對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系淺析

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［摘要］為了研究中國(guó)對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，本文利用VAR模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析，對(duì)中國(guó)1993-2019年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既是出口額的格蘭杰原因，也是進(jìn)口額的格蘭杰原因；DLNGDP對(duì)DLNIM的沖擊是正向促進(jìn)效應(yīng)，對(duì)DLNEX存在反向的作用力。

［關(guān)鍵詞］對(duì)外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；VAR模型

0引言

隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)的調(diào)整升級(jí)和供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的深化，中國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。因此，研究進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系成為了當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的研究熱點(diǎn)。戴鈺和劉亦文運(yùn)用ARDL邊限協(xié)整檢驗(yàn)和VECM格蘭杰因果檢驗(yàn)得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展、對(duì)外貿(mào)易與能源消費(fèi)間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。［1］劉韻妍基于小島清貿(mào)易與投資模型進(jìn)行了動(dòng)態(tài)深入分析得出對(duì)外直接投資是可以和對(duì)外貿(mào)易共存且互補(bǔ)互促的。［2］張小宇等構(gòu)建非線性自回歸分布滯后模型和具有隨機(jī)波動(dòng)率的時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型測(cè)度進(jìn)口、出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期非線性協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)機(jī)制［3］。

1變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取了《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》進(jìn)口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)。為了確保數(shù)據(jù)的一致性，對(duì)進(jìn)口額和出口額數(shù)據(jù)按當(dāng)年美元匯兌人民幣換算。為了消除物價(jià)因素的影響，以1993年為基期＝100，采用商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)進(jìn)口額、出口額與GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。為了減少數(shù)據(jù)異方差性，對(duì)進(jìn)口額、出口額和GDP水平數(shù)據(jù)做對(duì)數(shù)處理。為了避免偽回歸現(xiàn)象，對(duì)取對(duì)數(shù)后的數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分。

2實(shí)證分析

2．1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF來(lái)檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性可知：LNIM、LNEX和LNGDP序列在10％顯著水平下序列不平穩(wěn)，而各自所對(duì)應(yīng)的一階差分序列在1％顯著水平下平穩(wěn)。同時(shí)，可知LNIM、LNEX和LNGDP都是一階的單整序列，故滿足協(xié)整條件。

2．2最優(yōu)滯后期的確定

本文通過(guò)LR、FPE、AIC、SC、HQ五個(gè)統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)來(lái)確定VAR模型的最優(yōu)滯后期，可知三個(gè)統(tǒng)計(jì)量均選擇1階作為模型的最優(yōu)滯后期，由此建立VAR（1）模型。建立VAR（1）模型后，通過(guò)AR根來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，模型特征方程根的倒數(shù)均小于1，故VAR（1）模型是穩(wěn)定的。

2．3格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是考察變量間是否存在因果關(guān)系。通過(guò)表1可知，在5％的顯著性水平下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既是出口貿(mào)易的原因也是進(jìn)口貿(mào)易的原因；但中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易間不存在因果關(guān)系。

2．4脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)是衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來(lái)取值的影響?？梢缘贸鲎兞繉?duì)它自身的變化，也能得出對(duì)其他的內(nèi)生變量的影響狀況。結(jié)果如圖1、圖2、圖3所示。從圖1可知，DLNGDP一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNGDP自身在滯后期后1期從0．034下降到第2期的－0．004，但從第3期便開(kāi)始在0附近呈現(xiàn)小幅度波動(dòng)；DLNEX一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNGDP在滯后期后1期從0．053降到第2期的－0．006，但從第3期便開(kāi)始在0附近呈現(xiàn)小幅度波動(dòng)；DLNIM一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNGDP在滯后期后1期開(kāi)始便一直在0附近呈現(xiàn)小幅度波動(dòng)。從圖2可知，DLNGDP一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNEX在滯后期后1期從0下降到第2期的－0．034，但從第3期開(kāi)始便無(wú)限趨向于0的遞增；DLNEX一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNEX自身在滯后期后1期從0．131下降到第2期的－0．007，但從第3期開(kāi)始便無(wú)限趨向于0的遞增；DLNIM一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNEX在滯后期后1期從0上升到第2期的0．038，但從第3期開(kāi)始便無(wú)限趨向于0的遞減。從圖3可知，DLNGDP一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNIM在滯后期后1期從0．02下降第2期的－0．019，但從第3期開(kāi)始便無(wú)限趨向于0的遞增；DLNEX一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNIM在滯后期后1期從0．12一直下降到第2期的－0．019，但從第3期開(kāi)始便無(wú)限趨向于0的遞增；DLNIM一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得DLNIM自身在滯后期后1期的0．061開(kāi)始便一直呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)。

3結(jié)論

本文基于VAR模型對(duì)中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間是否存在相互影響做了實(shí)證分析，得出以下結(jié)論。第一，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既是出口額的格蘭杰原因，也是進(jìn)口額的格蘭杰原因，但是中國(guó)出口額與進(jìn)口額間不存在格蘭杰因果關(guān)系。第二，當(dāng)期DLNGDP、DLNEX一單位的正向沖擊，在第三期后對(duì)自身和彼此均是反向帶動(dòng)的變化；當(dāng)期DLNIM一單位的正向沖擊，對(duì)自身、DLNGDP和DLNEX的響應(yīng)值一直為正數(shù)。

參考文獻(xiàn)

［1］戴鈺，劉亦文．經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展、對(duì)外貿(mào)易與能源消費(fèi)動(dòng)態(tài)關(guān)系研究［J］．經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)，2018，35（2）：50－57．

［2］劉韻妍．中國(guó)對(duì)外直接投資、貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系［D］．重慶：重慶大學(xué)，2010．

［3］張小宇，劉永富，周錦嵐．70年中國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究，2019（10）：3－14，66，134．

作者:吳秋華 單位:貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)