關鍵詞：經濟增長，進口，出口，誤差修正模型

一.引言

從亞當.斯密提出“剩余產品出路”的學說以來，對外貿易與經濟增長的關系一直都是經濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿易乘數理論；E.哈根等從出口貿易對技術進步的促進來探討其推動經濟增長的作用；羅默的內生經濟增長理論等[1]。

李京文(1996)[2]通過經濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發現凈出口與經濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿易對經濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數據進行檢驗，認為出口對于經濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經濟增長的相關度較弱。Lawrence (2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產業政策與勞動生產率的關系，發現進口是促進勞動生產率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數據來代表這些國家的模仿與創新，量化了高科技產品進口對進口國(發展中國家)模仿與創新的溢出效應，來自發達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內的創新。Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業產業中國際競爭力對其全要素生產率的影響進行了研究，發現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業化國家間通過資本品貿易和外商投資而產生的R8D溢出效應。

以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經濟解釋具有相當大的局限性。跨國(地區)的截面數據的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數據是平穩的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩的時間序列關系，則容易出現偽回歸現象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經濟結構和相似的生產技術，這在現實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經驗結論等。上述對于單個國家(地區)時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統計量選擇的差異。例如，進出口對于經濟增長的作用往往是經歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論。基于上述考慮，筆者通過分析進口、出口和經濟增長三者的協整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經濟增長的影響。

二.數據和模型分析

本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿易狀況，通過國內生產總值(GDP)反映經濟增長。本文依據各年《中國統計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內生產總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內生產總值指數，折算出1985年為基期的國內實際生產總值。為消除數據中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。

1.單位根檢驗

從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現出平穩的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。

注：．對、出口和進口對數序列的檢驗中，包含了位移項（）和趨勢頂，因為從圖中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

GDP、出口和進口的對數序列ADF統計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩序列。而這三個差分序列的ADF統計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩序列。GDP、出口和進口的對數序列是一階平穩序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協整性。

2.協整檢驗和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數確定之后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協整檢驗[12]。結果見表2。

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協整關系。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinary variable)進行OLS估計，其方程如下： LGDP=4.526845 + 0.623032LEX -0.049701LIM(1) (13.53709)(4.293514) (0.291202) =0.967508 S.E.= 0.096935

從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數未能通過t檢驗，即在統計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當的表達式。筆者用ec表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當的表示短期動態關系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。

dlgdp= 0.0797+0.0246dlex+0.04695dlim-0.22869ec(-1) (2) (13.1998) (0.6363) (1.1951)(-4.5138) =0.62412 s.e.= 0.017467 dw=1.16937 dlgdp= 0.0813+ 0.06274dlim -0.217152ec(-1)(3) (15.0472) (2.1034)(-4.683832) = 0.61325 s.e.= 0.01712 dw= 1.2987

這兩個方程中的回歸系數都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態關系來看，我國的gdp和出口、進口序列之間存在著密切的聯系，但進口比出口對gdp的增長具有更強的促進作用，這不僅表現在進口項和出口項系數的大小上，而且也表現在進口項的系數在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于dlgdp、dlex和dli