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摘要：2021年是新中國成立的72周年，經過70多年的奮斗與實踐，天津市的經濟發展取了得巨大成就。同時，隨著經濟全球化、貿易一體化進程的加快，天津積極響應國家號召，大力發展對外貿易，在對外貿易方面也取得了較大的發展。文章對天津市對外貿易情況和經濟發展狀況進行了分析得出結論，并提出相關建議為天津市的對外貿易發展提供一定的指導。

關鍵詞：對外貿易；經濟發展；自回歸模型；脈沖響應函數

0引言

改革開放以來，中國經濟快速增長，經濟社會發展迅速進入高質量發展階段。2019年是新中國成立70周年，經過70年的艱苦奮斗，經濟發展取得了傲人的成就。1949年，天津地區GDP為2.8億元，1978年增至108.8億元，2018年達到驚人的30320億元。經濟發展迅速，影響經濟增長的因素是多方面的，包括資本、人力、技術、對外開放程度等，其中對外貿易對經濟增長起著重要作用。數據顯示，天津1983年的外貿總額為2152.6億元，到了2018年，這一數據已上升為29013.6億元。但在對外貿易快速發展的同時，也可以看到，天津對外貿易發展的程度與沿海發達城市相比仍有一定差距。在這種形勢和背景下，結合天津市近年來的外貿數據，對天津市的外貿發展與經濟增長之間的關系進行探究，總結了天津市對外貿易發展的現狀和存在的問題，提出了一些可以應用于天津市地方發展和建設的政策建議，并為天津市對外貿易的發展提供了一些指導。天津市是我國經濟、政治和文化的代表城市，它的發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濟運行。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易。

1天津市對外貿易和經濟增長的現狀分析

改革開放以來，天津市的國內生產總值保持了快速增長的態勢，對外貿易規模也迅速擴大天津經濟得到了飛速發展。我們選取1998-2018年31年的相關數據進行分析，可以清楚地看到天津市的GDP和進出口貿易發展狀況：

1.11988-2018年天津市GDP發展情況

由圖1可以看出，天津市的GDP在這31年里逐年穩步上漲，1988年的GDP為410.2億元，2018年達到30320億元，增長了73倍，經濟呈現高速發展態勢。

1.21988-2018年天津市對外貿易情況

由圖2可以看出，天津市對外貿易的發展特點可以概括為兩點：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，對外貿易總額逐年增長，對外貿易快速發展，天津進出口貿易額取得了長足進步和發展。根據過去20年的數據，天津對外貿易發展的總體形勢是總量大、發展快。1988年進出口總額增加1112.5億元，發展到2018年的27182.5億元，在短短31年的時間里它的對外貿易的總額就足足擴展了24倍，特別是在2001年在中國加入世界貿易組織后，我國的貿易額的增長值取得了比往年更大的突破，2008年，受天津奧運會的舉辦等短期因素的影響，天津市的進出口總額大幅增長，對外貿易總額達到19113.6億元，增長率達到40.78%。其次，在1996到2018年期間天津對外貿易出現了不同幅度的波動，受全球金融危機影響，2009年天津市對外貿易增長明顯出現了較大幅度的下落，到2010年開始逐步恢復。2015年，在國際市場低迷、世界貿易深度下滑的背景下，天津對外貿易再次出現下降，可以看出，天津的對外貿易發展較為脆弱，容易受國內外環境、國家政策的影響，但是外貿總體的趨勢是上升的。1988年以來，天津的進口總值一直遠高于出口總值，這是由于天津作為我國的經濟、政治以及文化中心是典型的服務型中心城市，流動人口多，消費集中，流通貿易和貿易業發達，各種因素導致有形商品的生產少于消費。此外，國內外貿易的過境物流也在發展。此外，新興產業的發展需要大量進口設備和原材料，貿易逆差和進口依賴性較大。

2天津市對外貿易和經濟增長關系的初分析

2.1相關系數分析

根據《天津統計年鑒》中相關數據，我們可以計算出天津市1988-2018年GDP與進口總額、出口總額之間的相關系數，如表1所示。從表1可以直觀地看到，GDP與出口總額和進口總額的相關系數分別為0.8991780和0.9253979，表明天津市經濟增長與進出口貿易之間的相關性很強。

2.2天津市對外貿易與進出口的線性分析

我們分別建立了GDP與出口、進口的一元線性模型，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存在正相關關系，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圖和擬合直線，如圖4所示。同樣的，我們可以得到GDP與進口額的線性模型為：GDP=-75.04974+1.07496inm說明進口額與GDP存在正相關關系，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圖和擬合直線，如圖5所示。我們接著擬合GDP與出口額、進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可以發現出口額的回歸系數并未通過顯著性檢驗，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隨著出口額或者進口額的提高而同步上升的，而且上升的趨勢比較平穩，至少從數值上可以說明對外貿易與經濟增長是存在顯著相關關系的，但三者的關系還需進一步的分析討論。

3天津市對外貿易與經濟增長的建模分析

3.1模型的選取

利用向量自回歸模型（VAR模型）分析了天津對外貿易與經濟增長的動態關系。該模型優點在于不需要做任何先驗性的約束，避免了主觀隨意確定解釋變量和被解釋變量，通常設定含有N個變量k階滯后期的VAR模型表達式如下公式所示：yt=φ1yt-1+…+φpyt-p+Hxt+εtt=1，2，…，T其中，yt是k維內生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數，T是樣本個數。其矩陣表達式為：即含有k個時間序列變量的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。選取天津市生產總值（GDP）作為衡量經濟增長指標，選取進口貿易總額（inp）、出口貿易總額（exp）兩個變量作為衡量天津市對外貿易狀況指標。3.2.2變量的處理。對選取的指標數據分別進行取自然對數處理，即分別用lngdp、lnexp、lninp來表示相對應的數據。由于很多數據并不是平穩的，對其直接進行回歸分析可能存在“偽回歸”問題。因此在擬合VAR模型之前，需要對變量的平穩性進行檢驗。判斷數據是否平穩有圖判斷和檢驗統計量判斷兩種方法。①圖判斷：根據圖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性。②檢驗統計量判斷：模型的建立是在R軟件中進行的，因此選擇urca包中的ur.df函數進行ADF單位根檢驗。取對數后的GDP（lngdp），出口額（lnexp），進口額（lninp）的單位根檢驗結果如表2所示。lngdp的檢驗統計量的值-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），不能拒絕原價設而接受存在單位根的假設，說明lngdp序列是不平穩的。同理，lnexp的檢驗統計量的值為-2.2981，lninp的檢驗統計量的值為-1.9881，說明lnexp，lninp也是不平穩的，存在單位根。進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。dlngdp的檢驗統計量的值-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），拒絕原價設而不接受存在單位根的假設，說明dlngdp序列是平穩的。同理，dlnexp的檢驗統計量的值為-3.9115，dlninp的檢驗統計量的值為-3.9115，說明dlnexp，dlninp也是平穩的，不存在單位根。此時dlngdp，dlnexp，dlninp為平穩序列，可以建立var模型。

3.3模型的建立及穩定性檢驗

①滯后階數的確定。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滯后期的值。如果滯后值太小變量間可能存在嚴重的自相關；在R中使用VARselect函數在20階內確定最優滯后階數，可以看出在AIC、Hannan-Quiimz值和Schwarz統計量所對應的最優滯后階數都是3，因此我們將模型的階數定為3階。②模型的建立與穩定性檢驗。得到的var模型為：檢驗結果如圖7所示，累積和均未超出兩條臨界線，因此通過穩定性檢驗。③協整檢驗。協整檢驗法有EG兩步法和Johansen極大似然法兩種方法。采用基于var模型的Johansen極大似然法檢驗差分前的序列進行協整性。檢驗結果如表4所示。由表4可以看出：在假設沒有協整關系（r=0）的情況下，檢驗統計量大于臨界值，表明拒絕原假設，因此三者之間存在協整關系，即三者之間有且存在長期穩定的均衡關系。④Granger因果關系。檢驗結果如表5所示。可以看出，dlnexp不是dlngdp，dlninp的Granger因果原因的假設被拒絕，即出口是天津市經濟和進口額共同增長的產生原因；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，說明天津市gdp的增長不是進出口增長的原因，進口的增長也不是gdp和出口增長的原因。而對這三個變量進行兩兩協整檢驗時，原假設都不拒絕，說明兩兩之間均不存在統計時間上的先后順序關系。⑤脈沖響應函數分析。現構建了VaR（3）模型的脈沖響應函數，確定了進出口對天津經濟增長影響的時間軌跡。具體分析結果如圖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，連續線代表脈沖響應函數，它代表每個變量對相互影響的反應，虛線代表正負雙標準差的離線偏差。假如我們給GDP—個單位的正沖擊后，進出口立即同向變動，且逐漸減小，在第三期時趨于穩定，因此短期內GDP的增長會帶動進出口的增長，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，而是過了一段時間表現出同向變動，且變動幅度很小，在滯后3期以后趨于穩定，說明出口短期內可以促進經濟的增長，但這種作用很小。假如我們給進口—個單位的正沖擊后，GDP不會立刻變動，而是過了一段時間表現出反向變動，且變動幅度很小，在滯后3期時趨于穩定，說明短期內進口的增長會阻礙經濟的增長，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進行動態分析，進一步了解對外貿易與經濟增長之間的相互作用關系。具體分解結果如表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%。第二階段出口對經濟增長的貢獻率從6.765096%緩慢上升至8.460915%左右，表明出口對經濟增長的貢獻在短期內較弱；在第二階段，進口對經濟增長的貢獻從3.978675%緩慢上升到約6.221944%，表明進口對經濟增長的貢獻在短期內較弱，但這兩個因素對經濟增長都至關重要。

4結論與建議

4.1結論

通過對天津市經濟發展情況和對外貿易現狀進行分析，選取對外貿易進出口總額以及天津GDP作為指標來對天津外貿易與經濟增長之間的關系進行分析研究，得到以下幾點結論：①天津對外貿易發展迅速，且經濟增速較快。天津是我國的政治、經濟和文化的代表城市，對外開放在促進經濟增長的同時，也促進了對外貿易的發展。②天津的進口總值一直遠高于出口總值，這是由于天津作為我國的經濟、政治以及文化中心是典型的服務型中心城市，流動人口多，消費集中，流通貿易和貿易業發達，各種因素導致有形商品的生產少于消費。貿易逆差和進口依賴性較大。③經濟的增長促進了天津市對外貿易狀況，并且對外貿易也促進了天津地區經濟的增長，短期來看，進口的增長會阻礙經濟的增長，但這種作用逐漸減弱。出口短期來看可以促進經濟的增長，但這種作用同樣也很小。

4.2建議

以下根據研究結論，對天津市的外貿發展提出一些有針對性的建議。①擴大對外貿易規模。盡管天津市進出口貿易額近年來呈逐年上升趨勢，然而，每年進出口貿易額占全國進出口貿易額的比例相對較小，這表明天津進出口貿易的發展仍然不穩定。結合沿海城市經濟發展的經驗，天津必須加快發展外向型經濟，提高對外貿易依存度。②加快實施“走出去”戰略。由的研究結果可知，外貿出口對天津經濟增長的促進作用是顯而易見的，這意味著出口可以給我們帶來更多的直接貿易優勢和增加收入。

作者:朱昌昊 單位:安徽財經大學統計與應用數學學院