對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系探究

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摘要：2021年是新中國成立的72周年，經(jīng)過70多年的奮斗與實(shí)踐，天津市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取了得巨大成就。同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)全球化、貿(mào)易一體化進(jìn)程的加快，天津積極響應(yīng)國家號召，大力發(fā)展對外貿(mào)易，在對外貿(mào)易方面也取得了較大的發(fā)展。文章對天津市對外貿(mào)易情況和經(jīng)濟(jì)發(fā)展狀況進(jìn)行了分析得出結(jié)論，并提出相關(guān)建議為天津市的對外貿(mào)易發(fā)展提供一定的指導(dǎo)。

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；自回歸模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)

0引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)快速增長，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展迅速進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段。2019年是新中國成立70周年，經(jīng)過70年的艱苦奮斗，經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了傲人的成就。1949年，天津地區(qū)GDP為2.8億元，1978年增至108.8億元，2018年達(dá)到驚人的30320億元。經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，影響經(jīng)濟(jì)增長的因素是多方面的，包括資本、人力、技術(shù)、對外開放程度等，其中對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長起著重要作用。數(shù)據(jù)顯示，天津1983年的外貿(mào)總額為2152.6億元，到了2018年，這一數(shù)據(jù)已上升為29013.6億元。但在對外貿(mào)易快速發(fā)展的同時(shí)，也可以看到，天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的程度與沿海發(fā)達(dá)城市相比仍有一定差距。在這種形勢和背景下，結(jié)合天津市近年來的外貿(mào)數(shù)據(jù)，對天津市的外貿(mào)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行探究，總結(jié)了天津市對外貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀和存在的問題，提出了一些可以應(yīng)用于天津市地方發(fā)展和建設(shè)的政策建議，并為天津市對外貿(mào)易的發(fā)展提供了一些指導(dǎo)。天津市是我國經(jīng)濟(jì)、政治和文化的代表城市，它的發(fā)展不僅僅是一個城市的問題，更間接或直接的影響了我國的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。因此，在中國全面參與國際競爭的今天，我們非常重視對外貿(mào)易。

1天津市對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀分析

改革開放以來，天津市的國內(nèi)生產(chǎn)總值保持了快速增長的態(tài)勢，對外貿(mào)易規(guī)模也迅速擴(kuò)大天津經(jīng)濟(jì)得到了飛速發(fā)展。我們選取1998-2018年31年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，可以清楚地看到天津市的GDP和進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r：

1.11988-2018年天津市GDP發(fā)展情況

由圖1可以看出，天津市的GDP在這31年里逐年穩(wěn)步上漲，1988年的GDP為410.2億元，2018年達(dá)到30320億元，增長了73倍，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)高速發(fā)展態(tài)勢。

1.21988-2018年天津市對外貿(mào)易情況

由圖2可以看出，天津市對外貿(mào)易的發(fā)展特點(diǎn)可以概括為兩點(diǎn)：總量大，增速快。雖然這段期間有輕微波動，但總體趨勢是向上的。首先，對外貿(mào)易總額逐年增長，對外貿(mào)易快速發(fā)展，天津進(jìn)出口貿(mào)易額取得了長足進(jìn)步和發(fā)展。根據(jù)過去20年的數(shù)據(jù)，天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的總體形勢是總量大、發(fā)展快。1988年進(jìn)出口總額增加1112.5億元，發(fā)展到2018年的27182.5億元，在短短31年的時(shí)間里它的對外貿(mào)易的總額就足足擴(kuò)展了24倍，特別是在2001年在中國加入世界貿(mào)易組織后，我國的貿(mào)易額的增長值取得了比往年更大的突破，2008年，受天津奧運(yùn)會的舉辦等短期因素的影響，天津市的進(jìn)出口總額大幅增長，對外貿(mào)易總額達(dá)到19113.6億元，增長率達(dá)到40.78%。其次，在1996到2018年期間天津?qū)ν赓Q(mào)易出現(xiàn)了不同幅度的波動，受全球金融危機(jī)影響，2009年天津市對外貿(mào)易增長明顯出現(xiàn)了較大幅度的下落，到2010年開始逐步恢復(fù)。2015年，在國際市場低迷、世界貿(mào)易深度下滑的背景下，天津?qū)ν赓Q(mào)易再次出現(xiàn)下降，可以看出，天津的對外貿(mào)易發(fā)展較為脆弱，容易受國內(nèi)外環(huán)境、國家政策的影響，但是外貿(mào)總體的趨勢是上升的。1988年以來，天津的進(jìn)口總值一直遠(yuǎn)高于出口總值，這是由于天津作為我國的經(jīng)濟(jì)、政治以及文化中心是典型的服務(wù)型中心城市，流動人口多，消費(fèi)集中，流通貿(mào)易和貿(mào)易業(yè)發(fā)達(dá)，各種因素導(dǎo)致有形商品的生產(chǎn)少于消費(fèi)。此外，國內(nèi)外貿(mào)易的過境物流也在發(fā)展。此外，新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要大量進(jìn)口設(shè)備和原材料，貿(mào)易逆差和進(jìn)口依賴性較大。

2天津市對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的初分析

2.1相關(guān)系數(shù)分析

根據(jù)《天津統(tǒng)計(jì)年鑒》中相關(guān)數(shù)據(jù)，我們可以計(jì)算出天津市1988-2018年GDP與進(jìn)口總額、出口總額之間的相關(guān)系數(shù)，如表1所示。從表1可以直觀地看到，GDP與出口總額和進(jìn)口總額的相關(guān)系數(shù)分別為0.8991780和0.9253979，表明天津市經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口貿(mào)易之間的相關(guān)性很強(qiáng)。

2.2天津市對外貿(mào)易與進(jìn)出口的線性分析

我們分別建立了GDP與出口、進(jìn)口的一元線性模型，可以得到GDP與出口額的線性模型為：GDP=-1724.5107+5.3470exm說明出口額與GDP存在正相關(guān)關(guān)系，且出口額每增加1億元，GDP平均增加5.3470億元，并且畫出二者的散點(diǎn)圖和擬合直線，如圖4所示。同樣的，我們可以得到GDP與進(jìn)口額的線性模型為：GDP=-75.04974+1.07496inm說明進(jìn)口額與GDP存在正相關(guān)關(guān)系，且出口額每增加1億元，GDP平均增加1.07496億元，并且畫出二者的散點(diǎn)圖和擬合直線，如圖5所示。我們接著擬合GDP與出口額、進(jìn)口額的二元線性模型，所得模型為：GDP=-599.2486+1.1891exm+0.8541inm通過對模型的顯著性檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)出口額的回歸系數(shù)并未通過顯著性檢驗(yàn)，說明建立線性模型擬合效果并不好，但從圖4和圖5我們可以直觀地看到，天津市的GDP隨著出口額或者進(jìn)口額的提高而同步上升的，而且上升的趨勢比較平穩(wěn)，至少從數(shù)值上可以說明對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長是存在顯著相關(guān)關(guān)系的，但三者的關(guān)系還需進(jìn)一步的分析討論。

3天津市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的建模分析

3.1模型的選取

利用向量自回歸模型（VAR模型）分析了天津?qū)ν赓Q(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系。該模型優(yōu)點(diǎn)在于不需要做任何先驗(yàn)性的約束，避免了主觀隨意確定解釋變量和被解釋變量，通常設(shè)定含有N個變量k階滯后期的VAR模型表達(dá)式如下公式所示：yt=φ1yt-1+…+φpyt-p+Hxt+εtt=1，2，…，T其中，yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)。其矩陣表達(dá)式為：即含有k個時(shí)間序列變量的VAR（p）模型由k個方程組成。

3.2變量的選擇與處理

3.2.1變量的選擇。選取天津市生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，選取進(jìn)口貿(mào)易總額（inp）、出口貿(mào)易總額（exp）兩個變量作為衡量天津市對外貿(mào)易狀況指標(biāo)。3.2.2變量的處理。對選取的指標(biāo)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行取自然對數(shù)處理，即分別用lngdp、lnexp、lninp來表示相對應(yīng)的數(shù)據(jù)。由于很多數(shù)據(jù)并不是平穩(wěn)的，對其直接進(jìn)行回歸分析可能存在“偽回歸”問題。因此在擬合VAR模型之前，需要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)有圖判斷和檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量判斷兩種方法。①圖判斷：根據(jù)圖6可以看出，各變量具有向上的趨勢性，初步判斷不具有平穩(wěn)性。②檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量判斷：模型的建立是在R軟件中進(jìn)行的，因此選擇urca包中的ur.df函數(shù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。取對數(shù)后的GDP（lngdp），出口額（lnexp），進(jìn)口額（lninp）的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。lngdp的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值-0.6872在1%、5%、10%的顯著性水平下均大于臨界值（-4.15，-3.50，-3.18），不能拒絕原價(jià)設(shè)而接受存在單位根的假設(shè)，說明lngdp序列是不平穩(wěn)的。同理，lnexp的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-2.2981，lninp的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-1.9881，說明lnexp，lninp也是不平穩(wěn)的，存在單位根。進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。dlngdp的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值-4.3339在1%、5%、10%的顯著性水平下都小于臨界值（-4.15，-3.50，-3.18），拒絕原價(jià)設(shè)而不接受存在單位根的假設(shè)，說明dlngdp序列是平穩(wěn)的。同理，dlnexp的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-3.9115，dlninp的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-3.9115，說明dlnexp，dlninp也是平穩(wěn)的，不存在單位根。此時(shí)dlngdp，dlnexp，dlninp為平穩(wěn)序列，可以建立var模型。

3.3模型的建立及穩(wěn)定性檢驗(yàn)

①滯后階數(shù)的確定。我們建立的var模型為X=（dlngdp，dlnexp，dlninp）。在確立模型之后，需要確定模型的最優(yōu)滯后期的值。如果滯后值太小變量間可能存在嚴(yán)重的自相關(guān)；在R中使用VARselect函數(shù)在20階內(nèi)確定最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看出在AIC、Hannan-Quiimz值和Schwarz統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的最優(yōu)滯后階數(shù)都是3，因此我們將模型的階數(shù)定為3階。②模型的建立與穩(wěn)定性檢驗(yàn)。得到的var模型為：檢驗(yàn)結(jié)果如圖7所示，累積和均未超出兩條臨界線，因此通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)。③協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)法有EG兩步法和Johansen極大似然法兩種方法。采用基于var模型的Johansen極大似然法檢驗(yàn)差分前的序列進(jìn)行協(xié)整性。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表4可以看出：在假設(shè)沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）的情況下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，表明拒絕原假設(shè)，因此三者之間存在協(xié)整關(guān)系，即三者之間有且存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。④Granger因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。可以看出，dlnexp不是dlngdp，dlninp的Granger因果原因的假設(shè)被拒絕，即出口是天津市經(jīng)濟(jì)和進(jìn)口額共同增長的產(chǎn)生原因；但是接受了dlngdp不是dlnexp，dlninp的原因和dlninp不是dlngdp，dlnexp的原因的假設(shè)，說明天津市g(shù)dp的增長不是進(jìn)出口增長的原因，進(jìn)口的增長也不是gdp和出口增長的原因。而對這三個變量進(jìn)行兩兩協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，原假設(shè)都不拒絕，說明兩兩之間均不存在統(tǒng)計(jì)時(shí)間上的先后順序關(guān)系。⑤脈沖響應(yīng)函數(shù)分析?，F(xiàn)構(gòu)建了VaR（3）模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，確定了進(jìn)出口對天津經(jīng)濟(jì)增長影響的時(shí)間軌跡。具體分析結(jié)果如圖8所示。橫軸代表影響的延遲期（單位：年），縱軸代表每個變量的變化百分比，連續(xù)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)，它代表每個變量對相互影響的反應(yīng)，虛線代表正負(fù)雙標(biāo)準(zhǔn)差的離線偏差。假如我們給GDP—個單位的正沖擊后，進(jìn)出口立即同向變動，且逐漸減小，在第三期時(shí)趨于穩(wěn)定，因此短期內(nèi)GDP的增長會帶動進(jìn)出口的增長，但這種作用逐漸減弱。假如我們給出口—個單位的正沖擊后，GDP不會立刻變動，而是過了一段時(shí)間表現(xiàn)出同向變動，且變動幅度很小，在滯后3期以后趨于穩(wěn)定，說明出口短期內(nèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，但這種作用很小。假如我們給進(jìn)口—個單位的正沖擊后，GDP不會立刻變動，而是過了一段時(shí)間表現(xiàn)出反向變動，且變動幅度很小，在滯后3期時(shí)趨于穩(wěn)定，說明短期內(nèi)進(jìn)口的增長會阻礙經(jīng)濟(jì)的增長，但這種作用逐漸減弱。⑥方差分析。通常采用方差分解法對系統(tǒng)進(jìn)行動態(tài)分析，進(jìn)一步了解對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互作用關(guān)系。具體分解結(jié)果如表6所示。從表6可以看出來，第一階段的GDP僅受其自身變化的影響，然后不時(shí)從第二階段的89.25623%下降到第十階段的85.31714%。第二階段出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率從6.765096%緩慢上升至8.460915%左右，表明出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在短期內(nèi)較弱；在第二階段，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)從3.978675%緩慢上升到約6.221944%，表明進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在短期內(nèi)較弱，但這兩個因素對經(jīng)濟(jì)增長都至關(guān)重要。

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論

通過對天津市經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和對外貿(mào)易現(xiàn)狀進(jìn)行分析，選取對外貿(mào)易進(jìn)出口總額以及天津GDP作為指標(biāo)來對天津外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行分析研究，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：①天津?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展迅速，且經(jīng)濟(jì)增速較快。天津是我國的政治、經(jīng)濟(jì)和文化的代表城市，對外開放在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，也促進(jìn)了對外貿(mào)易的發(fā)展。②天津的進(jìn)口總值一直遠(yuǎn)高于出口總值，這是由于天津作為我國的經(jīng)濟(jì)、政治以及文化中心是典型的服務(wù)型中心城市，流動人口多，消費(fèi)集中，流通貿(mào)易和貿(mào)易業(yè)發(fā)達(dá)，各種因素導(dǎo)致有形商品的生產(chǎn)少于消費(fèi)。貿(mào)易逆差和進(jìn)口依賴性較大。③經(jīng)濟(jì)的增長促進(jìn)了天津市對外貿(mào)易狀況，并且對外貿(mào)易也促進(jìn)了天津地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，短期來看，進(jìn)口的增長會阻礙經(jīng)濟(jì)的增長，但這種作用逐漸減弱。出口短期來看可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，但這種作用同樣也很小。

4.2建議

以下根據(jù)研究結(jié)論，對天津市的外貿(mào)發(fā)展提出一些有針對性的建議。①擴(kuò)大對外貿(mào)易規(guī)模。盡管天津市進(jìn)出口貿(mào)易額近年來呈逐年上升趨勢，然而，每年進(jìn)出口貿(mào)易額占全國進(jìn)出口貿(mào)易額的比例相對較小，這表明天津進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展仍然不穩(wěn)定。結(jié)合沿海城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)，天津必須加快發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)，提高對外貿(mào)易依存度。②加快實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略。由的研究結(jié)果可知，外貿(mào)出口對天津經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是顯而易見的，這意味著出口可以給我們帶來更多的直接貿(mào)易優(yōu)勢和增加收入。

作者:朱昌昊 單位:安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院