論文：基于var模型的我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究報告

. I目 錄摘要0一、問題的提出222二、研究現(xiàn)狀及存在的問題333三、我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟開展現(xiàn)狀4四、向量自回歸〔VAR〕模型介紹6〔一〕VAR模型的構造6〔二〕VAR模型最正確滯后期數(shù)確實定8〔三〕VAR模型的脈沖響應函數(shù)9〔四〕協(xié)整關系檢驗10〔五〕Grange因果關系檢驗9121210〔三〕數(shù)據(jù)的來源與預處理131313〔二〕Johansen協(xié)整檢驗14〔三〕向量自回歸模型〔VAR〕的構建12〔四〕Granger因果檢驗161615七、結論與建議161619參考文獻22附表21摘要改革開放以來，我國國民經(jīng)濟迅速開展，對外貿(mào)易呈現(xiàn)出飛速開展的態(tài)勢，貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，貿(mào)易構造也在不斷優(yōu)化。從歷史數(shù)據(jù)來看，進出口增長率一. .r. .....據(jù)入手，采用定性分析與定量分析相結合的方法，運用我國1978年至2008GDPVAR系進展了分析和研究，得出了相關結論。VAR模型的理論研究，系統(tǒng)介紹了向量自回歸模型及它的構VAR模型分析了我國GDP與進口額、出口額之間的關系，發(fā)現(xiàn)它們之間有長期的動態(tài)均衡關高對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的促進作用提出了相應的對策建議。關鍵詞：對外貿(mào)易 經(jīng)濟增長 VAR模型 實證分析一、問題的提出〔一〕研究背景之間的關系以及對外貿(mào)易能否促進一國經(jīng)濟增長等問題一直是許多學者進展理論研究和實踐論證的重要課題之一。1978年到2007年309.8%對外貿(mào)易也快速開展，無論是總額還是增長速度都呈現(xiàn)出快速增加和增長的態(tài)勢，進出口總額年均增長率為24.17%，高于GDP的開展速度。2008年我國進出口2001〔二〕研究意義2007年初美國爆發(fā)的次貸危機已經(jīng)演變成全球金融危機并對各國經(jīng)濟產(chǎn)生二、研究現(xiàn)狀及存在的問題〔一〕國外有關對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的研究15·年，大衛(wèi)·1937年英國R.納克斯提出對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機。1978GNP199920801001998GDPVARLVARGDP增長的結論?！捕硣鴥?nèi)有關對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的研究近年來，我國許多學者對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系進展了分析研究，觀點各異。1999年，魏巍賢運用回歸分析方法研究中國出口與經(jīng)濟增長之間的因果關系及出口對經(jīng)濟增長的奉獻，說明出口對GNP的奉獻穩(wěn)定在31%，而GNP對出口的奉獻缺乏10%，得出了中國只存在出口到經(jīng)濟增長的單向因果關系。2002年，張?斌等通過對進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系作回歸分析，證明了二者之間存在著顯著的正相關性。20051978年—2004貿(mào)易的核心影響因素，并著重考察了匯率波動因素。2006年，萬金金、謝進孝19782004GDP2007VAR模型，分1984—2003文也是基于前人研究的根底上，根據(jù)我國改革開放以來宏觀經(jīng)濟實際情況的變動，利用最新的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用理論根底完備和應用廣泛的VAR描述和實證分析的角度全面分析出口貿(mào)易和進口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的促進作用。三、我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟開展現(xiàn)狀改革開放以來，隨著我國走向"以經(jīng)濟建立為中心〞的正確道路上，改革和開展戰(zhàn)略的逐步實施，我國的經(jīng)濟總量取得了高速開展。1978年，我國的國內(nèi)3645.2200830067082200947.3%11978—200890國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）350000300000250000200000150000100000500000國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）1 11 11 111 22 2年度圖1我國1978年—2008年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長趨勢圖19783552008179763.926.4%2003－200629.8%，31.3%，28%，迅速的時期。據(jù)世界貿(mào)易組織〔WTO〕發(fā)布，20042002200620024.7%20067.2%儲藏方面，19781.672007152822197820082001到迅速增長。進出口總額進出口總額200000180000160000140000120000100000800006000040000200000進出口總額1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 2 2 2 2 年度圖2我國1978年—2008年進出口總額增長趨勢圖表1我國各時期GDP、進出口增長率時期GDP增長率進出口總額增長率出口增長率進口增長率"六五〞11%13%8.4%16.7%"七五〞8.2%10.6%17.8%4.8%"八五〞12.4%19.5%19.1%19.9%"九五〞8.26%11.7%11.1%11.84%"十五〞8.8%26.6%25.3%27.9%1GDP的增長率，更加說明對外是促進我國經(jīng)濟增長、加速現(xiàn)代化進程的重要途徑。四、向量自回歸〔VAR〕模型介紹〔一〕VAR模型的構造模型的核心思想就是不考慮經(jīng)濟理論，而直接考慮時間序列的各經(jīng)濟變量間的關系。VAR的一般形式為:pY Y 〔3.1〕t iti ti1其中，E( )=0，E( ，Y)=0，p；t t tiY是(n1)t

是(nn)的系數(shù)矩陣，iY是Y向量的階滯后變量，是誤差項，在本模型中可視為隨機干擾項。ti t t〔二〕VAR模型最正確滯后期數(shù)確實定VARBoxJenkins的分析中，常以自相關系數(shù)圖作判斷，如果自相關系FullDF統(tǒng)計量來檢驗ADF檢驗模型如下：py y

〔3.2〕t t1 i ti ti1其中，t為時間趨勢項，, 為參數(shù)，為誤差項。其檢驗的原假設為H：10

： 00ADFVARAICSIC準那么。AIC標準的計算方法為:AIC lnSSRk 2k〔3.3〕T TSchwarzSICSICln

SSRk

〔3.4〕T T其中，k為變量滯后期，T為樣本數(shù)，SSR為殘差平方和。最正確滯后期根kAICSIC準那么的值進展確定?！踩砎AR模型的脈沖響應函數(shù)為直接觀察變量間的互動關系，Sims建議可經(jīng)由Wald分解定量轉(zhuǎn)換成移動平均的表示方式，轉(zhuǎn)換過程如下所示:pY Y 〔3.5〕t iti ti1pY Y 〔3.6〕t iti ti1L 1 2

Lpm t

〔3.7〕Y L t 1 2

Lp)1 L m 1 2

Lp)m

〔3.8〕tY A 〔3.9〕t itii0由式(3.9)可以看出，每個變量都可以表示成模型內(nèi)變量當期和滯后期隨機期相關的特性，因此用正交化來去除當期相關。選擇一個下三角形矩陣，對式(3.9)Y ACC1t i ti0

〔3.10〕令D i

C,Ui t

C1 ，有：tiY DUi i ti0

〔3.11〕由式(3.11)性組合即脈沖響應函數(shù)(IRF)。脈沖響應函數(shù)用于衡量來自隨機擾動項的一個標動態(tài)交互作用及其效應?！菜摹硡f(xié)整關系檢驗穩(wěn)性，但是經(jīng)過一次差分以后就平穩(wěn)，稱這種時間序列是I(l)序列。當兩個或I(1)I(0)這些變量建立的回歸模型才是有意義的。檢驗變量之間是否存在協(xié)整關系的方法有兩種:EGJohansenJohansenJohansen提出的一種在VAR整關系的方法。

為k1I(l)pVAR可表示為:ty Ay Ay Ay (3.12)t 1t1 2t2 ptp t將上述方程改寫為差分形式：p1y y

〔3.13〕t i ti1

tp ti p其中，i

A I， AIjj1 i1方程(3.13)中，代表了所有的長期均衡信息， ytp

也正是誤差修正項，而的秩那么決定了Y

之間的協(xié)整向量，也就是決定變量間到底有多少個長期關t系?！参濉矴range因果關系檢驗〔1969〔1972推廣的如何檢驗變量之間因果關系的方法。Grange因果檢驗是基于這樣的思想：YXYX。因此，我YX解釋，參加X的滯后值是否使解釋程XY的預測中有幫助，或者XY的相關系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，YXGrange引起的。Granger檢驗假設有一變量Y和XXY，Grangern mY X

(3.14)t t j tj

tk tj1 k1n mX X

(3.15)t t j tj

tk tj1 k1此外，由于Granger檢驗受變量的滯后項個數(shù)m和n、變量序列的穩(wěn)定性以Granger變量的最正確滯后項個數(shù)，對變量序列進展穩(wěn)定性檢測和協(xié)整關系的檢驗。五、模型建立前的準備〔一〕假設干假設1、經(jīng)濟增長開展水平主要是從一個國家的整體水平來考量，因此本文通過我國國內(nèi)生產(chǎn)總值來度量全國的經(jīng)濟增長水平。2、聯(lián)系到我國的對外貿(mào)易狀況，本文所指的對外貿(mào)易專指貨物貿(mào)易，不包括效勞貿(mào)易，同時考慮用進口額、出口額來度量對外貿(mào)易開展水平。3GDPGDP因素對各經(jīng)濟指標的影響。4、在模型建立的過程中，不考慮經(jīng)濟波動以及宏觀政策變化等特殊因素的影響。〔二〕指標的選取1、國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值，即GDP，是反映一國〔地區(qū)〕所有常住單位在一定時期內(nèi)〔通常為1年〕全部生產(chǎn)活動最終成果的重要指標，是一個國家〔地區(qū)〕領土范圍內(nèi)，包括本國居民、外國居民在內(nèi)的常住單位在報告期內(nèi)所生產(chǎn)標。2、進出口額國家〔地區(qū)〕與國家〔地區(qū)〕之間的經(jīng)濟貿(mào)易往來形成了一個國家〔地區(qū)〕的對外貿(mào)易總額，通常用進出口額來衡量。進口額〔出口額〕表示一個國家進口加總出口額，即進出口總額，就等于一國的總貿(mào)易額?！踩硵?shù)據(jù)的來源與預處理本文實證分析所選用的變量包括中國國內(nèi)生產(chǎn)總值〔GDPEX及進口總額〔IM1978-2008〔1978=100LGDPLEX、LIMEviews6.0。六、模型的構建與檢驗〔一〕單位根檢驗ADF檢驗法對上述各序列的平穩(wěn)性進展檢驗。表2 單位根檢驗結果變量檢驗類型ADF統(tǒng)計量臨界值〔5%〕伴隨概率P結論〔c，T，d〕LGDP〔c，T，1〕-2.740050-3.5742440.2292不平穩(wěn)D〔LGDP〕〔c，0，1〕-2.909887-2.9718530.0569平穩(wěn)*LEX〔c，0，0〕-1.310170-2.9639720.6114不平穩(wěn)D〔LEX〕〔c，0，0〕-5.134567-2.9677670.0002平穩(wěn)LIM〔c，0，0〕-1.420427-2.9639720.5590不平穩(wěn)D〔LIM〕〔c，0，0〕-4.102228-2.9677670.0035平穩(wěn)〕分別代表所檢驗的方程中含有截距，時間趨勢及滯后階數(shù)；滯后階數(shù)按SC確定；D〔XX*10%的顯著水平下拒絕原假設。2LGDP、、LIMADF5%ADF95%都是非平穩(wěn)的。進一步檢驗顯示，DLGDP至少在90%DLEXDLIM95%的置信水平下都是平穩(wěn)的?！捕矹ohansen協(xié)整檢驗LGDP、LEXLIM都是單整序列，滿足進展協(xié)整檢驗的前提條件。進一Johansen34：表3 特征根跡RankTest〕檢驗結果HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.66791748.5125242.915250.0125Atmost10.31506517.6461225.872110.3682Atmost20.2225897.05002712.517980.3394表4 最大特征值檢驗MaximunEigenvalue〕結果HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueMax-EigenStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.66791730.8664125.823210.0099Atmost10.31506510.5960919.387040.5554Atmost20.2225897.05002712.517980.3394注：*說明在5%的顯著水平下拒絕原假設；**表示Mackinnon-Haug-Michelin〔1999〕p值。95%95%5%的顯著水平上只存在唯一的協(xié)整關系?！踩诚蛄孔曰貧w模型〔VAR〕的構建基于我們選擇的變量：LGDP、LEXLIM3VAR模型的滯后階數(shù)，我們用模型滯后構造確定準那么進展篩選，結果5：表5 向量自回歸模型滯后期確實定標準滯后期LogLLRFPEAICSCHQ08.655201NA0.000132-0.418904-0.274922-0.376090196.90470150.35103.75e-07-6.289237-5.713309-6.1179832116.292328.72244*1.79e-07*-7.058692*-6.050819*-6.758999*3123.32698.8583492.23e-07-6.913105-5.473286-6.4849714131.80888.7960272.69e-07-6.874726-5.002961-6.318152注：*表示根據(jù)相應準那么選擇的滯后階數(shù)。根據(jù)表5個評價指標全部認為應該選擇的滯后期為VAR(2)模型方程如下：LGDPtLEX

LGDPt10.60LEXtLIM t

t1LIMt1LGDP

LGDPLGDP

t2 t2 2tt2 3t實證結果顯示模型總的擬合優(yōu)度為0.989165，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.986221。且所有單位根位于單位圓內(nèi)〔如圖3〕，模型構造穩(wěn)定，模型擬合效果較好。InverseRootsofARCharacteristicPolynomial1.51.00.50.0-0.5-1.0-1.5-1.5InverseRootsofARCharacteristicPolynomial1.51.00.50.0-0.5-1.0-1.5-1.5-1.0-0.50.00.51.01.5Granger檢驗為了確定變量之間的相互關系，我們對VAR模型中的變量進展Granger因果檢驗，檢驗結果如表6：表6 Grange因果檢驗結果零假設零假設H0時期F統(tǒng)計量P值LEX不是LGDP的原因284.691590.0117LGDP不是LEX的原因1.259340.3138LIM不是LGDP的原因282.472740.0898LGDP不是LIM的原因0.838770.4878LIM不是LEX的原因283.635800.0295LEX不是LIM的原因0.943730.4373從表65%LEX〕是LGDPGrangeGrange原因，這有可能是由于出口LIM〕與國內(nèi)生產(chǎn)總值〔LGDP〕之間不存在因果關系。第三，進口總額〔LIM〕是出口總額〔LEX〕的Grange原因，而出口總額不是進口總額的Grange原因，這說明出口與進口之間存在一種單向的因果關系。〔五〕脈沖響應分析在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它的系數(shù)是難于解釋的，在分析VAR模型時，我們往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響，LGDPLEX〕和進口總額〔LIM〕一個正的單位大小的沖擊，得到關于國內(nèi)生產(chǎn)總值的脈沖響應函4至圖6，其中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)〔單位：年〕，縱軸表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。.10.10.10.08.08.06.06.04.04.02.02.00-.02.00-.04123456789 10-.021 2 3 4 5 6 7 8 9 10圖4 國內(nèi)生產(chǎn)總值對自身的沖擊 圖5出口總額對國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊圖6 進口總額對.10 國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊.08.06.04.02.00-.02

從圖4看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動對自身的響應是同向的，在-.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9

第4期到達最高點，并且以后各期慢慢收斂。圖5說明，當在本期給出口總額一個正向沖擊后，給國內(nèi)生產(chǎn)總值帶來的沖擊在當期作用較小，從第2期以后開場穩(wěn)定增長。這說明出64出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟的影響顯著大于進口的影響?！擦撤讲罘纸夥治隽孔曰貧w模型進展方差分解分析，結果如表7：表7 方差分解表滯后期S.E.LGDPLEXLIM10.031442100.00000.0000000.00000020.05877399.416440.4723050.11125430.08354595.152714.6979670.14931940.10590688.2617411.333980.40427350.12636080.8881517.696511.41533660.14523973.7618422.697373.54079070.16246567.1360126.440926.42307280.17764461.3259429.280659.39341190.19046856.5666431.4178312.01553100.20093452.9006632.9460914.15325從表7中可以看出，對國內(nèi)生產(chǎn)總值變化奉獻率最大的是自身因素的變化，但是它對自身的奉獻率呈現(xiàn)出逐年遞減的趨勢，在第5期奉獻率為80.8910期下降為在前2期很低，但呈逐年遞增的趨勢，在第10期的奉獻率到達32.95國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的奉獻在前5期都是很小的，在第10期到達14.15%，是一種長期效應，但出口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻遠遠大于進口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻，這與脈沖響應分析的結果是一致的。七、結論與建議〔一〕主要結論本文利用我國1978-2008年國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額和進口總額的時間序列VAR〕，通過Granger它們之間有長期的動態(tài)均衡關系。其次，通過GrangerGranger原因，但國內(nèi)生產(chǎn)總值不是出口總額的Granger向的Granger因果關系，出口在當前我國經(jīng)濟開展的過程中是一個不可或缺的因素。進口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響?！捕痴呓ㄗh以上的分析結果說明無論在長期還是在短期，對外貿(mào)易在中國的經(jīng)濟增長中解分析顯示出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻度高達32.95%，進口的奉獻度也到達14.15%，這充分說明了對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長的重要程度。2007題。為此必須加快轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式，緩解貿(mào)易不平衡問題。在國際上有競爭優(yōu)勢和比擬優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)。參考文獻[J〕：8–9[2[J2–[3]吳漢嵩．進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長奉獻的比擬分析——基于中國對外貿(mào)易的實證研究[J]．價值工程．2008(7)：41-45[4]譚俊蘭．廣東省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J]．價值工程．2009(8)：22-23[5]趙嬌．外貿(mào)與經(jīng)濟增長的相關性分析[J]．經(jīng)濟問題探索．2003(7)：91-93[6]瞿凌云，文惠．我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系分析[J]．當代經(jīng)濟．2009(4)：76-77[7]曾子娟，甄燕京．對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整及因果關系檢驗——對江蘇省1985～2006年數(shù)據(jù)的實證分析[J]．市場周刊．2008(2)：123-125〔2〕：75-77〔760-62〔[J1033-34[M〔77-80〔19-22VAR〔〕：59-63〔11〕：63-65林毅夫，李永軍．必要的修正——對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的再考察[J易．20019〕：22-26[J6〕：19-22[J〔68-9〔4〕：51-54附表我國1978—2008年進出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值單位：億元年度出口總額〔現(xiàn)價〕進口總額〔現(xiàn)價〕國內(nèi)生