1、 國際貿易與經濟增長關系的實證分析對外貿易與經濟增長之間的關系長期以來是經濟學中爭議頗多的議題之一。對于國際貿易與經濟增長關系的實證研究，主要集中在貿易對經濟增長方面。一、實證研究的方法和結果概說在經驗實證方面，貿易發展與經濟增長的關系受到眾多經濟學者的關注，相關文獻極多。我們這里僅從方法和結果兩個方面作一個大略區分：1. 實證方法早期的研究集中在貿易量與經濟增長關系的分析，主要是探討出口是否促進經濟增長，大多采用建立在h-o理論基礎上的貿易模型進行分析，論證貿易為各國帶來的貿易利益，其中既有多國比較研究，也有單個國家的經驗研究。20世紀80年代末90年代初開始，相關研究的焦點轉向了注重貿易政

2、策對經濟增長的影響，主要體現在研究內容上兩個方面的變化，一是構建一些包含政策變量的貿易開放程度指標，取代或補充傳統上采用貿易依存度的做法，如利默(e. leamer, 1988)的開放指數、安德森和尼律(j. anderson and p. neary, 1994)的貿易限制指數等。二是嘗試將一些反映貿易政策的變量或開放程度指標放進貿易模型當中，探討貿易政策對經濟增長的影響。愛德華茲(s. edwards, 1998)、帕吉克(l. patrick, 1998)等人的研究是這種研究方法的代表。此外，學者們對貿易模型構建、指標選取和回歸方法與技巧也作了許多改進，如運用協整分析來研究貿易與增長的關

3、系，依然有許多支持貿易促進經濟增長的實證結果。2. 實證結果早期關于貿易量與經濟增長關系的分析的研究，大多研究得出貿易發展對經濟增長有積極的促進作用的結論。在這些研究當中，頗具影響的、以各種方法得到的實證結果可見于如鮑德溫(r. baldwin 1963)、基辛(d. keesing 1974)、米切里(m. michaely 1977)、克魯爾格(a. krueger 1978, 1980)、巴拉薩(b. balassa 1978，1982)、費德(g. feder 1983，1985)、鄒(p. chow 1987)、雷安(r. ram 1987) 和愛德華茲(s. edwards 199

4、3)等人的著述。弗蘭克爾和羅默(frankel and romer, 1999)認為貿易與收入之間有積極的相關關系。但也有一些學者根據實證研究的結果認為，并不能得出貿易發展對經濟增長有積極的促進作用的結論，如納克斯(r. nurkse 1961)、普雷維什(a. prebisch 1962)、辛格(h. singer 1964)等較早的研究。晚一些的有莊格與馬歇爾(w. jung and p. marshall 1985)，他們根據采用協整分析的方法(格朗爵式因果關系檢驗granger causality test)得到的結果認為，過去大量文獻所肯定的關于出口與經濟增長相關的結論是值得懷疑的。

5、格羅斯曼和赫爾普曼(g. grossman and e. helpman 1990, 1991)等人的內生經濟增長分析的結論之一是，貿易與經濟增長之間的關系是模糊的，并非必定有一種相互促進關系。羅吉格斯和羅吉克(f. rodríguez and d. rodrik 2000)在考察了一些主要的相關研究后認為，貿易促進經濟增長的觀點證據不足。二、實證研究的發展階段1. 實證研究的起始階段有關貿易促進增長的實證分析在60年代以前主要是收集一些典型國家的有關數據進行簡單的對比研究。從60年代末開始，以埃默里為代表的經濟學家開始采用計量經濟學的方法展開對貿易促進經濟增長課題的研究。經濟學家埃

6、默里(r. emery 1967)收集了50個國家1953-1963年的有關數據，并建立了最簡單的出口與gnp線性關系的模型：10 emery, robert f. (1967), “the relation of exports and economic growth”, kyklos, vol. 20, no. 2, pp.470-486. （16-5）其中y為gnp、x為出口貿易額、tb為貿易差額。三個變量都是取各國1953-1963年的平均值。埃默里的最小二乘法回歸結果表明，各國出口貿易額與gnp呈正相關關系，而貿易差額與gnp的關系則不顯著。由此埃默里得出一國出口貿易可以促進gnp增

7、長的結論。麥哲爾(a. maizels 1968)接著采用了埃默里的基本模型，但去掉了貿易差額這一與gnp關系不顯著的變量，分別對9個國家1950-1962年的時間序列數據進行了回歸，回歸結果與埃默里的結論大致相同。2. 實證研究的發展進入70年代，原來采用進口替代戰略的大多數發展中國家在進一步發展的過程中紛紛遇到阻力，許多國家轉向出口替代戰略或稱為出口導向型戰略（export oriented strategy）。在這個過程中，發展中國家的經濟政策轉型引起了經濟學家對貿易在經濟增長中所發揮的作用的極大興趣。作為占主導地位的觀點，自由貿易理論認為發展對外貿易是增加國民財富、改善資源配置從而促進

8、經濟增長的重要途徑。對外貿易能夠積極促進經濟增長的觀點得到了一大批實證研究的有力支持。70和80年代眾多經濟學家根據相關的理論紛紛建立了各自的貿易促進增長的數學模型，并應用這些模型分別對各個時期，多個國家的橫截面數據或某些典型國家的時間序列數據進行了大量的回歸分析，得出了一些比較客觀、科學的結論。其中頗具代表性的有巴拉薩(b. balassa 1978，1982)、舍爾瓦(a. p. thirlwall, 1979)、泰勒(w. g. taylor, 1981)、費德(g. feder, 1982, 1983 and 1985)、麥肯比爾(mccombie, 1985)、鄒(g. chow,

9、1987)、雷安(r. ram, 1987) 和愛華德(s. edward 1989, 1993)等。巴拉薩(1978)將傳統的生產函數擴展為適用于開放經濟條件下的出口擴展型總量生產函數（export augmented aggregate production function），即： (16-6)其中y表示總產出，l、k、x分別代表勞動、資本要素的投入和出口額。這實際上是在原有的生產函數中添加了出口額x這一變量。在這里，出口額之所以可以與勞動和資本生產要素并列為促進總產出的獨立變量，是考慮了出口擴大可產生規模經濟效應和促進技術進步，從而提高了生產要素的使用效率的機制，巴拉薩的模型實際上采用

10、了勞動、國內資本、國外資本和出口額四個解釋變量。另外，在許多情況下，資本存量的數據難以獲得，通常可以改為使用資本增量(),也即投資(i)的數據。因此，巴拉薩的回歸模型為： (16-7)式中，gy、gl和gx分別是總產出、勞動和出口的增長率；c1和c4仍分別表示勞動和出口的產出彈性，但c2由原來的資本產出彈性變為資本的邊際產出率；u為擾動項。另外，式中id和if分別表示國內資本增量和國外資本增量。巴拉薩運用以上線性回歸模型，并分別選取了1960-1966年間以及1967-1973年間兩個時期10個國家的橫截面數據進行了實證分析，得出了出口促進增長的基本結論。巴拉薩的額出口擴展型總量生產函數隨后被

11、廣泛用作評估貿易對經濟增長促進作用的模型。11 balassa, bela (1978), “exports and economic growth: further evidence”, journal of development economics, vol. 5, no. 2, pp. 181-189.泰勒(1981)的研究則在研究了出口、勞動和資本對總產出的作用的同時，進一步研究了制造業出口的作用。另外，泰勒在建立出口擴展型總量生產函數時，直接在指數形式的道格拉斯生產函數上加入了出口變量： (16-8)式中，仍為資本、勞動和出口，為技術進步的度量，為常數，代表資本、勞動和出口的產出彈

12、性。對上式兩邊取對數： (16-9)上式實際上也就是對數形式的線性回歸模型，它與前面巴拉薩采用的增長率形式的線性回歸模型基本上是一致的。12 tyler, w. g. (1981), “growth and export expansion in developing countries”, journal of development economics, no. 9, pp. 121-130.費德(1982)進一步考慮了出口促進經濟增長的作用機制，費德模型將國家的產業部門分為出口部門和非出口部門，將出口貿易的相關作用納入模型中，把出口看作影響技術進步或其它影響經濟效率的因素，說明出口對經濟

13、增長的促進機制，即出口可通過兩個途徑影響經濟增長率：出口部門由于與國外生產者和消費者發生更多的聯系，從而具有較高的相對要素生產率；出口部門對其他經濟部門的正向外溢效應。費德推導出來的出口促進經濟增長的基本回歸模型是： (16-10)式中，y、l和x仍為總產出、勞動和出口；gy、gl和gx分別是總產出、勞動和出口的增長率；i是投資，i/y即為投資-產出比率，用來代替原來公式中的投資增長率gk；x/y為出口依存度；u為擾動項。費德的實證研究表明，出口部門與非出口部門之間要素生產效率的確存在顯著差別，將資源從非出口部門重新分配到出口部門有助于經濟發展。13 feder, g. (1982), “on

14、 export and economic growth”, journal of development economics, no.12, pp.59-73.盡管不乏對貿易促進經濟增長這一命題的理論闡釋，而且這一觀點亦廣為接受，但是在另一方面，仍然有論者認為過分強調對外貿易對經濟增長的積極作用是不恰當的。理由是：其一，還沒有一種無論是建設性的還是非建設性的關于貿易與經濟增長的系統化(或制度化)型式。歷史的記錄也沒有提供結論性的證據表明貿易是以往經濟增長的發動機。有利的世界市場環境和恰當的貿易政策對經濟增長有所幫助，但它們既不是充分的也不是必要的使經濟增長得以實現的條件。14 sundrum,

15、 r. m. (1990), economic growth in theory and practice, basingstoke: macmillan. pomfret, richard (1991), international trade: an introduction to theory and policy, oxford: basil blackwell.其二，迄今為止, 對外貿易發展并沒有創造出一種與經濟增長相關的全新的情形。對外貿易能在多大程度上對經濟增長產生效果要取決于一國得到的貿易利益多少。15 chaudhuri, pramit (1989), the economi

16、c theory of growth, hertfordshaire: harvester wheatsheaf.莊格和馬歇爾(w. s. jung and p. j. marshall, 1985)根據他們進行計量分析得到的結果指出，過去一些研究中認為出口與經濟增長相關的結論是值得懷疑的。16 jung, woo s. and peyton j. marshall (1985), “exports, growth and causality in developing countries”, journal of development economics, vol. 18, no. 1,

17、pp. 1-12.3. 實證研究的深入自80年代末以來，探索對外貿易與經濟增長之間關系的興趣再次升溫。在一些有關研究中，特別那些基于東亞諸經濟實行出口導向型經濟增長經驗的研究，從一些不同的角度肯定了對外貿易與經濟增長間的積極作用。世界銀行的一項研究(world bank 1993)指出，象高儲蓄率、高投資率、充分的人力資本積累和恰當的政府干預等因素一樣，強調擴大出口是東亞諸經濟的發展戰略的基本要素和高速增長的重要源泉。該項研究通過衡量全要素生產率(tfp)的決定因子從而結論道：在東亞高速增長經濟中，“開放一直伴隨著全要素生產率增長的卓越表現”，“兩個出口表現的代表性指標(制成品出口在總出口中的

18、份額和制成品出口在國內生產總值中的份額)也始終與全要素生產率的高增長率呈正相關”。17 world bank (1993), the east asian miracle: economic growth and public policy, a world bank policy research report, new york: oxford university press, pp. 316-326.一些對對外貿易與經濟增長的關系的研究則在一個更一般的層次展開，李和科爾(f. lee and w. cole, 1994)在他們使用大規模多國數據進行的實證研究中得出了出口促進經濟增長的結

19、論。他們的結果還表明，出口在經濟增長過程中的作用可能比許多已有研究中指出的更為重要。18 lee, feng-yao and william e. cole (1994), “simultaneity in the study of exports and economic growth”, international economic journal, vol. 8, no. 1, summer 1994, pp. 33-41.扎克爾(p. drucker, 1994)通過分析過去40年的經驗指出, 不斷深入地參與到世界經濟中去已經成為國內經濟增長的關鍵因素。這并不是東亞經濟所獨有的經驗，對

20、所有發展中國家都是如此。19 drucker, peter f. (1994), “trade lessons from the world economy”, foreign affairs, janurary-febuary 1994, pp.99-108.克斯頓和米切爾(m. kiston and j. michie, 1995)計算了從1870年到1990年的數據, 發現在此期間世界總產出與世界貿易無論是在總量還是增長率上都存在著穩定的和高度的統計相關。20 kitson, michael and jonathan michie (1995), “conflict, co-operat

21、ion and change: the political economy of trade and trade policy”, review of international political economy, vol. 2, no. 4, autumn 1995, pp. 632-657.其它一些關于貿易政策改革的研究業都肯定了對外貿易在經濟增長中的積極作用(v. thomas et al., 1991；h. kawai, 1994；e. ghani and c. jayarajaj, 1995；m. shafaeddin, 1995)。三、變換考察視角前面已經提及，有部分學者嘗試構建

22、一些包含政策變量的貿易開放程度指標，并將開放程度指標放進貿易模型當中，探討貿易政策對經濟增長的影響。而貿易開放度的衡量方法也經歷了一個發展過程，我們做以下述評：1. 貿易依存度即一國進出口總額占該國國內生產總值的比重。貿易依存度反映了一國參與國際貿易和國際分工的程度，同時也表明一定時期內國民經濟發展對進出口貿易的依賴程度。貿易依存度還可分別計算出口依存度和進口依存度。早期關于開放度的研究多是采用出口依存度指標，因為出口和gdp數據是現成的，計算也簡單。但是，貿易依存度指標也存在一些缺陷。第一，外貿依存度受到一國經濟規模、人口等其他因素的影響，不能反映一國貿易的真實情況。在不考慮貿易障礙的情況下

23、，一個國家或地區外貿依存度的高低，一般說來取決于兩個主要因素：其一是自身市場的大小；其二是該國或地區自然資源擁有量的多少。若一國國內市場狹小、自然資源緊缺，則該國的外貿依存度相對大些；相反，其外貿依存度則要小些。庫茲涅茨(s. kuznets)指出，“外貿比重與按國民收入衡量的國家大小之間存在著一種負相關的關系”。21 庫茲涅茨現代經濟增長北京經濟學院出版社，1989第263頁也就是說，在其它條件相同的情況下，國民收入規模越小，外貿依存度就越高。這就可能導致不同類別的國家不具有可比性。第二，外貿依存度的高低可能是（有時又不是）貿易政策的結果，例如，強出口刺激的政策偏向可能導致很高的出口依存度。

24、愛德華茲指出，一個國家即使貿易扭曲嚴重，但仍然可能有很高的外貿依存度，外貿依存度不能真實地反映貿易政策。22 edwards, s.(1998) “openness, productivity and growth: what do we really know?” economic journal, vol. 108, march, pp.383-398.第三，被稱之為出口依存度的出口占gdp的比重還缺乏一種特定概念的特征，除了表示國民經濟對出口的依賴程度之外，還有其他含義。克里什納(k. krishna, 2000)認為，在沒有任何政策干預的條件下，出口占gdp的比重這個指標也可以被解釋為

25、相應于貿易條件變化的福利彈性，或稱內在脆弱性指數(intrinsic vulnerability index)。23 krishna, kala (2000), openness: a conceptual approach, mimeo (notes for economics 433), the pennsylvania state university.當貿易條件惡化時，出口占gdp的比重越大，相對福利水平就越低。鑒于貿易依存度指標的這些缺陷，學者們嘗試對其進行改進或另辟蹊徑，希望有一個對貿易開放程度更為準確的表達。2. 對貿易依存度的直接修正這是基于貿易依存度可以反映貿易開放程度的看法

26、，同時考慮這一指標的簡便以計算的特點。為求準確性的提高，學者們進行了兩方面的改進：一是對這一指標包含的貿易指標(出口、進口或進出口)進行調整，剔除一些影響指標質量的部分，如在出口中剔除加工貿易值、在進口中剔除具有剛性的產品、或只計算貨物貿易值等等；二是調整gdp指標，如將非貿易行業剔除(同時也是為與貨物貿易值相對應)、采用購買力平價方法計算gdp等。經過這些調整后計算的貿易依存度的確較調整前要準確些，但是并沒有克服前面所提到的那些貿易依存度指標本身在反映貿易開放程度方面的缺陷，這使得部分學者轉而嘗試其它新方法構建新的指標來度量貿易開放度，并且在考慮的因素方面有了較大擴展，進一步從貿易政策、貿易

27、體制、匯率政策和宏觀經濟運行方式等更寬的角度來衡量貿易開放程度。3. 利用間接指標反映貿易開放程度其實這種利用非貿易指標反映貿易開放程度的方法早在70年代后期已出現，在前面第13章中已經提到，克魯格1978年在其負責的nber項目中首次提出了測度貿易體制偏向的方法，即估算貿易體制偏向指數(index of trade regime bias)。該指數(用b代表)比較進口品國內價格相對于進口品國際價格的扭曲和出口品國內價格相對于出口品國際價格的扭曲，b=1代表貿易體制的中性(neutrality)，b>1為內向型體制，b<1為外向型體制。24 krueger, anne o. (19

28、78), foreign trade regime and economic development: liberalization attempts and consequences, cambridge: ballinger press. 詳細公式參見本書第13章。巴格瓦蒂(j. bhagwati, 1978, 1988)采用有效匯率(effective exchange rate eer)來衡量貿易體制偏向，即計算出口有效匯率(eerx)和進口有效匯率(eerm)并加以比較。有三種情況：eerx< eerm為進口替代戰略，是一種具有“反出口偏向”的體制；eerx>eerm是極

29、端的出口促進戰略(ultra-export promotion)；eerxeerm則是出口促進戰略，是一種中性的貿易體制。25 bhagwati, jagdish n. (1978), foreign trade regimes and economic development: anatomy and consequences of exchange control regimes, cambridge: ballinger press. bhagwati, jagdish n. (1988), “export-promoting trade strategy: issues and evi

30、dence”, world bank research observer, vol. 3, no. 1, pp. 27-57. 詳細公式參見本書第13章。道拉斯(d. dollars, 1992)以一個經濟的一籃子貨物價格與作為對參照系的美國一籃子貨物價格(代表世界市場價格)的偏差程度、以及這一相對價格的變動程度來衡量貿易開放程度。道拉斯認為，在“一價定律”假設下，一國的價格水平與世界市場價格水平的差異程度代表其“反開放政策”的量級(magnitude of counter-openness policy)。26 dollars, david (1992), “outward-oriented

31、 developing economies really do grow more rapidly: evidence from 95 ldcs, 1976-1985”, economic development and cultural change, vol. 40, pp. 523-544.道拉斯指數的計算公式為：， (16-11)式中d為道拉斯指數、和分別為i國和美國國內可貿易商品價格、為i國貨幣對美元的名義匯率。d的值較高，表示i國貿易保護程度高，則開放程度低；而d的值較低時，表示i國貿易保護程度低，則開放程度高。但是，道拉斯指數也不能保證其客觀性(objectivity)，出口補貼

32、、進口限制都會影響商品籃子的價格，進口限制使商品籃子價格提高，而出口補貼則使商品籃子價格降低，其他一些非貿易方面的政策也會導致價格變化。換言之，以價格差異來代表貿易政策作用的效果可能是不準確的。4. 通過貿易政策分析衡量貿易開放程度部分學者在選取替代指標來衡量貿易開放程度時強調貿易政策的作用，提出用加權平均關稅、關稅實際征收率、非關稅措施頻率、非關稅措施覆蓋率等指標來反映貿易開放程度。安德森和尼律(j. anderson and j. neary, 1994)是從貿易政策角度考慮開放程度問題，他們構建了一個貿易限制指數(trade restrictiveness index)，這一指數將關稅和

33、非關稅壁壘量化于一個單一指標，這一指標可用來反推出貿易開放程度。27 anderson, james e. and j. peter neary (1994), “measuring the restrictiveness of trade policy”, world bank economic review, vol. 8, no. 2, pp. 151-169. 詳細公式參見本書第12章。這一指標精確性可以說是現有各種開放度指數中最好的，但是其應用受到一些因素制約，一是該指數構建過程非常復雜，涉及大量非關稅措施的折算，以及數據處理的技術問題；二是指數構建所需各國的資料可獲得性較差，從而進

34、行國際比較就有很大困難。盡管他們已開發出了構建貿易限制指數的相關軟件，但受制于數據的可獲得性，應用不是很廣。薩克斯和瓦勒(j. sachs and a. warner, 1995)則提出用五個標準判斷一國開放與否的“兩分法”，這五個標準是：(1) 進口非關稅措施比率是否超過貿易量的40%；(2) 平均關稅稅率是否超過40%；(3) 黑市外匯匯率是否超出官方匯率20%以上；(4)國家是否實行社會主義經濟體制(計劃經濟)；(5)主要外貿企業中是否有國家壟斷企業。只要符合上述五個標準中的任何一個就被看作不開放的經濟，反之，五個標準都不符合的則是開放經濟。28 sachs, jeffery and a

35、ndrew warner (1995), “economic reform and the process of global integration”, brookings papers on economic activity, no. 1, pp. 1-118.薩克斯和瓦勒的方法是相當粗略的，并且包含一些難以界定的定性標準，即使是可量化的指標也過于絕對化。但是他們的方法包含多樣化的標準，建立了一個獨立的綜合評判貿易開放程度的基本框架，產生了較大的影響。愛德華茲(s. edwards, 1998)也在探索綜合衡量貿易開放程度的方法。與薩克斯和瓦勒不同，愛德華茲主要是綜合已存在的各種開放指數

36、，從中選取各種方法的合理成分來形成一種新的度量方法。所選取的已有方法包括：(1)薩克斯和瓦勒開放指數；(2)世界銀行1987年發展報告中所給出外向指數；(3)利默(e. e. leamer, 1988)根據各國貿易實際流量與理論流量比較所得出的開放指數；(4)黑市匯率平均溢價(黑市匯率與官方匯率差價)；(5)制成品平均進口關稅稅率；(6)非關稅措施平均覆蓋率；(7)美國傳統基金會建立在專家主觀判斷基礎上的貿易扭曲指數；(8)以關稅實際征收率所表示的各國貿易開放度；(9)沃爾夫(h. wolf, 1993)進口扭曲指數。29 edwards, sebastian (1998), “opennes

37、s, productivity and growth: what do we really know?” economic journal, vol. 108, issue 447, march 1998, pp.383-398.愛德華茲并非要構建一個新的單一開放度指標，而是將這些不同的開放指數分別代入一個經濟增長回歸方程，進一步考察開放與經濟增長的關系。但愛德華茲的方法同樣貫穿了綜合評判開放程度的思想。與愛德華茲方法相類似的還有帕吉克等人的相關研究。30 patrick, low, marcelo olarreage and javier suarez (1998), “does globa

38、lization cause a higher concentration of international trade and investment flow?” wto staff working paper, erad-98-08 (august 1998), economic research and analysis division, world trade organization.利用貿易模型對貿易政策進行回歸分析是衡量貿易開放程度的重要方法，其特點是細致且精確性較好。前面提到的利默、安德森和尼律、愛德華茲、帕吉克等人的研究均采用了計量模型的方法。以上各種方法都從不同的側面補充

39、或完善了貿易開放度的度量方法，但是這些指標仍然存在著各自的缺陷，不能完全反映貿易開放度的真實情況。因此國際上有關衡量貿易開放程度的爭論從未停止過。四、改善分析技術80年代后期，部分學者對以往的實證研究方法提出了質疑，其中一個重要的沖擊是協整分析(cointegration analysis)方法的興起和廣泛運用。70年代以前的計量分析均是以“經濟時間序列平穩”為假設前提的，格蘭杰(c. w. j. granger)首先提出“偽回歸”的問題并引起關注，迪基和富勒(d. dickey & w. fuller, 1979, 1980)提出檢驗時間序列非平穩性的df檢驗法，后來又進一步提出擴展

40、的df檢驗法( augmented dickey-fuller test ¾ adf test)，西姆斯(c. sims, 1980)提出了向量自回歸模型(var)，還有很多學者在計量技術方面的進展，為新的計量方法出現奠定了基礎。恩格爾和格蘭杰(r. f. engle and c. w. j. granger, 1987)的論文協整與誤差修正：描述、估計與檢驗正式提出了協整分析方法。恩格爾格蘭杰(engle-granger)協整分析法的基本點是：如果在兩個或兩個以上的時間序列的水平值是非穩定的，但它們的某種線性組合卻是穩定的，那么這兩個(或以上)序列間存在協整關系，即長期的穩定關系。

41、31 engle, robert f. and c. w. j. granger (1987), “cointegration and error correction: representation, estimation and testing”, econometrica, vol. 55, no. 2, pp. 251-276.協整分析包括以下兩大步驟：(1)單位根檢驗(unit root test)如果一個時間序列的水平值是非穩定的、但其一階差分變為平穩的，就稱這一時間序列是一階單整的(to be integrated of order one)，記作i(1)。這一時間序列具有單位根

42、。在協整分析中，所有有關時間序列都應是i(1)的，即所有時間序列的一階差分平穩是序列間存在協整關系的必要條件。是否存在單位根通常是運用擴充的狄基福勒檢驗來判定，公式是： (16-12) 其中， dyt = yt - yt-1是時間序列yt的一階差分。t為時間趨勢；ut為回歸誤差；k是回歸所使用的滯后項個數。然后, 對回歸方程進行假設檢驗, 假設是h0 :a2 = 0 和 h1:a2 < 0。 如果就系數a2得出一個負的、顯著的t-檢驗值(即 h1:a2 < 0)，則拒絕時間序列yt 具有單位根的假設(即h0: a2 = 0)，也就意味著yt是穩定的而不是一階集成的。滿足協整分析的要

43、求應為：接受假設h0而拒絕h1。(2)協整檢驗(cointegration test)如果兩個時間序列均為一階單整的(即都是i(1)的)，就可以進行這兩個序列的協整回歸來尋找它們之間可能存在的協整關系。例如，在總產出(y)和出口(x)之間是否存在協整關系就可以先將總產出對出口進行回歸，其對數形式的公式是：lyt = b0 + b1lxt + vt (16-13) 其中， lyt和lxt分別指自然對數形式的總產出和出口值；vt是誤差項。然后運用一定的檢驗方法來判定協整關系是否存在，檢驗的方法有很多種，簡單的如協整回歸的dw檢驗，即看德賓-沃森統計值是否接近為零，如果dw值顯著為正，則兩個序列存在

44、協整關系。32 但dw檢驗的標準表不適用，恩格爾和格蘭杰在他們1987年的文章“cointegration and error correction: representation, estimation and testing”一文中給出了另一個協整檢驗的臨界值表，該表可在拉姆·拉瑪納山應用經濟計量學(機械工業出版社2003年原書第5版譯本)第320頁找到。精確一點的可以采用如約翰森(johansen)跡檢驗方法來檢驗。33 例如，運用johansen（1988）提出的跡檢驗方法檢驗經濟增長(y)和出口(x)的協整關系。對于yt，一個滯后期為k的無約束向量自回歸模型（簡稱無約束va

45、r）可以表示為： （16注-1）其中是系數矩陣，為外生變量，是截距項，是隨機誤差項。合適滯后階數k的選擇主要根據赤池信息準則（aic）或施瓦茨準則（sc）,其原理都是取使得aic的值或sc的值最小的k值。對var模型（注24-1）式兩邊進行差分，可得到向量誤差修正模型（vecm），表達式為： （16注-2）其中，。根據前面的單位根檢驗，yt為一階單整過程，因此對應在方程（注24-2）中，所有差分項均是平穩的，如果是平穩的，則yt的分量間存在協整關系。而是否平穩由壓縮矩陣的秩rank()=r決定，r也決定了yt存在協整關系的個數。johansen的跡檢驗方法就是依據這一原理提出的，其零假設為yt

46、存在r個協整關系，從r=0開始，若未能拒絕零假設，檢驗到此為止，沒有協整關系；否則，繼續檢驗，直至不能被拒絕，則yt存在個協整關系。在回歸結果的基礎上，如果兩個時間序列間存在著協整關系，就可以進一步建立一個誤差修正模型(error correction model ecm)來檢驗它們之間的長期因果關系。格蘭杰因果檢驗(granger causality test)基本思路是：如果一個經濟變量確實影響另一個經濟變量的話，那么，作為原因的x的變化必然先于作為結果y的變化。因此，要判定“x影響y”就必須滿足兩個條件：第一，能夠根據x預測y。也就是說，根據y的過去值作為解釋變量對y進行回歸時，如果加上

47、x的過去值作為解釋變量，能顯著增強回歸結果的解釋能力；第二，不能根據y預測x。即根據x的過去值作為解釋變量對x進行回歸時，如果加上y的過去值，并未增加回歸結果的解釋能力。因此，如果既能通過x預測y,又能通過y預測x的話，則兩者的關系無法確定，即兩者的變化原因都不是對方，而是其他變量。關于格蘭杰因果檢驗，對于x是否影響y這個問題，格蘭杰解決的方法是看當期的y值在多大程度上可以被前期的y值所解釋，加入x的滯后變量的值是否能加強這種解釋能力。如果加入x的滯后項有助于預測y，或者說x滯后變量的回歸系數具有統計顯著性，則說x對y具有granger因果性。格蘭杰因果性檢驗的是先后次序和信息內容。誤差修正模

48、型的一般形式是： (16-14)式中，ecmt-1是滯后的誤差項(即從方程9得到的誤差vt的滯后項)；et是方程10的新誤差項； n和m均為回歸使用的滯后項個數。根據協整分析的原理，只要兩個時間序列(或變量)間存在著協整關系，它們之間就也存在著一種長期的格蘭杰式因果關系(granger causality)。誤差修正模型就是通過誤差修正項所包含的長期趨勢信息來確認這種格蘭杰式的因果關系。在上述誤差修正模型(方程16-14) 中，具有統計顯著性的q1(即，q1顯著地不等于零)表明出口和總產出之間存在著這樣一種格蘭杰式的因果關系，即是說，出口對經濟增長發生作用。前面提到的莊格和馬歇爾1985年的研

49、究，就是運用格蘭杰因果關系檢驗，對37個國家的有關數據進行分析，僅有4個國家完全滿足因果檢驗條件，從而斷定出口擴大促進了經濟增長的結論是值得懷疑的。森格卜塔(j. sengupta, 1994)運用 “新增長理論”對亞洲新興工業化經濟的增長源泉進行了一項實證研究，其中得出的一個結論是，新增長理論所強調的遞增規模收益(increasing returns to scale)在成功的亞洲新興工業化經濟的經濟增長中的作用是非常顯著的，在出口導向的部門更是如此。34 sengupta, jati k. (1994), “empirical tests of new growth theory: ope

50、nness and growth”, journal of economic integration, vol. 9, no. 3, sep. 1994, pp. 393-415.也有人指出, 國際經濟貿易往來的結果使得參與者間產生了一種“師生關系”(tutor-pupil)從而引致一種后來者的追趕效應(catching-up effect)，通過技術和管理知識的傳遞，東亞諸經濟提高了它們的增長能力。35 li, xing (1995), “why sustained economic growth in east asia?”, the copenhagen journal of asian

51、 studies, no. 10, 1995, pp. 69-92.五、實證不能說明一切還有另一些研究對貿易與經濟增長的關系提出不同看法。其中兩個主要的問題是：第一，由于各國現存經濟結構和經濟發展戰略的差異，對外貿易與經濟增長的關系在各國也表現為千差萬別。特別是，一國的比較優勢及由此可獲得的貿易利益能否通過引致投資增加和效率改進而轉化為經濟增長的動力，將成為影響對外貿易與經濟增長關系在該國的具體型式的關鍵所在。如果說存在著一種對外貿易與經濟增長關系的一般化型式的話，這種型式仍有待于探尋和證明。第二，正如一些研究者指出的那樣，所有以前對此命題的研究都不可避免地受到所采用的研究方式和方法的影響，主要涉及到樣本的選擇以及計量分析的方法和技巧。36 ed