基于VAR模型的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證研究

程佳韞 薛蘭婷

摘 要：對外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎之一。以2010-2019年為背景，基于安徽省進(jìn)出口貿(mào)易的季度數(shù)據(jù)，通過VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)以及方差分解分析，探討了后危機(jī)時代安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。結(jié)果表明，2010-2012年安徽經(jīng)濟(jì)增長受國際金融危機(jī)的影響最大，其后隨著對外貿(mào)易與生產(chǎn)消費的恢復(fù)，逐漸趨于穩(wěn)定。從影響因素上看，安徽省經(jīng)濟(jì)增長主要源于自身的GDP增長，但是無論是出口貿(mào)易還是進(jìn)口貿(mào)易，對安徽經(jīng)濟(jì)增長均有顯著的促進(jìn)作用。尤其是近幾年，相較于出口貿(mào)易，進(jìn)口貿(mào)易對安徽經(jīng)濟(jì)起到的積極作用更為顯著。

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易;經(jīng)濟(jì)增長;VAR模型;安徽省;金融危機(jī)

中圖分類號：F127? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1673-260X（2021）01-0090-05

1 引言

幾個世紀(jì)以來，對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究，始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)界的一個重要研究領(lǐng)域。從17世紀(jì)晚期重商主義的“獎出限入”到1776年Adam Smith的國富論，從20世紀(jì)30年代的J. M. Keynes及其追隨者們的對外貿(mào)易乘數(shù)理論，到20世紀(jì)50年代的R. Nurkse[1]的對外貿(mào)易增長引擎理論，無不肯定了對外貿(mào)易，尤其是出口貿(mào)易，對經(jīng)濟(jì)增長的作用。20世紀(jì)70年代后，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為最重要的是技術(shù)進(jìn)步。在此基礎(chǔ)上產(chǎn)生的新貿(mào)易理論和新增長理論，對貿(mào)易和增長的關(guān)系做了更準(zhǔn)確和細(xì)致的闡述。A. K. Dixit[2]、P. R. Kugman[3]、W. J. Ethier[4]等先后提出了一系列規(guī)模報酬遞增和不完全競爭市場條件的新貿(mào)易理論，指出貿(mào)易帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長。L. A. Rivera-Batiz和P. Romer[5]把技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)生機(jī)制引入經(jīng)濟(jì)增長的分析中，提出思想的國際流動和產(chǎn)品貿(mào)易可以促進(jìn)R&D部門去發(fā)展規(guī)模報酬遞增，因此兩個相似的發(fā)達(dá)國家之間的貿(mào)易可以導(dǎo)致持久的經(jīng)濟(jì)增長。G. M. Grossman和E. Helpman[6]從動態(tài)的角度分析了發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家通過貿(mào)易帶來經(jīng)濟(jì)增長，并強(qiáng)調(diào)了貿(mào)易層面政策工具的作用。J. A. Frankel和D. Romer[7]認(rèn)為貿(mào)易具有規(guī)模效應(yīng)是因為，它使市場規(guī)模擴(kuò)大，廠商數(shù)量上升，資本積累和企業(yè)的創(chuàng)新擴(kuò)大，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長率上升。進(jìn)入2000年以來，國際貿(mào)易研究拓展到了微觀層面，R. E. Baldwin和F. Nicoud[8]考慮了異質(zhì)性企業(yè)框架內(nèi)國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響，提出對外開放對增長的影響取決于開放對創(chuàng)新的邊際成本的影響。通過對經(jīng)典文獻(xiàn)的回顧，大部分的理論研究都認(rèn)為對外貿(mào)易會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，盡管其中的作用機(jī)制不盡相同。

2001年入世后，中國對外貿(mào)易總額取得了連續(xù)的大幅度增長，出口的增加帶動了國內(nèi)生產(chǎn)總值的迅速上升。在這種背景下，許多學(xué)者開始研究中國對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響，其中大多數(shù)文獻(xiàn)都集中于研究出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系（如沈程翔[9]，林毅夫和李永軍[10]，王坤和張書云[11]，范柏乃、毛曉苔和王雙[12]）。但是，中國經(jīng)濟(jì)增長也是與進(jìn)口增長同步的，進(jìn)口是獲得國外先進(jìn)技術(shù)的最重要的途徑之一。尹翔碩、俞娟和吳昊[13]參照Coe[14]的研究成果，分析了中國的全要素生產(chǎn)率與其工業(yè)化貿(mào)易伙伴國技術(shù)溢出的關(guān)系，結(jié)果表明我國的TFP對外國R&D溢出的依賴很大。李小平、盧現(xiàn)祥和朱鐘棣[15]采用DEA方法將中國32個工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長分解為技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的增長，分別就出口和進(jìn)口對生產(chǎn)率增長的影響作了實證分析，結(jié)果表明出口和生產(chǎn)率增長的關(guān)系不顯著;但進(jìn)口顯著地促進(jìn)了工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長和技術(shù)進(jìn)步的增長。丁正良和紀(jì)成君[16]建立向量自回歸模型對1978-2012年中國經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)出口貿(mào)易以及實際匯率進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明進(jìn)口對中國經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正向效應(yīng)，很長時期內(nèi)，其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度大于出口。張小宇、劉永富和周錦嵐[17]研究了改革開放70年來中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明，在1978年實施改革開放、2001年加入世貿(mào)組織和2008年爆發(fā)美國金融危機(jī)等重要時間點上，出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出逐漸減弱的拉動效應(yīng)，而進(jìn)口貿(mào)易表現(xiàn)出穩(wěn)步增加的促進(jìn)效應(yīng)。近年來，越來越多的研究顯示，進(jìn)口貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長同樣具有促進(jìn)作用。

長江三角洲地區(qū)是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展最活躍、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強(qiáng)的區(qū)域之一，2018年底長三角區(qū)域一體化發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略。安徽省作為唯一的中部省份，被全域納入長三角一體化發(fā)展國家戰(zhàn)略。利用對外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，可以有效縮短安徽與滬蘇浙的差距，提升長三角一體化的高質(zhì)量發(fā)展。關(guān)于安徽對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長問題，已有文獻(xiàn)做了類似研究，大部分研究結(jié)果顯示，安徽對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長起到一定的積極作用，但出口和進(jìn)口分別對安徽經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用，學(xué)者觀點有分歧。以王宇新和姚梅[18]、胡良益和沈翩翩[19]等為代表的學(xué)者認(rèn)為，安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著正相關(guān)，大力發(fā)展出口貿(mào)易有利于提高安徽經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。而以汪瑤和金澤虎[20]、朱家明和苗宇[21]、楊文欣和徐毅[22]等為代表的學(xué)者則認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易對安徽省經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更顯著。

2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)給世界貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)帶來了巨大的負(fù)面影響。然而，在2010-2019年，安徽經(jīng)濟(jì)總量穩(wěn)步上升，2019年安徽全年生產(chǎn)總值（GDP）為37114億元，居全國第11位，是2010年12263.4億元的三倍多。同時期，受2008年國際金融危機(jī)影響，2009年安徽省進(jìn)出口總額156億美元，同比下降22.5%，但是從2009年末開始，安徽外貿(mào)快速下滑勢頭得到遏制，開始止跌回升。此后逐年上升，2019年安徽省進(jìn)出口總額達(dá)687.3億美元，其中出口404億美元，進(jìn)口283.3億美元。在后危機(jī)時代，作為經(jīng)濟(jì)增長重要引擎之一的對外貿(mào)易對安徽經(jīng)濟(jì)增長是否起作用？出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易對安徽經(jīng)濟(jì)增長的影響到底有多大？本文在已有研究的基礎(chǔ)之上，選取2010-2019年安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)以及方差分解分析，對安徽省對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行深入分析與探討。

2 實證分析

VAR模型一般表示為

式中，Yt是（n×1）向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機(jī)過程;α是VAR模型截距列向量;βi是（n×n）的系數(shù)矩陣;Yt-i是Yt向量的i階滯后變量;εt是隨機(jī)干擾項，其中，i=1，2，……，k。

本文選取安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，安徽省進(jìn)出口貿(mào)易額作為對外貿(mào)易統(tǒng)計指標(biāo)，分別記為GDP、IM、EX，單位為億元。數(shù)據(jù)來源于安徽省統(tǒng)計局官網(wǎng)上公布的統(tǒng)計年鑒與統(tǒng)計公報，年平均匯率數(shù)據(jù)來源于國家外匯局統(tǒng)計資料，研究期限為2010年至2019年上半年。為了準(zhǔn)確反映經(jīng)濟(jì)波動的規(guī)律，本文選取季度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以2010年第一季度作為基期。為了消除通貨膨脹的影響，本文根據(jù)每月的價格指數(shù)計算每季度平均通貨膨脹率，然后以每季度名義GDP、IM、EX計算出以后每季度的實際GDP、IM、EX。另外，為了消除時間序列數(shù)據(jù)的異方差影響，在不改變原始數(shù)據(jù)性質(zhì)的基礎(chǔ)之上，對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，分別記為lnGDP、lnIM、lnEX。

2.1 變量平穩(wěn)性檢驗

變量平穩(wěn)性檢驗是對數(shù)據(jù)特征的一個基本性測試，只有通過平穩(wěn)性檢驗才能進(jìn)行VAR模型的建立。從檢驗結(jié)果可以知道，只有l(wèi)nEX在5%的顯著性水平即原序列保持平穩(wěn)，而lnGDP和lnIM在10%顯著性水平下并未順利通過檢驗，即不能認(rèn)為這兩個變量存在原序列的平穩(wěn)。進(jìn)而進(jìn)行一階差分，根據(jù)表1可知，這三個變量均在5%的顯著性水平下通過檢驗，即三個變量都是一階單整。

2.2 協(xié)整分析

由于偶然性可能導(dǎo)致數(shù)據(jù)的結(jié)果只能反映暫時的數(shù)量關(guān)系而難以長期穩(wěn)定存在。對于非平穩(wěn)序列的線性組合而言就需要檢驗這種穩(wěn)定性是否存在。協(xié)整檢驗就是基于此種目的出發(fā)，從數(shù)據(jù)本身來進(jìn)行評估。本文選用Johansen檢驗（JJ檢驗）作為標(biāo)準(zhǔn)，對于Johansen檢驗滯后階數(shù)則選取AIC準(zhǔn)則（赤池信息準(zhǔn)則）和SC準(zhǔn)則（施瓦茲準(zhǔn)則）兩個指標(biāo)。在滯后一期到滯后六期的情況下，最佳滯后階數(shù)選擇的評判標(biāo)準(zhǔn)是兩個指標(biāo)對應(yīng)的數(shù)字均為最小值。表2顯示在滯后四期的時候，兩個準(zhǔn)則的數(shù)據(jù)同時達(dá)到最小，故最佳滯后期為四期。

在此基礎(chǔ)上確定協(xié)整檢驗的階數(shù)為三階。檢驗結(jié)果如表3所示，在5%的顯著性水平下，安徽省生產(chǎn)總值、進(jìn)口額與出口額之間存在長期協(xié)整關(guān)系。通過一階兩步法，協(xié)整方程為lnGDP=0.424463lnEX +12.00144和lnGDP=0.8379586lnIM+6.863207。

2.3 格蘭杰檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果驗證了安徽省生產(chǎn)總值和進(jìn)出口貿(mào)易額之間的確存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。但是三者之間的因果關(guān)系還需要進(jìn)一步探尋，從而更加具體地論證經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口之間的作用機(jī)制，格蘭杰檢驗可以檢驗這種關(guān)系。本文選擇三階作為格蘭杰因果檢驗的滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表4所示，在5%的顯著性水平下，出口貿(mào)易是安徽省生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，安徽省生產(chǎn)總值是進(jìn)口貿(mào)易的格蘭杰原因。這說明，加大出口貿(mào)易可促進(jìn)安徽省GDP的增長，同時安徽省GDP的增長又會作用于進(jìn)口貿(mào)易，提升進(jìn)口貿(mào)易額。

2.4 模型穩(wěn)定性檢驗

從模型的穩(wěn)定性來看，圖1顯示模型的全部特征多項式根的倒數(shù)均位于單位圓內(nèi)，模型是穩(wěn)定的。

2.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析法（IRF）研究的是外來沖擊使得系統(tǒng)發(fā)生動態(tài)變化的過程。當(dāng)lnGDP受到自身一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，如圖2所示，脈沖值始終為正，雖然在10期之前呈現(xiàn)較為劇烈的波動，而后卻逐漸收斂，且收斂趨勢十分穩(wěn)定。說明安徽省經(jīng)濟(jì)增長在后危機(jī)時代頭三年內(nèi)受自身沖擊較大，隨后逐漸穩(wěn)定。

當(dāng)lnGDP受到lnEX一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，如圖3所示，脈沖值始終為正，在1-4期脈沖值急劇上升，而后波動攀升，在第8期達(dá)到峰值，然后緩慢下降，逐漸收斂。說明出口貿(mào)易對安徽省經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮的作用在后危機(jī)時代仍然是正向的，且在頭三年里效果最為明顯，尤其是在第二年末的時候達(dá)到?jīng)_擊的頂點，而后作用逐漸減弱。

當(dāng)lnGDP受到lnIM一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，如圖4所示，在前3期脈沖值為負(fù)，然后逐漸上升，在第6期達(dá)到頂點后，緩慢下降，最終趨于平穩(wěn)。說明安徽省進(jìn)口貿(mào)易受國際金融危機(jī)影響較大，其對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在時滯。在后危機(jī)時代的初期進(jìn)口貿(mào)易對安徽省經(jīng)濟(jì)增長帶來了負(fù)面作用，大約一年之后才逐漸轉(zhuǎn)為正向作用并持續(xù)增加，在第二年末達(dá)到最大，在第三年后進(jìn)口貿(mào)易的作用才趨于平緩和收斂。

2.6 方差分解分析

由于外來的沖擊使得系統(tǒng)發(fā)生改變，體現(xiàn)在系統(tǒng)內(nèi)生變量的變化，針對這種變化的定性分析通常是通過方差來確定的，方差越大，則說明沖擊的影響效果越大，給出了一個評價的標(biāo)準(zhǔn)，是沖擊內(nèi)部效果信息的重要體現(xiàn)。

根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果可知，沖擊主要影響前10期，之后趨于穩(wěn)定并收斂，因此，對于方差分解的分析主要集中考察前10期。由表5可知，lnGDP對自身的解釋力度最大，從第2期開始逐漸呈下降趨勢，從第8期開始，解釋力度趨于平穩(wěn)，但仍占據(jù)50%以上，說明，安徽經(jīng)濟(jì)增長受GDP自身的影響最大。lnEX對lnGDP變動的貢獻(xiàn)度在前3期較小，但是從第4期開始呈現(xiàn)急速上升的態(tài)勢，之后雖然有所波動，但一直保持在10%以上，說明在后危機(jī)時代出口貿(mào)易對安徽經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，但貢獻(xiàn)度波動較大。lnIM對lnGDP變動的貢獻(xiàn)度則隨時間的推移呈現(xiàn)快速上升的態(tài)勢，從第2期的15.04%上升到第7期的30.31%，然后逐漸穩(wěn)定在30%左右，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于出口貿(mào)易對GDP的解釋力度，體現(xiàn)了進(jìn)口貿(mào)易在后危機(jī)時代對安徽經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用較出口貿(mào)易更為顯著。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

從VAR模型分析的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，后危機(jī)時代的頭三年，即2010-2012年，安徽經(jīng)濟(jì)增長受國際金融危機(jī)的影響最大，其后隨著對外貿(mào)易與生產(chǎn)消費的恢復(fù)，逐漸趨于穩(wěn)定。從影響因素上看，安徽省經(jīng)濟(jì)增長主要源于自身的GDP增長，但是無論是出口貿(mào)易還是進(jìn)口貿(mào)易，對安徽經(jīng)濟(jì)增長均有顯著的促進(jìn)作用。近年來，出口貿(mào)易對安徽經(jīng)濟(jì)增長的影響力逐漸減弱，貢獻(xiàn)度占10%以上。進(jìn)口貿(mào)易雖然在初期對安徽經(jīng)濟(jì)增長存在一定的負(fù)面作用，然而在安徽GDP增長對進(jìn)口貿(mào)易的反向促進(jìn)作用下，進(jìn)口對安徽經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度反而逐年增加，在30%左右，進(jìn)口貿(mào)易對安徽GDP的帶動作用強(qiáng)于出口貿(mào)易。相較于滬蘇浙等長三角發(fā)達(dá)地區(qū)，安徽通過進(jìn)口貿(mào)易獲得技術(shù)外溢可以提升企業(yè)制造能力，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，縮小與發(fā)達(dá)省份的技術(shù)差距，從側(cè)面顯示了安徽經(jīng)濟(jì)增長的巨大潛力。

3.2 建議

2020年新冠肺炎疫情給全球貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)帶來了巨大的沖擊和負(fù)面影響，對安徽外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長提出了新的挑戰(zhàn)。為促進(jìn)安徽省經(jīng)濟(jì)增長以及對外貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展，結(jié)合上文分析結(jié)果，本文提出如下兩點建議。

（1）高質(zhì)量融入長三角一體化，推進(jìn)區(qū)域統(tǒng)一市場的建立。GDP的自身增長是安徽經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉，以長三角一體化為契機(jī)，打破要素市場的行政壟斷和競爭不足，實現(xiàn)價格信號在資源配置中的統(tǒng)一協(xié)調(diào)作用，通過地方政府職能改革和協(xié)調(diào)，大力推進(jìn)區(qū)域市場高質(zhì)量一體化發(fā)展，加快與滬蘇浙中心區(qū)的對接和聯(lián)動，輻射帶動安徽省經(jīng)濟(jì)加快發(fā)展。

（2）調(diào)整對外開放思路，利用內(nèi)需市場虹吸全球先進(jìn)創(chuàng)新要素。疫情席卷全球，盡管安徽省外貿(mào)依存度不高，但原料供應(yīng)不上、產(chǎn)品運不出去的現(xiàn)象激增，對穩(wěn)增長、穩(wěn)就業(yè)形成了巨大壓力。在基于內(nèi)需的前提下，統(tǒng)籌利用國際國內(nèi)兩個市場、兩種資源，發(fā)揮長三角超大統(tǒng)一市場的優(yōu)勢，虹吸全球先進(jìn)生產(chǎn)要素，發(fā)展安徽的創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)，建立健全“高新基”全產(chǎn)業(yè)鏈項目體系建設(shè)工程，為安徽經(jīng)濟(jì)增長提供強(qiáng)大動力支撐。

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