我國進出口貿易與經濟增長的實證研究
關鍵詞：經濟增長，進口，出口，誤差修正模型
一.引言
從亞當.斯密提出“剩余產品出路”的學說以來，對外貿易與經濟增長的關系一直都是經濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿易乘數理論；E.哈根等從出口貿易對技術進步的促進來探討其推動經濟增長的作用；羅默的內生經濟增長理論等[1]。
李京文(1996)[2]通過經濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現凈出口與經濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿易對經濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(fā)(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數據進行檢驗，認為出口對于經濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經濟增長的相關度較弱。Lawrence (2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產業(yè)政策與勞動生產率的關系，發(fā)現進口是促進勞動生產率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數據來代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產品進口對進口國(發(fā)展中國家)模仿與創(chuàng)新的溢出效應，來自發(fā)達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內的創(chuàng)新。Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業(yè)產業(yè)中國際競爭力對其全要素生產率的影響進行了研究，發(fā)現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業(yè)化國家間通過資本品貿易和外商投資而產生的R8D溢出效應。
以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經濟解釋具有相當大的局限性。跨國(地區(qū))的截面數據的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數據是平穩(wěn)的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩(wěn)的時間序列關系，則容易出現偽回歸現象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經濟結構和相似的生產技術，這在現實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經驗結論等。上述對于單個國家(地區(qū))時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統(tǒng)計量選擇的差異。例如，進出口對于經濟增長的作用往往是經歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論。基于上述考慮，筆者通過分析進口、出口和經濟增長三者的協整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經濟增長的影響。
二.數據和模型分析
本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿易狀況，通過國內生產總值(GDP)反映經濟增長。本文依據各年《中國統(tǒng)計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內生產總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內生產總值指數，折算出1985年為基期的國內實際生產總值。為消除數據中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。
圖2：實際國內生產總值、出口額和進口額對數差分的變化趨勢
貿易,經濟增長-[飛諾網FENO.CN]
1.單位根檢驗
從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢性，為消除共同趨勢的影響，本文對變量采取差分處理(見圖2)。從圖2中可以看出GDP、進口和出口的差分序列呈現出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗，檢驗的結果如表1所示。
表1：ADF單位根檢驗的結果
變量 | ADF統(tǒng)計量 | 1% | 5% | 10% |
LGDP | -2.749153* | -4.7315 | -3.7611 | -3.3228 |
LEX | -2.499933* | -4.6193 | -3.7119 | -3.2964 |
LIM | -1.898012* | -4.6193 | -3.7119 | -3.2964 |
DLGDP | -3.821426** | -3.9228 | -3.0659 | -2.6745 |
DLEX | -4.517673* | -3.9228 | -3.0659 | -2.6745 |
DLIM | -3.208629*** | -4.0681 | -3.1222 | -2.7042 |
注：1．對GDP、出口和進口對數序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。
2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。
GDP、出口和進口的對數序列ADF統(tǒng)計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進口的對數序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協整性。
2.協整檢驗和誤差修正模型ECM
本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數確定之后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協整檢驗 [12]。結果見表2。
表2：Johansen協整檢驗結果
特征值 | 擬然比 | 5﹪ | 1﹪ | Hypothesized No. of CE(s) |
0.803660 | 38.32605 | 29.68 | 35.65 | None ** |
0.465393 | 10.65160 | 15.41 | 20.04 | At most 1 |
0.000341 | 0.005795 | 3.76 | 6.65 | At most 2 |
注：*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設。
由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協整關系。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。
第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinary variable)進行OLS估計，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
從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數未能通過t檢驗，即在統(tǒng)計上是不顯著的。
第二步，建立短期動態(tài)關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態(tài)關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當的表達式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當的表示短期動態(tài)關系的誤差修正方程方程(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=1.16937
DLGDP= 0.0813+ 0.06274DLIM -0.217152EC(-1) (3)
(15.0472) (2.1034) (-4.683832)
= 0.61325 S.E.= 0.01712 DW= 1.2987
這兩個方程中的回歸系數都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態(tài)關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現在進口項和出口項系數的大小上，而且也表現在進口項的系數在 1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1% ,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。
方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。
3.向量誤差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數聯合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。
(1)根據表3第一列數據分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對 GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產效率或加工后的產品銷往國外賺取附加值，從而促進經濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經濟增長產生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。
(2)總產出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產品結構升級戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產品的質量和增加值，從而影響了出口對經濟增長的促進作用。現階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數量型的增長上，還未能實現有效提高出口產品質量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉變[2]。
表3：誤差修正模型系數向量
VEC | DLGDP | DLEX | DLIM | VEC | DLGDP | DLEX | DLIM |
EC(-1) | -0.06556 | 0.25685 | 0.064258 | DLEX(-2) | 0.042078 | -0.421 | -0.31757 |
0.04903 | 0.38001 | 0.37468 | 0.05889 | 0.45643 | 0.45003 | ||
(-1.33710) | -0.67589 | -0.1715 | -0.71452 | (-0.92238) | (-0.70565) | ||
DLGDP(-1) | 0.759915 | -2.34517 | -0.55878 | DLIM(-1) | -0.00414 | 0.436486 | 0.442668 |
0.32902 | 2.55008 | 2.5143 | 0.06828 | 0.52922 | 0.5218 | ||
2.30964) | (-0.91964) | (-0.22224) | (-0.06061) | -0.82477 | -0.84835 | ||
DLGDP(-2) | -0.53883 | -0.37218 | -3.12298 | DLIM(-2) | 0.077974 | 0.33243 | 0.355703 |
0.36301 | 2.81357 | 2.7741 | 0.06636 | 0.51432 | 0.5071 | ||
(-1.48433) | (-0.13228) | (-1.12576) | -1.17503 | -0.64635 | -0.70144 | ||
DLEX(-1) | 0.020493 | -0.44598 | -0.44381 | C | 0.06836 | 0.407792 | 0.473521 |
0.05668 | 0.43927 | 0.43311 | 0.02463 | 0.19091 | 0.18823 | ||
-0.36159 | (-1.01528) | (-1.02470) | -2.77526 | -2.13603 | -2.51561 |
4.格蘭杰因果檢驗
對各變量的因果關系檢驗如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經濟增長的原因，但經濟增長不是出口的原因；經濟增長與進口之間以及出口與進口之間都不存在因果關系。
表4：格蘭杰因果檢驗
原假設 | F統(tǒng)計量 | P值 | 結論 |
LEX does not Granger Cause LGDP | 3.63402 | 0.05835 | 拒絕 |
LGDP does not Granger Cause LEX | 1.35992 | 0.29354 | 不拒絕 |
LIM does not Granger Cause LGDP | 1.73367 | 0.21807 | 不拒絕 |
LGDP does not Granger Cause LIM | 1.36476 | 0.29239 | 不拒絕 |
LIM does not Granger Cause LEX | 0.78556 | 0.47796 | 不拒絕 |
LEX does not Granger Cause LIM | 0.55511 | 0.58807 | 不拒絕 |
三.主要結論與政策建議
通過協整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經濟意義：出口對國民經濟增長具有推動作用，進口對國民經濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經濟學“出口促進經濟增長”的假說相吻合?，F代經濟理論認為，一國對外貿易對經濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產率的提高則包括產業(yè)結構優(yōu)化、規(guī)模經濟、制度創(chuàng)新、知識進展等等，全要素生產率的高低反映了一國經濟增長的方式一，經濟增長集約化的程度.對一國經濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。
從短期動態(tài)關系來看，出口和進口都對國民經濟的增長具有促進作用，但出口對國民經濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數不能通過5%顯著水平的統(tǒng)計檢驗。這說明就短期動態(tài)關系而言，對外貿易對經濟增長的促進作用主要是通過進口來實現的。就當前情況而言，擴大出口是促進經濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經濟增長的彈性仍然相當大。
格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統(tǒng)上我國出口的擴大對經濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長的貿易戰(zhàn)略，我國的初級產品出口基本上是符合市場調節(jié)機制的。我國的出口增長是可以獲得貿易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產品，以便發(fā)揮我國勞力和資源的優(yōu)勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿易條件進一步惡化。根據我國要素稟賦的特點，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產業(yè)，促進出口迅速發(fā)展和出口商品結構的優(yōu)化，同時能夠擴大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。
從中長期來看，為了發(fā)揮出口貿易在經濟增長中的作用，應該推進高新技術產業(yè)的發(fā)展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產品的出口，是貿易出口盡快實現從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產品的國際競爭力。
參考文獻：
[1][日]小島清.對外貿易論[M].周寶廉譯.天津：南開大學出版社，1987:17-51.
[2]李京文.生產率與中國經濟增長[J]。數量經濟與技術經濟研究，1996,(12):27-40.
[3]彭福偉.怎樣看待目前對外貿易對國民經濟增長的作用[J].經貿論壇，1999,(1):15-19.
[4]陳家勤.適度增加進口的幾點思考[J].國際貿易問題，1999,(7):11-15.
[5]楊全發(fā).中國出口貿易對經濟增長的影響[J].世界經濟與政治，1998,(8):54-58.
[6]Balassa, Bela. The Purchasing-Power Doctrine: A Peappraisal. Journal of Political Economy[J].1964,(72):584-596.
[7]劉曉鵬.我國進出口與經濟增長的實證分析——從增長率看外貿對經濟的促進作用[J].當代經濟科學，2001,23(3):43-48.
[8] Bardhan, P.K. Economics Growth, Development and Foreign Trade[M]. Wiley, New York,1970:25-26.
[9]Dollar D. Outward-oriented Developing Economics Really Do Grow More Rapidly: Evidence for 95 LDCD,1976-1985[J]. Economic Development and Cultural Change,1992:59-73.
[10] Qiao Yu. Capital Investment, International Trade and Economic Growth in China: Evidence in the 1980～1990s[J].China Economic Review,1998,9 (1):472-511.
[11] Chow P C Y. Causality between Export Growth and Industrial Development: Empirical Evidence from the NICs [J].Journal of Development Economics,1987.
[12]Johansen. Statistical and Hypothesis Testing of Coinegrating Vectors[J].Journal of Economics Dynamics and Contral,1998,(12):143-182.
[13]Granger Clive W J. Some Recent Developments in a Concept of Causality [J]. Journal of Econometrics, 1988,(39):199-211
[14]郭友群，周國霞.中國對外貿易與經濟增長的實證分析[J].經濟經緯，2006,(2):42-45.
[15]黃國祥，沈茹.美國的高科技產業(yè)與貿易[J].國際貿易問題，1999,(12):33-37.
[16]賈金思.論外貿進出口對經濟增長的作用[J].財經經濟，1998,(6):30-33.
[17]賴明勇.中國出口貿易對經濟增長作用的實證研究[J].預測，1998,(4):9-12.