摘要：本文利用廣東省和河南省1981～2004年的年度數據，分別對兩省出口、進口與經濟增長之間的關系進行了協整分析，并根據格蘭杰定理建立了三者之間的誤差修正模型。在此基礎上，本文對河南省和廣東省的進出口貿易對于經濟增長的促進作用進行了比較分析，試圖尋找兩省對外貿易與經濟增長存在的差異。

關鍵詞：廣東省；河南省；對外貿易；經濟增長；協整分析；誤差修正模型 對外貿易與經濟增長的相關性問題一直是學界比較關注的問題，尤其是近年來，學者們通過格蘭杰檢驗、建立誤差修正模型等方法研究了出口、進口與經濟增長之間的關系。劉曉鵬(2001)通過對中國1950年～1998年相關數據的分析建立誤差修正模型，得出進口的增長對經濟增長具有更大的推動作用。許啟發和蔣翠俠(2002)通過格蘭杰因果檢驗，得出進口或出口與國內生產總值之間是存在單方面的因果關系，而對外貿易總額與國內生產總值之間卻互為因果，主張進口貿易與出口貿易并重。賴明勇(2002)利用對數后的1978～1998年的年度數據，使用貿易條件變量連同GDP和出口貿易總額在一個多變量框架中運用協整方法得出出口增長到經濟增長的單向因果關系。此外，歐陽北松等(2004)利用中國1985年～2002年數據，采用相關分析的方法，對基于菲德(1982)推出的出口擴展型總量模型進行了回歸分析，分別實證研究了進口、出口及進出口總額對中國經濟增長的貢獻份額，并針對我國的經濟運行及分析結果，提出了相關的政策建議等等。眾所周知，我國幅員遼闊，東南西北差異很大，一項政策在各地區是否同時有效?各地區之間的差異是怎樣的?縱觀近年來的研究成果，我們發現，學界對經濟發展水平不同地區之間比較研究的關注還遠遠不夠。本文將以廣東省和河南省兩省為例，對不同地區的對外貿易與經濟增長的相關性進行比較分析，比較兩省對外貿易的兩個方面——出口和進口究竟哪一個對經濟增長的作用更大一些并分析主要原因，以求對兩省進出口對經濟增長的促進作用作初步的分析以及兩省經濟增長存在差異的原因，希望對決策者有一定程度的參考作用。 一、廣東省的出口、進口和國內生產總值的協整分析和誤差修正模型 我們選用1981年～2004的年度數據作為樣本空間，數據分別來自《廣東省對外貿易統計資料(1981～1995)》，《廣東省統計年鑒》(1996～2004)，《廣東省統計局關于2004年國民經濟和社會發展的統計公報》。在變量的選取上，進、出口總額均用當年的平均匯率換算成以人民幣為單位的進、出口總額，同時，考慮到這一時期的物價水平波動較大，因此采用剔除物價因素(1981=100)的實際GDP、實際出口總額和實際進口總額。另外，分別對實際GDP、實際出口總額和實際進口總額取對數以消除數據中存在的異方差，分別用lny=ln(GDP/P)；lnx=ln(EX/P)；lnM=ln(IM/P)表示自然對數的實際GDP、實際出口總額和實際進口總額。 由于對非平穩變量建立回歸模型會產生虛假回歸的問題，所以對lny，lnx和lnM進行檢驗以確定變量的平穩性，滯后期的選擇采用AIC準則。檢驗結果表明：檢驗結果表明：lny，lnx和LnM的值分別大于5％臨界值，它們是非平穩的，對它們進行一階差分，即DlnY，DlnX和lnM，一階差分后的值均小于5％臨界值，則表明它們為平穩的。所以，lny，lnX和lnM～1(1)，即三個變量是一階單整變量。 在此基礎上，我對三個變量進行協整檢驗協整檢驗是用來檢驗非平穩變量之間的是否存在長期均衡的關系。如果若非平穩變量之間存在協整關系，則它們之間的離差即非均衡誤差是平穩的。根據Johnson的最大似然方法來檢驗lnY，lnX和lnM lnM之間的協整關系，其中滯后期的選擇根據非約束的VAR模型的殘差分析結合似然比檢驗法而得到。檢驗結果表明，lnY，lnX和lnM三變量之間存在協整關系。估計出的協整關系式如下： 根據格蘭杰定理，一組具有協整關系的變量一定有誤差修正模型的表達形式存在。我們用表示模型(1)中的殘差項作為非均衡誤差項建立誤差修正模型： 模型(2)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。式中LM1和LM2分別是檢驗隨機項一階和二階自相關的統計量，因為對于模型(2)有 所以該ECM模型不存在自相關。式中ARCH是檢驗隨機項是否存在異方差的統計量，因為對于該模型有 所以該ECM模型不存在異方差。 對于模型(3)中的殘差序列的正態性檢驗結果為：JB= 這表明回歸殘差序列滿足正態性，不存在自相關和異方差，驗證了ECM模型的有效性。 完整的ECM模型如下式所示： 二、河南省的出口、進口和國內生產總值的協整分析和誤差修正模型 我們同樣選用1981年～2004的年度數據作為樣本空間，數據來自《河南省統計年鑒》，對數據的處理方法和變量設置方法同前。首先對lnY，lllnX和lnM三個變量進行單位根檢驗以確定變量的平穩性，ADF檢驗結果表明：lnY，lnY和lnM的ADF值分別大于5％臨界值，它們是非平穩的，對它們進行一階差分，即，DlnX和DlnM，一階差分后ADF的值均小于5％臨界值，DlnY一階差分后ADF值小于10％臨界值，則表明它們為平穩的。所以，lnY，lnX和lnM～1(1)，即三個變量是一階單整變量。 接下來對三個變量進行協整檢驗檢驗，檢驗結果表明，lnY，lnX和lnM三變量之間存在協整關系。估計出的協整關系式如下： (公式無法輸入) 在此基礎上，用e1表示模型(5)中的殘差項作為非均衡誤差項建立誤差修正模型： 模型(5)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。 不存在自相關。式中ARCH是檢驗隨機項是否存在異方差的統計量，因為對于該模型有ARCH20.05(1)=3．84，所以該ECM模型不存在異方差。對于模型(5)中的殘差序列的正態性檢驗結果為：JB=1．3020.05=5．99，這表明回歸殘差序列滿足正態性，不存在自相關和異方差，驗證了ECM模型的有 效性。完整的ECM模型如下式所示： (公式無法輸入) 式中括號內表示GDP、出口及進口之間的長期均衡關系。