天津市对外贸易与经济发展关系的研究

朱昌昊ZHU Chang-hao

（安徽财经大学统计与应用数学学院，蚌埠233030）

0 引言

改革开放以来，中国经济快速增长，经济社会发展迅速进入高质量发展阶段。2019 年是新中国成立70 周年，经过70 年的艰苦奋斗，经济发展取得了傲人的成就。1949年，天津地区GDP 为2.8 亿元，1978 年增至108.8 亿元，2018 年达到惊人的30320 亿元。经济发展迅速，影响经济增长的因素是多方面的，包括资本、人力、技术、对外开放程度等，其中对外贸易对经济增长起着重要作用。数据显示，天津1983 年的外贸总额为2152.6 亿元，到了2018年，这一数据已上升为29013.6 亿元。但在对外贸易快速发展的同时，也可以看到，天津对外贸易发展的程度与沿海发达城市相比仍有一定差距。在这种形势和背景下，结合天津市近年来的外贸数据，对天津市的外贸发展与经济增长之间的关系进行探究，总结了天津市对外贸易发展的现状和存在的问题，提出了一些可以应用于天津市地方发展和建设的政策建议，并为天津市对外贸易的发展提供了一些指导。

天津市是我国经济、政治和文化的代表城市，它的发展不仅仅是一个城市的问题，更间接或直接的影响了我国的经济运行。因此，在中国全面参与国际竞争的今天，我们非常重视对外贸易。

1 天津市对外贸易和经济增长的现状分析

改革开放以来，天津市的国内生产总值保持了快速增长的态势，对外贸易规模也迅速扩大天津经济得到了飞速发展。我们选取1998-2018 年31 年的相关数据进行分析，可以清楚地看到天津市的GDP 和进出口贸易发展状况：

1.1 1988-2018 年天津市GDP 发展情况

由图1 可以看出，天津市的GDP 在这31 年里逐年稳步上涨，1988 年的GDP 为410.2 亿元，2018 年达到30320亿元，增长了73 倍，经济呈现高速发展态势。

图1 天津1988-2018 年天津市GDP 情况

1.2 1988-2018 年天津市对外贸易情况

由图2 可以看出，天津市对外贸易的发展特点可以概括为两点：总量大，增速快。虽然这段期间有轻微波动，但总体趋势是向上的。首先，对外贸易总额逐年增长，对外贸易快速发展，天津进出口贸易额取得了长足进步和发展。根据过去20 年的数据，天津对外贸易发展的总体形势是总量大、发展快。

图2 天津1988-2018 年天津市对外贸易情况

1988 年进出口总额增加1112.5 亿元，发展到2018 年的27182.5 亿元，在短短31 年的时间里它的对外贸易的总额就足足扩展了24 倍，特别是在2001 年在中国加入世界贸易组织后，我国的贸易额的增长值取得了比往年更大的突破，2008 年，受天津奥运会的举办等短期因素的影响，天津市的进出口总额大幅增长，对外贸易总额达到19113.6 亿元，增长率达到40.78%。其次，在1996 到2018年期间天津对外贸易出现了不同幅度的波动，受全球金融危机影响，2009 年天津市对外贸易增长明显出现了较大幅度的下落，到2010 年开始逐步恢复。2015 年，在国际市场低迷、世界贸易深度下滑的背景下，天津对外贸易再次出现下降，可以看出，天津的对外贸易发展较为脆弱，容易受国内外环境、国家政策的影响，但是外贸总体的趋势是上升的。

图3 天津1988-2018 年天津市对外贸易情况

1988 年以来，天津的进口总值一直远高于出口总值，这是由于天津作为我国的经济、政治以及文化中心是典型的服务型中心城市，流动人口多，消费集中，流通贸易和贸易业发达，各种因素导致有形商品的生产少于消费。此外，国内外贸易的过境物流也在发展。此外，新兴产业的发展需要大量进口设备和原材料，贸易逆差和进口依赖性较大。

2 天津市对外贸易和经济增长关系的初分析

2.1 相关系数分析

根据《天津统计年鉴》中相关数据，我们可以计算出天津市1988-2018 年GDP 与进口总额、出口总额之间的相关系数，如表1 所示。从表1 可以直观地看到，GDP 与出口总额和进口总额的相关系数分别为0.8991780 和0.9253979，表明天津市经济增长与进出口贸易之间的相关性很强。

表1 天津市GDP 与进出口贸易的相关系数

2.2 天津市对外贸易与进出口的线性分析

我们分别建立了GDP 与出口、进口的一元线性模型，可以得到GDP 与出口额的线性模型为：

GDP=-1724.5107+5.3470exm

说明出口额与GDP 存在正相关关系，且出口额每增加1 亿元，GDP 平均增加5.3470 亿元，并且画出二者的散点图和拟合直线，如图4 所示。

图4 出口额与GDP 的关系图

同样的，我们可以得到GDP 与进口额的线性模型为：

GDP=-75.04974+1.07496inm

说明进口额与GDP 存在正相关关系，且出口额每增加1 亿元，GDP 平均增加1.07496 亿元，并且画出二者的散点图和拟合直线，如图5 所示。

图5 进口额与GDP 的关系图

我们接着拟合GDP 与出口额、进口额的二元线性模型，所得模型为：

GDP=-599.2486+1.1891exm+0.8541inm

通过对模型的显著性检验可以发现出口额的回归系数并未通过显著性检验，说明建立线性模型拟合效果并不好，但从图4 和图5 我们可以直观地看到，天津市的GDP随着出口额或者进口额的提高而同步上升的，而且上升的趋势比较平稳，至少从数值上可以说明对外贸易与经济增长是存在显著相关关系的，但三者的关系还需进一步的分析讨论。

3 天津市对外贸易与经济增长的建模分析

3.1 模型的选取

利用向量自回归模型（VAR 模型）分析了天津对外贸易与经济增长的动态关系。该模型优点在于不需要做任何先验性的约束，避免了主观随意确定解释变量和被解释变量，通常设定含有N 个变量k 阶滞后期的VAR 模型表达式如下公式所示：

其中，yt是k 维内生变量列向量，xt是d 维外生变量列向量，p 是滞后阶数，T 是样本个数。其矩阵表达式为：

即含有k 个时间序列变量的VAR（p）模型由k 个方程组成。

3.2 变量的选择与处理

3.2.1 变量的选择

选取天津市生产总值（GDP）作为衡量经济增长指标，选取进口贸易总额（inp）、出口贸易总额（exp）两个变量作为衡量天津市对外贸易状况指标。

3.2.2 变量的处理

对选取的指标数据分别进行取自然对数处理，即分别用lngdp、lnexp、lninp来表示相对应的数据。

由于很多数据并不是平稳的，对其直接进行回归分析可能存在“伪回归”问题。因此在拟合VAR 模型之前，需要对变量的平稳性进行检验。判断数据是否平稳有图判断和检验统计量判断两种方法。

①图判断：根据图6 可以看出，各变量具有向上的趋势性，初步判断不具有平稳性。

图6 取对数的序列的时序图

②检验统计量判断：模型的建立是在R 软件中进行的，因此选择urca 包中的ur.df 函数进行ADF 单位根检验。

取对数后的GDP（lngdp），出口额（lnexp），进口额（lninp）的单位根检验结果如表2 所示。

表2 取对数后序列单位根检验结果

lngdp 的检验统计量的值-0.6872 在1%、5%、10%的显著性水平下均大于临界值（-4.15，-3.50，-3.18），不能拒绝原价设而接受存在单位根的假设，说明lngdp 序列是不平稳的。同理，lnexp 的检验统计量的值为-2.2981，lninp 的检验统计量的值为-1.9881，说明lnexp，lninp 也是不平稳的，存在单位根。

进行ADF 单位根检验，检验结果如表3 所示。

表3 对数差分序列的单位根检验结果

dlngdp 的检验统计量的值-4.3339 在1%、5%、10%的显著性水平下都小于临界值（-4.15，-3.50，-3.18），拒绝原价设而不接受存在单位根的假设，说明dlngdp 序列是平稳的。同理，dlnexp 的检验统计量的值为-3.9115，dlninp的检验统计量的值为-3.9115，说明dlnexp，dlninp 也是平稳的，不存在单位根。此时dlngdp，dlnexp，dlninp 为平稳序列，可以建立var 模型。

3.3 模型的建立及稳定性检验

①滞后阶数的确定。我们建立的var 模型为X=（dlngdp，dlnexp，dlninp）。在确立模型之后，需要确定模型的最优滞后期的值。如果滞后值太小变量间可能存在严重的自相关；在R 中使用VARselect 函数在20 阶内确定最优滞后阶数，可以看出在AIC、Hannan-Quiimz 值和Schwarz 统计量所对应的最优滞后阶数都是3，因此我们将模型的阶数定为3 阶。

②模型的建立与稳定性检验。得到的var 模型为：

检验结果如图7 所示，累积和均未超出两条临界线，因此通过稳定性检验。

图7 模型的稳定性检验

③协整检验。协整检验法有EG 两步法和Johansen 极大似然法两种方法。采用基于var 模型的Johansen 极大似然法检验差分前的序列进行协整性。检验结果如表4 所示。由表4 可以看出：在假设没有协整关系（r=0）的情况下，检验统计量大于临界值，表明拒绝原假设，因此三者之间存在协整关系，即三者之间有且存在长期稳定的均衡关系。

表4 协整检验结果

④Granger 因果关系。检验结果如表5 所示。可以看出，dlnexp 不是dlngdp，dlninp 的Granger 因果原因的假设被拒绝，即出口是天津市经济和进口额共同增长的产生原因；但是接受了dlngdp 不是dlnexp，dlninp 的原因和dlninp 不是dlngdp，dlnexp 的原因的假设，说明天津市gdp的增长不是进出口增长的原因，进口的增长也不是gdp 和出口增长的原因。而对这三个变量进行两两协整检验时，原假设都不拒绝，说明两两之间均不存在统计时间上的先后顺序关系。

表5 Granger 因果检验结果

⑤脉冲响应函数分析。现构建了VaR（3）模型的脉冲响应函数，确定了进出口对天津经济增长影响的时间轨迹。具体分析结果如图8 所示。横轴代表影响的延迟期（单位：年），纵轴代表每个变量的变化百分比，连续线代表脉冲响应函数，它代表每个变量对相互影响的反应，虚线代表正负双标准差的离线偏差。

图8 GDP 冲击引起进出口波动的响应函数曲线

假如我们给GDP—个单位的正冲击后，进出口立即同向变动，且逐渐减小，在第三期时趋于稳定，因此短期内GDP 的增长会带动进出口的增长，但这种作用逐渐减弱。

假如我们给出口—个单位的正冲击后，GDP 不会立刻变动，而是过了一段时间表现出同向变动，且变动幅度很小，在滞后3 期以后趋于稳定，说明出口短期内可以促进经济的增长，但这种作用很小。

假如我们给进口—个单位的正冲击后，GDP 不会立刻变动，而是过了一段时间表现出反向变动，且变动幅度很小，在滞后3 期时趋于稳定，说明短期内进口的增长会阻碍经济的增长，但这种作用逐渐减弱。

⑥方差分析。通常采用方差分解法对系统进行动态分析，进一步了解对外贸易与经济增长之间的相互作用关系。具体分解结果如表6 所示。从表6 可以看出来，第一阶段的GDP 仅受其自身变化的影响，然后不时从第二阶段的89.25623%下降到第十阶段的85.31714%。第二阶段出口对经济增长的贡献率从6.765096%缓慢上升至8.460915%左右，表明出口对经济增长的贡献在短期内较弱；在第二阶段，进口对经济增长的贡献从3.978675%缓慢上升到约6.221944%，表明进口对经济增长的贡献在短期内较弱，但这两个因素对经济增长都至关重要。

表6 dlngdp 的方差分解表

4 结论与建议

4.1 结论

通过对天津市经济发展情况和对外贸易现状进行分析，选取对外贸易进出口总额以及天津GDP 作为指标来对天津外贸易与经济增长之间的关系进行分析研究，得到以下几点结论：①天津对外贸易发展迅速，且经济增速较快。天津是我国的政治、经济和文化的代表城市，对外开放在促进经济增长的同时，也促进了对外贸易的发展。②天津的进口总值一直远高于出口总值，这是由于天津作为我国的经济、政治以及文化中心是典型的服务型中心城市，流动人口多，消费集中，流通贸易和贸易业发达，各种因素导致有形商品的生产少于消费。贸易逆差和进口依赖性较大。③经济的增长促进了天津市对外贸易状况，并且对外贸易也促进了天津地区经济的增长，短期来看，进口的增长会阻碍经济的增长，但这种作用逐渐减弱。出口短期来看可以促进经济的增长，但这种作用同样也很小。

4.2 建议

以下根据研究结论，对天津市的外贸发展提出一些有针对性的建议。①扩大对外贸易规模。尽管天津市进出口贸易额近年来呈逐年上升趋势，然而，每年进出口贸易额占全国进出口贸易额的比例相对较小，这表明天津进出口贸易的发展仍然不稳定。结合沿海城市经济发展的经验，天津必须加快发展外向型经济，提高对外贸易依存度。②加快实施“走出去”战略。由的研究结果可知，外贸出口对天津经济增长的促进作用是显而易见的，这意味着出口可以给我们带来更多的直接贸易优势和增加收入。