齊翔 梁慎剛

[摘 要]通過整理1978—2018年的數(shù)據(jù)，基于VEC模型，運(yùn)用計(jì)量軟件，分析了上海市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。研究結(jié)論表明，對外貿(mào)易與上海市經(jīng)濟(jì)增長存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)口和出口在不同顯著性水平下都是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因。在VEC模型中，當(dāng)長期均衡狀態(tài)被打破時(shí)，進(jìn)出口會以0.179%的速度調(diào)回均衡狀態(tài)。在此基礎(chǔ)上，通過貿(mào)易收入彈性分析了不同階段，對外貿(mào)易對上海市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度，分析結(jié)果顯示2002—2008年的對外貿(mào)易對于上海市的經(jīng)濟(jì)增長作用最大。

[關(guān)鍵詞]對外貿(mào)易;經(jīng)濟(jì)增長;VEC模型;貿(mào)易收入彈性

Abstract： Through sorting out the data from 1978 to 2018， this paper analyzes the relationship between Shanghai's foreign trade and economic growth by using measurement software based on VEC model. The results show that there is a co-integration relationship between foreign trade and economic growth in Shanghai， and import and export are both granger factors of economic growth at different significance levels. In the VEC model， when the long-term equilibrium state is broken， the import and export will return to the equilibrium state at a rate of 0.179%. On this basis， through the analysis of the elasticity of trade income， the influence degree of foreign trade on the economic development of Shanghai in different stages was analyzed， and the analysis results showed that foreign trade had the largest effect on the economic growth of Shanghai in the six years from 2002 to 2008.

Key Words： Foreign Trade; Economic Growth; Vec Model; Trade Income Elasticity

改革開放以來，隨著我國對外貿(mào)易規(guī)模的不斷擴(kuò)大，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也實(shí)現(xiàn)了跨越式的發(fā)展。上海作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快的城市之一，經(jīng)濟(jì)水平快速提升。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，1978年上海市生產(chǎn)總值僅為272.81億元人民幣，而2018年生產(chǎn)總值已增長為32679.87億元人民幣。在改革開放的40年間，上海市經(jīng)濟(jì)增長了將近120倍。此外，上海市對外貿(mào)易額也實(shí)現(xiàn)了顯著增長。1978年上海市進(jìn)出口總額僅為50.95億元，出口額48.71億元。但2018年上海市進(jìn)出口總額已經(jīng)達(dá)到了34009.93億元人民幣，其中出口額實(shí)現(xiàn)了13666.85元人民幣，增長了約667倍?？梢钥闯錾虾Ｊ袑ν赓Q(mào)易額與國內(nèi)生產(chǎn)總值均實(shí)現(xiàn)了大幅提升。本文搜集了上海市1978—2017年進(jìn)出口額與GDP數(shù)據(jù)，分析并探討了對外貿(mào)易在上海市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所扮演的角色。

本文研究特點(diǎn)在于一是時(shí)間跨度長。選取了改革開放40年的數(shù)據(jù)，分析上海市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。二是不僅包括總體視角還分階段進(jìn)行探討，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，從而提出更有針對性的結(jié)論建議。三是構(gòu)建VEC模型。多數(shù)文獻(xiàn)都是通過對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)后構(gòu)建VAR模型進(jìn)行分析。但此種方法容易導(dǎo)致偽回歸問題的出現(xiàn)。因此本文在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理后，構(gòu)建了VEC模型，討論上海市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

一、上海市對外貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀

2018年上海市對外貿(mào)易額達(dá)34009.93億元，相比2017年漲幅達(dá)5.5%。其中，貨物貿(mào)易進(jìn)口額為20343.08億元，同比增長6.4%;出口額為13666.85億元，同比增長4.2%。按出口市場劃分，其中對歐盟國家出口為2432.99億元，同比增長4.5%;進(jìn)口為4635.49億元，同比增長3.3%。對美國出口金額3134.44億元，同比下降0.4%;進(jìn)口1935.18億元，同比下降6.6%。對韓國出口453.78億元，同比增長5.8%;進(jìn)口1309.38億元，同比上升4.0%。自俄羅斯進(jìn)口151.71億元，同比增長10.8%;出口187.43億元，同比增長15.5%。對日本進(jìn)口2377.44億元，同比增長6.8%;出口1417.74億元，同比增長8.3%。此外，上海市和“一帶一路”沿線國家和重要節(jié)點(diǎn)城市建立了比較穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易合作伙伴關(guān)系，其中貨物貿(mào)易額占全市比重20.6%。

2019年上海市貨物進(jìn)出口總額34046.82億元，比上年增長0.1%。其中，出口總額13720.91億元，增長0.4%;進(jìn)口總額20325.91億元，下降0.1%。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)搜集及處理

本文選取了1978—2018年的數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來自上海市統(tǒng)計(jì)年鑒）。根據(jù)上海市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的情況，選取了生產(chǎn)總值，進(jìn)口貿(mào)易額（M），出口貿(mào)易額（X）。為了消除物價(jià)水平的影響，對于生產(chǎn)總值，采取了以1978年為基期的生產(chǎn)總值指數(shù)進(jìn)行平減，并命名為Y，對于進(jìn)出口貿(mào)易額，采取了以1978年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，分別命名為EX、IM，具體公式為：

Yt=GDPt/生產(chǎn)總值指數(shù)t（以1978年為基期），

EXt=Xt/商品零售價(jià)格指數(shù)t（以1978年為基期），

IMt=Mt/商品零售價(jià)格指數(shù)t（以1978年為基期）。

此外，為了避免實(shí)證分析中出現(xiàn)異方差的問題，對上述數(shù)據(jù)分別取對數(shù)，即lnY，ln EX，InIM。

（二）時(shí)序圖

由圖1可知，均為帶趨勢項(xiàng)的非平穩(wěn)序列，因此接下來通過單位根檢驗(yàn)等方法進(jìn)行實(shí)證分析。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”問題的出現(xiàn)，對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

由表7可知，lnG，ln EX，lnIM均為非平穩(wěn)的時(shí)間序列?！鱨nY在10%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，△lnEX，△lnIM在1%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗(yàn)。

（四）滯后階數(shù)及協(xié)整分析

通過對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)lnY，ln EX，lnIM均為非平穩(wěn)的時(shí)間序列。因此對上述變量進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是通過VAR模型選取滯后階數(shù)，因此首先對模型進(jìn)行滯后階數(shù)進(jìn)行選取，再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析。

1.確定滯后階數(shù)

由表8及滯后階數(shù)選取的原則（AIC和SC），可確定滯后階數(shù)為4階。因此，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為3階。

2.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

通過生成殘差序列，并對其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)殘差序列為平穩(wěn)序列，也就是說上述公式可以準(zhǔn)確地反映出經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口的長期協(xié)整關(guān)系。

（五）Granger檢驗(yàn)

上述協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)只能說明變量之間存在相關(guān)關(guān)系，并不能很好地解釋三者之間是否能存在因果關(guān)系。因此接下來通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之間的因果關(guān)系。它的基本思想是：如果x是y的Granger因，則在給定y的滯后項(xiàng)的前提下，x的滯后項(xiàng)仍有助于解釋y的變動。

由表11可知，在1%的顯著性水平下，lnIM是lnY的格蘭杰原因，在10%的顯著性水平下是lnY的格蘭杰原因。并且在1%的顯著性水平下lnY是lnIM的格蘭杰原因。

（六）VEC模型

通過上述分析可知，經(jīng)濟(jì)增長與對外貿(mào)易存在長期協(xié)整關(guān)系，但是通過協(xié)整關(guān)系建立的模型是靜態(tài)模型，而VEC模型可以通過建立短期的動態(tài)模型來彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足。通過誤差修正模型，我們可以判斷出變量在短期波動中偏離其長期均衡關(guān)系的程度。

根據(jù)滯后階數(shù)選取原則，確定滯后階數(shù)為3階，估算結(jié)果見表12。

從表12輸出結(jié)果可以看出，在經(jīng)濟(jì)增長的向量誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.179，說明上海市經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口之間存在反向的修正機(jī)制，當(dāng)它們的長期均衡狀態(tài)發(fā)生偏離時(shí)，進(jìn)出口將會以0.179%的速度將其調(diào)整回均衡狀態(tài)。

三、不同階段對外貿(mào)易在上海市經(jīng)濟(jì)增長中的作用

在確定上海市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長存在長期協(xié)整關(guān)系，并且存在反向的修正基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究不同階段對外貿(mào)易與上海市經(jīng)濟(jì)增長的作用。1978年改革開放政策在中國正式實(shí)施，這一時(shí)刻不僅是中國歷史性的重大時(shí)刻，也是上海市對外貿(mào)易史的一個(gè)重大轉(zhuǎn)折。從1978年起，上海市的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)生了巨大的變化。根據(jù)上海市改革開放40年的發(fā)展成就，將其對外貿(mào)易發(fā)展劃分為四個(gè)階段，分階段探討對外貿(mào)易在上海市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。

（一）1978—1991年

1978年，改革開放正式拉開大幕。國家開始進(jìn)行外貿(mào)體制改革，將部分外貿(mào)經(jīng)營權(quán)利下放至地方政府及企業(yè)，并實(shí)施一系列積極的對外貿(mào)易政策，推動了對外貿(mào)易額與經(jīng)濟(jì)增長。與此同時(shí)，上海市也積極探索外貿(mào)體制改革，如簡政放權(quán)，工業(yè)和貿(mào)易結(jié)合，實(shí)行外貿(mào)分成，進(jìn)一步提高企業(yè)進(jìn)出口積極性，促進(jìn)了上海市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。從上海市貿(mào)易收入彈性[貿(mào)易收入彈性：進(jìn)出口變化所引起的GDP發(fā)生變化的程度大小。該系數(shù)大于1則表明進(jìn)出口對于GDP的作用更大;小于1表明作用較小。]可以看出，除1982年、1983年、1985年和1987年低于1以外，其余年份均高于1，并且1986年達(dá)到了4.12。這組數(shù)據(jù)說明在1978—1991年這段期間，進(jìn)出口對于經(jīng)濟(jì)增長的影響是顯著的，對外貿(mào)易有力地推動了上海市的經(jīng)濟(jì)增長。

（二）1992—2001年

1992—2001年，雖然我國經(jīng)濟(jì)與對外貿(mào)易額都有所增長，但從貿(mào)易收入彈性而言，該階段的對外貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著。從表3可以看到，貿(mào)易收入彈性在這十年間具有一定的波動，貿(mào)易收入彈性超過1的年份僅有三年，分別為1994年、1999年和2000年。出現(xiàn)這樣的原因主要有以下兩個(gè)：一是亞洲金融危機(jī)的影響。1998年的亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，上海市的貿(mào)易彈性僅有0.80。二是國家相關(guān)政策影響。1994年我國出口退稅政策發(fā)生相應(yīng)的更改，使得1995年退稅額增加，欠稅現(xiàn)象增加。為了緩解這一問題，國家于1996年又再次調(diào)整，從而使得1995年和1996年的出口增長率降低，貿(mào)易收入彈性降低。因此，在該階段，對外貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)增長仍然有一定的推動力，但是相比1978—1991年而言，作用較小。

（三）2002—2008年

2001年我國正式加入世貿(mào)組織，自此我國對外開放的程度也進(jìn)一步加深。上海市2008年國民生產(chǎn)總值14276.79億元，較2002年的5795.02億元增長了將近3倍。與此同時(shí)，上海市進(jìn)出口總額也由2002年的6014.4億元增長至22372.8億元，漲幅近4倍。該時(shí)間段內(nèi)，上海市的貿(mào)易收入彈性較前兩個(gè)階段，僅有2008年一年沒有超過1，其余年份均比1大，這也充分反映了在加入世貿(mào)組織以后，對外貿(mào)易對于上海市經(jīng)濟(jì)增長的作用進(jìn)一步加大。此外國家與上海市相應(yīng)政策的實(shí)施，如“外貿(mào)轉(zhuǎn)型升級”，“國際收支平衡”等政策也進(jìn)一步優(yōu)化了對外貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)增長的影響。從表4可知，2008年貿(mào)易彈性為0.62，其數(shù)值比1小，這是因?yàn)?008年爆發(fā)了國際金融危機(jī)，上海市作為積極參與經(jīng)濟(jì)全球化的城市，不可避免地受了影響。

（四）2008—2018年

由于受2008年的國際金融危機(jī)影響，上海市2009年的對外貿(mào)易額為18971.8億元，較2018年降低了15.2%，貿(mào)易收入彈性為-3.23，為40年來最低值。2010年和2011年，在2009年貿(mào)易額大幅下滑的基礎(chǔ)上，進(jìn)出口開始反彈增長，兩年貿(mào)易收入彈性分別為1.69，0.90。但從2012年開始，貿(mào)易彈性再次發(fā)生波動，僅有2014年，2017年，2018年為正值，但仍然比1小。這主要是因?yàn)槿蛸Q(mào)易環(huán)境的波動，我國“穩(wěn)外貿(mào)、促平衡、降順差”政策的實(shí)施。因此該階段，雖然對外貿(mào)易額有所增加，但是貿(mào)易收入彈性不及前一階段，對于經(jīng)濟(jì)增長雖然有一定的拉動作用，卻不顯著。此外，2018年，中美貿(mào)易摩擦頻發(fā)也對我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生一定的影響，這也勢必會削弱對外貿(mào)易在上海市經(jīng)濟(jì)中的作用。

四、結(jié)論與對策建議

（一）結(jié)論

1.對外貿(mào)易與上海市經(jīng)濟(jì)增長存在長期協(xié)整關(guān)系，并且出口在10%的顯著性水平上是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因，進(jìn)口在1%的水平上是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因。

2.當(dāng)對外貿(mào)易與進(jìn)口的長期均衡狀態(tài)發(fā)生偏移時(shí)，對外貿(mào)易將以0.179%的速度調(diào)回均衡狀態(tài)。

3.不同階段，對外貿(mào)易在上海市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的影響程度是不同的。其中，2002—2008年，即我國加入世貿(mào)組織之后，對外貿(mào)易對于上海市的經(jīng)濟(jì)增長作用最大（從貿(mào)易收入彈性看）。

4.對外貿(mào)易對于上海市經(jīng)濟(jì)發(fā)展所起的作用不同，是受世界整體經(jīng)濟(jì)環(huán)境及相關(guān)政策等因素影響，但從總體而言，對外貿(mào)易對于上海市經(jīng)濟(jì)增長是起促進(jìn)作用的。但也表明上海市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不單純地依靠對外貿(mào)易，呈現(xiàn)出新的增長特征。

（二）對策建議

1.深化改革，優(yōu)化調(diào)整對外貿(mào)易方式

從近年來上海市進(jìn)出口數(shù)據(jù)及上述分析來看，目前上海市的進(jìn)口金遠(yuǎn)高于出口金，因此進(jìn)口對于經(jīng)濟(jì)增長的作用非常顯著。所以，上海市政府應(yīng)該出臺相應(yīng)的政策，改善進(jìn)口，例如引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)等方式，進(jìn)一步擴(kuò)大進(jìn)口對于經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。同時(shí)應(yīng)該增加出口，提升出口在經(jīng)濟(jì)增長的作用。

2.加大創(chuàng)新力度，增強(qiáng)產(chǎn)品競爭力

目前中美雙方于1月15日簽訂了第一階段貿(mào)易協(xié)議。協(xié)議中明確指出加強(qiáng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)。這意味著我國需要加強(qiáng)產(chǎn)品創(chuàng)新。因此我國企業(yè)應(yīng)該積極創(chuàng)新，不斷研發(fā)提升產(chǎn)品的附加值和產(chǎn)品的競爭力，這樣才能在國際市場上占有一席之地，推動產(chǎn)品的出口。

3.積極實(shí)施相關(guān)政策，推動貿(mào)易經(jīng)濟(jì)增長

2019年8月，國務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)立臨港自由貿(mào)易區(qū)新片區(qū)，11月，國家公布《長三角區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》。這些政策意味著上海市的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展將迎來新一輪的升級。因此上海市應(yīng)該出臺相關(guān)方案，將國家政策落到實(shí)處，發(fā)揮貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)的推動作用，從而推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

[參考文獻(xiàn)]

[1]邢帥.河南省外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究[D].鄭州大學(xué)，2019.

[2]潘澤清.時(shí)間序列分析——宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析模型[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2017.

[3]石傳玉，王亞菲，王可.我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2003（1）：53-58.

[4]李明武.對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究綜述——兼從現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論角度的解讀[J].學(xué)術(shù)論壇，2004（3）：56-60.

[5]李計(jì)廣，王紅梅，張娟.改革開放四十年對外貿(mào)易在我國經(jīng)濟(jì)中的角色變遷和展望[J].國際貿(mào)易，2018（7）：4-10.

[6]李小平，朱鐘棣.對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗(yàn)——對上海市1978～2001年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004（2）：38-44.

[7]周宇.我國進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].時(shí)代金融，2017（7）：25-26.

[8]林發(fā)勤，馮帆，符大海.國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長一定是線性關(guān)系嗎——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的因果效應(yīng)再估計(jì)[J].國際貿(mào)易問題，2018（8）：11-23.

[9]林毅夫，李永軍.必要的修正_對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的再考察[J].國際貿(mào)易，2001（9）：22-26.

（責(zé)任編輯：張彤彤）