中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究：1952-2003年

1、  中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究19522003年   摘要：以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的1952-2003年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用granger因果關(guān)系模型和廣義差分回歸的 方法 研究 了 中國(guó) 出口貿(mào)易與 經(jīng)濟(jì) 增長(zhǎng)之間的關(guān)系，結(jié)果表明：(1)中國(guó)出口貿(mào)易與gdp之間存在著十分明顯的單向因果關(guān)系，出口貿(mào)易是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要原因；(2)1952-2003年期間，中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率約為24.1%。關(guān)鍵詞： 中國(guó)，出口貿(mào)易，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 一、引言出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系 問題 一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界十分活躍的重要研究領(lǐng)域。balassa(1978)采用

2、橫截面(cross-section)數(shù)據(jù) 分析 了10個(gè)國(guó)家出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，印證和支持了“出口引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的傳統(tǒng)假設(shè)。jung. peton & marshall(1985)采用時(shí)間序列(time series)數(shù)據(jù)來研究出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有 4個(gè)國(guó)家的出口引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而其中的37個(gè) 發(fā)展 中國(guó)家并不符合傳統(tǒng)的假設(shè)。chow(1987)研究發(fā)現(xiàn)，在巴西、香港、以色列、韓國(guó)、新加坡和 臺(tái)灣 等地區(qū)和國(guó)家，出口貿(mào)易與gdp增長(zhǎng)之間存在著十分明顯的雙向因果關(guān)系，而在阿根廷出口貿(mào)易與gdp增長(zhǎng)之間的雙向因果關(guān)系并不存在。jang c. jin和eden s. h.

3、yu(1996)研究表明，美國(guó)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在明確的因果關(guān)系，表明美國(guó)的出口增長(zhǎng)對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用并不明顯。從總體上看，出口貿(mào)易的增長(zhǎng)的確可以在許多方面創(chuàng)造出有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的條件，但具體到一國(guó)而言，這些機(jī)制的作用往往會(huì)受到所在國(guó)自身?xiàng)l件的限制。我國(guó)自改革開放以來，出口貿(mào)易大幅增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度也維持在較高的水平，國(guó)內(nèi)外學(xué)者就這兩者的相關(guān)性展開了廣泛的探討。有的認(rèn)為出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的正相關(guān)作用，有的則認(rèn)為這種作用很小。jordan shan和fiona sun(1998)研究結(jié)果顯示，在1987-1996期間，中國(guó)出口增長(zhǎng)與實(shí)際 工業(yè) 產(chǎn)量增長(zhǎng)之間有一種雙向的因果關(guān)系。湖

4、南大學(xué)的許和連、賴明勇(2003)兩位同志，采用協(xié)整檢驗(yàn)和granger-causality檢驗(yàn)方法，對(duì)中國(guó)改革開放以來(1978-1998)的出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，初級(jí)產(chǎn)品出口與gdp之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，而總體出口與gdp、工業(yè)制成品出口與gdp之間不協(xié)整；總體出口增長(zhǎng)和初級(jí)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單向的granger因果關(guān)系，而工業(yè)制成品出口增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間沒有g(shù)ranger因果關(guān)系。南開大學(xué)的劉曉鵬同志從對(duì)外貿(mào)易與gdp增長(zhǎng)率的相關(guān)性人手，通過對(duì)我國(guó)1980-1998年的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，揭示出我國(guó)進(jìn)口對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，同時(shí)從出口商品

5、結(jié)構(gòu)的角度說明了為什么出口與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在弱相關(guān)性。 上述研究的角度各有側(cè)重，所依據(jù)的資料與研究方法有所不同，所得出的結(jié)論也不盡一致，但為進(jìn)一步研究中國(guó)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問題提供了良好的基礎(chǔ)。本研究以eviews(計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件包)為分析工具，以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布 1952-2003年度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)(如表1所示)，研究中國(guó)出口貿(mào)易與gdp總量之間的內(nèi)在依存關(guān)系，并建立相關(guān)的數(shù)學(xué)模型。二、中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的簡(jiǎn)單線性回歸分析回歸分析是研究一個(gè)變量或一組變量(自變量)的變動(dòng)對(duì)另一個(gè)變量(因變量)變動(dòng)之 影響 程度的一種統(tǒng)計(jì)分析方法，它可以根據(jù)自變量的已知固定值來估計(jì)或預(yù)

6、測(cè)因變量的總體平均值。由于出口貿(mào)易增長(zhǎng)率和gdp增長(zhǎng)率指標(biāo)的變化趨勢(shì)具有一定的波動(dòng)性，很可能會(huì)產(chǎn)生異方差問題，從而導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象，致使研究結(jié)論無效。為了消除異方差，更好地揭示出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。我們對(duì)出口貿(mào)易和gdp取對(duì)數(shù)，并進(jìn)行差分處理，用log(cdp)表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，log(xports)表示出口貿(mào)易增長(zhǎng)率。根據(jù)1952-2003年年度的 歷史 數(shù)據(jù)，我們以出口貿(mào)易增長(zhǎng)率為自變量和gdp增長(zhǎng)率為因變量進(jìn)行簡(jiǎn)單線性回歸分析，結(jié)果如表2所示。表2結(jié)果顯示，在gdp增長(zhǎng)率對(duì)出口貿(mào)易增長(zhǎng)率的簡(jiǎn)單線性回歸模型中，自變量和常數(shù)項(xiàng)的回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)值都超過了臨界值，檢驗(yàn)結(jié)果呈現(xiàn)高度顯著性，表明

7、出口貿(mào)易增長(zhǎng)率對(duì)gdp增長(zhǎng)率的影響是顯著的?；貧w方程的f統(tǒng)計(jì)值為34.65，也通過了顯著性檢驗(yàn)。但從表3也可以看出，回歸模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)僅為0.414,其方差解釋能力為41.4%。dw統(tǒng)計(jì)值僅為1.365，與2還有較大的差距。說明回歸模型殘差項(xiàng)尚存在著較為嚴(yán)重的序列自相關(guān)問題。圖1是在簡(jiǎn)單線性回歸模型下，中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)gdp貢獻(xiàn)率簡(jiǎn)單線性回歸的殘差趨勢(shì)圖。結(jié)果顯示，雖然簡(jiǎn)單線性回歸模型對(duì)歷史數(shù)據(jù)擬合效果比較理想，但其殘差項(xiàng)的估計(jì)值并不頻繁地改變符號(hào)，而是相繼若干個(gè)負(fù)的以后跟著幾個(gè)正的，表明回歸模型的殘差確實(shí)存在著高度的正自相關(guān)?；貧w模型殘差項(xiàng)的序列自相關(guān)，違背了ols (普通最小二乘法)的高斯

8、馬爾柯夫定理的基本假定，會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的后果：(1)ols估計(jì)量雖然仍具有線性無偏性，但不再具有最小方差性，ols估計(jì)量不再是有效的；(2)建立在t和f分布之上的假設(shè)是不可靠的，t和f統(tǒng)計(jì)量的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果是不可信的；(3)回歸模型一些參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果看起來是通過了顯著性檢驗(yàn)，其實(shí)并非都是如此，從而導(dǎo)致得出錯(cuò)誤的結(jié)論。上述 分析 結(jié)果表明， 中國(guó) 出口貿(mào)易增長(zhǎng)率與gdp增長(zhǎng)率之間存在的內(nèi)在依存關(guān)系，但并不是簡(jiǎn)單的線性回歸關(guān)系，因而不能采用簡(jiǎn)單線性回歸模型來揭示出口貿(mào)易增長(zhǎng)率與gdp增長(zhǎng)率之間的內(nèi)在依存關(guān)系。三、中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)gdp貢獻(xiàn)率的廣義差分回歸分析  為了揭示中國(guó)出口貿(mào)易增長(zhǎng)率與gdp增

9、長(zhǎng)率之間真實(shí)的內(nèi)在依存關(guān)系，必需消除序列自相關(guān) 問題 。我們采用廣義差分法來達(dá)到使得模型殘差保持序列獨(dú)立，不具有自相關(guān)性。先將回歸方程的變量滯后一期，改寫為y t-1 =b 0 +b 1 x t-1 +u t-1 ，方程的兩邊同時(shí)乘以，得到；y t-1 =b o +b 1 x t-1 +u t-1 ，將兩方程相減，得到y(tǒng) t -y t-1 =b 0 (1-)+b 1 (x t -b 1 x t-1 )+v t 。通常把變換后的上述方程稱為廣義差分方程。廣義差分方程中被解釋變量對(duì)解釋變量的回歸，不是使用原來的形式，而是以差分的形式來表示。要成功地求解和 應(yīng)用 廣義差分方程，必需采用一定 方法 來

10、估計(jì)未知的p。估計(jì)p值的方法有很多，cochrane-orcutt迭代法已成為 目前 估計(jì)未知的p和消除序列自相關(guān)問題的主流方法。eviews是采用在原回歸方程中添加ar(1)來消除一階序列自相關(guān)，添加ar(2)消除二階自相關(guān)，添加ar(3)消除三階自相關(guān)，依次類推。在gdp增長(zhǎng)率對(duì)出口貿(mào)易增長(zhǎng)率的原回歸模型中添加ar(1)項(xiàng)，得到如表3所示的廣義差分回歸結(jié)果。 由表3可知，dw檢驗(yàn)值由原來的1.365提升到1.703，較為圓滿地消除了殘差項(xiàng)的序列自相關(guān)。復(fù)相關(guān)系數(shù)也有了一定的提高，由原來的 0.41提升到0.49。回歸模型的f統(tǒng)計(jì)值依然呈現(xiàn)高度顯著性?；貧w模型中的常數(shù)項(xiàng)、解釋變量和

11、ar(1)的t統(tǒng)計(jì)值都一致地通過了顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)都顯著地不為零。表3為中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)gdp貢獻(xiàn)率廣義差分回歸的殘差趨勢(shì)圖。圖2顯示，經(jīng)廣義差分變換，回歸模型不僅消除了殘差項(xiàng)的序列自相關(guān)問題，而且模型對(duì) 歷史 數(shù)據(jù)的擬合效果也非常理想。由此，我們可以得到中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)gdp貢獻(xiàn)率的廣義差分回歸模型(1)：(1)log(cdp)(1952-2003)=0.064+0.241×log(xports)+ar(1)=0.064模型自變量的回歸系數(shù)為0.241，說明log (xports)每增加1個(gè)單位，log(cdp)就相應(yīng)地增加0.241個(gè)單位，表明在1952-2003年期間中國(guó)出口貿(mào)

12、易對(duì) 經(jīng)濟(jì) 增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率約為24.1%。 四、結(jié)語從上述討論中可以看出，中國(guó)出口貿(mào)易增長(zhǎng)率與gdp增長(zhǎng)率之間確實(shí)存在著十分明確的關(guān)系，但并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，本 研究 以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的1952-2003年年度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用廣義差分回歸分析的方法揭示了兩者之間的內(nèi)在依存關(guān)系，建立了相關(guān)的數(shù)學(xué)模型，考察了在1952-2003年期間中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，結(jié)果表明：在1952-2003年期間中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率約為24.1%。值得指出的是，本研究對(duì)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的內(nèi)在依存關(guān)系的數(shù)量反映仍然是十分粗淺的，今后我們將對(duì)以下幾個(gè)問題進(jìn)行深入研究：第一，研究經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的推動(dòng)作用，進(jìn)一步揭示出口貿(mào)易與 gdp增長(zhǎng)之間存在的結(jié)構(gòu)依存關(guān)系；第二，研究貿(mào)易政策、匯率變動(dòng)、技術(shù)創(chuàng)新、市場(chǎng)開放度和經(jīng)濟(jì)周期等因素對(duì)出口貿(mào)易的綜合 影響 ，建立影響我國(guó)出口貿(mào)易增長(zhǎng)的綜合關(guān)系模型，進(jìn)一步揭示貿(mào)易政策、匯率政策、市場(chǎng)開放度和經(jīng)濟(jì)