進出口貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟增長1副本

1、青島市海關(guān)貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展-基于var模型的實證研究 摘要：文章采用1985到2010年間的有關(guān)數(shù)據(jù)，采取協(xié)整檢驗理論、granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)分析的方法，對青島市進出口貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了比較研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，出口是促進經(jīng)濟增長的原因，但進口對經(jīng)濟增長有抑制作用，而且，經(jīng)濟增長對進出口也有著明顯不同的影響。關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；經(jīng)濟發(fā)展；var模型；格蘭杰檢驗；脈沖響應(yīng)函數(shù)引言：進出口貿(mào)易是地區(qū)經(jīng)濟和外部經(jīng)濟的橋梁樞紐，對當?shù)匕l(fā)展起到重要支撐。我國長期堅持對外開放，國際貿(mào)易對中國的經(jīng)濟發(fā)展做出了巨大貢獻。對于省市地區(qū)而言，需要進行具體的實證分析，把握當?shù)匕l(fā)展脈搏，深入

2、探究進出口貿(mào)易與當?shù)亟?jīng)濟增長之間的關(guān)系。以便對區(qū)域經(jīng)濟形勢做出科學(xué)判斷，合理規(guī)劃發(fā)展方向。1、數(shù)據(jù)和方法的選取縱觀以前我國學(xué)者在相關(guān)領(lǐng)域的研究，不難發(fā)現(xiàn)一些不足之處：首先，需要對時間序列數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性進行檢驗，不然構(gòu)造的回歸函數(shù)具有虛假性；再者，數(shù)據(jù)的時間跨度不能太短，否則即使盲目擴大樣本區(qū)間，得到的數(shù)據(jù)質(zhì)量卻不盡人意；最后，很多學(xué)者對數(shù)據(jù)的分析不夠深入具體，難以凸顯地區(qū)特色。為此，本文在上述三個方面做了不同程度的改進，力爭能夠較為全面的分析青島市進出口貿(mào)易在國民經(jīng)濟發(fā)展中的作用。本文選取青島市19852010年間的時間序列數(shù)據(jù)作為樣本，采用全市生產(chǎn)總值作為反映當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展狀況的指標。數(shù)據(jù)來源于

3、青島市統(tǒng)計快報（2010）。并根據(jù)居民消費價格指數(shù)進行了修正。全文將對選取的數(shù)據(jù)建立var模型，分析論證進出口貿(mào)易額和生產(chǎn)總值之間的關(guān)系。首先，對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，判斷其是否平穩(wěn)性防止模型出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象。其次，構(gòu)建相應(yīng)的var模型；然后，基于var模型采用協(xié)整檢驗，granger因果關(guān)系檢驗及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。2、進出口與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證比較分析本文將在建立var 模型的基礎(chǔ)上對進出口與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系展開實證分析，并按照如下具體步驟操作：首先，為了避免宏觀經(jīng)濟變量的不平穩(wěn)造成虛假回歸以及確保var 模型的穩(wěn)定性， 將采用單位根檢驗來判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；其次，構(gòu)建var 模型；然后，在v

4、ar 模型的基礎(chǔ)上逐次進行協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。（1）變量的平穩(wěn)性檢驗。gdp,進出口額的時間序列圖如下。直觀上，他們都不是平穩(wěn)序列。gdp(億元) export（萬美元） import（萬美元）圖1 gdp exp imp數(shù)額更精確地，dickey 和fuller（1981）提出了一種adf法對gdp和進出口貿(mào)易額進行單位根檢驗。由時間序列確定構(gòu)建檢驗方程的具體方法，設(shè)定合理的滯后階數(shù)，然后分析各變量檢驗方程的截距項及時間序列項的系數(shù)顯著性，從而對方程的合理性做出判斷。滯后階數(shù)基于aic 或sic 準則確定。表1 gdp exp imp 的adf檢驗結(jié)果變量adf值

5、結(jié)論gdp1.157(-3.25)非平穩(wěn)gdp0.419(-3.25)非平穩(wěn)2gdp-3.54(-3.26)平穩(wěn)exp2.67(-3.25)非平穩(wěn)exp-2.59(-3.25)非平穩(wěn)2exp-4.97（-3.27）平穩(wěn)imp5.13(-3.27)非平穩(wěn)imp1.06(-3.28)非平穩(wěn)2imp-5.96(-3.28)平穩(wěn)注： 本表中adf 檢驗采用eviews6.0，表示一階差分，2 表示二階差分；括號內(nèi)為10置信水平下的臨界值 從表1 中可以看出，各變量的水平時間序列及其一階差分在顯著性水平為10的adf 檢驗中都存在單位根，而所有變量的二階差分都在10的顯著性檢驗水平下拒絕了單位根檢驗，從

6、而各變量都是二階單整序列?；赼df 檢驗我們可以繼續(xù)進行下面的分析。（2）var 模型的確定。var 模型不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)，它采用多方程聯(lián)立的形式，每個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量間的動態(tài)關(guān)系。構(gòu)建var 模型需明確兩點：其一，模型共含有哪些變量；其二，模型滯后期的選擇。該var 模型中的變量已經(jīng)確定，即gdp、exp 和imp。為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強的解釋能力，同時在綜合參照了殘差的自相關(guān)性、異方差性和正態(tài)性后，本文選取最佳滯后期為4。軟件處理結(jié)果顯示模型擬合優(yōu)度達0.99 以上，效果較好。（3）協(xié)整分析。協(xié)整關(guān)系的檢驗

7、通常采用兩種方法，即engle-granger 兩步法和johansen 檢驗法。前者雖然使用簡便，而且得到的協(xié)整回歸參數(shù)估計量具有超一致性和強有效性，但在小樣本下，這種估計量具有實質(zhì)性偏差。由于本文的分析中有效樣本相對不多，為了克服上述方法的不足，本文采用基于var 模型的johansen 協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蛯嵸|(zhì)上是對無約束的var 模型進行協(xié)整約束后得到的var 模型，模型的滯后期即為無約束var 模型的一階差分變量的滯后期。由于無約束var 模型的最優(yōu)滯后期為4，所以協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ偷臏笃趹?yīng)為3。表2 var模型的協(xié)整分析最后得到的協(xié)整方程為：gdp= 229881.2 + 22.24

8、exp - 19.92imp + 。由協(xié)整方程可以看出， 青島市的gdp 與出口之間呈現(xiàn)出正向的關(guān)系，但與進口出現(xiàn)負相關(guān)。出口的回歸系數(shù)為22.24，而進口的回歸系數(shù)是-19.992，。這說明每增加一美元的出口可以帶來22.24 元的國內(nèi)生產(chǎn)總值，但每增加一美元的進口卻減少22.24 元的國內(nèi)生產(chǎn)總值?？梢?，青島市的出口對經(jīng)濟增長具有重大的促進作用，而進口對經(jīng)濟增長卻有抑制作用。（4） 格蘭杰因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果只是證明了gdp、exp 和imp 之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系， 但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步的驗證。var 模型的一個重要應(yīng)用就是利用格蘭杰檢驗分析經(jīng)濟時間序列變量之間的因果關(guān)系。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗對滯后期長度的變化比較敏感，即選擇不同的滯后期，可能會得到不一致的結(jié)果，因此，在檢驗過程中應(yīng)選取多個不同的滯后期，若檢驗結(jié)果一致，則得出的結(jié)論較為可信。本文在檢驗過程中選取5 個不同的滯后期，相對于自由度來說，滯后期已經(jīng)足夠長，檢驗結(jié)果如表3 所示。從表3 中可以看出，第一，就exp 和gdp 的關(guān)系而言，在滯后1、2 期時，exp 不是gdp 的格蘭杰原因，但滯后期大于等于3 期時，exp 才是gdp 的格蘭杰原因，這說明我國外貿(mào)乘數(shù)的滯后效應(yīng)一般是2 期， 從第3 期exp 開始才對gdp 起到明顯的推動作用；另一方