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国际贸易与经济增长：来自金砖国家的证据

Mousumi Bhattacharya

拉吉夫甘地印度管理学院，西隆，印度

Sharad Nath Bhattacharya

拉吉夫甘地印度管理学院，西隆，印度

摘要：

本文使用了面板单位根、协整检验、格兰杰因果检验，FMOLS和DOLS检验了金砖国家的货物、服务的进出口与人均经济增长之间的关系。研究表明，测算的这三个变量都是协整的，而从长期来看，出口货物和服务以及进口货物和服务，都是导致人均经济增长的原因。据观察，从长期来看，商品和服务进口以及人均经济增长也会导致商品和服务的出口。此外，货物和服务出口与经济增长之间还存在短期的双向因果关系。该研究报告得出结论：新兴国家国内生产总值（GDP）与金砖国家贸易紧密相连，因此这些国家提倡出口导向型政策。

关键词：金砖国家、经济增长、出口、进口、Panel单位根、面板协整、格兰杰因果关系

JEL分类:O11，F14，F43，C33

1、简介

大多数发展中国家的发展政策都围绕着出口，让出口带动经济增长，这是促进工业化和经济发展的发展战略。它旨在通过鼓励最有效做法，促进产品的开发和使企业增强竞争来取得贸易开放的经济利益。出口导向型经济增长公式是建立在比较优势和自由化利益包括技术扩散和知识溢出的论点上。然而出口型经济的增长面临着来自不同灵越的挑战。凯恩斯拒绝比较优势（Milberg 2002; Prasch 1996）一书中强调，在需求不足的情况下，贸易会减少国内需求，减少产出、就业和不利经济的增长。而进口替代学派认为阻碍进价发展和增长的是贸易保护主义，产业政策和实施宏观经济政策的能力。Chang(2002)对此总结，如果没有这些政策，没有一个国家能成功实现工业化。但他的论点可能只是正对发展中的经济体。Palley(2002,2004)强调，出口导向型经济的增长会导致低水平的经济结构并且会妨碍发展的进一步进行。研究认为，由于政策旨在鼓励竞争优势，强调出口带动经济增长的国家的经济不仅会长期因发展低下而受到外部压力，还可能会面临忽视劳动、工作条件恶化、环境标准和监管条件不完善条件下的工资压制的情况。

尽管赞成和反对的论点和结论都有，经济增长、出口和进口之间联系的性质仍然是一个十分重要的研究领域，三者联系对政策制定者来说是非常重要的。这种联系仍然存在争议，主要可能是由于对非关联的实证分析支持较弱，经验的经济重要性证实了研究报告中的联系不足以证明非关联有效。然而经济增长和贸易联系背后的理论有一个很直观的上诉，是很难被推翻的。如果我们看金砖国家（巴西、俄罗斯、印度、中国和南非），这个组织象征了发达国家控制的经济体系。G7是一个由发展中国家主导的经济高速发展的经济体。金砖国家的竞争机制不仅仅在产品的价格和质量上，更在于能源和资源的获取。随着人口的增加，金砖国家也出现了一批富裕的消费者，他们的经济水平也比10年到15年前更为开放。美国信用体系崩溃，导致了美国和欧洲陷入了长期的经济衰退。在这样的金融危机下，金砖国家的经济仍然能持续增长。随着经济的快速增长，金砖国家的改革贸易的政策也有助于金砖国家在全球贸易中占有更多的份额，这个份额在过去的十年中已经增长了一倍以上。增长迅速的国内生产总值（GDP）和贸易额使得学者开始研究和探讨它们之间可能存在的关系。

2、文献综述

国际贸易与经济增长之间的关系在学者中已经引起了广泛的关注，在跨国研究中，Balassa（1978）、Feder(1983)、Ram(1985)和McNab、Moore(1998)支持发展中国家的出口增长和经济增长之间有着正相关关系。然而这些研究没有证实出口与经济增长之间的因果关系，只是本质上假设为正出口对产出增长的因果效应。此外，这些研究也受到了古典主义省略变量问题、忽视了国家特定因素问题的影响。Ram（1987），Salvatore和Hatcher（1991）研究了出口导向性经济增长假说的普通最小二乘法，并且认为出口可能对此有几集的贡献外汇储备，从而促进国家引进更好的技术和生产方式。然后是对个别国家的研究报告，如Hsiao（1987）、Dodaro（1993）、Sharma和Dhakal（1994）以及Riezman等（1996）认为大多数发展中国家的产出增长和出口经济增长没有因果关系。但是，大部分的报告都是采用了VAR的因果关系，因此限制了从长期来看的出口增长与产出增长的协整关系。Gander(1988)和Toda、Phillips(1993)强调了这些研究基于VAR的因果关系得出的结论的局限性。在其他的研究中，Van den Berg和Schmidt(1994)，Ahmad和Harnhirun(1995)、Dutt和Ghosh(1996)，Love和Chandra(2004), Bahmani Oskooee, EncimDouu（2009）指出，在大多数的发展中国家中，出口和产出的关系成正相关，因果关系在两个方向上是从出口到产出。然而Ekanayake (1999)对这个问题提出了异议这些研究大多数是基于单个国家的时间序列数据，并且可能会受到短期数据跨度的影响，这样的研究降低了单位根和协整检验的幕。现在对这个问题的研究，更多关注于面板数据分析以及测试的因果关系与协整检验，尤其是在研究单一国家数据的时候。Islam (1995) 在关于跨国发展的研究中论证了不同于跨国个体研究的面板单位根提供的数据更为显著。Yao(2006)采用了面板单位根检验和动态面板数据估计，表明出口和FDI对经济增长都有明显的正向影响。结果表明，中国使用的两种发展政策：促进出口和采用世界先进的技术和商业习惯，也适用于其他发展中国家或转型期经济体。Parida和Shahoo(2007)利用佩德罗尼的面板协整对南亚、印度、巴基斯坦、孟加拉和斯里兰卡等四个发展中国家的出口带动增长假说进行了检验，研究的结果论证了出口增长假说的长期均衡关系。Safdari（2011）等人使用VECM面板观察到了13个发展中国家从经济增长到出口的单向因果关系。Zeren和Savrul（2013）利用面板协调检验了15个欧洲国家的出口导向增长假说，并得出了经济增长与出口间存在长期均衡关系的结论。然而Ulasan（2015）发现贸易开放和经济增长的面板分析的正相关的支持比较少。

不同的研究动机导致了在这个问题上的不同发现。商品与服务的出口和进口与经济增长之间的相互关系一直都被认为是开放型经济增长时代以来，作为自由化政策的一个十分重要的议题。就金砖国家而言，这个三个变量之间的关系是相关的。

3、数据和方法

3.1模型和数据

金砖国家所有的货物和服务出口和进口与国内生产总值（人均国内生产总值）的年度数据（2005US$）都是在世界银行整理得到的。研究时间为1991年到2013年。商品和服务的出口以EPP为准，进口以IMP为准，按照人均GDP来衡量经济的增长。

多变量模型被用来检验三个变量之间的关系，所有的变量都取自然对数，方程如下：

这里的下标i分别表示金砖国家的每个国家。

3.2方法

下列测试已应用于1991年至2013年的数据。

3.2.1面板数据根检验

为了确定数据序列的积分性质，在三个变量的水平和第一差异上进行了四种类型的面板单位根检验。Levin等人（2002）、Im(2003)、Maddala和Wu(1999)提出了使用ADF和PP测试的费雪测试。我们用个体固定效应作为回归因子计算面板单位根检验，使用Schwarz准则选择滞后差。我们使用如Newey和West(1994)所述的带宽。

3.2.2面板协整检验

以单位根的存在为证据，考察变量之间是否存在长期的均衡关系。由于所有的三个相关变量被整合在一起，我们使用Pedroni（1999，2004）、Kao（1999）和费雪测试使用与函询方法（Naddaka和Wu,1999）进行变量之间的协整性检验。Pedroni和Kao的实验室基于Engle Granger（1987）和两阶（基于残差）协整检验。费雪检验整合了约翰森的方法。根据Pedroni（2004）得出的协整导出的七个测试可以实现跨剖面的异构截距和趋势系数。我们测试了无协整性的零假设（即来自协整回归的误差项是I（1））与两种替代假设：同质替代（Pderoni称之为内维检验或者面板统计检验）和异质替代（TH）作为在维度或组间的统计检验。七个测试包括面板V统计量、面板Rho统计量、面板PP统计量（非参数）、组ADF统计（参数）。Kao（1999）的测试遵循了与Pedroni测试相同的基本方法，但在第一阶段回归上指定了截面特定截取和均匀系数。Fisher（1932）导出了使用单独的独立单位根检验结果的组合测试结果。Maddala和Wu（1999）使用Fisher(1992)的结果，提出了一种替代方法来测试面板数据中的协整，通过结合单个截面的测试来获得全面板的测试统计量。

3.2.3面板格兰杰因果检验

我们研究了面板背景下变量之间的因果关系的方向，恩格尔和格兰杰（1987）认为，如果两个非平稳变量是协整的，那么第一差异中VAR将被错误指定。因此当测试格兰杰因果的时候，我们指定一个具有动态误差校正表示的模型，其中的传统向量自回归模型是一个基于OLS的模型增加了一段滞后误差修正项增强获得的。格兰杰因果检验基于以下的回归：

其中△是第一差分算子，ε1t、ε2t、ε3t是白噪声。误差修正项用ECT表示，VAR的顺序用P表示，在ECM中转换为p-1滞后。在alpha;1、alpha;2和alpha;3代表EXP后调节的步长,IMP和GDPPC偏离T-1期长期平衡。第一个差异变量的意义为短期因果关系的方向提供了证据，而系数alpha;1,alpha;2,和 alpha;3预计将捕获三个变量对长期均衡的调整，最优滞后长度的选择是基于了Schwarz信息准则。

上述的等式（2a）用于检验货物和服务的进出口对人均国内生产总值的因果关系。当所有的beta;12=0时，货物和服务的出口变化并不是格兰杰引起的人均国内生产总值的变化。如果所有的beta;13=0时，货物和服务的进口变化并不是格兰杰引起的人均国内生产总值的变化。类似的等式（2b）用于检验货物服务进口以及人均国内生产总值与货物和服务出口之间的因果关系，若全部的beta;22=0时，那么人均国内生产总值的变化不是由格兰杰导致的货物和服务的出口。若全部的beta;23=0时，货物和服务的进口的变化不是由格兰杰导致的出口的变化。同理，等式（2c）用于检验货物和服务的出口与人均国内生产总值对货物和服务进口的因果关系。如果所有的beta;32=0时，人均国内生产总值的变化，不是格兰杰导致的货物和服务的进口，如果所有的beta;33=0时，商品和服务的出口变化，不是由格兰杰导致的货物和服务的进口。使用平稳变量来测试因果关系时，我们使用了标准的F检验来检验零假设。

通过检验上述各个方程中的误差校正项系数，即alpha;i＝0，其中i=1,2,3时，我们检测出了长期因果关系的零假设。

4、结果与讨论

4.1面板单位根检验

面板单位根检验的结果如下：

表1代表了面板数据跟检验结果，由零假设和保持的关于单位根过程类型的假设组成。Levin等人（2002）的研究结果、Im等人 (2003)的研究结果以及ADF-Fisher 卡方检验和PP-Fisher 卡方检验表示所有三个变量的EXP、IMP和GDPPC的对数计数的单位根的存在，从而不能拒绝单位根的零点。在所有三个变量（即LnEXP, LnIMP 和 LnGDPPC）的第一个差异形式下进行的面板单元测试表明了Levin等人（2002）的研究结果、Im等人 (2003)的研究结果以及ADF-Fisher 卡方检验和PP-Fisher 卡方检验，这所有的四种方法，在1%的显著性水平上拒绝了单位根的零假设。所有的三个变量在第一差形式是固定的。

表1面板单位根检验LnEXP, LnIMP 和 LnGDPPC

面板单位根检验：

基于SIC的自动滞后长度选择

Newey-West自动带宽选择和巴特莱核

每个检验的平衡观测值

4.2面板协整检验

Pedroni面板协整检验统计量（表2）根据同质和异质替代方案评估零点。在这种情况下，十一个统计中的九个不拒绝在0.05水平下的的协整性的零假设。在面板ADF统计和组ADF统计中，在1%水平上可以协整性的零假设。

表2：Pedroni残差协整检验

Pedroni残差协整检验

系列：LnGDPPC LnEXP LnIMP

零假设：不协整性

基于最大滞后4的SIC的自动滞后长度选择

Newey-West自动带宽选择和Bartlett内核

备选假设：共同的AR系数。（内维）

在Kao检测的1%的显著水平上，拒绝不协整性的零假设。长期协方差使用了核估算器估计。

表3：Kao残差协整检验

Kao残差协整检验

系列：LnGDPPC LnEXP LnIMP

零假设：不协整性

基于最大滞后5的SIC的自动滞后长度选择

Newey-West自动带宽选择和Bartlett内核

约翰森费雪的面板协整检验（表4）的结果表明，在1%的显著性水平上，拒绝零假设不协整性，这意味着变量与至少一个协整变量具有协整性。

表4：约翰森费雪面板协调检验

系列：LnGDPPC LnEXP LnIMP

滞后间隔（在第一个区别中）：1 1

从上述三个测试中，我们可以得出结论，我们研究的变量之间存在长期的关系。

4.3面板格兰杰因果检验

表5：面板格兰杰因果检验

面板格兰杰因

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