進出口貿(mào)易對地區(qū)生產(chǎn)總值增長貢獻的實證研究

1、進出口貿(mào)易對地區(qū)生產(chǎn)總值增長奉獻的實證研究論文摘要：在推動經(jīng)濟增長的各種因素中，進出口貿(mào)易無疑是一個重要的因素。本文對近幾年的鎮(zhèn)江市生產(chǎn)總值和貿(mào)易開展展開了研究，并利用Eviews軟件和SPSS軟件，對鎮(zhèn)江的生產(chǎn)總值、進口額和出口額進行了相關性分析和回歸分析，最終得出兩者之間存在正相關性，進而提出努力開展鎮(zhèn)江市進出口的相關建議，以更好的發(fā)揮進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用。論文關鍵詞：相關性分析,回歸分析,進出口貿(mào)易,經(jīng)濟增長,外貿(mào)依存度0引言在推動經(jīng)濟增長的各種因素中，進出口貿(mào)易無疑是一個重要的因素。對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系在西方經(jīng)濟理論中占有重要地位，其中較為經(jīng)典的理論是對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長發(fā)

2、動機學說;和對外貿(mào)易乘數(shù)理論;。許多西方經(jīng)濟學家都認為，對外貿(mào)易不僅能夠使世界資源得到更有效的配置，從而使貿(mào)易各方都能夠直接受益，還會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接和間接的影響。因此，世界大多數(shù)國家都將對外貿(mào)易特別是出口貿(mào)易的開展作為推動國民經(jīng)濟增長的重要戰(zhàn)略。經(jīng)濟學家諾克斯(RNurkse)進一步補充和開展了羅伯特遜(DHRobertson)提出的對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機;的命題。他認為，19世紀國際貿(mào)易的開展是許多國家經(jīng)濟增長的主要動力。一方面，各國按照比擬本錢法那么進行國際貿(mào)易，通過專業(yè)化分工，使資源得到更有效的配置，增加產(chǎn)量。通過交換各國獲得了多于自己生產(chǎn)的消費量，這是對外貿(mào)易的直接利益。另一方

3、面，對外貿(mào)易產(chǎn)生間接的動態(tài)利益，即對外貿(mào)易的開展產(chǎn)生了一系列的動態(tài)轉(zhuǎn)換效應，帶動了國民經(jīng)濟全面增長。凱恩斯認為，一國的經(jīng)濟增長取決于四個主要局部，即消費、投資、政府支出和對外貿(mào)易。一國的出口增加會導致國民收入的增加，一國的進口會導致國民收入的減少。凱恩斯主義者進一步提出了對外貿(mào)易乘數(shù)理論，該理論認為，20世紀30年代存在大量的失業(yè)，傳統(tǒng)理論以充分就業(yè)為前提的條件已不復存在，而且無視了進出口貿(mào)易不平衡的調(diào)節(jié)過程對一國國民收入和就業(yè)的影響，貿(mào)易順差可以增加國民收入，擴大就業(yè)，而貿(mào)易逆差那么會減少國民收入，增加失業(yè)。因此，他們贊成貿(mào)易順差，反對貿(mào)易逆差。當貿(mào)易收支為順差時，對外貿(mào)易才能增加生產(chǎn)、增加

4、就業(yè)、增加國民收入，而且國民收入的增量將是貿(mào)易順差額的假設干倍。一國貿(mào)易順差越大，對本國經(jīng)濟增長的作用也就越大。近年來，鎮(zhèn)江的國民經(jīng)濟綜合實力實現(xiàn)新跨越，經(jīng)濟總量邁上新平臺，地區(qū)生產(chǎn)總值突破1000億元大關，四年時間地區(qū)生產(chǎn)總值翻了一番。2007年，地區(qū)生產(chǎn)總值1213億元，全市外貿(mào)進出口總額63.05億美元，比上年增長32.0%。其中：出口總額36.87億美元，增長38.5%；進口總額26.18億美元，增長23.9%。2021年，地區(qū)生產(chǎn)總值1421億元，雖然受金融危機影響，全市外貿(mào)進出口總額746億美元，比上年增長183%。其中出口總額425億美元，增長154%；進口總額321億美元，增長

5、226%。如今鎮(zhèn)江已經(jīng)進入了前所未有的快速開展階段，其中外貿(mào)的作用是不可無視的。那么，對外貿(mào)易作為促進鎮(zhèn)江經(jīng)濟迅速開展的強大推動器，究竟對鎮(zhèn)江經(jīng)濟增長發(fā)揮多大作用，本文對此進行了相關性分析和回歸分析。1樣本選擇的根本考慮以及各項變量確實定表1鎮(zhèn)江GDP和對外貿(mào)易有關指標單位：(億元) 年份 GDP 進口額 出口額 進出口總額 進口依存度 出口依存度 1999 416.5149 41.5067 34.6177 76.1244 0.0996524 0.0831128 2000 454.6 66.3975 54.5454 120.9429 0.146057 0.1199855 2001 505.15

6、 58.6102 61.7248 120.335 0.1160253 0.122191 2002 561.19 89.9767 83.6539 173.6306 0.160332 0.1490652 2003 641.05 114.3277 106.6706 220.9983 0.1783444 0.1663998 2004 781.16 162.2871 125.6953 287.9824 0.2077514 0.1609085 2005 833.5 157.3378 165.7303 323.0681 0.1887676 0.1988366 2006 1025.31 168.3944 21

7、2.2411 380.6355 0.1642375 0.2070019 資料來源：根據(jù)?鎮(zhèn)江市統(tǒng)計年鑒2006?及鎮(zhèn)江市統(tǒng)計局網(wǎng)站相關數(shù)據(jù)分析得出。圖11999年至2006年鎮(zhèn)江對外貿(mào)易依存度變化圖根據(jù)表1，作出1999年至2006年鎮(zhèn)江對外貿(mào)易依存度變化情況圖，如圖1。外貿(mào)依存度，亦稱外貿(mào)依存率;或外貿(mào)系數(shù);。一國對外貿(mào)易的依賴程度，一般用對外貿(mào)易總額在國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占比重即貿(mào)易依存度來表示，比重的變化意味著對外貿(mào)易在國民經(jīng)濟中所處地位的變化。外貿(mào)依存度分為出口依存度和進口依存度。出口依存度=出口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值；進口依存度=進口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值。從圖1可以看出從1999年到2006年

8、八年間，鎮(zhèn)江的外貿(mào)依存度在穩(wěn)定而又緩和的上升，出口依存度在2005年前一直低于進口依存度，到2005年開始逐步超過進口依存度，鎮(zhèn)江市也由根本實現(xiàn)對外貿(mào)易平衡到逐步拉大貿(mào)易順差，而進口依存度在2004年開始下降，相較出口依存度而言歷年變化趨勢起伏稍大。2相關性分析根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，運用SPSS軟件對鎮(zhèn)江市地區(qū)生產(chǎn)總值與進出口進行相關分析，得到表2其中IE、EX、IM分別代表進出口總額，出口額和進口額。表2鎮(zhèn)江地區(qū)生產(chǎn)總值與進出口額相關系數(shù) GDP IM EX IE GDP 1.000 0.949 0.992 0.989 IM 0.949 1.000 0.931 0.979 EX 0.992 0.9

9、31 1.000 0.985 IE 0.989 0.979 0.985 1.000 資料來源：表中數(shù)據(jù)由Spss軟件計算得出。 LNGDP LNIM LNEX LNIE 1999 6.031922 3.725855 3.544365 4.332369 2000 6.119418 4.195659 3.999033 4.795319 2001 6.224855 4.070909 4.122686 4.79028 2002 6.33006 4.499551 4.426688 5.15693 2003 6.463107 4.739069 4.669746 5.398155 2004 6.66078

10、5.089367 4.833861 5.662899 2005 6.725634 5.058395 5.110362 5.777863 2006 6.93275 5.126309 5.357723 5.941842 由上表可作出進口，出口和地區(qū)生產(chǎn)總值的變化趨勢圖，如圖2。圖2進口、出口和GDP的變化趨勢圖圖3進口、出口和GDP的一階差分圖從以上兩圖可以看出，原始的樣本序列都呈現(xiàn)共同的上升趨勢，而一階差分后的序列趨勢消失。初步判斷，原始的數(shù)據(jù)序列是非平穩(wěn)的，而一階差分后的序列是平穩(wěn)的，進口、出口和地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在著長期穩(wěn)定的關系。3回歸分析3.1進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸分析下面對19

11、992006年的進口額、出口額與地區(qū)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行回歸分析。首先對鎮(zhèn)江市19992006年度的進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值進行回歸分析，用LOG(IM)表示進出口總額并作為解釋變量，用LOG(GDP)表示地區(qū)生產(chǎn)總值并作為被解釋變量，使用計量經(jīng)濟學軟Eviews3.1得到回歸結果如表4。表4進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸分析表 Variable(變量) Coefficient (系數(shù)) Std.Error (標準誤差) t-Statistic ( t檢驗) Prob. (概率 ) C(常數(shù)) 3.567189 0.269616 13.23062 0.0000 LOG(IE) 0.54833

12、7 0.051274 10.69430 0.0000 R-squared (R平方值) 0.950153 Mean dependent var (應變量的均數(shù)) 6.436066 Adjusted R-squared (適應的R平方值) 0.941845 S.D. dependent var (應變量的標準差) 0.316503 S.E. of regression (回歸的標準誤) 0.076326 Akaike info criterion (aic值) -2.095296 Sum squared resid (殘差加權平方和) 0.034954 Schwarz criterion (Sc

13、hwarz值) -2.075435 Log likelihood (似然對數(shù)) 10.38118 F-statistic (F檢驗) 114.3680 Durbin-Watson stat(D-W統(tǒng)計量) 1.861451 Prob(F-statistic) (F檢驗概率) 0.000039 資料來源：表中數(shù)據(jù)由Eviews3.1軟件計算得出，臨界值是5%顯著水平下的臨界值。即LOGGDP=3.567189+0.548337*LOGIE(1)t=(13.23062)(10.69430)AdjustedR2=0.941845F=114.3680因為AdjustedR-squared=0.9418

14、45，故該方程擬合優(yōu)度較高，即模型總體擬合良好。F統(tǒng)計量的P值=0.000039，說明因變量對各個自變量的回歸效果顯著，這說明進口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值增長之間存在較強的相關性，回歸系數(shù)為0.548337，這也就說明了LOGIE增加1%，LOGGDP就會相應的增加0.548337%，從而說明進出口貿(mào)易增長對地區(qū)生產(chǎn)總值增長具有較強的推進作用。3.2出口額與地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸分析接著對19992006年度的出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值進行回歸分析。用LOGX表示出口額，并作為解釋變量；用LOGGDP表示地區(qū)生產(chǎn)總值，并作為被解釋變量，得到回歸結果如表5。表5出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸分析表 Variab

15、le(變量) Coefficient (系數(shù)) Std.Error (標準誤差) t-Statistic ( t檢驗) Prob. (概率 ) C(常數(shù)) 4.120906 0.187110 22.02392 0.0000 LOG(EX) 0.513560 0.041183 12.47026 0.0000 R-squared (R平方值) 0.962850 Mean dependent var (應變量的均數(shù)) 6.436066 Adjusted R-squared (適應的R平方值) 0.956658 S.D. dependent var (應變量的標準差) 0.316503 S.E. of

16、 regression (回歸的標準誤) 0.065892 Akaike info criterion (aic值) -2.389292 Sum squared resid (殘差加權平方和) 0.026050 Schwarz criterion (Schwarz值) -2.369432 Log likelihood (似然對數(shù)) 11.55717 F-statistic (F檢驗) 155.5073 Durbin-Watson stat(D-W統(tǒng)計量) 1.956136 Prob(F-statistic) (F檢驗概率) 0.000016 資料來源：表中數(shù)據(jù)由Eviews3.1軟件計算而得，

17、臨界值是5%顯著水平下的臨界值。即LOGGDP=4.120906+0.513560*LOGEX(2)t=(22.02392)(12.47026)AdjustedR2=0.956658F=155.5073因為AdjustedR-squared=0.956658，故該方程擬合優(yōu)度較高，即模型總體擬合良好。F統(tǒng)計量的P值=0.000016，說明因變量對各個自變量的回歸效果顯著，這說明進口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值增長之間存在較強的相關性，回歸系數(shù)為0.513560，這也就說明了LOGXM增加1%，LOGGDP就會相應的增加0.513560%，從而說明出口貿(mào)易增長同樣對地區(qū)生產(chǎn)總值增長具有較強的推進作用。3.

18、3進口額與地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸分析最后，對1999至2006年度的進口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值進行回歸分析。用LOGIE表示進口額并作為解釋變量；用LOGGDP表示地區(qū)生產(chǎn)總值并作為被解釋變量。得到回歸結果如表6所示。表6進口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的回歸分析表 Variable (變量) Coefficient (系數(shù)) Std. Error (標準誤差) t-Statistic ( t檢驗) Prob. (概率 ) C(常數(shù)) 3.838507 0.350819 10.94155 0.0000 LOG(IM) 0.569248 0.076434 7.447535 0.0003 R-squared (R平

19、方值) 0.902385 Mean dependent var (應變量的均數(shù)) 6.436066 Adjusted R-squared (適應的R平方值) 0.886115 S.D. dependent var (應變量的標準差) 0.316503 S.E. of regression (回歸的標準誤) 0.106809 Akaike info criterion (aic值) -1.423222 Sum squared resid (殘差加權平方和) 0.068450 Schwarz criterion (Schwarz值) -1.403362 Log likelihood (似然對數(shù))

20、7.692889 F-statistic (F檢驗) 55.46578 Durbin-Watson stat (D-W統(tǒng)計量) 1.723517 Prob(F-statistic) (F檢驗概率) 0.000302 資料來源：表中數(shù)據(jù)由Eviews3.1軟件計算而得，臨界值是5%顯著水平下的臨界值。即LOGGDP=3.838507+0.569248*LOGIE(3)t=(10.94155)(7.447535)AdjustedR2=0.886115F=55.46578因為AdjustedR-squared=0.886115，故模型的擬合優(yōu)度不是非常高。F統(tǒng)計量的P值=0.000302，這說明因變

21、量對各個自變量的回歸效果不是很好，說明進口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值增長之間存在的相關性并非很強，但回歸系數(shù)為0.569248，這說明LOGXM增加1%，LOGGDP就會相應的增加0.569248%，從而說明進口貿(mào)易對地區(qū)生產(chǎn)總值增長仍有較強的推進作用。但總的說來，該模型的擬合優(yōu)度沒有前兩個模型高，回歸效果相較而言并不很好。根據(jù)以上的回歸分析可以看出：在對外貿(mào)易各個方面的因素中，進口增長和出口增長都對鎮(zhèn)江市的經(jīng)濟開展都起到很大的推動作用，相比之下，出口的肯定作用更加明顯，而且鎮(zhèn)江自改革開放以來也一直強調(diào)出口對經(jīng)濟增長的推動作用，努力開展對外經(jīng)濟。從總需求的角度看待地區(qū)生產(chǎn)總值的構成時，可以看出出口對經(jīng)

22、濟增長的拉動作用，經(jīng)濟學家一般都認為出口是開展中國家經(jīng)濟增長的引擎，出口是擴大國內(nèi)市場的一項重要因素，出口持續(xù)擴張，帶動相關產(chǎn)業(yè)的增產(chǎn)以及生產(chǎn)結構與就業(yè)結構相應持續(xù)的調(diào)整。同時，進口對經(jīng)濟增長的促進作用可從增加供給的角度表現(xiàn)出來，由于改革開放以來，鎮(zhèn)江注重生產(chǎn)資料尤其是先進設備的進口，合理控制其他商品的進口，所以從這個角度看，擴大進口也能促進經(jīng)濟增長。4結論根據(jù)上文的分析，可以得出：從相關性分析中看出進口額與地區(qū)生產(chǎn)總值顯著相關，而出口額、進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值為高度相關，而從回歸分析中又得出進口增長和出口增長都對鎮(zhèn)江市的經(jīng)濟開展都起到很大的推動作用，相比之下，出口的推動作用更加明顯。但鎮(zhèn)江

23、市出口的擴大還停留在初級開展階段。所以，必須以科技為本,加快出口部門的技術引進和技術革新速度,促進鎮(zhèn)江地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量、附加價值以及技術與資本含量的不斷提高,帶動出口產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化和升級。同時,盡可能發(fā)揮出口企業(yè)的技術擴散效應，帶動相關企業(yè)的技術進步，進而實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長。另外，政府在政策、資金等方面應著重扶持那些出口競爭力強的生產(chǎn)性企業(yè),并組建大型的國際貿(mào)易集團以擴大影響,帶動鎮(zhèn)江市出口擴大。要充分發(fā)揮外商直接投資對鎮(zhèn)江市經(jīng)濟增長的正效應。首先,今后的引資工作重點,應從數(shù)量上的增加轉(zhuǎn)向質(zhì)量上的增長,不應把彌補國內(nèi)資金缺口作為引進外資的唯一目的,更重要的在于引進國外先進的技術、管理經(jīng)驗和

24、市場競爭機制，提高外資利用水平，促進鎮(zhèn)江市經(jīng)濟由粗放型向集約化方向轉(zhuǎn)化。其次,政府的產(chǎn)業(yè)政策應鼓勵外資進入農(nóng)業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)、環(huán)保、根底設施等優(yōu)先開展領域,允許外資公平參與重大工程或公共工程的公開競爭招標。再次，政府的科技政策應鼓勵其建立研究開發(fā)中心和網(wǎng)絡，使其成為我市技術創(chuàng)新體系的重要組成局部。鎮(zhèn)江市工商政策應促進外資企業(yè)降低社會交易本錢，取消各種不合理收費，簡化登記手續(xù)和縮短登記時間。進口也是影響經(jīng)濟增長的一個重要因素，一方面，緊缺的大宗資源性原材料進口，緩解了資源約束的壓力，很大程度上彌補了供給的缺口，促進鎮(zhèn)江經(jīng)濟的高速開展；另一方面，進口中往往包括大量的先進設備和先進技術，它雖然不會直接對地區(qū)生產(chǎn)總值總額產(chǎn)生正向的促進作用，但是，大量先進設備和技術的進口會促進科技進步和生產(chǎn)率的提高，促進經(jīng)濟集約化增長速度的提高，從而導致全要素生產(chǎn)率的提高，促進地區(qū)生產(chǎn)總值增長率的提高，技術優(yōu)勢的提高，最終會帶動整個經(jīng)濟和貿(mào)易的快速開展。在當代國際分工開展日益深入的情況下，要想獲得經(jīng)濟的持續(xù)開展，離不