978年—2023年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長趨勢圖隨著對外開放的不斷開展，對外貿(mào)易進(jìn)出口總額從1978年的355億元增長到2023年的179763.9億元，增長幅度驚人。我國進(jìn)出口貿(mào)易總額近五年來以年均26.4%的速度遞增，其中2003年－2006年，我國貨物進(jìn)出口連續(xù)四年快速增長，年均增長29.8%，其中出口增長31.3%，進(jìn)口增長28%，是歷史上開展最為迅速的時期。據(jù)世界貿(mào)易組織〔WTO〕發(fā)布，2004年我國貨物進(jìn)出口總額位次由2002年的第五位上升至第三位，2005年和2006年繼續(xù)穩(wěn)居第三。貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額在世界貿(mào)易中所占的比重由2002年的4.7%上升到2006年的7.2%。外匯儲藏方面，1978年我國外匯儲藏僅1.67億美元，到2007年我國外匯儲藏擴(kuò)大到15282億美元，穩(wěn)居世界第一位。這些歷史數(shù)據(jù)都說明我國對外貿(mào)易額的增長趨勢在不斷加大。圖2顯示的是通過人民幣測算的我國1978年到2023年的進(jìn)出口總額，從圖中明顯看出進(jìn)出口總額不斷上升，特別是從2001年開始，隨著我國參加世界貿(mào)易組織，對外貿(mào)易的廣度和深度不斷拓寬，對外貿(mào)易進(jìn)出口總額得到迅速增長。圖SEQ圖表\*ARABIC2我國1978年—2023年進(jìn)出口總額增長趨勢圖表SEQ表格\*ARABIC1我國各時期GDP、進(jìn)出口增長率時期GDP增長率進(jìn)出口總額增長率出口增長率進(jìn)口增長率“六五〞11%13%8.4%16.7%“七五〞8.2%10.6%17.8%4.8%“八五〞12.4%19.5%19.1%19.9%“九五〞8.26%11.7%11.1%11.84%“十五〞8.8%26.6%25.3%27.9%表1顯示了我國改革開放以來經(jīng)濟(jì)與對外貿(mào)易的增長率，從數(shù)據(jù)可以看出，我國經(jīng)濟(jì)與對外貿(mào)易總體上呈現(xiàn)出高速增長的態(tài)勢，但在具體的時期上存在著一定的波動。十五期間以來，我國為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的軟著陸，抑制通貨膨脹，放緩了經(jīng)濟(jì)的開展速度，但進(jìn)出口額的強(qiáng)勁增長帶動了經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速開展，而且從以上數(shù)據(jù)還可以看到，進(jìn)出口總額的增長率都超過了GDP的增長率，更加說明對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的重要性。改革開放以來的實(shí)踐證明，大力開展對外貿(mào)易，是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長、加速現(xiàn)代化進(jìn)程的重要途徑。向量自回歸〔VAR〕模型介紹〔一〕VAR模型的構(gòu)造一般傳統(tǒng)的回歸模型都以經(jīng)濟(jì)理論為根底，應(yīng)用模型對經(jīng)濟(jì)主體的行為做出適當(dāng)?shù)拿枋?，然后分析外生變量如何影響?nèi)生變量。但是這種模型存在一些缺陷，一種缺陷是把一些變量看成是內(nèi)生的，而把另一些看成外生的或前定的，這種決定往往是主觀的，因為有可能這兩個變量是互為因果的；另一種缺陷是在構(gòu)造聯(lián)立方程模型時，為了使模型可識別，必須在某個方程中舍去某些變量。VAR模型的核心思想就是不考慮經(jīng)濟(jì)理論，而直接考慮時間序列的各經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系。VAR的一般形式為:〔3.1〕其中，()=0，(，)=0，=1，2，…；是(n×1)向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機(jī)過程，是(n×n)的系數(shù)矩陣，是向量的階滯后變量，是誤差項，在本模型中可視為隨機(jī)干擾項?！捕砎AR模型最正確滯后期數(shù)確實(shí)定由于VAR方程滯后期確實(shí)立受變量影響較大，故需首先進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗。早期在Box一Jenkins的分析中，常以自相關(guān)系數(shù)圖作判斷，如果自相關(guān)系數(shù)隨著滯后期數(shù)的增加而快速下降，就稱為平穩(wěn)序列；反之，那么稱為不平穩(wěn)序列。然而此為一主觀判斷性的檢驗，因此，Dickey和Full提出DF統(tǒng)計量來檢驗變量是否為平穩(wěn)序列，其后又進(jìn)行了修正和改良，引入ADF統(tǒng)計量來進(jìn)行檢驗。檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢骸?.2〕其中，為時間趨勢項，,為參數(shù)，為誤差項。其檢驗的原假設(shè)為：，對立假設(shè)為：。假設(shè)原始數(shù)據(jù)無法拒絕原假設(shè)，將進(jìn)行一次差分，并將差分后的序列重新進(jìn)行ADF檢驗，待變量為平穩(wěn)序列后建立VAR模型。目前，可用于確定滯后期的檢驗較多，但常用的有AIC和SIC準(zhǔn)那么。AIC標(biāo)準(zhǔn)的計算方法為:〔3.3〕Schwarz的SIC準(zhǔn)那么，定義如下:〔3.4〕其中，為變量滯后期，為樣本數(shù)，為殘差平方和。最正確滯后期根據(jù)AIC和SIC準(zhǔn)那么的值進(jìn)行確定。〔三〕VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)為直接觀察變量間的互動關(guān)系，Sims建議可經(jīng)由Wald分解定量轉(zhuǎn)換成移動平均的表示方式，轉(zhuǎn)換過程如下所示:〔3.5〕〔3.6〕〔3.7〕〔3.8〕〔3.9〕由式(3.9)可以看出，每個變量都可以表示成模型內(nèi)變量當(dāng)期和滯后期隨機(jī)沖擊項的線性組合，但是雖然這些隨機(jī)沖擊項沒有序列相關(guān)的特性，卻可能有當(dāng)期相關(guān)的特性，因此用正交化來去除當(dāng)期相關(guān)。選擇一個下三角形矩陣，對式(3.9)進(jìn)行變換:〔3.10〕令,，有：〔3.11〕由式(3.11)可以看出，每個變量都可以表示成當(dāng)期和滯后期隨機(jī)沖擊項的線性組合即脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，能夠比擬直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應(yīng)?！菜摹硡f(xié)整關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗既是診斷變量之間是否存在長期依存關(guān)系的一種檢驗方法，同時又是具體建立變量之間長期穩(wěn)定方程的一種方法。由于許多經(jīng)濟(jì)時間序列具有不平穩(wěn)性，但是經(jīng)過一次差分以后就平穩(wěn)，稱這種時間序列是I(l)序列。當(dāng)兩個或兩個以上I(1)序列有可能存在的某個線性組合是I(0)序列時，那么稱這些變量是協(xié)整的。如果幾個變量是協(xié)整的，那么它們之間就存在長期均衡關(guān)系，因此由這些變量建立的回歸模型才是有意義的。檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的方法有兩種:EG兩步法和Johansen極大似然法。前一方法主要適用于兩個變量之間的協(xié)整檢驗，對于多個變量之間的檢驗不太方便，特別是當(dāng)協(xié)整向量不止一個時更是如此。故這里用Johansen的檢驗方法，它是由Johansen提出的一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗變量之間協(xié)整關(guān)系的方法。假設(shè)為×1的I(l)向量序列，那么其滯后期的VAR可表示為:(3.12)將上述方程改寫為差分形式：〔3.13〕其中，，方程(3.13)中，代表了所有的長期均衡信息，也正是誤差修正項，而的秩那么決定了之間的協(xié)整向量，也就是決定變量間到底有多少個長期關(guān)系?！参濉矴range因果關(guān)系檢驗變量之間因果關(guān)系的實(shí)證檢驗，通常采用由Grange〔1969〕提出，Sims〔1972〕推廣的如何檢驗變量之間因果關(guān)系的方法。Grange因果檢驗是基于這樣的思想：如果一個事件Y是另一個事件X的原因，那么事件Y應(yīng)領(lǐng)先于事件X。因此，我們看現(xiàn)在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，參加X的滯后值是否使解釋程度提高。如果X在Y的預(yù)測中有幫助，或者X與Y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，就可以說Y是由X的Grange引起的。Granger檢驗假設(shè)有一變量Y和X的預(yù)測信息包含在它們的時間序列中，因此，對于穩(wěn)定變量X和Y，Granger檢驗采用如下變量自回歸方程，即:(3.14)(3.15)此外，由于Granger檢驗受變量的滯后項個數(shù)m和n、變量序列的穩(wěn)定性以及變量間協(xié)整關(guān)系存在的影響，因此，在進(jìn)行Granger檢驗之前，首先要確定各變量的最正確滯后項個數(shù)，對變量序列進(jìn)行穩(wěn)定性檢測和協(xié)整關(guān)系的檢驗。模型建立前的準(zhǔn)備〔一〕假設(shè)干假設(shè)1、經(jīng)濟(jì)增長開展水平主要是從一個國家的整體水平來考量，因此本文通過我國國內(nèi)生產(chǎn)總值來度量全國的經(jīng)濟(jì)增長水平。2、聯(lián)系到我國的對外貿(mào)易狀況，本文所指的對外貿(mào)易專指貨物貿(mào)易，不包括效勞貿(mào)易，同時考慮用進(jìn)口額、出口額來度量對外貿(mào)易開展水平。3、因GDP和進(jìn)出口額受價格因素影響較大，本文用GDP平減指數(shù)來消除價格因素對各經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響。4、在模型建立的過程中，不考慮經(jīng)濟(jì)波動以及宏觀政策變化等特殊因素的影響?！捕持笜?biāo)的選取1、國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值，即GDP，是反映一國〔地區(qū)〕所有常住單位在一定時期內(nèi)〔通常為1年〕全部生產(chǎn)活動最終成果的重要指標(biāo)，是一個國家〔地區(qū)〕領(lǐng)土范圍內(nèi)，包括本國居民、外國居民在內(nèi)的常住單位在報告期內(nèi)所生產(chǎn)的可供最終使用的產(chǎn)品和效勞的價值。國內(nèi)生產(chǎn)總值能夠全面反映全社會經(jīng)濟(jì)活動的總規(guī)模，是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力，評價經(jīng)濟(jì)形勢的重要綜合指標(biāo)。進(jìn)出口額國家〔地區(qū)〕與國家〔地區(qū)〕之間的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來形成了一個國家〔地區(qū)〕的對外貿(mào)易總額，通常用進(jìn)出口額來衡量。進(jìn)口額〔出口額〕表示一個國家進(jìn)口〔出口〕的貨物和效勞的金額，即是用人民幣或其它外幣計價的金額?？傔M(jìn)口額加總出口額，即進(jìn)出口總額，就等于一國的總貿(mào)易額?！踩硵?shù)據(jù)的來源與預(yù)處理本文實(shí)證分析所選用的變量包括中國國內(nèi)生產(chǎn)總值〔GDP〕、出口總額〔EX〕及進(jìn)口總額〔IM〕，采用的數(shù)據(jù)為1978-2023年中國年度數(shù)據(jù)，所有原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，用國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)〔1978=100〕對所用數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，我們對上述序列取自然對數(shù)，變換后的變量相應(yīng)的變?yōu)長GDP、LEX、LIM。本文實(shí)證分析所用的數(shù)據(jù)分析處理軟件為Eviews6.0。模型的構(gòu)建與檢驗〔一〕單位根檢驗由于虛假回歸問題的存在，所以在進(jìn)行動態(tài)回歸模型擬合時，必須先檢驗各序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF檢驗法對上述各序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。表SEQ表格\*ARABIC2單位根檢驗結(jié)果變量檢驗類型〔c，T，d〕ADF統(tǒng)計量臨界值〔5%〕伴隨概率P結(jié)論LGDP〔c，T，1〕-2.740050-3.5742440.2292不平穩(wěn)D〔LGDP〕〔c，0，1〕-2.909887-2.9718530.0569平穩(wěn)*LEX〔c，0，0〕-1.310170-2.9639720.6114不平穩(wěn)D〔LEX〕〔c，0，0〕-5.134567-2.9677670.0002平穩(wěn)LIM〔c，0，0〕-1.420427-2.9639720.5590不平穩(wěn)D〔LIM〕〔c，0，0〕-4.102228-2.9677670.0035平穩(wěn)注：〔c，T，d〕分別代表所檢驗的方程中含有截距，時間趨勢及滯后階數(shù)；滯后階數(shù)按SC最小準(zhǔn)那么確定；D〔X〕表示X的一階差分；加“*〞代表在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。從表2的檢驗結(jié)果中我們可以看出：LGDP、LEX、LIM的ADF統(tǒng)計量的絕對值小于5%水平下的ADF檢驗臨界值的絕對值，說明這三個序列在95%的置信水平下都是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步檢驗顯示，DLGDP至少在90%的置信水平下是平穩(wěn)的，而DLEX及DLIM在95%的置信水平下都是平穩(wěn)的?！捕矹ohansen協(xié)整檢驗由于LGDP、LEX和LIM都是單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提條件。進(jìn)一步我們采用Johansen協(xié)整檢驗法對多變量系統(tǒng)進(jìn)行向量協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果見表3和表4：表SEQ表格\*ARABIC3特征根跡〔RankTest〕檢驗結(jié)果HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.66791748.5125242.915250.0125Atmost10.31506517.6461225.872110.3682Atmost20.2225897.05002712.517980.3394表SEQ表格\*ARABIC4最大特征值檢驗〔MaximunEigenvalueTest〕結(jié)果HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueMax-EigenStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.66791730.8664125.823210.0099Atmost10.31506510.5960919.387040.5554Atmost20.2225897.05002712.517980.3394注：*說明在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；**表示Mackinnon-Haug-Michelin〔1999〕p值。從協(xié)整檢驗的特征根跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果看出，我們可以在95%的置信水平下拒絕無協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，這說明我們的變量之間存在協(xié)整關(guān)系；對應(yīng)原假設(shè)最多一個協(xié)整關(guān)系，我們在95%的置信水平下是接受的。因此，在5%的顯著水平上只存在唯一的協(xié)整關(guān)系?！踩诚蛄孔曰貧w模型〔VAR〕的構(gòu)建基于我們選擇的變量：LGDP、LEX及LIM，我們構(gòu)建3維的向量自回歸模型。為了確定VAR模型的滯后階數(shù)，我們用模型滯后結(jié)構(gòu)確定準(zhǔn)那么進(jìn)行篩選，結(jié)果如表5：表SEQ表格\*ARABIC5向量自回歸模型滯后期確實(shí)定標(biāo)準(zhǔn)滯后期LogLLRFPEAICSCHQ08.655201NA0.000132-0.418904-0.274922-0.376090196.90470150.35103.75e-07-6.289237-5.713309-6.1179832116.292328.72244*1.79e-07*-7.058692*-6.050819*-6.758999*3123.32698.8583492.23e-07-6.913105-5.473286-6.4849714131.80888.7960272.69e-07-6.874726-5.002961-6.318152注：*表示根據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)那么選擇的滯后階數(shù)。根據(jù)表5的結(jié)果，5個評價指標(biāo)全部認(rèn)為應(yīng)該選擇的滯后期為2，即建立VAR(2)。模型方程如下：實(shí)證結(jié)果顯示模型總的擬合優(yōu)度為0.989165，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.986221。且所有單位根位于單位圓內(nèi)〔如圖3〕，模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，模型擬合效果較好。圖SEQ圖表\*ARABIC3滯后階數(shù)為2的AR特征多項式逆根圖〔四〕Granger因果檢驗為了確定變量之間的相互關(guān)系，我們對VAR模型中的變量進(jìn)行Granger因果檢驗，檢驗結(jié)果如表6：表SEQ表格\*ARABIC6Grange因果檢驗結(jié)果零假設(shè)時期F統(tǒng)計量P值LEX不是LGDP的原因284.691590.0117LGDP不是LEX的原因1.259340.3138LIM不是LGDP的原因282.472740.0898LGDP不是LIM的原因0.838770.4878LIM不是LEX的原因283.635800.0295LEX不是LIM的原因0.943730.4373從表6中我們可以看出：在5%的顯著水平下，第一，中國出口總額〔LEX〕是中國國內(nèi)生產(chǎn)總值〔LGDP〕的Grange原因，說明出口確實(shí)能影響我國經(jīng)濟(jì)的開展。事實(shí)證明也是如此，金融危機(jī)導(dǎo)致我國出口貿(mào)易嚴(yán)重萎縮，進(jìn)而嚴(yán)重影響了我國經(jīng)濟(jì)的開展。而國內(nèi)生產(chǎn)總值不是出口總額的Grange原因，這有可能是由于出口得益于我國廉價的勞動力與商品的緣故。第二，進(jìn)口總額〔LIM〕與國內(nèi)生產(chǎn)總值〔LGDP〕之間不存在因果關(guān)系。第三，進(jìn)口總額〔LIM〕是出口總額〔LEX〕的Grange原因，而出口總額不是進(jìn)口總額的Grange原因，這說明出口與進(jìn)口之間存在一種單向的因果關(guān)系?！参濉趁}沖響應(yīng)分析在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它的系數(shù)是難于解釋的，在分析VAR模型時，我們往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響，而是用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析隨機(jī)擾動項一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊對內(nèi)生變量的影響。根據(jù)實(shí)際分析的需要，下面分別給國內(nèi)生產(chǎn)總值〔LGDP〕、出口總額〔LEX〕和進(jìn)口總額〔LIM〕一個正的單位大小的沖擊，得到關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。如圖4至圖6，其中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)〔單位：年〕，縱軸表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。圖SEQ圖表\*ARABIC4國內(nèi)生產(chǎn)總值對自身的沖擊圖SEQ圖表\*ARABIC5出口總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊圖SEQ圖表\*ARABIC6進(jìn)口總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊從圖4中可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動對自身的響應(yīng)是同向的，在第4期到達(dá)最高點(diǎn)，并且以后各期慢慢收斂。圖5說明，當(dāng)在本期給出口總額一個正向沖擊后，給國內(nèi)生產(chǎn)總值帶來的沖擊在當(dāng)期作用較小，從第2期以后開始穩(wěn)定增長。這說明出口的某一沖擊給國內(nèi)生產(chǎn)總值帶來同向的沖擊，而且這一沖擊具有顯著的促進(jìn)作用和持續(xù)影響。圖6說明，當(dāng)給本期進(jìn)口總額一個正向沖擊后，在前4期對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響是非常微弱的，以后各期開始穩(wěn)定增長，總體表現(xiàn)為長期影響，但出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的影響顯著大于進(jìn)口的影響。〔六〕方差分解分析方差分解分析是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量的變化〔通常用方差來度量〕的奉獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。下面我們利用已建立的向量自回歸模型進(jìn)行方差分解分析，結(jié)果如表7：表SEQ表格\*ARABIC7方差分解表滯后期S.E.LGDPLEXLIM10.031442100.00000.0000000.00000020.05877399.416440.4723050.11125430.08354595.152714.6979670.14931940.10590688.2617411.333980.40427350.12636080.8881517.696511.41533660.14523973.7618422.697373.54079070.16246567.1360126.440926.42307280.17764461.3259429.280659.39341190.19046856.5666431.4178312.01553100.20233452.9006632.9460914.15325從表7中可以看出，對國內(nèi)生產(chǎn)總值變化奉獻(xiàn)率最大的是自身因素的變化，但是它對自身的奉獻(xiàn)率呈現(xiàn)出逐年遞減的趨勢，在第5期奉獻(xiàn)率為80.89%，而第10期下降為52.90%，但仍起主要作用。出口變動對國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的奉獻(xiàn)雖然在前2期很低，但呈逐年遞增的趨勢，在第10期的奉獻(xiàn)率到達(dá)32.95%。而進(jìn)口對國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的奉獻(xiàn)在前5期都是很小的，在第10期到達(dá)14.15%，是一種長期效應(yīng)，但出口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于進(jìn)口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻(xiàn)，這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果是一致的。結(jié)論與建議〔一〕主要結(jié)論本文利用我國1978-2023年國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額和進(jìn)口總額的時間序列數(shù)據(jù)，建立了反響變量之間動態(tài)關(guān)系的向量自回歸模型〔VAR〕，通過Granger因果檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解分析技術(shù)研究了國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額和進(jìn)口總額之間的長期動態(tài)均衡關(guān)系。基于以上建立的向量自回歸模型的分析，我們得到以下的結(jié)論：首先，雖然通過單位根檢驗結(jié)果顯示國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額和進(jìn)口總額都是非平穩(wěn)的時間序列，但通過協(xié)整檢驗我們得出三者之間存在一個協(xié)整關(guān)系，即它們之間有長期的動態(tài)均衡關(guān)系。其次，通過Granger因果檢驗我們得出出口是國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger原因，但國內(nèi)生產(chǎn)總值不是出口總額的Granger原因，這說明出口和國內(nèi)生產(chǎn)總值存在單向的Granger因果關(guān)系，出口在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)開展的過程中是一個不可或缺的因素。最后，通過脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析進(jìn)一步論證了出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的開展有著長期顯著的拉動作用，并且出口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于進(jìn)口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響?！捕痴呓ㄗh以上的分析結(jié)果說明無論在長期還是在短期，對外貿(mào)易在中國的經(jīng)濟(jì)增長中都發(fā)揮了促進(jìn)效應(yīng)，這對于我國制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策有著至關(guān)重要的作用。方差分解分析顯示出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻(xiàn)度高達(dá)32.95%，進(jìn)口的奉獻(xiàn)度也到達(dá)14.15%，這充分說明了對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的重要程度。2007年初的美國次貸危機(jī)如今演變成全球金融危機(jī)，受全球經(jīng)濟(jì)波動、匯率等多方面因素的影響，我國出口貿(mào)易額遭遇嚴(yán)重下滑，對我國經(jīng)濟(jì)也造成了負(fù)面的影響。這一方面暴露了我國經(jīng)濟(jì)開展中的弊端：過度依賴于進(jìn)出口貿(mào)易，導(dǎo)致對外貿(mào)易依存度過高。一旦國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生重大不利變化，將對我國經(jīng)濟(jì)造成很大沖擊；另一方面警示我們在開展經(jīng)濟(jì)的過程中，要注重對外貿(mào)易和對內(nèi)貿(mào)易的平衡。我國雖然已是貿(mào)易大國，但還不是貿(mào)易強(qiáng)國，貿(mào)易開展的總體水平還不夠高，特別是當(dāng)前存在著貿(mào)易順差過大、貿(mào)易增長方式粗放兩個突出的矛盾和問題。為此必須加快轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式，緩解貿(mào)易不平衡問題。首先，要大力開展進(jìn)口貿(mào)易，努力緩解貿(mào)易不平衡矛盾。近年來我國貿(mào)易順差增長過快，是多種因素綜合作用的結(jié)果，既有長期因素，也有短期因素；既有內(nèi)部因素，也有外部因素。我們必須看到，長期的貿(mào)易順差過大會影響國際收支平衡，進(jìn)而增加人民幣升值壓力，阻礙我國經(jīng)濟(jì)均衡開展，同時也容易引發(fā)貿(mào)易摩擦。解決這個問題直接關(guān)系到經(jīng)濟(jì)開展全局，因此，我們要積極穩(wěn)妥開展進(jìn)口貿(mào)易，發(fā)揮進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用，采取多種綜合措施，通過擴(kuò)大進(jìn)口而不是抑制出口來促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易協(xié)調(diào)開展。其次，著力優(yōu)化進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)，提高國際競爭力。支持具有自主知識產(chǎn)權(quán)、自主品牌產(chǎn)品和高附加值產(chǎn)品出口，擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品、效勞產(chǎn)品和農(nóng)產(chǎn)品出口。同時抓緊研究進(jìn)口信貸、進(jìn)口融資擔(dān)保等政策，為促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和關(guān)鍵設(shè)備進(jìn)口創(chuàng)造有利條件。完善促進(jìn)自主品牌出口的政策措施，加快優(yōu)化和提升我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，使我國在國際產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈的分工中從低端向高端開展，進(jìn)一步提升我國在國際上有競爭優(yōu)勢和比擬優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)。第三，要積極促進(jìn)國內(nèi)消費(fèi)和投資。消費(fèi)、投資和進(jìn)出口作為拉動經(jīng)濟(jì)增長的三種方式，必須協(xié)調(diào)開展。由于我國長期內(nèi)需缺乏，經(jīng)濟(jì)增長過度依賴于投資和進(jìn)出口，這勢必會帶來不利影響。在目前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，我國應(yīng)化危機(jī)為機(jī)遇，調(diào)整國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，有效擴(kuò)大內(nèi)需，逐步由外向型經(jīng)濟(jì)向內(nèi)向型經(jīng)濟(jì)開展，從根本上改變我國經(jīng)濟(jì)開展對外依存度過高的現(xiàn)狀。另外要保證人民就業(yè)，維護(hù)社會穩(wěn)定，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)快速、健康、穩(wěn)定的開展。參考文獻(xiàn)[1]李俞．關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究綜述[J]．經(jīng)營管理者．2023〔2〕：8–9[2]魏巍賢．中國出口對經(jīng)濟(jì)增長奉獻(xiàn)的實(shí)證研究[J]．商業(yè)研究．1999〔2〕：91–93[3]吳漢嵩．進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長奉獻(xiàn)的比擬分析——基于中國對外貿(mào)易的實(shí)證研究[J]．價值工程．2023(7)：41-45[4]譚俊蘭．廣東省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J]．價值工程．2023(8)：22-23[5]趙嬌．外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性分析[J]．經(jīng)濟(jì)問題探索．2003(7)：91-93[6]瞿凌云，文惠．我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析[J]．當(dāng)代經(jīng)濟(jì)．2023(4)：76-77[7]曾子娟，甄燕京．對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗——對江蘇省1985～2006年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]．市場周刊．2023(2)：123-125[8]王坤，張書云，馬龍龍．中國進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J]．統(tǒng)計與決策．2004〔2〕：75-77[9]萬金金，謝進(jìn)孝．中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J]．當(dāng)代經(jīng)濟(jì)．2006〔7〕：60-62[10]金素，申鋼強(qiáng)．我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究[J]．商業(yè)研究．2006〔1〕：