關(guān)于我國紡織品服裝貿(mào)易和經(jīng)濟增長的交互影響

1、關(guān)于我國紡織品服裝貿(mào)易和經(jīng)濟增長的交互影響(1)    論文關(guān)鍵詞：紡織品服裝貿(mào)易經(jīng)濟增長交互影響聯(lián)立方程組模型 論文摘要：我國紡織品服裝出口與經(jīng)濟增長之聞具有相互促進作用。紡織品服裝進口對紡織品服裝出口具有明顯的促進作用。紡織品服裝進口對經(jīng)濟增長的貢獻大于出口的貢獻。我國要加強自主創(chuàng)新，改變紡織品服裝出口依賴于進口的局面：不斷提高經(jīng)濟增長的紡織品服裝出口彈性促進我國經(jīng)濟的快速發(fā)展 1相關(guān)文獻回顧及評價 對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系問題一直是經(jīng)濟學界關(guān)注的焦點問題如Edwards f1998)通過對30個發(fā)展中國家19701983年的數(shù)據(jù)進行檢

2、驗認為開放的國家伴隨著經(jīng)濟的高增長n1。Kwanh和Cosomities(1990)以中國19521985年的數(shù)據(jù)為樣本，運用Granger因果檢驗方法，發(fā)現(xiàn)出口與產(chǎn)出之間互為因果關(guān)系嘲。隨著我國對外貿(mào)易的飛速發(fā)展國內(nèi)眾多學者對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究，許和連、賴明勇f2001)采用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗方法，對中國1978 1998年的出口與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證分析，結(jié)果表明，GDP、出口與貿(mào)易條件之問存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系t31。石傳玉，王亞菲，王可等(2003)對19522000年間我國GDP與進出口的有關(guān)數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)進口增長對我國經(jīng)濟增長具有

3、較大的促進作用而出口增長對經(jīng)濟增長的影響不顯著州。對經(jīng)濟增長與我國紡織品貿(mào)易的關(guān)系研究，目前有少量學者正在逐漸涉人。姜延書，付韶軍，白小偉等(2006)以我國19852004年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，實證結(jié)果表明：我國紡織工業(yè)經(jīng)濟增長、紡織品出口和紡織品國內(nèi)需求之間存在著比較穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系魄。 上述專家學者研究問題的方法和結(jié)論對本文研究具有極其重要的指導作用。然而目前研究還存在一定的局限性：第一有些研究基本上是采用回歸分析方法，而對于時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析必須以樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性為前提條件對非平穩(wěn)性的時間序列直接應(yīng)用回歸分析有可能產(chǎn)生“偽回歸”，從而得出錯誤的結(jié)論；第二，一般的定量研究，對模型的可靠性

4、(尤其自相關(guān)性、異方差性等)沒有做進一步的檢驗，得到的研究結(jié)論可信度差；第三，簡單的回歸易于把解釋變量和被解釋變量相混淆，把不存在因果關(guān)系的變量經(jīng)過“偽回歸”后做出因果關(guān)系分析：第四，由于經(jīng)濟增長與紡織品服裝進口、出口之間存在交互作用，采用單方程經(jīng)濟模型，一方面，不便于分析兩個以上變量之間的交互影響，另一方面，易產(chǎn)生變量的內(nèi)生性偏差。因此，有必要通過多方程模型來分析兩個以上變量之間的交互影響關(guān)系。 2研究方法 20世紀70、80年代，Granger和Newbo|d通過多次模擬分析發(fā)現(xiàn)非平穩(wěn)的時間序列變量會造成“偽回歸”現(xiàn)象，因此對非平穩(wěn)時間序列不能直接應(yīng)用傳統(tǒng)的最小二乘回歸。 Enger和Gr

5、anger提出了隨機時間序列分析方法。這一方法的基礎(chǔ)思想是：如果兩個或兩個以上的變量值呈現(xiàn)非平穩(wěn)性，但它們是同階單整的變量之問有可能存在某種長期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文基于這一理論考察我國紡織品服裝貿(mào)易與GDP之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。本文的分析方法具體如下。 單位根檢驗。最常見的時問數(shù)列的平穩(wěn)性檢驗就是單位根檢驗。本文將采用ADF(Augmented DickeyFuller)法檢驗變量的平穩(wěn)性。對于非平穩(wěn)的變量還需要檢驗其差分的平穩(wěn)性。如果變量的n階差分是平穩(wěn)的，則稱此變量是n階單整，記為I(n)。所有變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系的必要條件。 因果關(guān)系檢驗。Gr

6、anger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗解決了變量之間是否及如何構(gòu)成因果關(guān)系的問題。其基本原理是：在做Y對其他變量(包括自身的過去值)的回歸時，如果把X的滯后值包括進來能顯著地改進對Y的預測，就可以說x變化是Y變化的原因。 聯(lián)立方程組模型。對于聯(lián)立方程組模型中的單方程(即結(jié)構(gòu)式方程)。只有在可識別的條件下才能被估計，結(jié)構(gòu)式方程是否可以識別存在如下定理：在一個含有M個聯(lián)立方程組的模型中一個方程如果能被識別，該方程所排除的前定變量的個數(shù)必須不少于它所含有的內(nèi)生變量的個數(shù)減1，即：Kkin一1(其中K為模型中前定變量的個數(shù)，k為給定方程中前定變量的個數(shù)，m為給定方程內(nèi)生變量的個數(shù))，對于可以識別的方

7、程組模型，一般可以用二階段最小二乘法來進行估計91。根據(jù)估計結(jié)果，還有必要從擬合優(yōu)度、F檢驗統(tǒng)計量值、樣本回歸系數(shù)的t檢驗值，是否存在自相關(guān)、異方差性等方面，對模型的可靠性做進一步的分析。 本文以19852005年為統(tǒng)計樣本，應(yīng)用格蘭杰因果關(guān)系分析法及聯(lián)立方程組模型，分別考察我國紡織品服裝貿(mào)易與我國GDP之間的因果關(guān)系，以及他們之間的交互影響關(guān)系。在實證研究結(jié)果基礎(chǔ)上，最后給出研究的結(jié)論和政策啟示。 3實證分析 31樣本數(shù)據(jù)的建立 本文選取的樣本區(qū)間是19852005年。我國的GDP(支出法)、紡織品服裝進口額(M)、出口額(x)的數(shù)據(jù)均來自2006年中國統(tǒng)計年鑒、(20052006中國紡織T

8、業(yè)發(fā)展報告以及歷年中國紡織工業(yè)年鑒。按照年平均匯價(中間價)將當年進口額、出口額美元價格折算為當年人民幣價格。為了消除數(shù)據(jù)系列的不平穩(wěn)性。用GDP縮減指數(shù)(以1985年為基期)將我國GDP、紡織品服裝進口額、出口額進行調(diào)整。南于樣本區(qū)間大，統(tǒng)計數(shù)據(jù)多，這里省去模型應(yīng)用的原始統(tǒng)計數(shù)據(jù)及計算結(jié)果(如果需要，可向作者索取)，直接給出我國GDP、紡織品服裝出口額、進口額(單位均為億元)的自然對數(shù)值，分別用lnGDP、lnX、lnM表示(見表1)。 32變量的平穩(wěn)性檢驗 應(yīng)用Eviews軟件，對表1巾的lnGDP、lnX、lnM序列分別進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果表2。從表2可以看，通過相應(yīng)的檢驗方式，各變

9、量的ADF檢驗統(tǒng)計量值均小對應(yīng)的1或者5臨界值，表明各變量均是平穩(wěn)的；此，各變量都是0階單整系列，于是進一步檢驗變量之間的因果關(guān)系。 33因果關(guān)系檢驗 對變量lnGDP分別與lnX、lnM進行因果關(guān)系檢驗，觀察 他們之間的因果關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗對設(shè)定的滯后階數(shù)很敏感，在對不同滯后期的檢驗結(jié)果進行評價時一般地以AIC或SC取值最小，同時考慮檢驗?zāi)Ｐ椭须S機干擾項不存在序列相關(guān)性為依據(jù)I。檢驗結(jié)果見表3，檢驗的模型均不存在1階和2階自相關(guān)性。從表3看出，在5顯著水平下，我同紡織品服裝進口變化是我國GDP變化的原因而我國GDP變化不是我國紡織品服裝進口變化的原因。我國紡織品服裝進口變化是

10、出口變化的原因而我國紡織品服裝出口變化不是進口變化的原因。在10顯著水平下。我國紡織品服裝出口變化與我國GDP變化互為因果關(guān)系?；诖藱z驗結(jié)果可以確定：在模型中，lmM應(yīng)為自變量，lnGDP、lnX既可為自變量也可為因變量 本篇論文由網(wǎng)友投稿，3COME文檔只給大家提供一個交流平臺，請大家參考，如有版權(quán)問題請聯(lián)系我們盡快處理。3、4聯(lián)立方程組模型的建立、識別和估計由于本文研究目的是分析我國紡織品服裝貿(mào)易與經(jīng)濟增長的交互作用，又根據(jù)因果關(guān)系分析的結(jié)論，經(jīng)過反復試驗法，并且把存在自相關(guān)的模型進行校正，引入滯后一期的lnGDP作為滯后內(nèi)生變量，建立如下聯(lián)立方程組模型的基本形式。 lnGDPL=0【(

11、I+0【IlnX+0【2lnGDP¨+1(1) lnGDP=13olnM+p1nGDP¨+p2AR(1)+(2) lnX=-y0+-yIlnM+y2lnGDP+(3) 根據(jù)本文的研究方法所述，上方程組中，先決變量為lnM和lnGDP K=2，式(1)、式(2)、式(3)中k值分別為1、2、1，對應(yīng)的m值分別為2、1、2，則式(1)、式(2)、式(3)均為恰 好識別方程，用二階段最小二乘法來進行估計，結(jié)果見式(4)、式(5)和式(6)。 lnGDP,=06177+010481nX+087461nGDP¨+I(4) t：(25958)(23668)(1634

12、09)校正的R=09984 DW=11914 F=6012916 Prob=0000 lnGDP=006891nM+096971nGDP+07841AR(1)+tx2(5) t：(22901)(555992)(66323)校正的R=09985 DW=15131 lnX=一27949+031531nM+079441nGDPl=o(6) t：(一32132)(33901)(61301)校正的RZ=_09646 DW=10920 F=258799 Prob；0000 35對模型結(jié)果的分析 從式(4)、式(5)、式(6)的結(jié)果看，擬

13、合優(yōu)度均在96以上。在5的顯著水平下，樣本的回歸系數(shù)都是顯著的。從經(jīng)濟意義上考慮，樣本的回歸系數(shù)符號是合理的。對式(4)、式(5)、式(6)的殘差進行LM檢驗，在5的顯著水平下，LM(1)檢驗相伴概率分別為00857、04402、00695表明模型均不存在一階自相關(guān)。對式(4)、式(5)、式(6)的殘差進行異方差性White檢驗，在5的顯著水平下，檢驗相伴概率分別為01463、01044，07006，表明式(4)、式(5)、式(6)均不存在異方差，說明模型是有效的。 從長期來看，式(4)結(jié)果表明，lnGDP關(guān)于lnX的長期彈性為08357(01048(108746)，如果我國紡織品服裝出口額(

14、實際值，下同)每增長1，我國實際GDP會增長084( (1+1)08357-1x100)左右。式(5)結(jié)果表明，lnGDP關(guān)于lnM的長期彈性為22739(00689(109697)，如果我國紡織品服裝進口額每增長1。我國實際GDP會增長229左右。因此紡織品服裝進口對GDP增長的貢獻大于紡織品服裝出口的貢獻。同時，式(6)結(jié)果表明，lnX關(guān)于lnM的長期彈性為03153如果我國紡織品服裝進口額每增長1，我國紡織品服裝出口額會增長0-31左右。lnX關(guān)于lnGDP的長期彈性為07944，如果我國實際GDP每增長1，我國紡織品服裝出口額會增長079左右。我國紡織品服裝出口對GDP增長的

15、貢獻大于GDP增長對紡織品服裝出口的貢獻。 4研究結(jié)論、原因分析和政策啟示 41研究結(jié)論及原因分析 (1)我國紡織品服裝出口與經(jīng)濟增長之間具有相互促進作用。原因在于：一方面，出口是拉動一國經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，紡織品服裝出口是我國商品出口的重要來源，紡織品服裝出口促進了我國經(jīng)濟增長。另一方面，我國經(jīng)濟增長加快了我國紡織工業(yè)的技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，推動了我國紡織產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進了我國紡織品服裝的出口。 (2)我國紡織品服裝進口對經(jīng)濟增長具有明顯地促進作用。理由在于：一是我國紡織生產(chǎn)上所需的紡織原材料及高級服裝面料等的進口產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)促進了我國紡織相關(guān)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，從而促進了我國經(jīng)濟增

16、長。二是進口到我國的部分紡織品服裝很快轉(zhuǎn)化為最終消費，進一步刺激了投資需求，推動了我國經(jīng)濟增長。 (3)我國紡織品服裝進口對出口具有促進作用。原因在于：一是我國紡織品服裝出口加工貿(mào)易在出口中占有相當?shù)谋戎乇热?005年我國紡織品服裝進料、來料加工貿(mào)易占出口的26-3加工出口對我國紡織品服裝出口具有重要促進作用。二是我國許多紡織行業(yè)產(chǎn)品出口所需的紡織原材料及高級服裝面料等依賴于進口，比如目前我國每年要進口幾十億美元的外國面料。因此。紡織品服裝進口變化是出口變化的原因，進口對出口具有促進作用。(4)我國紡織品服裝進口對經(jīng)濟增長的貢獻大于紡織品服裝出口的貢獻。其主要原因在于：一方面，我國是科技相對落

17、后的國家，我國許多與紡織有關(guān)的先進技術(shù)對外依賴程度還相當高。另一方面，我國紡織產(chǎn)業(yè)還處在世界生產(chǎn)價值鏈的末端，諸如設(shè)計、產(chǎn)品開發(fā)、印染后整理、品牌營銷等與國外相比還存在較大差距，真正具有高附加值的產(chǎn)品出口不多。因此，相對紡織品服裝進口來講出口對經(jīng)濟增長的貢獻較小。 42政筻啟示 (1)加強自主創(chuàng)新，改變我國要紡織品服裝出口依賴于進口的局面。要提高我國紡織服裝產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，僅僅依賴于低成本勞動力資源優(yōu)勢。不可能將比較優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為競爭優(yōu)勢。只有加強自主創(chuàng)新，依靠技術(shù)進步占據(jù)紡織品服裝生產(chǎn)價值鏈的高端，才是提高我國紡織品國際競爭力的必由之路。我國要在紡織原材料和高級面料等新產(chǎn)品開發(fā)、印染后整理、服裝品牌發(fā)展等薄弱環(huán)節(jié)上，加大研發(fā)力度，加強自主創(chuàng)新，同時建立