易行健，袁申國，戴艷娟

(廣東外語外貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，廣東廣州510006)

一、引 言

自中國加入WTO以來，廣東對外貿(mào)易取得了飛速發(fā)展，為廣東省經(jīng)濟增長作出了巨大貢獻。進出口總額從2001年的1 764.9億美元增加到2012年的9 838.2億美元，2012年廣東進出口總額占全國的比重為25.4%，進出口名義值的年均增長率為16.4%，剔除匯率變動與價格變化因素以后實際年均增長率為11.1%，而同期廣東地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)年均增長率為12.2%。廣東外貿(mào)依存度(進出口總額與GDP之比)由2001年的121.3%增加到2006年的158.1%，2007—2009年受國際金融危機影響進出口增長速度逐年下滑，其中2008年和2009年呈現(xiàn)負增長態(tài)勢。2010年至今伴隨著世界經(jīng)濟緩慢復(fù)蘇，廣東進出口呈現(xiàn)恢復(fù)增長態(tài)勢，但由于2011年、2012年受到低迷的世界市場的影響，廣東進出口增長率仍然遠低于國際金融危機前的增長率。從外貿(mào)依存度來看，廣東GDP的形成很大程度上依賴于國際市場。目前對外貿(mào)易對廣東經(jīng)濟增長的貢獻與GDP形成的影響到底有多大，已經(jīng)成為宏觀經(jīng)濟管理部門與學(xué)術(shù)界關(guān)心的熱點問題。本文嘗試從需求角度估算出口與外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長的貢獻率，同時還從投入產(chǎn)出角度分析進出口對廣東GDP形成的貢獻。

在對廣東省外貿(mào)與經(jīng)濟增長相互關(guān)系的研究文獻中，有的文獻使用簡單回歸方程進行分析。比如查貴勇(2006)構(gòu)建一元線性回歸模型分析了貿(mào)易總額、出口和進口與經(jīng)濟增長的關(guān)系，回歸結(jié)果表明，從長期看，廣東省 GDP對出口的彈性為0.827 5，遠遠高于全國平均水平，而對進口的彈性為0.493 4。①查貴勇:《廣東省外貿(mào)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析》，載《國際經(jīng)貿(mào)探索》2006年第7期。周愛農(nóng)(2010)利用廣東省 1993—2007年數(shù)據(jù)使用誤差修正模型分析了外貿(mào)出口和經(jīng)濟增長的關(guān)系，得出結(jié)論:廣東省外貿(mào)出口每增加1%，經(jīng)濟產(chǎn)出就會相應(yīng)增加0.920 4%。①周愛農(nóng):《廣東省外貿(mào)出口對經(jīng)濟增長影響的實證分析》，載《全國商情(理論研究)》2010年第6期。由于簡單回歸模型的缺陷，比如可能遺漏掉重要經(jīng)濟變量使得研究結(jié)果出現(xiàn)偏誤，很顯然，這些文獻研究結(jié)果顯示GDP的出口彈性和進口彈性偏大。有的文獻研究了廣東省區(qū)域性外貿(mào)對GDP的貢獻，比如楊友孝、陳文良(2014)利用2001—2011年廣東省外貿(mào)發(fā)展區(qū)域年度數(shù)據(jù)，采用面板模型實證分析廣東省外貿(mào)區(qū)域發(fā)展泰爾指數(shù)對GDP貢獻率變動的影響。②楊友孝，陳文良:《廣東省外貿(mào)區(qū)域發(fā)展差異與外貿(mào)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)系研究》，載《國際經(jīng)貿(mào)探索》2014年第1期。還有文獻從需求角度對該問題進行研究，比如鄭晶(2006)構(gòu)建聯(lián)立方程模型，利用二階段最小二乘法對結(jié)構(gòu)方程系數(shù)進行估計，估算了1987—2002年間對外貿(mào)易對廣東省經(jīng)濟增長的作用。③鄭晶:《對外貿(mào)易對廣東省經(jīng)濟增長作用的實證研究》，載《國際貿(mào)易問題》2006年第4期。由于采用的方法不同，所以研究結(jié)果差異較大。同時，近十年來，由于國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境變化劇烈變化，金融危機、歐債危機對廣東省出口、經(jīng)濟增長都造成較大影響。所以，重新估算外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長的貢獻十分必要。

本文嘗試從需求角度估算出口與外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長的貢獻率，同時從投入產(chǎn)出角度分析進出口對廣東GDP形成的貢獻。其中，聯(lián)立方程中，投資函數(shù)和消費函數(shù)設(shè)定與鄭晶(2006)和林毅夫、李永軍(2001)文獻中的設(shè)定不同，具體原因在第三部分詳細說明。

表1 廣東省2001—2012年GDP和進出口實際增長率(單位:%)

二、傳統(tǒng)方法計算外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻及局限性

傳統(tǒng)計算方法是利用如式(1)所示的支出法計算國民收入恒等式來考察外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻程度:

其中，Y，C，IN，G，EX，IM 分別代表國民收入、消費、投資、政府支出、出口和進口。上式兩邊分別對時間求導(dǎo)可得:

表2 三大需求對地區(qū)生產(chǎn)總值增長的貢獻率和拉動百分點(單位:%)

從表2可以求出2001—2012年廣東外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻率平均為7.4%，對經(jīng)濟增長平均拉動1.2個百分點。其中，貢獻率與拉動百分點均在2006年達到最大值，分別為40%和拉動5.9個百分點的經(jīng)濟增長。2009年外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻與拉動作用均為負，2010年至今外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻又重新轉(zhuǎn)為正，但是與國際金融危機爆發(fā)前相比，貢獻率與拉動作用明顯下降。

三、基于需求導(dǎo)向的外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長的貢獻估計

(一)模型設(shè)定

林毅夫與李永軍(2003)認為傳統(tǒng)方法低估了出口對經(jīng)濟增長的貢獻。他們指出，出口的增長除了能夠直接推動經(jīng)濟增長之外，還對消費、投資、政府支出、進口造成影響，從而間接刺激經(jīng)濟增長，因此要完整地考察出口與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系必須同時考慮出口增長對經(jīng)濟增長的直接和間接推動作用。①林毅夫、李永軍:《出口與中國的經(jīng)濟增長:需求導(dǎo)向的分析》，載《經(jīng)濟學(xué)季刊》2003年第4期。借鑒林毅夫和李永軍的分析方法，本文從需求導(dǎo)向視角估計外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長的貢獻。根據(jù)凱恩斯宏觀經(jīng)濟理論，一個經(jīng)濟體的有效需求包括消費、投資、政府購買和凈出口，即用支出法核算的國民收入恒等式為:

式(4)中的字母表示的含義同前文，其中右邊的四個變量中，由于出口一般受到國外市場需求、匯率、國外相關(guān)政策的影響，所以大多數(shù)研究文獻都把出口作為外生變量，這里研究沿用相關(guān)文獻假設(shè)，設(shè)定出口為外生變量。

1.消費函數(shù)。一般文獻都假定居民消費取決于持久收入，同時假定居民根據(jù)適應(yīng)性預(yù)期方式對持久收入預(yù)期進行調(diào)整。具體的函數(shù)形式為:

2.投資函數(shù)。對于投資函數(shù)的設(shè)定，不同文獻使用了不同的方程。鄭晶(2006)參考希克斯的引致投資理論采用加速模型，假定投資需求與上期投資水平和國民收入水平變動有關(guān)。本文在回歸分析中嘗試使用國民收入水平變動量(Yt-Yt-1)作為投資的解釋變量，由于回歸結(jié)果顯示其系數(shù)值不顯著，所以本文不采用該設(shè)定。林毅夫和李永軍(2003)認為經(jīng)濟中投資規(guī)模由經(jīng)濟總規(guī)模和利率水平?jīng)Q定。本文通過分析投資與貸款利率的簡單相關(guān)性發(fā)現(xiàn)，二者雖然負相關(guān)，但相關(guān)性較小，相關(guān)系數(shù)為-0.469 7。同時，在后面的SUR回歸分析中，嘗試使用文獻對投資函數(shù)的設(shè)定，將利率作為投資函數(shù)的一個解釋變量，但回歸結(jié)果顯示利率變量系數(shù)不顯著。由于中國利率并沒有完全市場化，貨幣當局實施貨幣政策時，更多地是直接調(diào)控貨幣供應(yīng)量;所以貨幣供應(yīng)量是貨幣當局實施宏觀經(jīng)濟調(diào)控的中介目標。當貨幣當局要刺激投資時，會增加貨幣供應(yīng)量;要抑制投資時，會減少貨幣供應(yīng)量。這樣，投資規(guī)模很可能與貨幣供應(yīng)量有較強的相關(guān)性。表3的統(tǒng)計分析結(jié)論證實了這一點。廣東省投資與中國貨幣供應(yīng)量M1的相關(guān)系數(shù)為0.993 8。另外，投資規(guī)模與經(jīng)濟總規(guī)模的相關(guān)性也很大，為0.998 6。所以，最終認為投資取決于經(jīng)濟總規(guī)模和貨幣供應(yīng)量M1，投資函數(shù)具體設(shè)定為:

表3 貸款利率、投資、GDP和貨幣供應(yīng)量M1的簡單相關(guān)性

3.進口函數(shù)。一個國家的進口一般由該國的總需求和匯率水平?jīng)Q定?？傂枨蟀ㄏM需求、投資需求、政府購買需求和出口需求。由于廣東省公布的支出法GDP核算中沒有政府支出項，故消費C中包括居民消費和政府消費，投資IN中包括私人投資和政府投資支出。這樣，進口函數(shù)可以設(shè)定為:IMt=φ0+φ1Ct+φ2INt+φ3EXt+φ4ERt+εt。但是在進行回歸分析時，回歸結(jié)果顯示投資INt的系數(shù)為負數(shù)，并且不顯著，一方面，表明消費和投資同時進入方程可能出現(xiàn)多重共線性問題，因為國內(nèi)投資需求增加，理論上投資的系數(shù)應(yīng)該為正;另一方面，表明廣東省投資對進口的影響不明顯，所以最終將投資變量去除，進口函數(shù)設(shè)定為:

式(4)(5)(6)(7)構(gòu)成一個多元線性聯(lián)立方程組，其對應(yīng)的簡化式方程組為:

(二)數(shù)據(jù)來源與估計結(jié)果

本文研究的樣本數(shù)據(jù)為2000—2012年年度數(shù)據(jù)，所以最終計算出的貢獻率等數(shù)據(jù)為2001—2012年的。廣東省支出法GDP、投資、消費、CPI、進出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)來源于廣東統(tǒng)計信息網(wǎng)《2013年廣東統(tǒng)計年鑒》;人民幣名義匯率和貨幣供應(yīng)量M1數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫;人民幣實際有效匯率REER來源于IMF網(wǎng)站的IFS數(shù)據(jù)庫。所有數(shù)據(jù)名義值都使用廣東省GDP縮減指數(shù)轉(zhuǎn)化為實際值后取對數(shù)，其中REER直接取對數(shù)。

對于線性方程組估計可以采用多種估計方法，包括普通最小二乘法(OLS)、加權(quán)最小二乘法(WLS)、似無關(guān)估計(SUR)、兩階段最小二乘法(2SLS)、加權(quán)兩階段最小二乘法(W2SLS)、三階段最小二乘法(3SLS)。有文獻指出，對于小樣本情況下的聯(lián)立方程組估計，2SLS可能比3SLS更為可取，①林毅夫、李永軍:《出口與中國的經(jīng)濟增長:需求導(dǎo)向的分析》。另有文獻認為，對于小樣本數(shù)據(jù)，SUR估計不一定比OLS估計更有效率②高惠璇:《生成SAS數(shù)據(jù)集的幾種方法》，載《數(shù)理統(tǒng)計與管理》1998年第6期。。為了得到更有效的估計，本文對2SLS、3SLS和SUR的估計結(jié)果進行了比較，結(jié)果見表4。

表4 結(jié)構(gòu)式方程的2SLS、3SLS和SUR估計結(jié)果比較

從估計結(jié)果看，三種估計方法的估計效果差異不大。同時，2SLS估計的消費函數(shù)和投資函數(shù)系數(shù)值與SUR估計的兩個函數(shù)系數(shù)值比較接近。所以，從估計結(jié)果的穩(wěn)健性來看，2SLS和SUR的估計結(jié)果更穩(wěn)健一些，通過比較調(diào)整R2、DW統(tǒng)計量和回歸標準誤，總體上發(fā)現(xiàn)SUR的估計效果略微好一些，故最終確定選擇SUR估計方法。

表5 聯(lián)立方程的SUR估計結(jié)果

由SUR2估計結(jié)果，可以得到簡化式方程組:

由SUR1估計結(jié)果計算得到的簡化式方程組第一個方程為:

由SUR3估計結(jié)果計算得到的簡化式方程組第一個方程為:

由三種估計結(jié)果得到的簡化式方程組第一個方程可以看出回歸分析并未出現(xiàn)林毅夫等(2003)推測的情形。SUR1估計的出口對經(jīng)濟增長的影響最大，SUR3估計的出口對經(jīng)濟增長的影響最小。根據(jù)表5可知，三種估計效果比較接近，可以認為廣東省出口對經(jīng)濟增長的影響彈性系數(shù)在0.268 1到0.660 7之間。其中，SUR1和SUR3估計中，消費C方程估計中收入 Y系數(shù)非常小，分別為0.018 1和0.004 7，這與中國現(xiàn)實不太符合。因為中國屬于發(fā)展中國家，收入對居民的消費還有相當大的影響。SUR2估計中收入Y系數(shù)為0.092 6，相比而言更接近現(xiàn)實。所以最終選擇SUR2的估計結(jié)果，因為三個估計中，SUR2估計的三個方程的有效性相對更好。

由SUR2估計的簡化式第一個方程知，dY/dEX=0.335 7，于是根據(jù)出口貢獻率計算公式( dY/dEX)ΔEXt/Yt-1可以算出 2001—2012 年廣東出口對經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動百分點。其中，dC/dEX和dI/dEX分別為消費和投資對出口的彈性;ΔEXt和ΔNEt分別為出口和凈出口當期值;Yt-1為GDP上一期值。由簡化式方程知，dC/dEX=0.031 1，dI/dEX=0.093 8，于是可以計算出外貿(mào)對經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動百分點。計算結(jié)果見表6。

表6 廣東省出口與外貿(mào)對經(jīng)濟增長復(fù)合拉動百分點(2001—2012)(單位:%)

從表6可以得出，2001—2012年廣東出口平均復(fù)合拉動2.96個百分點的經(jīng)濟增長，而同時期外貿(mào)平均復(fù)合拉動3.81個百分點的經(jīng)濟增長。其中，復(fù)合拉動百分點在2006年達到最大值，分別為5.9個百分點與11個百分點，2007年以后出口與外貿(mào)對經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動百分點呈現(xiàn)顯著下降。雖然2010年開始出口與外貿(mào)對經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動均為正，但是2011年與2012年的復(fù)合拉動百分點不但顯著低于金融危機前，也低于這12年的平均水平。

四、基于投入產(chǎn)出表的外貿(mào)對廣東GDP的貢獻估計

外貿(mào)依存度衡量的是廣東GDP對國際市場的依賴程度，前面的傳統(tǒng)方法與基于需求導(dǎo)向的方法估計出來的結(jié)果僅僅能夠說明外貿(mào)對GDP增長的貢獻，但是對外貿(mào)易對廣東GDP的形成有著多大的貢獻仍然未知。本部分將使用投入產(chǎn)出法對進出口在GDP增長中的貢獻進行數(shù)量分析。在分析進出口對GDP增長的貢獻時，若用通常的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，僅僅只看到凈出口的金額在GDP中所占比重為多少，沒有考慮進出口產(chǎn)業(yè)的波及效應(yīng)，只計算直接效應(yīng)，而投入產(chǎn)出分析的特點是，某個產(chǎn)業(yè)進出口的變化，不僅對一個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響，還會通過產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)聯(lián)對其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響，因此表面上看和進出口產(chǎn)業(yè)沒有直接關(guān)系的產(chǎn)業(yè)，實際上也會由于與進出口產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出關(guān)系而受到影響。同時，根據(jù)支出法核算的GDP恒等式Y(jié)=C+IN+G+( EX-IM)分析外貿(mào)對GDP形成的貢獻時，進口對GDP形成與增長的貢獻均為負，但是如果進口商品用于中間投入，實際上這部分投入仍然會產(chǎn)生波及效應(yīng)，對GDP的形成與增長具有正向的貢獻?，F(xiàn)代貿(mào)易中，尤其在中國，占統(tǒng)治地位的是中間投入品的貿(mào)易，進口對中國的經(jīng)濟運行是不可缺少的。因此，分析進口對GDP的貢獻也是非常重要的。廣東省的進口與出口分別對GDP形成的貢獻有多大?本部分利用廣東省2002年和2007年的投入產(chǎn)出表，參考吳振宇與沈利生(2004)的研究思路與算法①吳振宇、沈利生:《中國對外貿(mào)易對 GDP貢獻的經(jīng)驗分析》，載《世界經(jīng)濟》2004年第2期。，將進出口對GDP的間接影響與波及效應(yīng)考慮在內(nèi)，同時推算了出口與進口對GDP的貢獻。由于本文計算時2012年投入產(chǎn)出表還未公布，因此本部分假設(shè)2012年與2007年的技術(shù)結(jié)構(gòu)未發(fā)生變化，從廣東省統(tǒng)計年鑒上查找了各部門的增加值和進出口額，粗略編制了2012年的投入產(chǎn)出表，推算出2012年廣東省對外貿(mào)易對GDP的貢獻。

(一)分析方法

1.出口對GDP形成的貢獻的估計方法

(1)對廣東省投入產(chǎn)出表的處理。由于目前公開的廣東省的投入產(chǎn)出表的中間投入部分包含了進口和調(diào)入品的中間投入，但是在利用投入產(chǎn)出表對進出口對GDP貢獻的波及效應(yīng)進行分析時，必須將中間投入部分的進口和調(diào)入品去除，才能夠測算出進出口對廣東省GDP的貢獻。同時廣東省并未編制非競爭投入產(chǎn)出表，因此，只能依據(jù)最終需求的進口部分進行推算。

首先求出進口系數(shù)。在此假設(shè)進口與國內(nèi)總需求成一定比例，進口系數(shù)mi=進口/國內(nèi)總需求。國內(nèi)總需求是中間需求與最終需求的總和。其次，將本國產(chǎn)品與進口品進行分離。xij為各產(chǎn)品的中間投入金額，因此，進口品中間投入的金額為:

非競爭型投入產(chǎn)出表中各元素存在以下關(guān)系:

從行來看，國內(nèi)產(chǎn)品存在以下關(guān)系:

進口產(chǎn)品存在以下關(guān)系:

從列來看，產(chǎn)品之間存在以下關(guān)系:

其中，vj是各部門的增加值，各部門的增加值相加與各部門的最終需求相加的值相等，為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。

將進口品與國內(nèi)產(chǎn)品區(qū)分之后，還要將國內(nèi)產(chǎn)品中的調(diào)入品與廣東省內(nèi)部生產(chǎn)的產(chǎn)品進行區(qū)分。區(qū)分的方法與區(qū)分進口品的方法基本相同。

首先，求出調(diào)入系數(shù)。在此假設(shè)進口與國內(nèi)總需求成一定比例，調(diào)入系數(shù)為zi=調(diào)入/國內(nèi)總需求。國內(nèi)總需求是中間需求與最終需求的總和。其次，將國內(nèi)產(chǎn)品與進口品進行分離。xij為各產(chǎn)品的中間投入金額，調(diào)入品中間投入的金額為:

省內(nèi)產(chǎn)品的中間投入的金額為:

將出口品和調(diào)入品分離后的中間投入為:

因此，從列來看，投入產(chǎn)出表中各元素存在下列關(guān)系:

測算廣東進口與出口對GDP的貢獻時，依據(jù)上述方法，將進口品和調(diào)入品與廣東省內(nèi)的產(chǎn)品進行區(qū)分后的投入產(chǎn)出表，使用的中間投入系數(shù)應(yīng)當剔除進口與出口時中間投入的系數(shù)。

(2)計算時使用的基本模型。首先建立投入產(chǎn)出表的基本關(guān)系式，即:

其中，A中間投入系數(shù)的行列，X為總產(chǎn)出，Y為最終需求，最終需求加總之后就是國內(nèi)生產(chǎn)總值，也就是GDP。

這里，S為調(diào)入品。由于本文使用的投入產(chǎn)出表將最終使用部分的調(diào)入與進口單獨列出行列式，因此在投入產(chǎn)出表上的數(shù)據(jù)關(guān)系變?yōu)?

從(20)和(22)式，可以得到:

從(23)式可知，

居民消費帶來的總產(chǎn)出為:Xc=( I-A)-1C

政府消費帶來的總產(chǎn)出為:XG=( I-A)-1G

資本形成帶來的總產(chǎn)出為:XIN=( I-A)-1IN

出口帶來的總產(chǎn)出為:XEX=( I-A)-1EX

令A(yù)v為增加值的對角矩陣，即對角線元素為各部門增加值占該部門總投入(即總產(chǎn)出)的比例。

由上述分析可以知道最終需求Y(GDP)可以由式(24)表示:

其中，sum的意思為對矩陣所有元素求和。

由于本文是計算廣東省出口對GDP形成的貢獻，因此下列計算公式中的XEX= ( I-A)-1EX的中間投入系數(shù)使用的是剔除了出口與調(diào)入品的中間投入系數(shù)。

2.進口對GDP的貢獻估計方法

在本部分計算開放經(jīng)濟條件下進口對GDP的貢獻時使用的投入產(chǎn)出表是利用前一部分將進口與調(diào)入進行拆分的廣東省投入產(chǎn)出表。在計算波及效應(yīng)時，與計算出口對GDP的貢獻類似也采用了剔除進口和調(diào)入品的純省內(nèi)產(chǎn)品投入系數(shù)。為了便于分析，本文不考慮國內(nèi)產(chǎn)品與國外產(chǎn)品的替代問題。以下公式的各符號的定義與上文一致。

根據(jù)前面的數(shù)量關(guān)系，將式(25)轉(zhuǎn)化為:

將式(26)寫成矩陣形式:

即:

其中，XM= ( I-DT)-1ETM是進口產(chǎn)品用于投入時引起的總投入;XZ=( I-DT)-1FTZ是調(diào)入品用于投入時引起的總投入;XV=( I-DT)-1V是初始投入引起的總投入。

各部門單位投入產(chǎn)生的增加值為Av，則進口產(chǎn)品投入產(chǎn)生的增加值為:

(二)2012年的投入產(chǎn)出表推算

采用以上模型計算廣東省進出口對GDP的貢獻，必須建立在投入產(chǎn)出表的基礎(chǔ)上。廣東省的投入產(chǎn)出表與國家投入產(chǎn)出表的編表時間一致，每5年(年份尾數(shù)為2和7的年份)編制投入產(chǎn)出表，本文計算對廣東統(tǒng)計局還沒有公布2012年的投入產(chǎn)出表。本文將2002年和2007年廣東省42部門的投入產(chǎn)出表合并為20部門的投入產(chǎn)出表，然后在推算出非競爭投入產(chǎn)出表后，利用前文的公式計算出2002年與2007年進出口對GDP的貢獻率。由于2012年表還未公布，因此利用2007年表，推算出2012年投入產(chǎn)出表。在推算時，假設(shè)各部門的投入產(chǎn)出關(guān)系不變，也就是投入系數(shù)不發(fā)生改變，各部門的投入、產(chǎn)出、進口和出口等數(shù)據(jù)利用2012年《廣東省統(tǒng)計年鑒》的數(shù)值進行推算。由于沒有調(diào)入調(diào)出的數(shù)據(jù)，因此2012年推算的數(shù)值是不計入調(diào)入調(diào)出的數(shù)值的結(jié)果。最后再將此結(jié)果按2007年的比例進行縮減，具體的推算步驟如下:

1.確定2012年廣東省投入產(chǎn)出表的增加值，找出廣東省2012年的增加值，然后依據(jù)2007年投入產(chǎn)出表的各部門增加值的比例關(guān)系，將增加值分配到各個部門。

2.確定各部門進出口額。利用廣東省總的進出口額，按照2007年投入產(chǎn)出表的關(guān)系分配至各部門。

因此可以得到:

通過上述計算步驟，就可以得到2012年的投入產(chǎn)出表。

(三)廣東省進出口對GDP貢獻率的推算結(jié)果

依據(jù)前面的計算方法可以推算出來2002年、2007年與2012年出口與進口對廣東GDP的貢獻，如表7所示。

表7 廣東省出口與進口對GDP形成的貢獻率 (單位:%)

從表7的結(jié)果可以看出來，2002、2007與2012年這三個年份出口對GDP形成的貢獻平均為37%，而進口對GDP形成的貢獻平均為22%。但是從趨勢來看，出口對廣東GDP形成的貢獻明顯呈現(xiàn)“倒U型”走勢，2007年出口對廣東GDP形成的貢獻明顯高于2002年，但是2012年出口對GDP的貢獻則顯著下降，而進口對GDP形成的貢獻則在這三個年度顯著上升。由于本部分研究是從需求和供給兩個角度核算出口與進口對GDP形成的貢獻，因此，不能將上述出口對GDP形成的貢獻與進口對GDP形成的貢獻簡單相加得到外貿(mào)對GDP的貢獻。

五、結(jié) 語

本文利用聯(lián)立方程方法，從需求的角度估算了2001—2012年出口與外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動百分點，同時也與《廣東統(tǒng)計年鑒(2013)》基于傳統(tǒng)的支出法的GDP核算方法所計算的貢獻率與拉動百分點進行了比較。然后利用投入產(chǎn)出表，從需求和供給兩個方面估算了2002、2007與2012年出口與進口對廣東GDP形成的貢獻，主要結(jié)論如下:

1.基于傳統(tǒng)的支出法GDP核算方法計算的外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻率與拉動百分點結(jié)果表明:從2001年到2012年廣東外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻率平均為7.4%，平均拉動1.2個百分點的經(jīng)濟增長。其中，貢獻率與拉動率均在2006年達到最大值，分別為40%和拉動5.9個百分點的經(jīng)濟增長，2009年外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻與拉動作用均為負，2010年至今外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻又重新轉(zhuǎn)為正，但是貢獻與拉動作用明顯低于國際金融危機爆發(fā)之前。

2.考慮到出口的增長除了能夠直接推動經(jīng)濟增長之外，還對消費、投資、政府支出、進口造成影響，從而間接刺激經(jīng)濟增長，因此完整地考察出口與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系必須同時考慮出口增長對經(jīng)濟增長的直接和間接推動作用。本文利用聯(lián)立方程從需求的角度估算了2001-2012年出口與外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動百分點，結(jié)果表明:2001年到2012年廣東出口平均復(fù)合拉動2.96個百分點的經(jīng)濟增長，而同時期外貿(mào)平均復(fù)合拉動3.81個百分點的經(jīng)濟增長。其中，復(fù)合拉動百分點在2006年達到最大值，分別為5.9個百分點與11個百分點，2007年以后出口與外貿(mào)對經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動百分點呈現(xiàn)顯著下降，雖然2010年開始出口與外貿(mào)對經(jīng)濟增長的復(fù)合拉動均為正，但是2011年與2012年的復(fù)合拉動百分點不但顯著低于金融危機前，也低于這12年的平均復(fù)合拉動百分點。

3.考慮到產(chǎn)業(yè)之間的聯(lián)系以及部分進口作為中間投入品進入總生產(chǎn)過程，本文利用投入產(chǎn)出表，從需求和供給兩個方面估算了2002、2007與2012年出口與進口對廣東GDP形成的貢獻，結(jié)果表明:2002、2007與2012年這三個年份出口對GDP形成的貢獻平均為37%，而進口對GDP形成的貢獻平均為22%。但是從趨勢來看，出口對廣東GDP形成的貢獻明顯呈現(xiàn)“倒U型”走勢，2007年出口對廣東GDP形成的貢獻明顯高于2002年，但是2012年出口對GDP的貢獻則顯著下降，而進口對GDP形成的貢獻則顯著上升。

由于本文主要基于數(shù)量角度進行分析，而沒有就外貿(mào)對廣東的技術(shù)進步、資源配置效率的提高以及開放型經(jīng)濟體制的完善等方面的貢獻進行精確的量化分析，同時由于目前國際上也缺乏關(guān)于外貿(mào)對經(jīng)濟增長與GDP形成貢獻率達成標準的、一致的計算方法，因此本文的核算結(jié)果可能無法完全精確反映外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長與GDP形成的貢獻。未來的研究方向在于從技術(shù)進步、資源配置效率、開放型經(jīng)濟體制的完善、開放福利的角度更深層次衡量外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展的貢獻。

在目前復(fù)雜的世界經(jīng)濟形勢下，考慮到廣東目前所處的經(jīng)濟發(fā)展階段，2007年以前的進出口高速增長的趨勢已經(jīng)無法重現(xiàn)，參照世界主要經(jīng)濟體的發(fā)展歷程來看，廣東的外貿(mào)依存度可能還將進一步下降 (Grassman，1980;楊碧云、易行健，2009)，①S.Grassman.Long-Term Trends in Openness of National E-conomies.Oxford Economic Paper，New Series，1980，32(1):123—133;楊碧云、易行健:《廣東外貿(mào)依存度高低的判斷及其趨勢預(yù)測——基于外貿(mào)依存度的國際與國內(nèi)比較》，載《國際經(jīng)貿(mào)探索》2009年第10期。從數(shù)量的角度來看，外貿(mào)對廣東經(jīng)濟增長與GDP形成的貢獻還將進一步下降，因而，在廣東邁向更高水平的開放型經(jīng)濟過程中應(yīng)進一步調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略，形成“內(nèi)外市場聯(lián)動”的雙向開放格局，有效提高進口與出口對內(nèi)生經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展的貢獻。