我國(guó)對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)GDP增長(zhǎng)的實(shí)證分析

楊 春， 李 箐

(1. 沈陽(yáng)師范大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院， 沈陽(yáng) 110034； 2. 遼寧大學(xué) 亞澳商學(xué)院， 沈陽(yáng) 110036)

改革開(kāi)放三十多年來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易飛速增長(zhǎng)，外貿(mào)總量從1978年的355億元人民幣增加到2007年的42 152億元人民幣，增長(zhǎng)了118.73倍，雄踞世界對(duì)外貿(mào)易總量排名前3位。與其相伴隨的是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)呈高速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的3 645.22億元人民幣增加到2007年的65 468億元人民幣，增長(zhǎng)了17.96倍。為了驗(yàn)證我國(guó)對(duì)外貿(mào)易是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，本文將通過(guò)實(shí)證研究對(duì)1978—2007年我國(guó)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際進(jìn)口貿(mào)易總額和實(shí)際出口貿(mào)易總額的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，希望能夠發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在因果關(guān)系。

一、樣本數(shù)據(jù)選擇與描述分析

本文在進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)數(shù)據(jù)分析時(shí)所使用的樣本數(shù)據(jù)取自2007年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中1978—2007年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的數(shù)據(jù)，用零售商品價(jià)格指數(shù)(設(shè)1978年該指數(shù)為100)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)口總額和出口總額進(jìn)行平減，以消除物價(jià)變動(dòng)因素對(duì)三者的影響。由于數(shù)據(jù)原始的協(xié)整關(guān)系不但不會(huì)隨著對(duì)其進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換而改變，而且可以線性化數(shù)據(jù)的趨勢(shì)，使異方差現(xiàn)象從時(shí)間序列數(shù)據(jù)中被清除[1]，因此，對(duì)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際出口總額和實(shí)際進(jìn)口總額進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，并分別用lnRGDP、lnREX、lnRIM表示變換后的相應(yīng)數(shù)據(jù)。文中所有數(shù)據(jù)采用Eviews 6.1軟件計(jì)算得出。

本文首先對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行定性描述分析，以便得出對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額樣本數(shù)據(jù)間關(guān)系的直觀的、感性的認(rèn)識(shí)。圖1、2分別為1978—2007年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額的變化趨勢(shì)圖及它們的一階差分圖。表1為1978—2007年我國(guó)實(shí)際和用自然對(duì)數(shù)表示的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額。

圖1 我國(guó)1978—2007年用自然對(duì)數(shù)表示的GDP、出口總額、進(jìn)口總額變化趨勢(shì)圖

圖2 我國(guó)1978—2007年用自然對(duì)數(shù)表示的GDP、出口總額、進(jìn)口總額一階差分圖

表1 1978—2007年我國(guó)實(shí)際和用自然對(duì)數(shù)表示的GDP、出口總額、進(jìn)口總額 億元

數(shù)據(jù)來(lái)源：2007年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

從圖1、2和表1中可以看出，自1978年以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都保持著強(qiáng)勁的增長(zhǎng)勢(shì)頭，各變量都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，并且變動(dòng)的步調(diào)和方向較為一致。這說(shuō)明我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額之間可能存在著較強(qiáng)的相關(guān)性。但對(duì)三者的自然對(duì)數(shù)值進(jìn)行一階差分后，三個(gè)序列向上的趨勢(shì)消失。通過(guò)直觀判斷，我國(guó)原始的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額的時(shí)間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，但在一階差分后是平穩(wěn)的，這說(shuō)明某種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系可能存在于各個(gè)變量之間。

二、樣本數(shù)據(jù)單位根的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的最新理論要求，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)應(yīng)當(dāng)首先對(duì)方程中將要出現(xiàn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[2]。如果發(fā)現(xiàn)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額的時(shí)間序列數(shù)據(jù)不隨時(shí)間的變化而變化，就說(shuō)明這些數(shù)據(jù)存在時(shí)間序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 樣本數(shù)據(jù)單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：差分算子用D代表；在1%的顯著性下平穩(wěn)以*代表，在5%的顯著性下平穩(wěn)用**代表；為了使殘差項(xiàng)為白噪聲加入了滯后項(xiàng)。

由表2可知，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額數(shù)據(jù)自然對(duì)數(shù)值的ADF統(tǒng)計(jì)量分別是-1.236 943，-2.650 292和-2.007 935，均大于各自10%顯著性水平的臨界值-3.225 334，表明序列是非平穩(wěn)的。但三者的自然對(duì)數(shù)值一階差分后，變量的ADF統(tǒng)計(jì)量分別是-3.520 637，-5.776 903和-3.677 682，均小于各自5%顯著性水平的臨界值-2.981 038，-2.976 263和-2.976 263，所以至少在95%的置信度下序列沒(méi)有單位根。因此，在5%的顯著性水平下，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額自然對(duì)數(shù)值的一階差分都是一階單整序列，即I(1)序列，協(xié)整關(guān)系可能存在于用三者自然對(duì)數(shù)值所表示的變量之間。

三、樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免用EG兩步法所采用的普通最小二乘法對(duì)多變量系統(tǒng)中具有較強(qiáng)相關(guān)性的數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)時(shí)導(dǎo)致的偽回歸多重共線性問(wèn)題，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)可以采用多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法[3]?，F(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的大量實(shí)證研究表明，用這種方法對(duì)有較強(qiáng)相關(guān)關(guān)系的多變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)是科學(xué)可信的。這種協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)方法屬于向量自回歸模型檢驗(yàn)方法，只能在確定向量自回歸模型的結(jié)構(gòu)后，才能對(duì)具有較強(qiáng)相關(guān)關(guān)系的多變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，因此，先通過(guò)施瓦茨準(zhǔn)則和赤池信息準(zhǔn)則來(lái)選擇向量自回歸模型的滯后期[4]。按步驟從第五階到第一階仔細(xì)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茨準(zhǔn)則的值達(dá)到最小時(shí)滯后期顯示為3，這說(shuō)明向量自回歸(3)模型是最理想的計(jì)量模型。經(jīng)檢驗(yàn)差分修正后的平穩(wěn)序列l(wèi)nREX、lnRIM和lnRGDP之間的協(xié)整關(guān)系，第三種協(xié)整方程形式比較合適，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 樣本數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出，跡檢驗(yàn)表明在5%顯著性水平上有1個(gè)協(xié)整關(guān)系，最大特征根檢驗(yàn)表明在5%的顯著性水平上沒(méi)有協(xié)整關(guān)系，故可認(rèn)為唯一的協(xié)整關(guān)系存在于變量lnREX、lnRIM和lnRGDP之間，協(xié)整方程為

ECM=lnRGDP+ 1.176lnRIM- 1.773lnREX-4.929

(0.2528) (0.2379)

括號(hào)內(nèi)的數(shù)值是回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，對(duì)數(shù)似然值是118.842 5。對(duì)協(xié)整數(shù)列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 協(xié)整數(shù)列ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可見(jiàn)，在5%顯著性水平上，通過(guò)單位根檢驗(yàn)得到的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量臨界值A(chǔ)DF(N，N，l)=-2.979 014，小于5%臨界值-2.967 767，說(shuō)明協(xié)整序列ECM已經(jīng)是平穩(wěn)序列[5]。雖然我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與進(jìn)口總額、出口總額之間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)關(guān)系是非平穩(wěn)的，但它們之間的線性組合卻是平穩(wěn)的，這充分說(shuō)明一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系存在于三者之間。在這種關(guān)系中，出口的彈性是1.773，進(jìn)口的彈性是1.176。從長(zhǎng)期來(lái)看，它表示中國(guó)出口每增長(zhǎng)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將增長(zhǎng)1.773%；而進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將減少1.176%。這些數(shù)據(jù)說(shuō)明，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易中出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)非常大，而進(jìn)口則對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)有反向影響。

四、樣本數(shù)據(jù)的因果關(guān)系檢驗(yàn)

雖然協(xié)整檢驗(yàn)表明我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和出口總額、進(jìn)口總額之間存在著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，但是這并不能說(shuō)明三者之間就一定存在著因果關(guān)系，因而，還要對(duì)變量間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)[6]7-11。20世紀(jì)70年代，格蘭杰提出了以其名字命名的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，目前絕大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家采用該方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行因果檢驗(yàn)。協(xié)整方程ECM的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，出口貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，進(jìn)口貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，進(jìn)口貿(mào)易是出口貿(mào)易的格蘭杰原因。這表明短期內(nèi)對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)確實(shí)促進(jìn)了我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，但后者的快速增長(zhǎng)還沒(méi)有實(shí)現(xiàn)對(duì)出口增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；進(jìn)口增長(zhǎng)是出口增長(zhǎng)的格蘭杰原因。這可能是因?yàn)楦母镩_(kāi)放30年來(lái)我國(guó)通過(guò)對(duì)外貿(mào)易引進(jìn)了大量國(guó)外的科學(xué)管理方法、生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)和先進(jìn)技術(shù)，推動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展，提高了各部門(mén)尤其是與出口相關(guān)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，加速了出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化，從而使出口產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力增強(qiáng)，促進(jìn)了出口的增長(zhǎng)[7]。

表5 協(xié)整方程ECM的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

五、樣本數(shù)據(jù)的方差分解

用方差分解進(jìn)行預(yù)測(cè)，就是將系統(tǒng)的預(yù)測(cè)均方誤差分解為系統(tǒng)中各變量所作的貢獻(xiàn)，其主要思想是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量(共m個(gè))的波動(dòng)(k步預(yù)測(cè)均方誤差)按其成分分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個(gè)組成部分，從而了解各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性[8]。格蘭杰因果檢驗(yàn)揭示了因果關(guān)系存在于我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和出口總額、進(jìn)口總額3個(gè)變量之間，但并未明確三者從長(zhǎng)期來(lái)看相互之間可能發(fā)生的影響，所以有必要對(duì)這些變量進(jìn)行方差分解，以進(jìn)一步考察未來(lái)可能發(fā)生的情況。

1. GDP方程的方差分解

GDP方程的方差分解結(jié)果見(jiàn)表6和圖3。

表6 GDP方程方差分解結(jié)果

圖3 GDP方程方差分解結(jié)果示意圖

表6和圖3表明，出口從第三期開(kāi)始對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響顯著增加到5.29%，到第十期已經(jīng)增加到14.86%，說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看出口對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響非常重要[9]；進(jìn)口從第三期開(kāi)始對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響開(kāi)始增加到2.03%，到第六期增加到6.23%后，又逐漸減少到第十期的5.20%，說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看進(jìn)口對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值雖然有影響但不是非常重要，并且隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況的變化，進(jìn)口的影響有下降的趨勢(shì)。

2. 出口貿(mào)易方程的方差分解

出口貿(mào)易方程的方差分解結(jié)果見(jiàn)表7和圖4。

表7 出口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果

圖4 出口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果示意圖

表7和圖4表明，進(jìn)口對(duì)出口的影響從第二期開(kāi)始突然增加到7.23%，到第三期增加到最高點(diǎn)8.51%后，開(kāi)始逐漸減少到第十期的4.89%，這說(shuō)明進(jìn)口對(duì)出口雖然有影響，但從長(zhǎng)期來(lái)看不是非常重要。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)出口的影響比較大，從第一期的51.32%開(kāi)始增加到第十期的65.99%，這說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)出口的影響逐漸加強(qiáng)[10]224。

3. 進(jìn)口貿(mào)易方程的方差分解

進(jìn)口貿(mào)易方程的方差分解結(jié)果見(jiàn)表8和圖5。

表8 進(jìn)口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果

圖5 進(jìn)口貿(mào)易方程方差分解結(jié)果示意圖

表8和圖5表明，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)進(jìn)口的影響從第二期開(kāi)始突然增加到50.83%，并一直保持較大的影響直到第十期的65.77%，這說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)進(jìn)口的影響非常重要。出口對(duì)進(jìn)口的影響從第一期的16.72%逐漸增加到第十期的17.86%，這說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看出口對(duì)進(jìn)口的影響不大。

六、結(jié) 論

通過(guò)上述計(jì)量分析可見(jiàn)，雖然我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與進(jìn)口總額、出口總額之間的關(guān)系是非平穩(wěn)的，但三者之間的線性組合卻是平穩(wěn)的，并存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。在這種關(guān)系中，出口的彈性是1.773，進(jìn)口的彈性是1.176。從長(zhǎng)期來(lái)看，它表示中國(guó)出口每增長(zhǎng)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將增長(zhǎng)1.773%；而進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將減少1.176%。這些數(shù)據(jù)說(shuō)明，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易中出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)非常大，而進(jìn)口則對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)有反向影響[11]。雖然計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果表明進(jìn)口不會(huì)直接對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，但是進(jìn)口對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的間接促進(jìn)作用卻不容忽視。資本品進(jìn)口可以把國(guó)外具有先進(jìn)科技水平的機(jī)器設(shè)備直接帶到國(guó)內(nèi)，這不但可以迅速提高勞動(dòng)生產(chǎn)率而不必花費(fèi)大量的人力、物力、財(cái)力和時(shí)間，而且更為重要的是可以通過(guò)對(duì)這些機(jī)械設(shè)備中所蘊(yùn)含的先進(jìn)技術(shù)的消化、吸收和改造而獲得技術(shù)溢出帶來(lái)的“后起者優(yōu)勢(shì)”，即把資本品引進(jìn)與我國(guó)廉價(jià)勞動(dòng)力相結(jié)合，形成新的出口產(chǎn)業(yè)。我國(guó)勞動(dòng)力價(jià)格普遍較低，資本品引進(jìn)使得技術(shù)水平相應(yīng)提高，與廉價(jià)勞動(dòng)力資源結(jié)合起來(lái)后更具后發(fā)成本優(yōu)勢(shì)，因而有利于完成跨越式發(fā)展，促進(jìn)科技進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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