我国对外贸易与经济增长的实证研究

我国对外贸易与经济增长的实证研究40604255章融40604333祝箫40604241邬锐【内容摘要】对外贸易对一国经济的发展有着重要的作用，纵观我国近代历史，闭关锁国限制对外贸易对我经济产生了极大地负面效应，因此对外贸易对一国经济增长的作用不可忽视。但是，进口与出口——对外贸易的两个方面对经济增长的具体作用是怎样的呢？哪一个对经济增长的贡献更大？本文通过2002年一季度到2009一季度的GDP与进出口的有关数据变量进行了平稳性检验后设立模型并对该模型进行了多重共线性、自相关、异方差检验。关键词：数据平稳性检验；对外贸易；经济增长【理论综述】最早涉及国际贸易与经济发展相互关系问题的是英国古典经济学家亚当·斯密。斯密认为，对外贸易的扩大必然能够促进分工的深化和生产率的提高，加速经济增长。斯密的这些论述包含了国际贸易具有带动经济增长作用的最初思想。后来的大卫·李嘉图、约翰·穆勒，还有战后的D·R·纳克斯等经济学家在他们的著作、模型中都把对外贸易作为经济增长的一个重要因素。而专门论述对外贸易与经济增长关系并引发一系列争论则是从罗伯特逊开始，1937年英国学者罗伯特逊提出“对外贸易是经济增长发动机”的命题。贸易发动机命题提出后引起了广泛的争论。从发展经济学家中产生的现代贸易发动机理论，从发展中国家的角度出发，不但认为发展中国家的贸易增长同它们自身的经济增长密切相关，更着重强调它们的出口增长受制于发达国家的经济增长，诺贝尔经济学奖获得者威廉·刘易斯就是持这种观点的代表人物。而欧文·克拉维斯在1970年发表的《贸易是经济增长的侍女：19世纪与20世纪的相似点》认为：应该把贸易扩展形容为成功的经济增长的侍女，而不是经济增长的自主发动机。对贸易与经济增长关系在理论认识上的分歧，引发学者们试图从实证的角度去寻找答案。近年来在这方面最有影响力的一篇论文来自哈佛大学的杰弗里·萨赫和安德鲁·华纳，杰弗里·萨赫和安德鲁·华纳的研究发现，实行开放经济的发展中国家在20世纪七八十年代每年的经济增长率达到了4.5%，而实行封闭经济的发展中国家每年只能达到0.7%；同时，研究发现，实行开放经济的发达国家的年经济增长率可达2.3%，而封闭经济的发达国家只有0.7%各种统计分析表明，发展中国家的出口增长和总体GDP增长明显密切相关。就我国对外贸易对经济增长的促进作用问题，国内学者也做了大量的实证研究。董秘刚(2000)的实证分析表明：1978～1998年间，我国对外贸易与经济增长的相关性很显著，相关系数平均达到94%以上；李文(1997)运用经济增长模型进行的实证分析也得出出口增长对我国经济增长具有明显拉动作用的结论。而彭福伟(1999)、张小济(1999)从净出口的角度的实证分析，得出净出口与经济增长并非强度相关的结论；赖明勇等(1998)和尹翔硕等(1997)则通过将国民生产总值分为出口产业部门和非出口产业部门，进行简单线性回归分析，结果表明，出口贸易对非出口部门乃至整个经济增长推动作用不强的观点；杨全发等(1998)采用巴拉萨和费德等人建立的模型对我国改革开放以来（1978～1995年）的数据进行回归分析，得出出口的增长并不像想像的那样对经济增长起到促进作用。此外，刘晓鹏(2001)通过对我国1952年以来GDP与进出口的有关数据变量进行协整计量分析，认为进口增长对我国经济增长具有较大的促进作用，而出口增长对经济增长的影响却很不显著。虽然国内外学者对贸易与经济增长的实证研究结果并不完全一致，或者说对贸易促进经济增长作用的大小认识不一，但在“对外贸易与经济增长具有正相关关系”这一点上却取得了共识。本文在刘晓鹏的《协整分析与误差修正模型——我国对外贸易与经济增长的实证研究》基础上，进行外贸与经济增长的进一步研究，对于刘的文章我们有几点怀疑：一是他选取的数据时间跨度很长，而且这些数据途经了我国经济极大波动和政治动荡的时期，比如：社会主义三大改造时期，大跃进时期，文化大革命等，这些政治事件及经济事件必将对数据产生极大地影响，但是作者并没考虑这些因素；二是我国在1979年以前国门并未开放，对外贸易也只是局限于少数几个国家，1979年之前的数据与1979年之后的数据所处的经济环境不同所以应当区别对待；三是刘在文中对多变量采用的是EG两步法来分别对进口和出口与GDP进行协整分析，建立误差修正模型，而对于多变量模型从科学的计量分析来讲应采用JJ检验。综上，我们对其检验的有效性持怀疑态度，因此，我们小组在对其文章的认真分析下，采用2002年一季度到2009年一季度的数据，建立线性回归模型，对我国对外贸易与经济增长进行实证研究。【模型设定】以ＧＤＰ支出法计算模型为依据，我们选取了1980-2007年的国内生产总值、进口总额、出口总额的年度数据作为研究对象，数据如下：年份国内生产总值GDP（亿元）进口总额IP（亿元）出口总额EP（亿元）19804545.600298.8000271.200019814891.600367.7000367.600019825323.400357.5000413.800019835962.700421.8000438.300019847208.100620.5000580.500019859016.0001257.800808.9000198610275.201498.3001082.100198712058.601614.2001470.000198815042.802055.1001766.700198916992.302199.9001956.100199018667.802574.3002985.800199121781.503398.7003827.100199226923.504443.3004676.300199335333.905986.2005284.800199448197.909960.10010421.80199560793.7011048.1012451.80199671176.6011557.4012576.40199778973.0011806.5015160.70199884402.3011626.1015223.60199989677.1013736.4016159.80200099214.6018638.8020634.402001109655.220159.2022024.402002120332.724430.3026947.902003135822.834195.6036287.902004159878.346435.8049103.302005183217.554273.7062648.102006211923.563376.9077594.602007257306.073284.6093455.602008314045.079526.50100395.02009335352.9*数据来源：国家统计局中国统计年鉴2008表１原始数据(1980-2007年国内生产总值、出口总额及进口总额数据),在对这组数据中GDP进行平稳性检验时发现GDP数据极不平稳，在二阶差分情况下依然存在有单位根，于是对GDP数据、GDP的一阶差分项、GDP的二阶差分项分别作出其时序图，如下所示：050,000100,000150,000200,000250,000300,000198019851990199520002005GDP010,00020,00030,00040,00050,000198019851990199520002005D(GDP)-4,00004,0008,00012,00016,00020,000198019851990199520002005D(GDP,2)图11980-2007年GDP序列以及其一阶、二阶差分项序列的时序图从图中我们可以看出自2001年起，GDP的增长幅度明显加快，对其一阶差分项和二阶差分项序列的时序图的研究也能发现自2001年开始GDP数据的平稳性显然发生了比较明显的变化。由此我们联系实际，认为2001年末中国加入了世界贸易组织（WTO），加速了其对外开放的进程，中国经济也在自02年开始的几年里进入了加速增长的上升期，从经济基本面的角度来看GDP数据的特点应该与之前的20年有所不同；另一方面，在加入世贸组织之后，中国也加速了其统计数据透明化的进程，统计方法与世界接轨，2002年中国对1992年颁布实施的《中国国民经济核算体系（试行方案）》进行了全面系统的修订，制定出了新的方案－－《中国国民经济核算体系（2002）》。这套新方案基本上与新的国际标准相衔接，并从2003年开始逐步实施。综合以上两点因素，我们认为以2001年末中国加入世贸组织为转折点，GDP序列的平稳性在01年前后呈现出两种不同的特征，考虑到建立模型的现实意义以及数据的代表性，我们对选取的数据进行修正，将2002年1月之前的数据去掉，改为采用2002年1季度到2009年1季度的季度数据，修正后的数据如下：时间（季度）国内生产总值GDP（亿元）进口总额IP（亿美元）出口总额EP（亿美元）2002Q125375.70573.7301646.58222002Q227965.30712.7897773.80632002Q329715.70839.8671905.58162002Q437276.00826.6422930.45062003Q128861.80873.4475863.22652003Q231007.10985.41531039.3522003Q333460.401127.8741174.6532003Q442493.501144.2201307.4942004Q133420.601241.5421157.1782004Q236985.301407.9191424.8832004Q339561.701466.9381582.0722004Q449910.701491.7131772.3382005Q138848.601393.1351558.9752005Q242573.901632.8071865.3782005Q344562.401754.6832041.6942005Q457883.001821.5932157.2212006Q144419.801740.3771971.4292006Q249191.801934.0942313.7332006Q350958.002140.2592627.3262006Q467353.902103.2082780.7592007Q153058.302056.3132521.3952007Q259400.002285.5322947.8332007Q361969.302583.3513314.7192007Q482878.002637.4193397.6082008Q163474.502645.4373059.7072008Q271251.303025.6873604.4712008Q373299.503246.4094079.7982008Q492644.702401.6233544.7152009Q165745.001831.2702456.388*数据来源：中经网统计数据库表22002-2009年国内生产总值、出口总额及进口总额季度数据基于以上数据，我们可以进行接下来的数据平稳性检验，并设立初步模型一、时序数据平稳性检验与协整检验由于本模型中选取了2002年到2009年的季度时序数据作为研究对象，在此首先需要对研究过程中涉及到的国内生产总值（GDP）、进口总额、出口总额分别进行数据平稳性检验，若变量非平稳则考虑进行多变量协整检验并设置误差矫正模型。1、数据平稳性检验（1）首先对GDP序列进行ADF单位根检验通过Eviews对GDP序列进行单位根检验后得到如下结果：NullHypothesis:GDPhasaunitrootEx