龍少波　張軍

摘要：文章利用ARDL模型以及邊限協(xié)整方法，就外貿(mào)依存度、外資依存度對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了研究。實(shí)證研究表明，外貿(mào)依存度、外資依存度與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在明顯的邊限協(xié)整關(guān)系，外貿(mào)依存度和外資依存度的上升都會(huì)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率形成正向的提升作用，但外資依存度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用要大于外貿(mào)依存度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。這可能是長(zhǎng)期以來(lái)，F(xiàn)DI不僅僅為中國(guó)提供了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所需要的資金，而且為中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)了技術(shù)創(chuàng)新，從而為長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供動(dòng)力有關(guān)。

關(guān)鍵詞：外貿(mào)依存度；外資依存度；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；ARDL；邊限協(xié)整

一、 文獻(xiàn)綜述

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易與外商直接投資（FDI）已經(jīng)成為影響和促進(jìn)經(jīng)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量。自改革開放以來(lái)，我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易總量從1978年的355億元增加2012年的244 160億元，實(shí)際利用外資金額從1983年的66.4億元增加到2012年的7 152億元，F(xiàn)DI與貿(mào)易總額也不斷攀升，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用值得我們關(guān)注。Chenery和Strout （1966） 的理論認(rèn)為，F(xiàn)DI可以彌補(bǔ)東道國(guó)的儲(chǔ)蓄和外匯資金不足而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。Borensztein等（1998）對(duì)OECD國(guó)家的數(shù)據(jù)也研究表明，F(xiàn)DI能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)?？蒂澚?、張必松（2006）利用協(xié)整理論建立向量誤差修正模型證明了FDI、國(guó)際貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但何菊香和汪壽陽(yáng)（2011）的研究表明金磚四國(guó)中除中國(guó)以外的其他三國(guó)的FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的因果關(guān)系，但中國(guó)的FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系卻不穩(wěn)定。

進(jìn)出口貿(mào)易尤其是出口則是通過(guò)增加外部需求來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。Jordan Shan（2002）對(duì)1978年～1996年區(qū)間中國(guó)的數(shù)據(jù)分析表明，我國(guó)出口與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間存在相互影響因果關(guān)系。王坤、張書云（2004）利用中國(guó) 1978年～2002年數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果也表明中國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互為因果的關(guān)系。韓家彬等（2012）利用面板數(shù)據(jù)的方法研究了金磚五國(guó)的FDI和進(jìn)出口對(duì)各自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易和FDI與金磚五國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同方向變動(dòng)，且由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的差異，進(jìn)出口對(duì)各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力有較大的差別。事實(shí)上，F(xiàn)DI可以通過(guò)對(duì)東道主國(guó)家提供資金和技術(shù)支持，為其創(chuàng)造更大生產(chǎn)能力，改善產(chǎn)品的質(zhì)量，從而增加?xùn)|道主國(guó)家的貿(mào)易量來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?？梢?，F(xiàn)DI與國(guó)際貿(mào)易在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中可能還存在“互補(bǔ)效應(yīng)”。

以上研究主要集中在FDI與進(jìn)出口貿(mào)易量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，尚無(wú)文獻(xiàn)對(duì)FDI占GDP的相對(duì)比例（外資依存度）和進(jìn)出口貿(mào)易占GDP比重（外貿(mào)依存度）與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間關(guān)系進(jìn)行研究。雖然，改革開放以來(lái)我國(guó)的FDI與進(jìn)出口貿(mào)易總額實(shí)現(xiàn)了持續(xù)的攀升，但是FDI與進(jìn)出口貿(mào)易占GDP的比重分別在1997年與2006年出現(xiàn)了下滑（如圖1所示）。但此時(shí)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速仍處于高速增長(zhǎng)期，因此，我們可能有理由重新對(duì)外資依存度與外貿(mào)依存度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系進(jìn)行研究。另外，上述的研究方法主要是利用向量自回歸（VAR）模型和VECM模型進(jìn)行研究，但是時(shí)間序列的原序列同階單整的要求可能并沒(méi)有完全滿足，從而會(huì)造成估計(jì)的偏誤。基于這兩點(diǎn)，本文將利用ARDL模型就外貿(mào)依存度、外資依存度對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響進(jìn)行研究。

二、 數(shù)據(jù)來(lái)源和實(shí)證分析

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源。本文利用1983年至2012年間的年度數(shù)據(jù)，來(lái)驗(yàn)證外貿(mào)依存度（tr）、外資依存度（fdi）與GDP增速（gdp）之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)來(lái)源于各年的統(tǒng)計(jì)年鑒和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)。我們以實(shí)際利用外資總額占GDP的比重表示外資依存度（下文的FDI表示）；以各年度的進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重表示外貿(mào)依存度（用TR表示）；以我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增速代表中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速（用符號(hào)GDP表示）。

2. 研究方法。我們利用自回歸分布滯后模型進(jìn)行實(shí)證分析。因?yàn)闃?biāo)準(zhǔn)的協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)水平變量同階單整的嚴(yán)格要求，但有時(shí)時(shí)間序列并不能滿足要求。而自回歸分布滯后模型（ARDL）不要求所有變量是必須同階單整的，而是允許部分變量服從I（0）的過(guò)程，一些變量是服從I（1）的過(guò)程，從而在平穩(wěn)性方面存在假設(shè)放松。而且根據(jù)Pesaran等（2001），ARDL還能使用邊限檢驗(yàn)（bounds test）來(lái)檢驗(yàn)解釋變量同因變量之間的協(xié)整關(guān)系。加之ARDL模型在處理小樣本時(shí)能夠保持估計(jì)的良好性質(zhì)，可以估計(jì)自變量和因變量本身的滯后期對(duì)當(dāng)期因變量的影響。因此，我們將采用ARDL模型對(duì)外貿(mào)依存度、外資依存度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，我們進(jìn)行變量的單位根檢驗(yàn)。如表1所示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GDP是平穩(wěn)的，服從I（0）過(guò)程，但外貿(mào)依存度（TR）和外資依存度（FDI）是一階單整的，服從的是I（1）過(guò)程，這說(shuō)明不能利用傳統(tǒng)VAR模型和VECM進(jìn)行協(xié)整分析，而需要利用ARDL模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

我們建立經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GDP，外貿(mào)依存度TR與外資依存度的ARDL（p，q，r）的誤差修正模型（ECM）如（1）式：

對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GDP，外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的原假設(shè)是所有水平變量GDP、TR與FDI前面的系數(shù)均為零，即水平變量之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系， 也就是：H0：？啄1=？啄2=？啄3=0；備擇假設(shè)是：H1：？啄1≠0或？啄2≠0或？啄3≠0。

我們需要檢驗(yàn)？啄1，？啄2，？啄3聯(lián)合顯著的統(tǒng)計(jì)量F值是否顯著，其中F統(tǒng)計(jì)量服從一個(gè)非標(biāo)準(zhǔn)的分布，而不管變量具體服從I（0）或者I（1）的過(guò)程。根據(jù)Pesaran等（2001）邊限檢驗(yàn)理論，只要聯(lián)合檢驗(yàn)的值超過(guò)了上邊限的臨界值，就說(shuō)明協(xié)整關(guān)系存在。協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示，F(xiàn)（GDP|TR，F(xiàn)DI）=4.236，在10%的顯著水平上拒絕了H0：？啄1=？啄2=？啄3=0的原假設(shè)，這說(shuō)明外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GDP之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

在驗(yàn)證外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GDP的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系后，我們可以對(duì)他們之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系以及短期關(guān)系進(jìn)行ARDL-ECM估計(jì)。按照式（1），我們選擇各變量差分的最大滯后期p，q和r均為3期，并根據(jù)施瓦茨貝葉斯準(zhǔn)則（SBC）來(lái)選取各變量的最優(yōu)滯后期，最后獲得最優(yōu)的自回歸分布滯后模型的形式為：ARDL（3，2，3）。

我們獲得外貿(mào)依存度TR與外資依存度FDI與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GDP的長(zhǎng)期關(guān)系以及誤差修正模型形式（短期動(dòng)態(tài)）如表3所示。其中誤差修正項(xiàng)ecm的估計(jì)系數(shù)為-0.818 5（0.004），在1%的顯著水平上拒絕其不顯著的原假設(shè)，并且系數(shù)的符號(hào)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制的要求，短期的沖擊導(dǎo)致的偏離將以較快的速度（0.818 5）恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡水平。

從長(zhǎng)期看來(lái)，TR與FDI之前的系數(shù)均為正，外貿(mào)依存度（TR）的提升以及外資的依存度（FDI）的上升都會(huì)帶來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。1%的外貿(mào)依存度的上升會(huì)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.14%提速，而1%的外資依存度的增加會(huì)帶來(lái)0.386%的經(jīng)濟(jì)增速的加快。在我國(guó)對(duì)外開放中，國(guó)際進(jìn)出口貿(mào)易尤其是出口給中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的發(fā)展的動(dòng)力，但引進(jìn)外資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)似乎更大。以貨物與凈出口為例，雖然其占GDP的比重較大，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)率和貢獻(xiàn)率較低。根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)，從1978年～2012年貨物與凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的平均拉動(dòng)率為0.32%，遠(yuǎn)低資本形成總額的平均拉動(dòng)率4.22%和最終消費(fèi)的平均拉動(dòng)率5.40%。而期間貨物與凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的平均貢獻(xiàn)率為5.69%，遠(yuǎn)低資本形成總額的平均貢獻(xiàn)率39.39%和最終消費(fèi)的平均貢獻(xiàn)率54.93%。這可能是因?yàn)?，雖然出口貿(mào)易的外需在拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)發(fā)揮了較大的作用，但是進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重，也就是外貿(mào)依存度并不帶來(lái)增長(zhǎng)的顯著動(dòng)力，因?yàn)?，進(jìn)口貿(mào)易是對(duì)外國(guó)的需求，并不進(jìn)入我國(guó)GDP的核算。而外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是雙重的，外資不僅給中國(guó)帶來(lái)了急需的資本，解決了國(guó)內(nèi)資本不足的問(wèn)題，而且?guī)?lái)了發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)和管理理念，從而使得外資依存度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生更大的拉動(dòng)作用。

從短期的誤差修正模型來(lái)看，dGDP1的系數(shù)不顯著，但dGDP前的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明了滯后其的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)前期又反向的作用。而外資依存度差分dFDI和dFDI1前的系數(shù)顯著為正，系數(shù)分別為1.569 4和1.222 7，進(jìn)一步驗(yàn)證了外貿(mào)依存的上升能夠加速經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而且拉動(dòng)作用加大。對(duì)外貿(mào)易依存度的當(dāng)期差分dTR與一期滯后差分dTR1不顯著，但是滯后二期的差分dTR2系數(shù)顯著為正（0.154 5），說(shuō)明外貿(mào)依存度的上升能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但作用不及外資依存度明顯，卻存在一定的時(shí)滯。事實(shí)上，中國(guó)的加工貿(mào)易和轉(zhuǎn)口貿(mào)易比重較大，使得來(lái)料加工和零部件在進(jìn)出口時(shí)重復(fù)計(jì)算，造成了外貿(mào)依存度的虛高，但真正對(duì)一過(guò)經(jīng)濟(jì)起作用的是出口產(chǎn)品的增加值（鐘宏、鮑俊平，2009），這也成為了外貿(mào)依存度對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較低的另外一個(gè)原因。

三、 結(jié)論和建議

與以往的VAR模型不同，由于外貿(mào)依存度、外資依存度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間不同階平整的關(guān)系，本文利用ARDL-ECM模型對(duì)三者之間的長(zhǎng)期關(guān)系以及短期動(dòng)態(tài)進(jìn)行了估計(jì)。實(shí)證結(jié)果表明，外資依存度與外貿(mào)依存度在長(zhǎng)期與短期都能夠促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)更大。因此，雖然進(jìn)出口貿(mào)易能夠通過(guò)出口的外需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但是由于真正計(jì)算如GDP的是出口部分，加之我國(guó)的進(jìn)出口由于存在加工貿(mào)易和轉(zhuǎn)口貿(mào)易的重復(fù)計(jì)算，從而會(huì)降低外貿(mào)依存度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。而外商直接投資在給中國(guó)提供外來(lái)資金和資本緩解我國(guó)資本不足局面的同時(shí)，還為我國(guó)帶來(lái)了生產(chǎn)技術(shù)方面的革新，管理理念的創(chuàng)新，在長(zhǎng)期內(nèi)引領(lǐng)我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步而拉動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。這與我國(guó)在過(guò)去三十多年以來(lái)引進(jìn)先進(jìn)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)（引進(jìn)式技術(shù)進(jìn)步）來(lái)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究結(jié)果相符合（陳璋，2006；林毅夫，2007），也間接驗(yàn)證了技術(shù)是第一生產(chǎn)力的命題。

因此，在我國(guó)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變過(guò)程中，不僅僅要重視國(guó)際貿(mào)易的外需以及優(yōu)化外貿(mào)結(jié)構(gòu)對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性，更重要的是通過(guò)外資的形式引進(jìn)更先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)以促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展。隨著我國(guó)的資金缺口的降低，外商直接投資在促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用將主要體現(xiàn)在其所含有的先進(jìn)技術(shù)上。因此，未來(lái)的外商投資的招商引資的結(jié)構(gòu)需要進(jìn)一步優(yōu)化，需要考慮外資投入的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)和重點(diǎn)吸引高新技術(shù)和我國(guó)技術(shù)缺乏領(lǐng)域的外資，并加強(qiáng)同這些領(lǐng)域外資的合作，消化與吸收高新技術(shù)行業(yè)外資帶來(lái)的技術(shù)，從而以來(lái)進(jìn)步的方式促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。而我國(guó)與先進(jìn)發(fā)達(dá)國(guó)家之間的技術(shù)差距逐漸縮小的未來(lái)，自主研發(fā)的原發(fā)式技術(shù)進(jìn)步可能在我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的動(dòng)力中顯得越來(lái)越重要。

參考文獻(xiàn)：

1. 林毅夫.潮涌現(xiàn)象與發(fā)展中國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)理論的重建，經(jīng)濟(jì)研究，2007，（1）：126-131.

2.陳璋.中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)理論方法論問(wèn)題研究，北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2006.

3.鐘宏，鮑俊平.正確認(rèn)識(shí)我國(guó)外貿(mào)依存度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系.中國(guó)統(tǒng)計(jì)，2009，（4）：6-8.

4.康贊亮，張必松.FDI、國(guó)際貿(mào)易及我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析與VECM模型.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2006，（2）：73-78.

5.韓家彬，張振，李豫新.進(jìn)出口貿(mào)易、FDI對(duì)金磚5國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的比較研究.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2012，（11）：66-73.

6.何菊香，汪壽陽(yáng).金磚四國(guó)利用FDI的業(yè)績(jī)與潛力比較研究，管理評(píng)論，2007，（12）.

基金項(xiàng)目：2014年中國(guó)物流學(xué)會(huì)研究研究課題（項(xiàng)目號(hào)：2014CSLKT020）；北京物資學(xué)院科研基地—科技創(chuàng)新平臺(tái)—商務(wù)運(yùn)作與企業(yè)服務(wù)創(chuàng)新項(xiàng)目。

作者簡(jiǎn)介：龍少波，中國(guó)人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生；張軍，北京物資學(xué)院商學(xué)院講師，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)管理學(xué)博士，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)所博士后。

收稿日期：2014-07-16。