进口贸易发展的经济增长效应的统计检验

孙爱军，秦荪涛

（1.南京大学 经济学院，南京 210093；2.浙江财经学院，杭州 310018）

0 引言

长期以来，在评价对外贸易对经济增长的贡献时，无论是理论的研究还是实践的运作，人们都把关注的焦点放在出口或是贸易顺差上，认为只有出口才对经济增长起推动作用，只有贸易顺差对经济增长才有积极作用。重商主义理论、凯恩斯的“对外贸易乘数理论”等认为出口和消费、投资都是带动国民经济增长的增量因子，而进口则是经济增长的减量因子。中国的对外贸易政策也一直强采用出口补贴和出口退税等鼓励措施促进出口，将出口换汇额作为考核地方政府业绩的指标之一，对于进口则采用关税、配额等贸易壁垒进行限制，产能被导向外需，大量的资源流向外需，形成高度依赖出口的经济。随着贸易保护主义的抬头和其他发展中国家制造业的兴起，中国的已有外贸主导型经济模式受到挑战，国际金融危机的扩散和蔓延，使世界经济下行和衰退的趋势日趋明显，出口贸易下降，为降低能源消耗并减少对出口的依赖度，中国必须转变转变贸易方式、重视进口的作用才能增加内需，保障经济持续增长。

回顾国内外研究现状发现，国内学者对全国的进出口贸易与经济增长的关系进行研究较多，对于省级区域的进口贸易与经济增长的关系研究较少。事实上由于我国各地区经济和贸易发展水平不同，各地区的进口贸易与经济增长的关系可能与中国整体的特征相异，因此本文选用浙江省的贸易数据，做实证分析，量化省域进口贸易与增长，对于制定和实施符合中国省情的外贸政策，具有一定的普遍意义。

1 理论与方法

1.1 平稳性检验

中国经济高速增长率的时间序列数据是否平稳，决定着回归模型的适用性。为检验数据的时间序列特征，采用扩大的Dickey-Fuller(ADP)和Phillips-Person(PP)的单位根法来检验各变量一阶差分的平稳性水平。ADF单位根检验过程基于OLS回归式

式中T表示线性时间趋势。检验Zt（序列为I(1)）中存在一个单位根的零假设相当于检验等式中α1=0的假设。如果α1显著小于0，则存在一个单位根的零假设被拒绝。ADF的检验表明，我们不能拒绝每个序列都不平稳的零假设。作为进一步的检验，我们对所有变量的一阶差分进行检验时，ADF的检验结果都表明所有变量都是一阶差分平稳的，也就是属于序列I(1)。因此，它们满足构造协整方程组的必要条件，回归时才不会出现“伪回归”现象。

1.2 协整关系检验的原理

协整（Cointegration）分析理论是近年来处理非平稳经济时间序列之间长期均衡关系和短期波动的有力工具。其基本思想是，如果两个或两个以上的时间序列变量是非平稳的，但它们的某个线性组合却是平稳的，则这些变量之间存在长期稳定的均衡关系（协整关系）。协整分析的经济意义在于，对于两个或以上具有各自长期波动规律的变量，如果它们之间是协整的，则它们之间存在一个长期的均衡关系。而基于协整理论的误差修正模型（ECM），则可以反映短期内系统对于均衡状态的偏离程度，即采用长期均衡误差作为短期波动的修正项，从而得到关于偏离程度的调整信息。

1.3 误差修正模型

根据Granger表述定理，协整系统有三种等价的表达形式：向量自回归、移动平均MA和误差修正模型，其中最能直接描述短期波动与长期均衡的综合，其应用最为普遍。因为把变量的水平值和变量的差分有机结合在一起，充分利用这两者提供的信息，被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的，从长期看，协整关系式起到引力线的作用，将非均衡状态拉回到均衡状态。对于一组具有协整关系的变量建立误差修正模型的基本步骤如下：

第一步，求模型

得到k0、k1的估计值和残差值ut

第二步，对△yt=β0+α·ecmt-1+β△xt-1+εt进行参数估计，即可实现对误差修正模型的估计。

2 实证分析

2.1 进口与经济增长的统计分析

2.1.1 进口弹性分析

为了揭示进口增长对经济增长的作用大小，可对进口弹性进行分析。进口弹性是GDP增长率与进口增长率之比，即进口增长一个百分点带动经济增长的百分点数。1986～2008年浙江省各个时期经济发展的变动相对比较平稳，GDP增长率与进口增长率之间呈正相关关系，以1986年为基准，按可比价格计算，1986～2008的进口弹性系数平均为0.174，主要是由于1997年浙江出台一系列的有关促进进口贸易的发展政策，改进全省的产业结构，有力地拉动经济的快速增长。

表1 1986～2008年的进口弹性（以1986年为基准,按可比价格计算）

由表1可知，1986～2008年，浙江省单纯进口贸易一项对经济增长的拉动度为2.01%。

2.1.2 进口和浙江省GDP的现状分析

首先，从总体上看，浙江省进口贸易发展迅速，从1986年的2.0163亿美元增加到2008年的568.4227亿美元，以1986为不变价衡量，年均增长27.8%，高于GDP年均增长速度(5.05%)。从LGDP与LM散点图可以看出，变量LGDP与LM之间的散点图显示出较强的正相关关系，表明进口对经济增长有明显的促进作用。其次，进口增长率与GDP增长率的变动方向和步调较为一致。在进口增长速度快的年份，经济增长率呈上升趋势，而在进口增长速度放慢的年份，经济增长率也呈下降趋势。只是进口增长率的变化幅度更大，而且其在时间上有先于GDP增长率变化的趋势。很明显，进口增长促进了经济增长。

表2 平稳性检验结果

2.1.3 进口与经济增长的协整分析

（1）ADF 检验

本文采用ADF检验法对变量LGDP和LM以及它们的差分序列进行平稳性检验，用EViews软件，检验结果如表2所示。由表2可知，变量LGDP和LM是非平稳的，一阶差分后是平稳的，即LGDP与LM是1阶单整序列，由此可进一步检验变量之间的协整关系。

（2）协整检验

本文采用EG法对变量进行协整分析。由于变量LGDP与LM是I(1)序列，可用OLS法进行协整回归，得到的协整方程如下：

其中，R2=0.9262，Adj-R2=0.9227，F=263.6276， 伴随概率是0，说明模型成立，拟合优度较高，。若变量序列LGDP与LM存在协整关系，则模型估计式(1)的残差序列应具有平稳性，对其做单位根检验，ADF检验结果显示，残差序列E的ADF检验统计量为-2.2391，小于显著水平为5%的临界值，残差序列E为平稳序列，这表明变量LGDP与LM之间存在协整关系。

（3）Granger因果关系检验

基于以上误差修正模型，即可检验进口与经济增长的长期与短期Granger因果关系。我们根据赤池信息准则(AIC)对各变量的Granger因果关系进行检验。

检验结果显示，在一阶滞后情况下，GDP不是进口的Granger原因，进口是GDP的Granger原因，表明进口在当期促进GDP的增长；在二阶滞后情况下，GDP与进口互为Granger原因，说明进口与GDP在滞后两期后互相有促进作用，进口的外溢效应体现出来；在三、四阶滞后情况下，GDP与进口没有Granger因果关系；从五阶滞后开始起，进口不是GDP的Granger原因，说明进口的效应已经衰减，但GDP是进口的Granger原因，浙江有经济实力进口，这一结论意味着，浙江省的经济实力提高，是进口的经济基础和强有力的动因。

（4）误差修正模型及方差分解

为了进一步解释进口与经济增长之间的短期动态关系，在进行协整检验之后需要建立误差修正模型。因为序列LGDP与LM之间存在着惟一的协整关系，所以可以建立如下误差修正模型。

其中，括号内上一行为t统计量，ecm表示误差修正项，拟合优度为 0.4821，F统计量为 8.8449，其伴随概率为0.0019，表明模型总体上成立。并且各个变量的显著性检验也通过。

回归结果表明，短期内进口增加时，对GDP增加的影响显著，每增加1%，GDP相应增加8.23%。误差修正项包含着变量的过去值对现在值影响的信息。这一系数显著，意味着上一期的均衡误差修正项在决定GDP的当前增长中起重要作用，这说明从长期来看，进口是浙江GDP增长的原因，进口贸易带来国内缺乏的产品、新的技术和先进设备，带动消费，促进中国产业结构的调整等等，通过这些直接或间接的影响，极大地促进了浙江经济的增长。从系数估计值（-0.2197）来看，当短期波动偏离长期均衡时候，将以26.51%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态，符合反向调节机制。

（5）脉冲响应及方差分解

首先建立VAR模型，如果被估计的VAR模型所有根模的倒数小于1，即位于单位圆内，则其是稳定的。

建立的VAR模型如下：

其次，脉冲响应函数是衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取之的影响。LGDP对其自身的一个标准差信息立刻有较强反映，产出增加了约0.32，到第2、3期达到最高水平，然后开始下降，经济增长有一个惯性，也与政府重视GDP的增长相一致。来自进口的影响当期就开始产生影响，持续增加到第六期才开始衰减，与进口对经济增长的渐进影响过程一致。

最后，为了更好地定量把握变量之间的影响关系，运用方差分解方法来考察各个扰动项对GDP的贡献度，Cholesky因子分解的顺序为(LGDP LM），排在第一个变量的第一期分解完全依赖于它自己的扰动项，在表3中，预测误差（S.E.）是在给定预测水平上的变量的预测误差，其余两列显示了每个扰动项所引起的预测方差所占的比重，均是百分数，每行加起来的值是100，各个时期的具体数值见下表，进口对GDP的增长有滞后效应，时期越长，对GDP的贡献度越大，当期的贡献度为0，滞后一期就达2.143%，最高时是在滞后10期，高达28.6275%，印证了进口对经济增长的累积效应。不同的时期的贡献度见表3。

表3 方差分解表

3 结论与相关的政策建议

以上分析可以看出，浙江省进口对经济增长的弹性系数从1985～2006年的平均为0.174，对经济增长的平均拉动度为2.01%。浙江的GDP和进口额之间存在格兰杰因果关系，存在长期均衡关系,误差修正项的系数为-0.2197，符合反向修正机制，进口额与GDP与长期均衡值的偏差中的26.51%得到调整，从长期看，进口促进经济增长。进口对GDP的增长有滞后效应，时期越长，对GDP的贡献度越大，当期的贡献度为0，滞后一期达1.7742%，且呈逐期增强趋势。在出口下降，经济下行的风险较大之际，认识进口贸易与经济增长的关系，浙江在经济实力较好的前提下，可以主动加大进口力度，改变传统的单纯依靠出口拉动经济增长的模式。

本文的政策涵义是显然的，浙江要树立进出口并重的现代意识，统筹进出口发展全局，在世界经济波动之际，通过进口先进的产品、技术和设备，快速提高省域企业的技术水平，参与全球的资源配置，在省内和省间形成竞争氛围，在国内形成比较优势推动省域企业发展，加速产业的发展与升级，促进经济发展。在注重进口规模增长的同时，要引导优化进口商品结构，提升对经济增长的贡献度，结合产业结构的优化，做好战略性资源商品和关键技术的进口调控，应避免低水平、重复引进，以利于技术进步和产业调整，坚持走引进、吸收、创新的可持续发展道路，实现浙江省进口贸易的有序发展与对外贸易均衡。

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