我国进出口贸易与经济增长的实证研究 .docx

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1、我国进出口贸易与经济增长的实证研究 摘 要：依据协整检验分析，我国出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有肯定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多；从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱。 关键词：经济增长，进口，出口，误差修正模型一.引言从亚当.斯密提出剩余产品出路的学说以来，对外贸易与经济增长的关系始终都是经济学家们探讨的重要课题。这方面的主要贡献包括：凯恩斯的对外贸易乘数理论；E.哈根等从出口贸易对技术进步的促进来探讨其推动经济

2、增长的作用；罗默的内生经济增长理论等1。李京文(1996)2通过经济增长模型的实证分析，指出出口增长对我国经济增长具有拉动作用。彭福伟(1999)3发觉净出口与经济增长的相关度较弱。陈家勤(1999)4认为出口贸易对经济增长具有巨大的推动作用。杨全发(1999)5对巴拉萨(Balassa)6建立的模型带入我国数据进行检验，认为出口对于经济增长具有正向促进作用。刘晓鹏(2001)7认为出口与经济增长的相关度较弱。Lawrence (2000)8在部门的层次上检验了日本19641985年和韩国19631983年的进口和产业政策与劳动生产率的关系，发觉进口是促进劳动生产率增长的一个重要因素。Onno

3、lly(2005)9用75个国1965-1990年的专利数据来代表这些国家的仿照与创新，量化了高科技产品进口对进口国(发展中国家)仿照与创新的溢出效应，来自发达国家的外来技术对进口国单位资本GDP增长的贡献大于其国内的创新。Lawrence(1999)8在美国对20世纪80年头100多个制造业产业中国际竞争力对其全要素生产率的影响进行了探讨，发觉进口竞争刺激了全要素生产率的提高。Wang和Xu(2000)10考察了工业化国家间通过资本品贸易和外商投资而产生的R8D溢出效应。以上探讨成果在运用计量模型进行实证分析时因忽视了相关重要变量而使得检验和经济说明具有相当大的局限性。跨国(地区)的截面数据

4、的探讨方法存在肯定的局限性，OLS回来分析方法要求所运用的数据是平稳的，假如用OLS回来分析方法分析非平稳的时间序列关系，则简单出现伪回来现象11，另外，已有的探讨假设所选的国家具有共同的经济结构和相像的生产技术，这在现实生活中无法满意，对于所探讨变量的定义和时期的选取也会影响阅历结论等。上述对于单个国家(地区)时间序列探讨得出了不一样甚至相互冲突的结论，其主要缘由有以下三点：实证模型中信息集的选取的差异；模型滞后期选择的差异；模型方法及检验统计量选择的差异。例如，进出口对于经济增长的作用往往是经验肯定的时滞，若忽视这一因素而进行最小二乘估计就会得出片面甚至错误的结论。基于上述考虑，笔者通过分

5、析进口、出口和经济增长三者的协整关系，并进而建立误差修正模型，深化地探讨了进口和出口对于经济增长的影响。二.数据和模型分析本文采纳出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年中国统计年鉴从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消退数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的改变趋势贸易,经济增长-飞诺网FENO.CN1.

6、单位根检验从图1可以推断它们之间具有肯定的共同趋势性，为消退共同趋势的影响，本文对变量实行差分处理(见图2)。从图2中可以看出GDP、进口和出口的差分序列呈现出平稳的特征，笔者运用ADF单位根检验，检验的结果如表1所示。表1：ADF单位根检验的结果变量ADF统计量1%5%10%LGDP-2.749153*-4.7315-3.7611-3.3228LEX-2.499933*-4.6193-3.7119 -3.2964 LIM-1.898012*-4.6193-3.7119-3.2964DLGDP-3.821426*-3.9228-3.0659-2.6745DLEX-4.517673*-3.922

7、8-3.0659-2.6745DLIM-3.208629*-4.0681-3.1222-2.7042注：1对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含肯定的位移和趋势，假如不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根推断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；*表示在5%的显著水平下拒绝原假设；*表示在10%的显著水平下拒绝原假设。GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的肯定值均小于在10%显著水

8、平下临界值的肯定值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量肯定值均大于在5%显著水平下临界值的肯定值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。2.协整检验和误差修正模型ECM本文采纳运用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采纳AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验 12。结果见表2。

9、表2：Johansen协整检验结果特征值拟然比51Hypothesized No. of CE(s)0.80366038.3260529.6835.65None *0.46539310.6516015.4120.04At most 10.0003410.0057953.766.65At most 2注：*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设。由表2可以看出，在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。依据Granger定理，一组具有协整关系的变量肯定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以运用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。第一步，先建立长期关系模型，即对水

10、平变量(ordinary variable)进行OLS估计，其方程如下：LGDP=4.526845 + 0.623032LEX -0.049701LIM (1)(13.53709) (4.293514) (0.291202)=0.967508 S.E.= 0.096935从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。其次步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为说明变量

11、引入，在一个从一般到特别的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项渐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(2)和方程(3)。DLGDP= 0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1) (2)(13.1998) (0.6363) (1.1951) (-4.5138)=0.62412 S.E.= 0.017467 DW=1.16937DLGDP= 0.0813+ 0.06274DLIM -0.217152EC(-1) (3)(15.0472) (2.

12、1034) (-4.683832)= 0.61325 S.E.= 0.01712 DW= 1.2987这两个方程中的回来系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着亲密的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在 1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1% ,GDP

13、的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。3.向量误差修正模型VECGranger(1987)13指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存

14、在短期因果关系，或者误差订正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井视察变量间的因果关系。表3为依据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。(1)依据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10的水平上对 GDP有正向影响，可能是因为进口相对削减了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚

15、取附加值，从而促进经济增长14。我国长期以来所实施的进口政策是激励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6被订正。这在肯定程度上也证明了黄国祥(1999)15和贾金思(1998)16的观点。(2)总产出对进出口影响不显著，主要的缘由在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段17，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不

16、断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍旧是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变2。表3：误差修正模型系数向量VECDLGDPDLEXDLIMVECDLGDPDLEXDLIMEC(-1)-0.065560.256850.064258DLEX(-2)0.042078-0.421-0.317570.049030.380010.374680.058890.456430.45003(-1.33710)-0.67589-0.1715-0.71452(-0.92238)(-0.70565)DLGDP(-1)0.759915-2.34517-0.5587

17、8DLIM(-1)-0.004140.4364860.4426680.329022.550082.51430.068280.529220.52182.30964)(-0.91964)(-0.22224)(-0.06061)-0.82477-0.84835DLGDP(-2)-0.53883-0.37218-3.12298DLIM(-2)0.0779740.332430.3557030.363012.813572.77410.066360.514320.5071(-1.48433)(-0.13228)(-1.12576)-1.17503-0.64635-0.70144DLEX(-1)0.02049

18、3-0.44598-0.44381C0.068360.4077920.4735210.056680.439270.433110.024630.190910.18823-0.36159(-1.01528)(-1.02470)-2.77526-2.13603-2.51561注：括号内的数字为t检验统计量，EC为反映短期对长期均衡调整的误差订正项。4.格兰杰因果检验对各变量的因果关系检验如表4所示。从表中可以看出，在10显著水平上，出口是经济增长的缘由，但经济增长不是出口的缘由；经济增长与进口之间以及出口与进口之间都不存在因果关系。表4：格兰杰因果检验 原假设 F统计量P值结论 LEX does n

19、ot Granger Cause LGDP 3.634020.05835拒绝 LGDP does not Granger Cause LEX 1.359920.29354不拒绝 LIM does not Granger Cause LGDP 1.733670.21807不拒绝 LGDP does not Granger Cause LIM 1.364760.29239不拒绝 LIM does not Granger Cause LEX 0.785560.47796不拒绝 LEX does not Granger Cause LIM 0.555110.58807不拒绝三.主要结论与政策建议通过协

20、整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有肯定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学出口促进经济增长的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，假如从长期供应的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供应的增加和全要素生产率(TFP)的提高两大类。要素供应投入的增加包括资本和劳动供应的增加。全要素生产率的提高则包括产业结构优化、规模经济、制度创新、学问进展等等，全

21、要素生产率的凹凸反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着亲密的关系。从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前状况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍旧相当大。格兰杰因果检验显示我国出口与

22、经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依靠对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调整机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有肯定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必定会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。依据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口快速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。从中长期来看，为了发挥

23、出口贸易在经济增长中的作用，应当推动高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。参考文献：1日小岛清.对外贸易论M.周宝廉译.天津：南开高校出版社，1987:17-51.2李京文.生产率与中国经济增长J。数量经济与技术经济探讨，1996,(12):27-40.3彭福伟.怎样看待目前对外贸易对国民经济增长的作用J.经贸论坛，1999,(1):15-19. 4陈家勤.适度增加进口的几点思索J.国际贸易问题，1999,(7):11-15. 5杨全发.中国

24、出口贸易对经济增长的影响J.世界经济与政治，1998,(8):54-58. 6Balassa, Bela. The Purchasing-Power Doctrine: A Peappraisal. Journal of Political EconomyJ.1964,(72):584-596.7刘晓鹏.我国进出口与经济增长的实证分析从增长率看外贸对经济的促进作用J.当代经济科学，2001,23(3):43-48.8 Bardhan, P.K. Economics Growth, Development and Foreign TradeM. Wiley, New York,1970:25-2

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27、nger Clive W J. Some Recent Developments in a Concept of Causality J. Journal of Econometrics, 1988,(39):199-21114郭友群，周国霞.中国对外贸易与经济增长的实证分析J.经济经纬，2006,(2):42-45. 15黄国祥，沈茹.美国的高科技产业与贸易J.国际贸易问题，1999,(12):33-37.16贾金思.论外贸进出口对经济增长的作用J.财经经济，1998,(6):30-33.17赖明勇.中国出口贸易对经济增长作用的实证探讨J.预料，1998,(4):9-12. 本文来源：网络收集与整理，如有侵权，请联系作者删除，谢谢！第66页 共66页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页第 66 页 共 66 页