基于协整检验及Granger因果分析的湛江水产品出口与经济增长相关关系实证分析

摘要:采用协整检验和Granger因果检验技术分析湛江市2006―2008年水海产品出口增长与GDP增长之间的关系,通过分析,认为湛江水产品的出口和湛江经济增长之间存在着长期均衡的协整关系,水产品出口对经济增长有拉动效应,但两者之间并不存在Granger因果关系,基于分析结果提出一些湛江从长远角度考虑水产品出口的发展,推进水产品出口的有效措施。

关键词:水产品;出口;经济增长;协整检验;Granger因果关系检验

中图分类号:F74文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)21-0145-04

一、问题的提出

随着全球经济一体化程度日益加深,一个地区只有充分利用国内和国外两个市场、国内和国外两种资源,才能促进经济的快速发展,使出口对地方经济增长的拉动作用明显显现。

水产业是湛江经济的重要产业之一,湛江拥有水产品加工企业200余家,已经形成了科研、生产、销售、加工和出口互动发展的产业体系。2007年,湛江水产品出口量突破10万吨,出口创汇4.76亿美元,占广东水产品出口量的1/4,是广东出口水产品的排头兵。水产品出口创汇约占湛江外贸出口创汇的1/3。其中,年输美的水产品达53 119吨,货值23 672万美元,对美出口量已占湛江地区水产品出口总量的半壁江山;输日水产品9 727吨,货值6 660万美元;已向韩国注册的出口水产品加工企业共有33家,占湛江地区出口水产品加工企业总数的75%,对韩国年出口水产品量已达3 505吨,货值1 468万美元;对欧盟出口1 494吨,货值852万美元。仅湛江对虾出口一项其出口量就占全国对虾出口总量的50%以上。

综上所述,探讨湛江水产品出口和湛江GDP增长的相关关系具有实际意义。

二、国外学者的相关研究

在国外最早涉及国际贸易与经济发展关系理论的是英国古典经济学家亚当•斯密提出的“剩余产品出口说”。大卫•李嘉图的比较优势说则进一步表明,一国可以通过国际贸易提高资源的利用效率。1937年英国学者罗伯特逊提出“对外贸易是经济增长发动机”的命题,其主要着眼点在于阐述后进国家可以通过对外贸易尤其是出口增长来带动本国经济的增长。其后美籍爱沙尼亚学者纳克斯通过分析19世纪英国、美国、加拿大、澳大利亚、新西兰等国家经济发展的原因后,对这一学说进行了补充和发展。

有关贸易促进增长的实证分析在20世纪60年代以前主要是收集一些典型国家的有关数据进行简单的对比研究。从20世纪60年代末开始,以埃默里(R.F.Emery)为代表的经济学家开始采用计量经济学的方法展开对贸易促进经济增长课题的研究,并建立了最简单的出口与GNP线性关系的模型:

Y=C0+C1X+C2TB(1)

其中,Y为GNP、X为出口贸易额、TB为贸易差额。埃默里的最小二乘法回归结果表明,各国出口贸易额与GNP呈正相关关系,而贸易差额与GNP的关系不显著。由此,埃默里得出一国出口贸易可以促进GNP增长的结论。

1978年巴拉萨(Balassa)将C-D生产函数直接加入一个出口变量,从而扩展为适用于开放经济条件下的出口扩展型总量生产函数Y=F(K,L,X),并分别选取了两个时期十个国家的横截面数据进行了实证分析,得出了出口促进增长的基本结论。

1982年费德(Feder)对Balassa 模型进行了较为重要的修正,将国家产业部门分解为出口部门和非出口部门,他给出的公式为:

N=F(Kn,Ln,X),X-G(Kn,Ln)(2)

其中,N表示非出口部门,X表示出口部门。Feder的实证研究表明,出口部门与非出口部门之间要素生产效率的确存在显著差别,将资源从非生产部门重新分配到出口部门有助于经济发展。

国内学者对这一问题的关注主要始于20世纪90年代后期。在国内,快速发展的进出口贸易一直被视为拉动中国经济增长的引擎,白雪梅等(1999)通过分析进出口贸易总额与GNP两个变量的关系,得到中国经济增长与进出口贸易总额之间的相互因果关系。董秘刚(2000)的实证分析表明,1978

―1998年间,中国对外贸易与经济增长的相关系数平均达到94%以上。还有一部分学者专注于对中国出口贸易和经济增长关系的研究,如沈程翔(1999)利用中国1977―1998年的年度数据,采用在一个双变量系统和5变量系统向量自回归模型中进行Granger(f统计量)因果检验、DF单位根检验、EF-DF协整检验及FPE标准发现中国的出口与产出之间存在双向因果关系;赵陵、宋少华、宋泓明(2001)等利用中国1978―1999年的年度数据,采用变量系统VECM中进行Granger因果检验,运用ADF和PP单位根检验,JJ协整分析技术及AIG、SC标准发现出口增长对经济增长的拉动作用仅仅是短期的,而长期内并不明显。

综上所述,面对中国出现的一系列贸易问题,众多学者不断地探索,进行了许多理论和实证研究。且不同的学者运用不同的方法,就贸易与经济增长的关系得出不同的结论,各自形成了对特定经济现象的某一角度的认识,也分别从不同的侧面给我们以启发。

三、模型建立及数据准备

1.时间序列的平稳性检验(ADF test)。时间序列数据是一批按照时间先后排列的统计数据,是计量经济学中最常见,也是最重要的一类数据。而变量时间序列的平稳性是计量经济学分析的基本要求之一,单位根检验即是对变量平稳性的检验。一个时间序列如果有稳定的期望值和方差,就称之为平稳的时间序列;相反,如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间变化而改变,那么这个序列就是非平稳时间序列,即含有单位根。如果一个非平稳时间序列经过d次差分达到平稳,则称该序列为d阶单整(Integration)序列,记为I(d)。在协整分析中,所有有关时间序列都应是I(1)的,即所有时间序列的一阶差分平稳是序列间存在协整关系的必要条件。判断时间序列平稳性的单位根检验方法一般有三种,即:DF(Dickey-Fuller)检验、ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验以及PP(Phillips-Perron)检验。

文中采用目前使用最为广泛的ADF检验方法,公式为:

Δy=α+αt+αy+α3iΔy+u(3)

其中,Δy=y-y是时间序列Y的一阶差分。t为时间趋势,u为回归误差,k是回归所使用的滞后项个数。

对回归方程进行假设检验,假设是H∶α=0和H∶α

2.协整检验(Co-integration Test)。在现实经济生活中,实际的时间序列数据往往是非平稳的,通常使用差分方法消除序列中含有的非平稳趋势,使序列平稳化后再建立模型。但是变换后的序列限制了所讨论经济问题的范围,并且有时变换后的序列由于不具有直接的经济意义,使得化为平稳序列后所建立的时间序列模型不便于解释。1987年Engle和Granger提出了协整理论及方法,为非平稳序列的建模提供了另一种途径。虽然一些经济变量的本身是非平稳序列,但是它们的线形组合却有可能是平稳序列。这种平稳的线形组合被称为协整方程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。协整分析的经济意义在于,对于两个或以上具有各自长期波动规律的变量,如果它们之间是协整的,则它们之间存在一个长期的均衡关系。

对于两个变量是否为协整,Engle和Granger提出了两步检验法,也称EG检验,但其存在明显的不足,即仅适用于小样本检验,对存在多个协整关系的多变量的参数估计误差相当严重,无法找到所有可能的协整向量,故而其分析结果往往不能令人满意。另一种方法是Johansen(1988, 1991)提出的极大似然估计(Maximum Likelihood Estimation)法,是通过建立基于最大特征值的似然统计量来判别变量间的协整关系,从而较好的解决了这一问题。其检验方法是首先计算回归方程的迹,然后逐一与不存在协整关系、存在一个协整关系和存在两个协整关系等假设前提下的迹值进行比较,当回归方程的迹值大于假设条件下的Johansen临界分布值时,拒绝其前提假设;反之,接受其前提假设。

3.Granger因果关系检验。在确定一组变量存在协整关系之后,仍然有必要继续深入挖掘的是变量间的长期均衡关系是否也构成某种因果关系,且这种因果关系的方向如何。对此,可采用Granger(1969)和Sims(1972)提出的因果关系检验法来做出进一步分析。

Granger从预测的角度给出了因果性的一个定义:如果有助于预测(解释),则是Granger的原因。将的信息从信息集中去除不会改变对的最优预测,则不是Grangerr的原因。相反,会改变预测,即是Granger的原因,即将过去的包含在信息集中可提高对的预测。此检验过程就是Granger因果检验。同时,Granger(1988)指出,如果变量之间是协整的,那么至少存在一个方向上的Granger原因,而在非协整情况下,任何原因的推断将都是无效的。

四、实证分析

1.数据的选取与研究工具。在模型研究中,采用的变量为湛江地方生产总值GDP及水产品出口总额EX(数据均来自历年湛江统计信息网和湛江对外贸易经济合作局网站)。实证分析取2006年1月至2008年12月为样本区间,为了研究方便,分别对GDP和EX取对数,记和。

应用Eviews6.0计量经济学软件对湛江市2006年1月至2008年12月间的数据运用协整检验和Granger因果关系检验等计量经济模型进行分析。

2.单位根检验(Unit Root Test)。利用ADF单位根检验方法检验和两个时间变量序列及它们的差分序列是否平稳。借助Eviews6.0软件得检验结果(如表2所示)。

由表2可见,lnGDP、lnEX在1%,5%显著水平下都是非平稳的。而对它们进行一阶差分后,ΔlnGDP、ΔlnEX的ADF检验值在1%、5%、10%的临界值下都为平稳序列,即不再存在单位根。所以lnGDP、lnEX均为一阶单整序列,表示为,可以进行协整分析。

3.协整关系检验。采用Johansen极大似然估计法检验经差分修正后的时间序列lnGDP和lnEX。其检验结果(如表3所示)。

检验结果显示在5%的显著水平上,湛江经济增长lnGDP与水产品出口lnEX之间存在唯一的协整关系。标准化的协整方程为:lnGDP=10.42788+0.3378321lnEX。

从协整方程我们可以看出,湛江GDP与其出口之间存在一个长期稳定的关系。湛江出口对其经济增长的弹性为正值,出口增长1%可以促进GDP增长0.3378321%。

4.Granger因果关系检验。协整检验结果只告诉我们变量之间是否存在长期均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系还需进一步验证,Granger因果关系检验可以解决此类问题。Granger因果关系检验结果(如表5所示)。

从表5可以看到,P值为0.43482>0.19165>0.05,结果是接受lnGDP不是lnEX变化的原因的假设和lnEX不是lnGDP变化的原因的假设,即两者之间不存在Granger因果关系。也就是说不能简单认为因为湛江水产品出口导致湛江GDP增长,也不能简单认为因为湛江GDP增长导致湛江水产品出口增加。我们认为,水产品出口的增长只是促进湛江经济增长的原因之一,湛江市的经济增长也只是促进水产品出口增长的原因之一。

五、结论

1.湛江是一个海洋大市,海洋产业在地方经济中的地位较重,其中海产品出口在湛江外贸数据中约占三成左右,海洋产业应该成为湛江外向型经济发展的龙头行业,发展好海洋产业对湛江地方经济的发展,特别是向外向型发展意义重大。

2.协整分析结论表明,湛江市的水产品出口和经济增长之间存在着长期均衡的协整关系。协整弹性系数为0.3378321,表明水产品出口变动1%,经济增长就会正向增长0.3378321%,充分说明了水产业对地方经济增长有拉动效应。但从数据也看出,湛江海洋水产品出口对地方GDP的拉动效应尚不显著,这和湛江作为海洋大市的地位并不相称,优越的自然资源禀赋条件没有得到有效发挥,主要原因是目前湛江水产品产业链短,海水产品深加工能力及深加工产品品种匮乏,简单的加工过程使产品尚属资源出口阶段,产品附加值极低,缺乏附加值更高的深层次产品链条的延续,造成海产品多产不多收局面。建议政府坚持发展水产业,继续支持其作为湛江出口贸易的支柱产业,从战略角度考虑和规划水产业的发展,特别是产业链条延续问题必须得到解决。

3.Granger因果关系检验揭示,在湛江水产业出口与经济增长关系中,并不存在Granger因果关系。也就是说不能简单认为因为湛江水产品出口导致湛江GDP增长,也不能简单认为因为湛江GDP增长导致湛江水产品出口增加。虽然不存在Granger因果关系,但地方经济结构特点支持水产品出口的增长是促进湛江经济增长的原因之一的论点。在今后相当长的一段时期内,水产品作为湛江市出口贸易的主要商品,仍然应重点发展,水产品属于渔业是第一产业的一部分,扩大水产品出口,也是拉动农业发展,增加农民收入、缩小城乡差距、提高农民生活水平的重要途径,特别是对尚属广东欠发达的、一产业比重较高的湛江更有现实意义。

4.湛江目前经济发展的特点有助于在区域出口构成方面寻找突破口,亿吨大港、千万吨级别的钢铁和石化项目全面展开,地方经济重新布局对外向型经济的发展提供重要契机,湛江应该寻找和定位新的能够拉动地方经济高速增长的外贸出口产品系列增长切入点。

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