進(jìn)出口貿(mào)易對地區(qū)生產(chǎn)總值增長貢獻(xiàn)的實(shí)證研究

1、進(jìn)出口貿(mào)易對地區(qū)生產(chǎn)總值增長奉獻(xiàn)的實(shí)證研究論文摘要：在推動經(jīng)濟(jì)增長的各種因素中，進(jìn)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(jìn)口額和出口額進(jìn)行了相關(guān)性分析和回歸分析，最終得出兩者之間存在正相關(guān)性，進(jìn)而提出努力開展鎮(zhèn)江市進(jìn)出口的相關(guān)建議，以更好的發(fā)揮進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。論文關(guān)鍵詞：相關(guān)性分析,回歸分析,進(jìn)出口貿(mào)易,經(jīng)濟(jì)增長,外貿(mào)依存度0引言在推動經(jīng)濟(jì)增長的各種因素中，進(jìn)出口貿(mào)易無疑是一個重要的因素。對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系在西方經(jīng)濟(jì)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(jì)增長發(fā)

2、動機(jī)學(xué)說;和對外貿(mào)易乘數(shù)理論;。許多西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家都認(rèn)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(jì)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(jì)增長的重要戰(zhàn)略。經(jīng)濟(jì)學(xué)家諾克斯(RNurkse)進(jìn)一步補(bǔ)充和開展了羅伯特遜(DHRobertson)提出的對外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī);的命題。他認(rèn)為，19世紀(jì)國際貿(mào)易的開展是許多國家經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。一方面，各國按照比擬本錢法那么進(jìn)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(fèi)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(yīng)，帶動了國民經(jīng)濟(jì)全面增長。凱恩斯認(rèn)為，一國的經(jīng)濟(jì)增長取決于四個主要局部，即消費(fèi)、投資、政府支出和對外貿(mào)易。一國的出口增加會導(dǎo)致國民收入的增加，一國的進(jìn)口會導(dǎo)致國民收入的減少。凱恩斯主義者進(jìn)一步提出了對外貿(mào)易乘數(shù)理論，該理論認(rèn)為，20世紀(jì)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(fù)存在，而且無視了進(jìn)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(kuò)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(dāng)貿(mào)易收支為順差時(shí)，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(shè)干倍。一國貿(mào)易順差越大，對本國經(jīng)濟(jì)增長的作用也就越大。近年來，鎮(zhèn)江的國民經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力實(shí)現(xiàn)新跨越，經(jīng)濟(jì)總量邁上新平臺，地區(qū)生產(chǎn)總值突破1000億元大關(guān)，四年時(shí)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(jìn)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(jìn)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(jī)影響，全市外貿(mào)進(jìn)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(jìn)口總額321億美元，增長

5、226%。如今鎮(zhèn)江已經(jīng)進(jìn)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(jìn)鎮(zhèn)江經(jīng)濟(jì)迅速開展的強(qiáng)大推動器，究竟對鎮(zhèn)江經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮多大作用，本文對此進(jìn)行了相關(guān)性分析和回歸分析。1樣本選擇的根本考慮以及各項(xiàng)變量確實(shí)定表1鎮(zhèn)江GDP和對外貿(mào)易有關(guān)指標(biāo)單位：(億元) 年份 GDP 進(jìn)口額 出口額 進(jìn)出口總額 進(jìn)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(jì)年鑒2006?及鎮(zhèn)江市統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站相關(guān)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(jì)中所處地位的變化。外貿(mào)依存度分為出口依存度和進(jìn)口依存度。出口依存度=出口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值；進(jìn)口依存度=進(jìn)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(jìn)口依存度，到2005年開始逐步超過進(jìn)口依存度，鎮(zhèn)江市也由根本實(shí)現(xiàn)對外貿(mào)易平衡到逐步拉大貿(mào)易順差，而進(jìn)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(guān)性分析根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS軟件對鎮(zhèn)江市地區(qū)生產(chǎn)總值與進(jìn)出口進(jìn)行相關(guān)分析，得到表2其中IE、EX、IM分別代表進(jìn)出口總額，出口額和進(jìn)口額。表2鎮(zhèn)江地區(qū)生產(chǎn)總值與進(jìn)出口額相關(guān)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(jì)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(jìn)口，出口和地區(qū)生產(chǎn)總值的變化趨勢圖，如圖2。圖2進(jìn)口、出口和GDP的變化趨勢圖圖3進(jìn)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(jìn)口、出口和地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。3回歸分析3.1進(jìn)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(jìn)口額、出口額與地區(qū)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。首先對鎮(zhèn)江市19992006年度的進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行回歸分析，用LOG(IM)表示進(jìn)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(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟Eviews3.1得到回歸結(jié)果如表4。表4進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)誤差) t-Statistic ( t檢驗(yàn)) 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(yīng)變量的均數(shù)) 6.436066 Adjusted R-squared (適應(yīng)的R平方值) 0.941845 S.D. dependent var (應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)差) 0.316503 S.E. of regression (回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤) 0.076326 Akaike info criterion (aic值) -2.095296 Sum squared resid (殘差加權(quán)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(yàn)) 114.3680 Durbin-Watson stat(D-W統(tǒng)計(jì)量) 1.861451 Prob(F-statistic) (F檢驗(yàn)概率) 0.000039 資料來源：表中數(shù)據(jù)由Eviews3.1軟件計(jì)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?yàn)锳djustedR-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(jì)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(jìn)口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值增長之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，回歸系數(shù)為0.548337，這也就說明了LOGIE增加1%，LOGGDP就會相應(yīng)的增加0.548337%，從而說明進(jìn)出口貿(mào)易增長對地區(qū)生產(chǎn)總值增長具有較強(qiáng)的推進(jìn)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(jìn)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(jié)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(biāo)準(zhǔn)誤差) t-Statistic ( t檢驗(yàn)) 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(yīng)變量的均數(shù)) 6.436066 Adjusted R-squared (適應(yīng)的R平方值) 0.956658 S.D. dependent var (應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)差) 0.316503 S.E. of

16、 regression (回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤) 0.065892 Akaike info criterion (aic值) -2.389292 Sum squared resid (殘差加權(quán)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(yàn)) 155.5073 Durbin-Watson stat(D-W統(tǒng)計(jì)量) 1.956136 Prob(F-statistic) (F檢驗(yàn)概率) 0.000016 資料來源：表中數(shù)據(jù)由Eviews3.1軟件計(jì)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?yàn)锳djustedR-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(jì)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(jìn)口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值增長之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，回歸系數(shù)為0.513560，這也就說明了LOGXM增加1%，LOGGDP就會相應(yīng)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(qiáng)的推進(jìn)作用。3.

18、3進(jìn)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(jìn)口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行回歸分析。用LOGIE表示進(jìn)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(jié)果如表6所示。表6進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)誤差) t-Statistic ( t檢驗(yàn)) 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(yīng)變量的均數(shù)) 6.436066 Adjusted R-squared (適應(yīng)的R平方值) 0.886115 S.D. dependent var (應(yīng)變量的標(biāo)準(zhǔn)差) 0.316503 S.E. of regression (回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤) 0.106809 Akaike info criterion (aic值) -1.423222 Sum squared resid (殘差加權(quán)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(yàn)) 55.46578 Durbin-Watson stat (D-W統(tǒng)計(jì)量) 1.723517 Prob(F-statistic) (F檢驗(yàn)概率) 0.000302 資料來源：表中數(shù)據(jù)由Eviews3.1軟件計(jì)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?yàn)锳djustedR-squared=0.886115，故模型的擬合優(yōu)度不是非常高。F統(tǒng)計(jì)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(jìn)口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值增長之間存在的相關(guān)性并非很強(qiáng)，但回歸系數(shù)為0.569248，這說明LOGXM增加1%，LOGGDP就會相應(yīng)的增加0.569248%，從而說明進(jìn)口貿(mào)易對地區(qū)生產(chǎn)總值增長仍有較強(qiáng)的推進(jìn)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(jìn)口增長和出口增長都對鎮(zhèn)江市的經(jīng)濟(jì)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(qiáng)調(diào)出口對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用，努力開展對外經(jīng)濟(jì)。從總需求的角度看待地區(qū)生產(chǎn)總值的構(gòu)成時(shí)，可以看出出口對經(jīng)

22、濟(jì)增長的拉動作用，經(jīng)濟(jì)學(xué)家一般都認(rèn)為出口是開展中國家經(jīng)濟(jì)增長的引擎，出口是擴(kuò)大國內(nèi)市場的一項(xiàng)重要因素，出口持續(xù)擴(kuò)張，帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的增產(chǎn)以及生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)相應(yīng)持續(xù)的調(diào)整。同時(shí)，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)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(jìn)設(shè)備的進(jìn)口，合理控制其他商品的進(jìn)口，所以從這個角度看，擴(kuò)大進(jìn)口也能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。4結(jié)論根據(jù)上文的分析，可以得出：從相關(guān)性分析中看出進(jìn)口額與地區(qū)生產(chǎn)總值顯著相關(guān)，而出口額、進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值為高度相關(guān)，而從回歸分析中又得出進(jìn)口增長和出口增長都對鎮(zhèn)江市的經(jīng)濟(jì)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(kuò)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(shù)引進(jìn)和技術(shù)革新速度,促進(jìn)鎮(zhèn)江地區(qū)出口產(chǎn)品質(zhì)量、附加價(jià)值以及技術(shù)與資本含量的不斷提高,帶動出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化和升級。同時(shí),盡可能發(fā)揮出口企業(yè)的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)，帶動相關(guān)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長。另外，政府在政策、資金等方面應(yīng)著重扶持那些出口競爭力強(qiáng)的生產(chǎn)性企業(yè),并組建大型的國際貿(mào)易集團(tuán)以擴(kuò)大影響,帶動鎮(zhèn)江市出口擴(kuò)大。要充分發(fā)揮外商直接投資對鎮(zhèn)江市經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)。首先,今后的引資工作重點(diǎn),應(yīng)從數(shù)量上的增加轉(zhuǎn)向質(zhì)量上的增長,不應(yīng)把彌補(bǔ)國內(nèi)資金缺口作為引進(jìn)外資的唯一目的,更重要的在于引進(jìn)國外先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)和

24、市場競爭機(jī)制，提高外資利用水平，促進(jìn)鎮(zhèn)江市經(jīng)濟(jì)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(yīng)鼓勵外資進(jìn)入農(nóng)業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)、環(huán)保、根底設(shè)施等優(yōu)先開展領(lǐng)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(biāo)。再次，政府的科技政策應(yīng)鼓勵其建立研究開發(fā)中心和網(wǎng)絡(luò)，使其成為我市技術(shù)創(chuàng)新體系的重要組成局部。鎮(zhèn)江市工商政策應(yīng)促進(jìn)外資企業(yè)降低社會交易本錢，取消各種不合理收費(fèi)，簡化登記手續(xù)和縮短登記時(shí)間。進(jìn)口也是影響經(jīng)濟(jì)增長的一個重要因素，一方面，緊缺的大宗資源性原材料進(jìn)口，緩解了資源約束的壓力，很大程度上彌補(bǔ)了供給的缺口，促進(jìn)鎮(zhèn)江經(jīng)濟(jì)的高速開展；另一方面，進(jìn)口中往往包括大量的先進(jìn)設(shè)備和先進(jìn)技術(shù)，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(jìn)作用，但是，大量先進(jìn)設(shè)備和技術(shù)的進(jìn)口會促進(jìn)科技進(jìn)步和生產(chǎn)率的提高，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)集約化增長速度的提高，從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的提高，促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)總值增長率的提高，技術(shù)優(yōu)勢的提高，最終會帶動整個經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易的快速開展。在當(dāng)代國際分工開展日益深入的情況下，要想獲得經(jīng)濟(jì)的持續(xù)開展，離不