對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系：廣東與河南比較研究

1、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系：廣東與河南比較研究             摘要：本文利用廣東省和河南省19812004年的年度數(shù)據(jù)，分別對(duì)兩省出口、進(jìn)口經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整分析，并根據(jù)格蘭杰定理建立了三者之間的誤差修正模型。在此基礎(chǔ)上，本文對(duì)河南省和廣東省的進(jìn)出貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用進(jìn)行了比較分析，試圖尋找兩省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在的差異。關(guān)鍵詞：廣東省；河南省；對(duì)外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整分析；誤差修正模型 對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性問題一直是學(xué)界比較關(guān)注的問題，尤其是

2、近年來，學(xué)者們通過格蘭杰檢驗(yàn)、建立誤差修正模型等方法研究了出口、進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。劉曉鵬(2001)通過對(duì)中國(guó)1950年1998年相關(guān)數(shù)據(jù)的分析建立誤差修正模型，得出進(jìn)口的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有更大的推動(dòng)作用。許啟發(fā)和蔣翠俠(2002)通過格蘭杰因果檢驗(yàn)，得出進(jìn)口或出口與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間是存在單方面的因果關(guān)系，而對(duì)外貿(mào)易總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間卻互為因果，主張進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易并重。賴明勇(2002)利用對(duì)數(shù)后的19781998年的年度數(shù)據(jù)，使用貿(mào)易條件變量連同GDP和出口貿(mào)易總額在一個(gè)多變量框架中運(yùn)用協(xié)整方法得出出口增長(zhǎng)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系。此外，歐陽(yáng)北松等(2004)利用中國(guó)1985

3、年2002年數(shù)據(jù)，采用相關(guān)分析的方法，對(duì)基于菲德(1982)推出的出口擴(kuò)展型總量模型進(jìn)行了回歸分析，分別實(shí)證研究了進(jìn)口、出口及進(jìn)出口總額對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額，并針對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行及分析結(jié)果，提出了相關(guān)的政策建議等等。眾所周知，我國(guó)幅員遼闊，東南西北差異很大，一項(xiàng)政策在各地區(qū)是否同時(shí)有效?各地區(qū)之間的差異是怎樣的?縱觀近年來的研究成果，我們發(fā)現(xiàn)，學(xué)界對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同地區(qū)之間比較研究的關(guān)注還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。本文將以廣東省和河南省兩省為例，對(duì)不同地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性進(jìn)行比較分析，比較兩省對(duì)外貿(mào)易的兩個(gè)方面出口和進(jìn)口究竟哪一個(gè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用更大一些并分析主要原因，以求對(duì)兩省進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增

4、長(zhǎng)的促進(jìn)作用作初步的分析以及兩省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在差異的原因，希望對(duì)決策者有一定程度的參考作用。 一、廣東省的出口、進(jìn)口和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的協(xié)整分析和誤差修正模型 我們選用1981年2004的年度數(shù)據(jù)作為樣本空間，數(shù)據(jù)分別來自廣東省對(duì)外貿(mào)易統(tǒng)計(jì)資料(19811995)，廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒(19962004)，廣東省統(tǒng)計(jì)局關(guān)于2004年國(guó)民經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的統(tǒng)計(jì)公報(bào)。在變量的選取上，進(jìn)、出口總額均用當(dāng)年的平均匯率換算成以人民幣為單位的進(jìn)、出口總額，同時(shí)，考慮到這一時(shí)期的物價(jià)水平波動(dòng)較大，因此采用剔除物價(jià)因素(1981=100)的實(shí)際GDP、實(shí)際出口總額和實(shí)際進(jìn)口總額。另外，分別對(duì)實(shí)際GDP、實(shí)際出口總額和實(shí)際進(jìn)口

5、總額取對(duì)數(shù)以消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別用lny=ln(GDP/P)；lnx=ln(EX/P)；lnM=ln(IM/P)表示自然對(duì)數(shù)的實(shí)際GDP、實(shí)際出口總額和實(shí)際進(jìn)口總額。 由于對(duì)非平穩(wěn)變量建立回歸模型會(huì)產(chǎn)生虛假回歸的問題，所以對(duì)lny，lnx和lnM進(jìn)行檢驗(yàn)以確定變量的平穩(wěn)性，滯后期的選擇采用AIC準(zhǔn)則。檢驗(yàn)結(jié)果表明：檢驗(yàn)結(jié)果表明：lny，lnx和LnM的值分別大于5臨界值，它們是非平穩(wěn)的，對(duì)它們進(jìn)行一階差分，即DlnY，DlnX和lnM，一階差分后的值均小于5臨界值，則表明它們?yōu)槠椒€(wěn)的。所以，lny，lnX和lnM1(1)，即三個(gè)變量是一階單整變量。 在此基礎(chǔ)上，我對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)

6、協(xié)整檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量之間的是否存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。如果若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則它們之間的離差即非均衡誤差是平穩(wěn)的。根據(jù)Johnson的最大似然方法來檢驗(yàn)lnY，lnX和lnM lnM之間的協(xié)整關(guān)系，其中滯后期的選擇根據(jù)非約束的VAR模型的殘差分析結(jié)合似然比檢驗(yàn)法而得到。檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnY，lnX和lnM三變量之間存在協(xié)整關(guān)系。估計(jì)出的協(xié)整關(guān)系式如下： 根據(jù)格蘭杰定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定有誤差修正模型的表達(dá)形式存在。我們用表示模型(1)中的殘差項(xiàng)作為非均衡誤差項(xiàng)建立誤差修正模型： 模型(2)的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。式中LM1和

7、LM2分別是檢驗(yàn)隨機(jī)項(xiàng)一階和二階自相關(guān)的統(tǒng)計(jì)量，因?yàn)閷?duì)于模型(2)有 所以該ECM模型不存在自相關(guān)。式中ARCH是檢驗(yàn)隨機(jī)項(xiàng)是否存在異方差的統(tǒng)計(jì)量，因?yàn)閷?duì)于該模型有 所以該ECM模型不存在異方差。 對(duì)于模型(3)中的殘差序列的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果為：JB= 這表明回歸殘差序列滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，驗(yàn)證了ECM模型的有效性。 完整的ECM模型如下式所示： 二、河南省的出口、進(jìn)口和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的協(xié)整分析和誤差修正模型 我們同樣選用1981年2004的年度數(shù)據(jù)作為樣本空間，數(shù)據(jù)來自河南省統(tǒng)計(jì)年鑒，對(duì)數(shù)據(jù)的處理方法和變量設(shè)置方法同前。首先對(duì)lnY，lllnX和lnM三個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確定變

8、量的平穩(wěn)性，ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：lnY，lnY和lnM的ADF值分別大于5臨界值，它們是非平穩(wěn)的，對(duì)它們進(jìn)行一階差分，即，DlnX和DlnM，一階差分后ADF的值均小于5臨界值，DlnY一階差分后ADF值小于10臨界值，則表明它們?yōu)槠椒€(wěn)的。所以，lnY，lnX和lnM1(1)，即三個(gè)變量是一階單整變量。 接下來對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnY，lnX和lnM三變量之間存在協(xié)整關(guān)系。估計(jì)出的協(xié)整關(guān)系式如下： (公式無法輸入) 在此基礎(chǔ)上，用e1表示模型(5)中的殘差項(xiàng)作為非均衡誤差項(xiàng)建立誤差修正模型： 模型(5)的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。

9、 不存在自相關(guān)。式中ARCH是檢驗(yàn)隨機(jī)項(xiàng)是否存在異方差的統(tǒng)計(jì)量，因?yàn)閷?duì)于該模型有ARCH<C20.05(1)=384，所以該ECM模型不存在異方差。對(duì)于模型(5)中的殘差序列的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果為：JB=130<C2=599，這表明回歸殘差序列滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，驗(yàn)證了ECM模型的有效性。完整的ECM模型如下式所示： (公式無法輸入) 式中括號(hào)內(nèi)表示GDP、出口及進(jìn)口之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。      三、對(duì)實(shí)證結(jié)果的比較分析 通過前面的實(shí)證過程，我們分別得出了廣東省和河南省的對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的誤差修正模型，比較兩個(gè)誤差修正模型，我們

10、可以看到： 1從增長(zhǎng)率的角度分析，廣東省的GDP與進(jìn)口年增長(zhǎng)量序列存在緊密關(guān)系，進(jìn)口對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，而出口對(duì)GDP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用并不顯著。平均來說(對(duì)數(shù)的)進(jìn)口年增長(zhǎng)量以017的比率影響GDP的年增長(zhǎng)量變化，而河南省的出口與進(jìn)口對(duì)GDP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，均不顯著。 2從彈性的角度分析，廣東省的進(jìn)出口均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，GDP增長(zhǎng)的出口彈性為053，進(jìn)口彈性為046；即出口每增加1，GDP同向變動(dòng)053，進(jìn)口每增加1，GDP同向變動(dòng)046。河南省的出口對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，進(jìn)口對(duì)GDP的增長(zhǎng)起著抑制作用，GDP增長(zhǎng)的出口彈性為032，GDP增長(zhǎng)的進(jìn)口彈性為一021；即出

11、口每增加1，GDP同向變動(dòng)032，進(jìn)口每增加1，GDP反向變動(dòng)021。 3從非均衡誤差來看，當(dāng)GDP增長(zhǎng)偏離均衡點(diǎn)時(shí)，河南省的調(diào)整速度要略快于廣東省的調(diào)整速度。即廣東省上一年度的GDP、出口、進(jìn)口的非均衡誤差以014的比率對(duì)本年度的(對(duì)數(shù)的)年GDP增長(zhǎng)量作修正。河南省上一年度的GDP、出口、進(jìn)口的非均衡誤差以015的比率對(duì)本年度的(對(duì)數(shù)的)年GDP增長(zhǎng)量作修正。 從上述的模型結(jié)論來看，一方面，廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的進(jìn)口和出口彈性都遠(yuǎn)大于河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的進(jìn)口與出口彈性，也就是說，廣東省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)對(duì)外貿(mào)易的敏感程度要遠(yuǎn)高于河南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)對(duì)外貿(mào)易的敏感程度，這一點(diǎn)與兩省經(jīng)濟(jì)的對(duì)外開放程度是相符的。

12、另一方面，出口和進(jìn)口的變動(dòng)對(duì)兩省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是不同的，對(duì)于廣東省而言，無論是進(jìn)口還是出口均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用；而河南省的出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用，進(jìn)口卻對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有抑制作用。兩省存在如此差異的原因是什么呢?我們做一簡(jiǎn)要分析。 1廣東省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行表現(xiàn)為典型的外向型經(jīng)濟(jì)，而河南省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行呈現(xiàn)出內(nèi)向型經(jīng)濟(jì)的特征。對(duì)外貿(mào)易在兩省經(jīng)濟(jì)中的地位和作用有明顯的差別，這可從兩省的對(duì)外貿(mào)易依存度比較得出，以2004年為例，廣東省的對(duì)外貿(mào)易依存度為1843，其中出口依存度為989，進(jìn)口依存度為854；而同年河南省的3個(gè)指標(biāo)分別為621，392和228，廣東省的外貿(mào)依存度是河南省的近30倍。河南

13、省的對(duì)外貿(mào)易自改革開放以來的發(fā)展速度盡管很快，年均增長(zhǎng)率達(dá)263，增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)超過了省內(nèi)GDP的增長(zhǎng)速度，但相對(duì)于河南省的經(jīng)濟(jì)總量來講，對(duì)外貿(mào)易總額仍然明顯地偏低，外貿(mào)在廣東省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的地位和作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)地大于河南省，從而使我們看到河南省的地區(qū)GDP對(duì)進(jìn)口和出口變化的敏感度較弱。 2進(jìn)口作用比較分析。從供給角度來分析，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素是生產(chǎn)要素的供給增加和全要素生產(chǎn)率的提高，要素供給的增加包括資本和勞動(dòng)供給的增加，全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、制度創(chuàng)新、知識(shí)進(jìn)展等等。廣東省起初工業(yè)基礎(chǔ)比較薄弱，靠自身力量很難實(shí)現(xiàn)這一轉(zhuǎn)化，必須依賴于從外部引進(jìn)。一方面不斷地進(jìn)口本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展所必須且急需機(jī)械設(shè)備、技術(shù)、原材料等等；另一方面通過技術(shù)服務(wù)咨詢、技術(shù)人才培訓(xùn)、組管理技能企業(yè)家培養(yǎng)等軟件技術(shù)的滲透，尤其是技術(shù)開發(fā)和創(chuàng)新機(jī)制不斷地發(fā)育。這使得本地企業(yè)在獲得設(shè)備、技術(shù)的同時(shí)，通過模仿，進(jìn)而在不同層次的產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品上具有自己的研究、開發(fā)、生產(chǎn)和營(yíng)銷優(yōu)勢(shì)，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)。伴隨進(jìn)口擴(kuò)大的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，生產(chǎn)要素從低效率的產(chǎn)業(yè)逐漸流向高效率產(chǎn)業(yè)，勞動(dòng)力也隨之流向高效率產(chǎn)業(yè)，從而使以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為特征的結(jié)構(gòu)效率和整個(gè)社會(huì)的全要素效率均得以提高