對外貿(mào)易、國內(nèi)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系研究

摘 要：在我國雙循環(huán)、經(jīng)濟(jì)全球化戰(zhàn)略不斷推行的背景下，探究對外貿(mào)易、國內(nèi)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系，對加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為核心，國內(nèi)、國際雙循環(huán)促進(jìn)機(jī)制，進(jìn)而推動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長具有重要意義。本文基于2000—2021年對外貿(mào)易、國內(nèi)貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，并結(jié)合格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)及方差分解對國內(nèi)貿(mào)易、對外貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長間的影響關(guān)系進(jìn)行探究。研究發(fā)現(xiàn)，三者間存在協(xié)整關(guān)系，對外貿(mào)易、國內(nèi)貿(mào)易均對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向效應(yīng)，且影響程度伴隨時間延長逐漸增強(qiáng)。相較于對外貿(mào)易，國內(nèi)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長施加更為強(qiáng)烈的影響。

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；國內(nèi)貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型

一、引言

伴隨經(jīng)濟(jì)全球化及雙循環(huán)戰(zhàn)略的提出，我國不斷提高對外開放程度，同全球其他國家形成了極為密切的進(jìn)出口關(guān)系。為響應(yīng)有關(guān)決策，不斷提高的進(jìn)出口總額使進(jìn)出口貿(mào)易在我國經(jīng)濟(jì)增長方面發(fā)揮著極為重要的作用。但近年來，以美國為首的西方國家對我國貿(mào)易的影響，阻礙了我國對外貿(mào)易健康發(fā)展，進(jìn)一步對國內(nèi)社會經(jīng)濟(jì)正常發(fā)展產(chǎn)生影響。為避免國外地緣政治等突發(fā)事件，以及對外貿(mào)易渠道對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，我國提出雙循環(huán)戰(zhàn)略，要求以國內(nèi)大循環(huán)作為核心，因此如何保障我國國內(nèi)貿(mào)易持續(xù)推動經(jīng)濟(jì)增長也至關(guān)重要。本文探究對外貿(mào)易、國內(nèi)貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長間的影響關(guān)系具有極為重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有研究證實(shí)對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長具有一定程度的促進(jìn)作用。郭雁和田飛通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)關(guān)系，且對外貿(mào)易對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。曲越等（2019）以全球價值鏈理論為基礎(chǔ)，運(yùn)用PSTR模型探究對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)伴隨我國對外開放程度不斷提升，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也在不斷加強(qiáng)。吳東晟等（2019）采用兩階段分位數(shù)回歸模型探究對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系，研究得到對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，且影響強(qiáng)度伴隨對外貿(mào)易開放程度有同方向變化的特點(diǎn)。勵利等（2020）對動態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行GMM估計，研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用。胡亞南等（2020）基于我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間面板聯(lián)立方程分析對外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)三者間存在顯著的內(nèi)生性關(guān)系，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有較顯著的正向促進(jìn)作用及空間溢出效應(yīng)。陳昌兵（2021）采用國際投入產(chǎn)出表（WIOD）從需求面測算我國對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，研究結(jié)果顯示我國對外貿(mào)易對GDP增長貢獻(xiàn)較大，但伴隨我國進(jìn)入新發(fā)展階段，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率不斷下降。幸清鳳（2021）通過多元回歸、格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整分析等方法探究中國進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)中國進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有較顯著的積極影響。高松賀（2021）采用VAR模型，探究中國對外貿(mào)易、利用外資與經(jīng)濟(jì)增長三者間的影響關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長施加一定的正向影響。

三、研究方法

本文采用VAR模型、并通過格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)及方差分解探究對外貿(mào)易、國內(nèi)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的影響。VAR模型主要用于分析在一定時期內(nèi)經(jīng)濟(jì)變量間存在的相互影響機(jī)制，探究隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中：yt為內(nèi)生變量，xt為外生變量，p代表VAR模型的滯后階數(shù)，εt為擾動項(xiàng)，T則為研究樣本數(shù)。

上述VAR（p）模型轉(zhuǎn)為矩陣形式為：

四、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)選取及處理

基于數(shù)據(jù)的可獲得及時效性，本文選用2000—2021年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證探究，其中采用進(jìn)出口貿(mào)易總額代表我國的對外貿(mào)易程度，記為IE；采用社會消費(fèi)品零售總額代表我國的國內(nèi)貿(mào)易，記為TRSCG，而經(jīng)濟(jì)增長則由國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）進(jìn)行度量。為降低進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)的異方差程度，在進(jìn)行實(shí)證模型擬合以前，對該三個變量數(shù)據(jù)分別取對數(shù)處理，記為LNIE、LNTRSCG、LNGDP。

2.描述性統(tǒng)計分析

由表1可以清楚地觀察到，進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額及國內(nèi)生產(chǎn)總值的均值分別為198168.4億元、200221.2億元、499192億元。三個變量在樣本期內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差均較大，這也意味著進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額及國內(nèi)生產(chǎn)總值在樣本期內(nèi)的變化幅度較大。

3.實(shí)證分析

（1） 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表2可知，無論是LNIE、LNTRSCG 還是LNGDPI的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，其檢驗(yàn)統(tǒng)計量對應(yīng)的P值均顯著大于0.05，因此在5%顯著性水平下，三個變量均無法拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即LNIE、LNTRSCG、LNGDP均為非平穩(wěn)序列。三組數(shù)據(jù)的一階差分序列，僅DLNIE的ADF檢驗(yàn)結(jié)果對應(yīng)的P值均顯著小于0.05，因此在5%的顯著性水平下均拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，表明DLNIE為平穩(wěn)時間序列，而DLNTRSCG、DLNGDP在5%的顯著性水平下為非平穩(wěn)時間序列。因此，進(jìn)一步對三類變量進(jìn)行二階差分，經(jīng)過ADF檢驗(yàn)得到在5%的顯著性水平下LNIE、LNTRSCG、LNGDP的二階差分序列均拒絕“存在單位根”原假設(shè)，因此LNIE、LNTRSCG、LNGDP的二階差分序列為平穩(wěn)時間序列，進(jìn)而可知三變量同階單整。

（2） Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在對不平穩(wěn)時間序列變量采用VAR模型進(jìn)行建模，分析變量間影響關(guān)系時，需要不同變量間存在一定程度的協(xié)整關(guān)系，采用的方法通常有兩種，一種是格蘭杰兩步法，另外一種則是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，而本文采用有關(guān)VAR研究使用相對更多的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法判斷LNIE、LNTRSCG、LNGDP三個不同變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，對應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4所示。

由表3和表4可知，跡統(tǒng)計量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果與最大特征值協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果一致，基于跡統(tǒng)計量的協(xié)整檢驗(yàn)三個原假設(shè)對應(yīng)的P值均顯著小于0.05，同時基于最大特征值協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果三個原假設(shè)對應(yīng)的P值也小于0.05，均拒絕對應(yīng)的原假設(shè)，因此跡檢驗(yàn)及最大特征值檢驗(yàn)對應(yīng)的統(tǒng)計結(jié)論相似，即在5%顯著性水平下，LNIE、LNTRSCG、LNGDP三個變量之間存在三個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（3） VAR模型建立

本文基于進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額及國內(nèi)生產(chǎn)總值作為整體構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型，根據(jù)表2，確定滯后階數(shù)為3階時，同時滿足4個信息準(zhǔn)則最小，對應(yīng)的滯后階數(shù)具有5顆星，據(jù)此構(gòu)建有關(guān)LNIE、LNTRSCG、LNGDP的VAR（3） 模型以探究變量間的影響關(guān)系。

在對VAR模型進(jìn)行后續(xù)脈沖響應(yīng)和方差分解操作前，需要檢驗(yàn)其模型穩(wěn)定性，使對應(yīng)滯后階數(shù)的VAR模型能夠有效對變量間的影響關(guān)系進(jìn)行探究，因此采用AR特征根檢驗(yàn)法檢驗(yàn)VAR模型穩(wěn)定性。圖1中LNIE、LNTRSCG、LNGDP序列對應(yīng)的特征根均在單位圓內(nèi)，模型通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)，證明所建立的VAR（3） 模型具有穩(wěn)定性，可以進(jìn)一步分析。

（4） 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由表6的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可以觀察到，原假設(shè)為“LNIE不是LNGDP的格蘭杰原因”、“LNGDP不是LNIE的格蘭杰原因”對應(yīng)的P值分別為0.0308、0.0208，均顯著低于0.05，因此在5%的顯著性水平下，均拒絕原假設(shè)。進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP之間相互為對方產(chǎn)生變動的格蘭杰原因。這也意味著在一定程度上對外貿(mào)易與我國經(jīng)濟(jì)增長存在相互影響。而原假設(shè)“LNTRSCG不是LNGDP的格蘭杰原因”對應(yīng)的P值為0.2077，大于0.05，而原假設(shè)“LNGDP不是LNTRSCG的格蘭杰原因”對應(yīng)的P值為0.0427，小于0.05，因此在5%的顯著性水平下，LNTRSCG不是LNGDP產(chǎn)生變動的格蘭杰原因，而LNGDP是LNTRSCG的格蘭杰原因，證實(shí)我國經(jīng)濟(jì)增長是國內(nèi)貿(mào)易發(fā)生變動的格蘭杰原因，能夠單向影響國內(nèi)貿(mào)易。

（5） 脈沖響應(yīng)

圖2為施加一標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)出口貿(mào)易總額變動的沖擊，對GDP產(chǎn)生影響的脈沖響應(yīng)圖，由圖2可以看到，在整個滯后10期，當(dāng)施加一標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)出口貿(mào)易總額變動的沖擊時，對GDP產(chǎn)生顯著正向效應(yīng)，其脈沖響應(yīng)函數(shù)在絕大部分滯后期內(nèi)均顯著大于0。這也在一定程度上證實(shí)樣本期內(nèi)對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響，能夠促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長。同時，進(jìn)出口貿(mào)易總額對GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)具有周期性變化，在滯后3期內(nèi)存在先增加后減少的變動特征。究其原因，我國作為經(jīng)濟(jì)大國，伴隨經(jīng)濟(jì)全球化的逐步提出，正逐步提高對國外相關(guān)國家及地區(qū)的進(jìn)出口，整體來看，無論是進(jìn)出口總額還是進(jìn)出口總量均顯著增加，對外貿(mào)易程度的提高在一定程度上刺激了國內(nèi)相關(guān)企業(yè)及行業(yè)高速發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，進(jìn)而對我國經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用。而國內(nèi)貿(mào)易增長會提高國內(nèi)市場規(guī)模，促進(jìn)社會資本流動，進(jìn)一步推動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長。因此，對外貿(mào)易及國內(nèi)貿(mào)易作為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的雙驅(qū)動力，對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)有刺激作用，對我國經(jīng)濟(jì)增長有正向促進(jìn)作用。

（6） 方差分解

表7為變量GDP的方差分解結(jié)果，縱向來看，可以清楚地觀察到LNGDP對自身方差貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)伴隨滯后期增加，逐步降低的發(fā)展特征，由滯后1期的100%逐步減弱至滯后10期的39.79%，而進(jìn)出口貿(mào)易總額及社會消費(fèi)品零售總額對GDP的方差貢獻(xiàn)率則呈現(xiàn)伴隨滯后期增加逐步增加的走勢，分別由滯后1期的0%增長至滯后10期的18.58%及41.63%。證實(shí)國外貿(mào)易及國內(nèi)貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響程度伴隨時間的延長逐步增大，對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著越來越重要的作用。橫向比較，同一滯后期內(nèi)TRSCG對GDP的方差貢獻(xiàn)率顯著高于IE對GDP的方差貢獻(xiàn)率，表明國內(nèi)貿(mào)易相較于國外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長施加更強(qiáng)的影響。這也與雙循環(huán)戰(zhàn)略的觀點(diǎn)相一致，雖然對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮愈加重要的作用，應(yīng)該不斷加大自身開放程度，擴(kuò)大進(jìn)出口，進(jìn)一步拉升國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長，但仍然要以國內(nèi)循環(huán)為核心，國內(nèi)貿(mào)易相較于對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長施加更為重要的影響。

五、結(jié)論及對策建議

1.實(shí)證分析結(jié)論

本文選取2000—2021年進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額及國內(nèi)生產(chǎn)總值，基于VAR模型探究對外貿(mào)易、國內(nèi)貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系，得到如下研究結(jié)論：

（1） 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額及國內(nèi)生產(chǎn)總值三個變量間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，有相互影響作用。而格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示，進(jìn)出口貿(mào)易總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值間均為雙方產(chǎn)生變動的格蘭杰原因，兩個變量間存在雙向引導(dǎo)關(guān)系，進(jìn)而表明經(jīng)濟(jì)增長與對外貿(mào)易間的相互影響。而國內(nèi)生產(chǎn)總值是社會消費(fèi)品零售總額產(chǎn)生變動的格蘭杰原因，但社會消費(fèi)品零售總額不是國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生變動的格蘭杰原因，因此經(jīng)濟(jì)增長單向引導(dǎo)國內(nèi)貿(mào)易增長。

（2） 通過脈沖響應(yīng)分析可以得到，整體上進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額在整個樣本期內(nèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值具有正向效應(yīng)，其脈沖響應(yīng)函數(shù)在絕大部分滯后期均顯著大于0。表明對外貿(mào)易及國內(nèi)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用。

（3） 基于方差分解，縱向來看，進(jìn)出口貿(mào)易總額、社會消費(fèi)品零售總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的方差貢獻(xiàn)率伴隨滯后期的增加逐步增加，說明伴隨對外貿(mào)易及國內(nèi)貿(mào)易的快速發(fā)展，其對經(jīng)濟(jì)增長施加愈加重要的影響。橫向比較，社會消費(fèi)品零售總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的方差貢獻(xiàn)率顯著高于進(jìn)出口貿(mào)易總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的方差貢獻(xiàn)率，進(jìn)而表明，國內(nèi)貿(mào)易相較于對外貿(mào)易對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮更重要的作用。

2.對策及建議

由本文實(shí)證分析得到，對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響，能夠在一定程度上對我國經(jīng)濟(jì)增長施加新動力。因此，在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，我國應(yīng)該繼續(xù)提高對外貿(mào)易開放程度，堅(jiān)持促進(jìn)國內(nèi)進(jìn)出口平衡、維持進(jìn)口與出口并重準(zhǔn)則，在提升國內(nèi)進(jìn)口能力的同時，增強(qiáng)對外出口。應(yīng)優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，盡可能增加對國外優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品與服務(wù)的進(jìn)口，進(jìn)而提升國內(nèi)消費(fèi)水平，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。同時，我國也應(yīng)該積極開拓國際貿(mào)易市場，將國內(nèi)優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品與服務(wù)出口到其他國家，進(jìn)而在提升我國對外貿(mào)易話語權(quán)、提高經(jīng)濟(jì)增長的同時，進(jìn)一步構(gòu)建多元化國際貿(mào)易市場格局，提升我國國際貿(mào)易競爭力。國內(nèi)貿(mào)易相較于對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長施加更為強(qiáng)烈的影響，因此，在雙循環(huán)背景下，也應(yīng)該重視國內(nèi)貿(mào)易增長，立足國內(nèi)市場，充分發(fā)揮國內(nèi)貿(mào)易對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，進(jìn)而加快構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展體系。

參考文獻(xiàn)：

[1]郭雁，田飛.對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計與決策，2016（1）：124-127.

[2]曲越，秦曉鈺，黃海剛，等.對外貿(mào)易促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長的非線性機(jī)制研究——基于全球價值鏈視角的PSTR模型[J].中國地質(zhì)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019，19（4）：128-144.

[3]吳東晟，余魯，楊宜平.中國對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響——基于改進(jìn)的兩階段面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2019，38（4）：571-579.

[4]勵利，田榮富，尹玉剛.對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響研究——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)GMM估計[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2020（5）：131-134.

[5]胡亞南，王金天，田茂再.對外貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長——基于空間面板聯(lián)立方程的實(shí)證研究[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2020，39（5）：771-787.

[6]陳昌兵.我國對外貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值貢獻(xiàn)的再測算[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2021（9）：17-24.

[7]幸清鳳.中國進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析[J].宜春學(xué)院學(xué)報，2021，43（7）：52-58.

[8]高松賀.中國對外貿(mào)易、利用外資與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系研究——基于VAR模型[J].中國市場，2021（17）：9-12.

作者簡介：李汶洋（2004— ），男，漢族，山東臨沂人，山東科技大學(xué)濟(jì)南校區(qū)金融學(xué)專業(yè)本科在讀。