關(guān)于加工貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的再考察

1、關(guān)于加工貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的再考察喻春嬌,喻美辭(湖北大學(xué)商學(xué)院,湖北武漢430062文摘編號(hào):1005-913X (200501-0069-C A摘要:文章以1992-2003年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),分別從進(jìn)出口、出口、進(jìn)口和凈出口四個(gè)方面實(shí)證分析了20世紀(jì)90年代以來(lái)加工貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。結(jié)果表明:加工貿(mào)易進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額和凈出口總額都與我國(guó)G DP 存在著正相關(guān)性,而且加工貿(mào)易凈出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要大于加工貿(mào)易出口和加工貿(mào)易進(jìn)口的貢獻(xiàn),加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要大于加工貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)。關(guān)鍵詞:加工貿(mào)易;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);實(shí)證研究中圖分類號(hào):F752文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

2、文章編號(hào):1005-913X (200501-0069-03收稿日期:2004-11-02作者簡(jiǎn)介:喻春嬌(1971-,女,湖北京山人,湖北大學(xué)商學(xué)院講師,中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)國(guó)際貿(mào)易學(xué)專業(yè)博士研究生,主要從事國(guó)際貿(mào)易理論與政策研究?；痦?xiàng)目:本文是湖北大學(xué)人文社科資助項(xiàng)目(2004的階段性成果。目前國(guó)內(nèi)許多學(xué)者都是從進(jìn)出口的角度來(lái)估計(jì)加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用,他們運(yùn)用量化公式來(lái)計(jì)算該拉動(dòng)作用(羅興武,2002;劉志忠,2004。該量化公式:加工貿(mào)易對(duì)G DP 增長(zhǎng)拉動(dòng)的百分點(diǎn)=G DP 增長(zhǎng)的百分點(diǎn)×加工貿(mào)易對(duì)G DP 增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。這種從支出的角度來(lái)評(píng)價(jià)加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)的方法

3、存在一定的缺陷。它接受了凱恩斯的觀點(diǎn),簡(jiǎn)單地把進(jìn)口當(dāng)作G NP 的一個(gè)漏出量,認(rèn)為加工貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在負(fù)相關(guān)性。而實(shí)際上,從貿(mào)易理論與實(shí)踐來(lái)看,加工貿(mào)易進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有積極影響。因此,我們不能簡(jiǎn)單地只考慮加工貿(mào)易出口或凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,而應(yīng)該從加工貿(mào)易的各個(gè)方面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用進(jìn)行全面的分析和評(píng)價(jià)。本文試圖運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法作一點(diǎn)嘗試。一、建模思路本文將從加工貿(mào)易的各項(xiàng)指標(biāo),即進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額及凈出口總額這幾個(gè)方面分析加工貿(mào)易對(duì)G DP 的貢獻(xiàn)。為簡(jiǎn)化起見(jiàn),我們用下列方程表示:Y=A 0+A 1X 1+A 2X 2+A N X N +其中Y 為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相

4、關(guān)指標(biāo)(本文采用G DP ,X 1、X 2X N 為加工貿(mào)易的相關(guān)指標(biāo),系數(shù)A 1、A 2A N 代表了其對(duì)應(yīng)解釋變量對(duì)被解釋變量Y 的邊際貢獻(xiàn),某一解釋變量每增加一單位后所引起的被解釋變量平均增加的幅度。本文將以我國(guó)1992-2003年的G DP 及加工貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù)為樣本,以Eviews (計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件包為分析工具,從進(jìn)出口、出口、進(jìn)口和凈出口四個(gè)方面實(shí)證分析加工貿(mào)易對(duì)我國(guó)G DP 增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),測(cè)算加工貿(mào)易進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額和凈出口總額對(duì)G DP 的貢獻(xiàn)率。二、計(jì)量檢驗(yàn)(一加工貿(mào)易進(jìn)出口對(duì)G DP 的貢獻(xiàn)為了揭示加工貿(mào)易對(duì)G DP 的貢獻(xiàn),我們對(duì)G DP 總額對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)出口

5、總額進(jìn)行相關(guān)性分析和回歸分析。11G DP 總額與加工貿(mào)易進(jìn)出口總額的相關(guān)系數(shù)根據(jù)表1中1992-2003年我國(guó)G DP 總額與加工貿(mào)易進(jìn)出口總額的數(shù)值,我們運(yùn)用Eviews 統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)兩者之間進(jìn)行相關(guān)性分析,得到結(jié)果如下:表11992-2003年我國(guó)G DP 總額與加工貿(mào)易進(jìn)出口總額(單位:億美元年份G DP (Y 進(jìn)出口總額(P MX 出口總額(PX 進(jìn)口總額(P M 凈出口總額1332240481624181416301278812數(shù)據(jù)來(lái)源:中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒,中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒及商務(wù)部網(wǎng)站各年數(shù)據(jù)計(jì)算而成G DP 總額與我國(guó)加工貿(mào)易進(jìn)出口總額之間的相關(guān)系數(shù)為01943357,兩者之間呈顯著

6、的正相關(guān)關(guān)系。這說(shuō)明加工貿(mào)易對(duì)我國(guó)G DP 從整體上有著巨大的促進(jìn)作用。那么,加工貿(mào)易總額對(duì)G DP 究竟962005年第1期N ORTHERN ECON OMY AN D TRADE 經(jīng)貿(mào)廣場(chǎng)BEIFAN G J IN GMAO有多大的促進(jìn)作用呢?我們運(yùn)用普通最小二乘法(O LS 進(jìn)行進(jìn)一步的回歸分析。21G DP 總額對(duì)加工貿(mào)易總額的回歸分析運(yùn)用表1中的數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)1992-2003年的G DP 總額和加工貿(mào)易進(jìn)出口總額進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如下:Y=3914155+217189PMX(6123(9101R 2=018903DW =01894F =811158以上回歸結(jié)果顯示,在G DP 總額

7、對(duì)加工貿(mào)易總額的簡(jiǎn)單線性回歸模型中,自變量(G DP 和常數(shù)項(xiàng)的回歸系數(shù)t 統(tǒng)計(jì)值都超過(guò)了臨界值,檢驗(yàn)結(jié)果呈現(xiàn)高度顯著性,表明加工貿(mào)易進(jìn)出口對(duì)G DP 的影響是顯著的。G DP 與加工貿(mào)易總額的復(fù)相關(guān)系數(shù)為018903,回歸方程的方差解釋能力達(dá)到89103%?；貧w方程的F 統(tǒng)計(jì)值為811158,達(dá)到了較高的顯著性水平。但從以上回歸結(jié)果中也可以看出,回歸模型的D -W 統(tǒng)計(jì)值僅為01894,說(shuō)明回歸模型中存在著序列相關(guān)。Eviews 是采用在原簡(jiǎn)單線性回歸方程中添加AR (1來(lái)消除一階序列相關(guān),添加AR (2來(lái)消除二階序列相關(guān),添加AR (3來(lái)消除三階序列自相關(guān)。在G DP 總額(Y 對(duì)加工貿(mào)易

8、進(jìn)出口總額(PMX 的原回歸模型中添加AR (1,AR (2,AR (3項(xiàng),得到如下所示的回歸結(jié)果:Y=12432187+0175PMX +AR (1=01664,AR (2=-01021,AR (3=01178(4169(3122R 2=01996DW =1167F =241104由以上結(jié)果可知,DW 檢驗(yàn)值由01894提升到1167,基本接近于2,表明已基本消除了自相關(guān)。復(fù)相關(guān)系數(shù)由原來(lái)的018903提升到01996。模型中的所有回歸系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。以上分析表明:(1我國(guó)的加工貿(mào)易總額與G DP 總額之間具有很密切的正相關(guān)性,而且擬和優(yōu)度很好,說(shuō)明加工貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促

9、進(jìn)作用;(2G DP 對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)出口總額的回歸系數(shù)為0175,說(shuō)明加工貿(mào)易總額每增加1個(gè)單位就可以使G DP 平均增加0175個(gè)單位,意味著我國(guó)加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的促進(jìn)作用。(二加工貿(mào)易出口對(duì)G DP 的貢獻(xiàn)11G DP 總額與加工貿(mào)易出口總額的相關(guān)系數(shù)根據(jù)表1中1992-2003年我國(guó)G DP 總額和加工貿(mào)易出口總額的數(shù)據(jù),同樣運(yùn)用Eviews 統(tǒng)計(jì)軟件,我們對(duì)兩者之間的相關(guān)性進(jìn)行分析,得到我國(guó)G DP 總額與加工貿(mào)易出口總額之間的相關(guān)系數(shù)為01952371,兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說(shuō)明加工貿(mào)易出口對(duì)我國(guó)G DP 具有較強(qiáng)的推動(dòng)作用。21G DP 總額對(duì)加工貿(mào)易出口總額的回

10、歸分析運(yùn)用表1中的相關(guān)數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)1992-2003年的G DP 總額和加工貿(mào)易進(jìn)口總額進(jìn)行最小二乘回歸分析,結(jié)果如下:Y=4079114+4146PX(7129(9188R 2=01907DW =0195F =971539從以上回歸結(jié)果中可以看出,回歸模型的D -W 統(tǒng)計(jì)值僅為0195,說(shuō)明回歸模型中存在著序列相關(guān)。由于出口本身是G DP 的組成部分,二者之間不可避免地存在一定的自相關(guān)性。在G DP 總額(Y 對(duì)加工貿(mào)易出口總額(PX 的原回歸模型中添加AR (1,AR (3項(xiàng),得到如下所示的回歸結(jié)果:Y=12211135+11313PX +AR (1=01645,AR (3=01172(5

11、134(3169R 2=01996DW =1157F =394164自變量(PX 的回歸系數(shù)為11313,說(shuō)明了加工貿(mào)易出口每增加1個(gè)單位,G DP 就平均增加11313個(gè)單位。在G DP 對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)出口總額的回歸模型中,自變量(PMX 的回歸系數(shù)僅為0175,說(shuō)明加工貿(mào)易出口對(duì)G DP 增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要大于加工貿(mào)易進(jìn)出口的貢獻(xiàn)。(三加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)G DP 的貢獻(xiàn)11G DP 總額與加工貿(mào)易進(jìn)口總額的相關(guān)系數(shù)根據(jù)表1中1992-2003年我國(guó)G DP 總額和加工貿(mào)易進(jìn)口總額的數(shù)據(jù),筆者對(duì)兩者之間的相關(guān)性進(jìn)行分析,得到我國(guó)G DP 總額與加工貿(mào)易進(jìn)口總額的相關(guān)系數(shù)為01927437,說(shuō)明我國(guó)加工貿(mào)

12、易進(jìn)口總額與G DP 之間具有很強(qiáng)的正相關(guān)性。這意味著加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)我國(guó)G DP 也具有促進(jìn)作用。21G DP 總額對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口總額的回歸分析運(yùn)用表1中的相關(guān)數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)1992-2003年的G DP 和加工貿(mào)易進(jìn)口總額進(jìn)行最小二乘回歸分析,結(jié)果如下:Y=3685161+6192PM(4194(7184R 2=0186DW =0184F =6115從以上回歸結(jié)果中可以看出,回歸模型的D -W 統(tǒng)計(jì)值僅為0184,說(shuō)明回歸模型中存在著序列相關(guān)。在G DP 總額(Y 對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口總額(PM 的原回歸模型中添加AR (1,AR (3項(xiàng),得到如下所示的回歸結(jié)果:Y=13232147+11673PM

13、 +AR (1=01663,AR (3=01171(5116(3142R 2=019957經(jīng)貿(mào)廣場(chǎng)N ORTHERN ECON OMY AN D TRADE 2005年第1期BEIFAN G J IN GMAODW=11802F=3671732自變量(PM的回歸系數(shù)為11673,說(shuō)明了加工貿(mào)易進(jìn)口每增加1個(gè)單位,G DP就平均增加11673個(gè)單位。在G DP對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)出口總額的回歸模型中,自變量(PMX的回歸系數(shù)僅為0175;在G DP對(duì)加工貿(mào)易出口總額的回歸模型中,自變量(PX的回歸系數(shù)為11313,說(shuō)明加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)G DP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)既大于加工貿(mào)易進(jìn)出口的貢獻(xiàn),也大于加工貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)。

14、(四加工貿(mào)易凈出口額對(duì)G DP的貢獻(xiàn)根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的公式:Y=F(K,L,X-M,凈出口(X-M對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推動(dòng)作用。為說(shuō)明加工貿(mào)易對(duì)我國(guó)G DP的促進(jìn)作用,還需對(duì)G DP總額和加工貿(mào)易凈出口總額進(jìn)行相關(guān)分析和回歸分析。11G DP總額與加工貿(mào)易凈出口總額的相關(guān)系數(shù)根據(jù)表1中1992-2003年我國(guó)G DP總額和加工貿(mào)易凈出口總額的數(shù)據(jù),對(duì)兩者之間的相關(guān)性進(jìn)行分析,得到結(jié)果:我國(guó)G DP總額與加工貿(mào)易凈出口總額的相關(guān)系數(shù)為01975276?？梢?jiàn)我國(guó)加工貿(mào)易與G DP之間也存在著很密切的正相關(guān)性。21G DP總額對(duì)加工貿(mào)易凈出口總額的回歸分析運(yùn)用表1中的相關(guān)數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)1992-2003年的G

15、DP總額和加工貿(mào)易凈出口總額進(jìn)行最小二乘回歸分析,結(jié)果如下:Y=4966163+12104NPMX(14148(13196R2=0195DW=1137F=194176回歸結(jié)果中的擬和優(yōu)度較高,F統(tǒng)計(jì)值也很顯著,但DW檢驗(yàn)值卻很低,說(shuō)明仍然存在著序列自相關(guān)性。在G DP總額(Y對(duì)加工貿(mào)易凈出口總額(NPMX的原回歸模型中添加AR(3,得到結(jié)果如下:Y=7836138+7179NPMX+AR(3=01499(4158(4159R2=0198DW=2123F=146157G DP對(duì)加工貿(mào)易凈出口總額的回歸系數(shù)為7179,說(shuō)明加工貿(mào)易凈出口總額每增加1個(gè)單位就可以使G DP平均增加7179個(gè)單位。與G

16、 DP對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額的回歸系數(shù)相比,G DP對(duì)加工貿(mào)易凈出口總額的回歸系數(shù)都要大一些,說(shuō)明加工貿(mào)易凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要大于加工貿(mào)易出口和加工貿(mào)易進(jìn)口的貢獻(xiàn)。三、結(jié)論(一我國(guó)加工貿(mào)易進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額和凈出口總額與我國(guó)G DP總額之間存在正相關(guān)性,對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用20世紀(jì)90年代,在世界經(jīng)濟(jì)的一體化和全球化的背景下,港、澳、臺(tái)地區(qū)以及日本、韓國(guó)、新加坡等東南亞國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí),將部分勞動(dòng)密集型加工工業(yè)向外轉(zhuǎn)移。我國(guó)由于勞動(dòng)力數(shù)量豐裕、價(jià)格低廉而成為這些國(guó)家轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)的首選目標(biāo)。并且我國(guó)在20世紀(jì)80年代通過(guò)各種貿(mào)易方式(包括加工貿(mào)易進(jìn)口必要的

17、設(shè)備等,我國(guó)已建立起自己的生產(chǎn)能力。因此,在20世紀(jì)90年代我國(guó)加工貿(mào)易才開(kāi)始出現(xiàn)順差,加工貿(mào)易進(jìn)出口與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間才呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,并且成為我國(guó)外貿(mào)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?也推動(dòng)了我國(guó)G DP的增長(zhǎng)。(二我國(guó)加工貿(mào)易凈出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要大于加工貿(mào)易出口和加工貿(mào)易進(jìn)口的貢獻(xiàn)1992年以來(lái),我國(guó)加工貿(mào)易凈出口總額每增加1個(gè)單位就可以使G DP平均增加7179個(gè)單位,而加工貿(mào)易出口每增加1個(gè)單位,G DP平均僅增加11313個(gè)單位,加工貿(mào)易進(jìn)口每增加1個(gè)單位,G DP平均僅增加11673個(gè)單位。(三我國(guó)加工貿(mào)易進(jìn)口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要大于加工貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)進(jìn)入20世紀(jì)90年代后,隨著外商投資

18、企業(yè)數(shù)量的增加,加工貿(mào)易已逐步取代一般貿(mào)易,成為中國(guó)外貿(mào)中占主體地位的貿(mào)易方式。外商投資企業(yè)主要采取的是進(jìn)料加工貿(mào)易的方式,對(duì)中間投入品的技術(shù)含量要求較高,因此,國(guó)內(nèi)員工的素質(zhì)會(huì)在按照外資企業(yè)的要求進(jìn)行加工的工作實(shí)踐中得到提高,而且加工工作實(shí)踐本身也會(huì)給員工在技術(shù)與管理方面帶來(lái)新的知識(shí)與觀念。因此,從進(jìn)口的角度來(lái)看,加工貿(mào)易通過(guò)這種溢出效應(yīng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。但是,從出口的角度來(lái)看,我國(guó)目前的加工貿(mào)易形式是大進(jìn)大出模式,表明我國(guó)加工貿(mào)易相當(dāng)部分尚處于典型的簡(jiǎn)單加工和組裝的發(fā)展階段,因此,應(yīng)采取相應(yīng)措施來(lái)延長(zhǎng)加工貿(mào)易的國(guó)內(nèi)價(jià)值鏈條。參考文獻(xiàn):1美古扎拉蒂1計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)(第三版M1北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,200212崔大滬1外商直接投資與