[摘 要]本文采用1983—2010年中國出口額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù)，運用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗、誤差修正模型，研究中國出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果顯示：出口貿(mào)易與GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系和顯著的格蘭杰因果關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]出口貿(mào)易；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

[中圖分類號]F123 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1005-6432（2014）2-0085-02

1 引 言

改革開放以來，中國的出口貿(mào)易總額高速增長。出口額由1983年的438.30億元增長到2010年的107022.80億元，年均增長率為15.85%。與此同時，中國的經(jīng)濟發(fā)展水平也取得較快提高，GDP總量從1983年的5962.65億元增長到2010年的401202.03億元，年均增長率為10.45%。這兩者都保持著較快增長，但出口貿(mào)易的增長與GDP的增長之間是否具有某種數(shù)量關(guān)系、因果關(guān)系和均衡關(guān)系，還有待于進一步研究。張文輝、崔志偉以上海市1978—2009年的時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用附加出口的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型研究出口對經(jīng)濟增長的貢獻。研究結(jié)果表明，上海市國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動投入、資本存量與出口序列之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。董彥龍以廣東省1990—2008年的年度數(shù)據(jù)為樣本，對廣東省經(jīng)濟增長水平、一般貿(mào)易出口額和加工貿(mào)易出口額進行協(xié)整分析。研究結(jié)果表明，廣東省經(jīng)濟增長水平與一般貿(mào)易出口額和加工貿(mào)易出口額分別存在唯一的協(xié)整關(guān)系；一般貿(mào)易和加工貿(mào)易出口是經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因。本文正是在借鑒前人研究經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，運用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗、誤差修正模型等計量工具對中國1983—2010年的出口貿(mào)易和GDP之間的關(guān)系進行實證研究。

2 理論依據(jù)

長期以來，國際貿(mào)易在世界經(jīng)濟中占據(jù)主導(dǎo)地位，對世界各國的經(jīng)濟產(chǎn)生重大影響，被西方學(xué)者稱為促進世界經(jīng)濟發(fā)展的“發(fā)動機”。

外貿(mào)出口的經(jīng)濟效應(yīng)主要表現(xiàn)在以下三個方面：①出口的直接和間接作用。作為總需求的一部分，出口增加能夠直接帶動GDP的增加，并且消費、投資、政府支出、進口也受其影響，從而間接刺激經(jīng)濟增長。②出口與外匯儲備。外匯儲備是一個國家經(jīng)濟實力的重要標(biāo)志之一。擁有大量的外匯儲備，對外直接投資規(guī)模就會快速增長，企業(yè)“走出去”的步伐進一步加快。③出口與技術(shù)進步。出口是外匯收支的主要來源，為進口提供了資金支持。通過進口獲得所需的先進技術(shù)和服務(wù)，促進技術(shù)進步，從而為長期的經(jīng)濟增長提供動力。

3 實證研究

3.1 數(shù)據(jù)的來源及處理

本文選取1983—2010年中國出口額（EX）及國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的年度數(shù)據(jù)作為研究樣本，樣本容量為28。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，使用的計量分析軟件為EViews 6.0。

為了增強可比性，剔出通貨膨脹等引起的價格因素對計量結(jié)果的影響，所有名義數(shù)據(jù)指標(biāo)都以1983年居民消費價格指數(shù)為基期，處理為實際數(shù)據(jù)指標(biāo)。另外，為消除時間序列數(shù)據(jù)中一定程度的異方差影響，所有變量均取實際值的自然對數(shù)形式。其中，LNGDP是GDP的自然對數(shù)，LNEX是EX的自然對數(shù)，并利用這兩個變量進行分析。

3.2 單位根檢驗

對非平穩(wěn)時間序列進行OLS運算容易產(chǎn)生“偽回歸”，而在實踐中遇到的經(jīng)濟和金融數(shù)據(jù)大多是非平穩(wěn)的時間序列。因此，為避免“偽回歸”的出現(xiàn)，必須對變量進行單位根檢驗，得到如表1所示的結(jié)果?？梢姡琇NEX和LNGDP都是一階單整的。

表1 單位根檢驗結(jié)果

2.以上檢驗通過AIC準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。

3.3 協(xié)整

協(xié)整的基本前提是各變量的單整階數(shù)相同。本文這兩個序列均為一階單整，滿足了這一前提。

JJ協(xié)整檢驗是以VAR（p）模型為基礎(chǔ)的進行協(xié)整檢驗的方法。首先確定VAR模型的合適滯后長度。由表2可知，滯后長度確定為7。

表2 VAR模型的合適滯后長度的確定注：“*”表示從每一列標(biāo)準(zhǔn)中選的滯后數(shù)。

選擇有截距項和無趨勢項的模型類型，滯后期為7，得到如表3所示估計結(jié)果。可見，LNEX和LNGDP這兩個序列存在兩個以上的協(xié)整關(guān)系。表明兩者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3 檢驗結(jié)果

3.4 Granger因果檢驗

由表4不難看出，LNGDP和LNEX之間具有很高的相關(guān)性，但三者之間的因果關(guān)系不能確定。

表4 LNGDP、LNEX和LNFDI之間的相關(guān)系數(shù)

由于時間序列LNEX和LNGDP之間協(xié)整關(guān)系的存在，因此可以對時間序列進行Granger因果檢驗。在95%顯著性水平下，GDP增長是EX增長的Granger原因；在90%顯著性水平下，EX增長是GDP增長的Granger原因（見表5）。

表5 Granger因果檢驗結(jié)果3.5 協(xié)整回歸

以LNGDP為被解釋變量，LNEX為解釋變量，對模型進行估計。得如下回歸結(jié)果：

LNGDP=4.616+0.646LNEX

（28.068）（32.772）

R²=0.976 DW=0.552

可見，模型的回歸結(jié)果是顯著的。出口對GDP影響的彈性系數(shù)為0.646。即LNEX每增加1%，LNGDP增加0.646%。

以上進行的是長期趨勢分析，下面對短期影響做誤差修正模型。得到最終的結(jié)果為：

ΔLNGDP=-0.098E（-1）+0.142ΔLNEX+0.733ΔLNGDP（-1）

（-1.634） （3.604） （9.514）

R²=0.434

誤差修正模型表明，本期出口增量、上一期GDP增量均對本期GDP增量有正的顯著影響。這從另一個側(cè)面反映了在中國出口對GDP的拉動不僅是長期作用，而且短期效應(yīng)也十分明顯。GDP與出口之間的長期非均衡誤差對GDP增量的調(diào)整為負(fù)影響，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以9.8%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4 結(jié) 論

通過上面的實證分析可以得出以下結(jié)論：

（1）出口貿(mào)易（LNEX）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）之間具有很強的相關(guān)性，而且都是一階單整序列I（1）。兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，能夠相互影響。

（2）出口貿(mào)易（LNEX）對經(jīng)濟增長（LNGDP）影響的彈性系數(shù)為0.646，表明出口額（對數(shù)）每增加1%，將會使GDP（對數(shù)）增加0.646%?？梢?，中國出口增長對經(jīng)濟增長存在顯著的積極作用。

（3）在95%顯著性水平下，GDP增長是出口增長的Granger原因；在90%顯著性水平下，出口增長是GDP增長的Granger原因。即出口額的增加促進了經(jīng)濟的增長，反過來經(jīng)濟增長也使得出口額提高。

參考文獻：

[1]張文輝，崔順偉.上海市出口與經(jīng)濟增長的實證研究——基于上海市1978—2009年的數(shù)據(jù)[J].特區(qū)經(jīng)濟，2011.

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[作者簡介]賈喜越（1987—），女，吉林省吉林市人，山西財經(jīng)大學(xué)碩士。研究方向：多指標(biāo)綜合評價。