出口與中國經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

1、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文 出口與中國經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析 9 -出口與中國經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析雖然影響GDP的因素還有其它多種，如投資、消費(fèi)等，但本文重在研究出口對GDP的影響程度，換言之，即本文重在研究出口，而非研究影響GDP的因素，因此，為專心于出口影響的研究，本文忽略其它影響因素。雖然影響GDP的因素還有其它多種，如投資、消費(fèi)等，但本文重在研究出口對GDP的影響程度，換言之，即本文重在研究出口，而非研究影響GDP的因素，因此，為專心于出口影響的研究，本文忽略其它影響因素。 內(nèi)容摘要: 針對中國經(jīng)濟(jì)增長是不是出口導(dǎo)向型的爭論，本文根據(jù)1985-2005年中國的出口與GDP的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用OLS檢驗(yàn)及

2、協(xié)整性檢驗(yàn)等計量研究方法，檢驗(yàn)了“中國經(jīng)濟(jì)增長的出口導(dǎo)向性”這一假說。結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國的出口與GDP之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，證明了中國經(jīng)濟(jì)增長確實(shí)是出口導(dǎo)向型的。 關(guān) 鍵 詞: 經(jīng)濟(jì)增長 出口總額 GDP 實(shí)證檢驗(yàn)一、問題提出改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)的飛速增長伴隨著出口的強(qiáng)勁擴(kuò)張，這使得中國躋身于亞洲高經(jīng)濟(jì)績效國家的行列，同時也給中國經(jīng)濟(jì)貼上了“出口導(dǎo)向型”的標(biāo)簽。根據(jù)國際金融統(tǒng)計年鑒（IFS）的數(shù)據(jù)，中國在1977年的出口按照1990年美元價格計算為154.5億美元，到了1998年這一數(shù)字達(dá)到了1524.4億美元（1990年美元價格），增加了將近9倍，年平均增長率達(dá)到了11.52%。而1977

3、年中國的GDP按1990年人民幣價格計算為5647億元，到了1998年這一數(shù)字為41334億元（1990年人民幣價格），增加了6倍多，年平均增長率為9.94%。這一特點(diǎn)與世界上許多成功實(shí)行了出口導(dǎo)向戰(zhàn)略的國家是一致的。1977年人口占世界第一的中國出口僅排在世界第32位，但自從1992年至今，中國始終保持著世界十大出口國之一的地位，并且排名不斷上升。另一個經(jīng)常被引用來佐證中國經(jīng)濟(jì)為出口導(dǎo)向型的事實(shí)是中國的出口依存度不斷提高。按照經(jīng)典的凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)恒等式，出口是GDP的一個重要組成部分。隨著出口在GDP中比重的不斷上升，出口增長對于GDP增長所做的貢獻(xiàn)也就越來越大。從表1中所顯示的數(shù)據(jù)看，近二

4、十年間中國的出口依存度提高得很快。在1985年出口依存度僅為9%，但到了90年代中后期基本保持在20%左右，1994年更是高達(dá)22%，不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了巴西等發(fā)展中國家的水平，而且也是一些歐美發(fā)達(dá)國家所不能比擬的。正是由于上述原因，中國經(jīng)濟(jì)被公認(rèn)為是出口導(dǎo)向型的。表1 中國部分年份的出口依存度GDP億元出口額億元出口依存度 %外貿(mào)總額億元外貿(mào)依存度 %19775647246.44480.691985125451145.892915.8231990183202969.9165221.5301994292196471.92212656.9431996353846413.71812307.6351998

5、413347895.81913930.034資料來源：國際金融統(tǒng)計年鑒（IFS）相關(guān)各期。除百分比指標(biāo)外，其余均為1990年人民幣價格。那么中國經(jīng)濟(jì)的高速增長確實(shí)是由出口的擴(kuò)張所帶動的嗎？本文將根據(jù)1985年至今中國的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過對出口額和GDP增長的相關(guān)性進(jìn)行分析對這一假說加以檢驗(yàn)。二、回顧與評論對經(jīng)濟(jì)增長的出口導(dǎo)向性假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)是過去二十年應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的一個重要課題。盡管經(jīng)濟(jì)學(xué)家做了大量研究，但出口增長與產(chǎn)出增長之間的聯(lián)系仍沒有定論。一些利用跨國的時間截面樣本數(shù)據(jù)所做的研究基本上都發(fā)現(xiàn)了出口擴(kuò)張與經(jīng)濟(jì)增長之間存在較強(qiáng)的正向聯(lián)系（Balassa,1978）。但對單個國家的時間序列樣本

6、數(shù)據(jù)所做的研究結(jié)果卻并非如此。例如Chow(1987)采納了Granger(1969)和Sims(1972)的因果性概念對7個國家做了檢驗(yàn)，結(jié)果只發(fā)現(xiàn)了3個國家存在出口與增長之間的因果關(guān)系。另一方面，利用時間序列分析方法對中國問題的研究，可以說是20世紀(jì)90年代才開始的事情，所以這類研究文獻(xiàn)相對較少。Kwan&Cotsomitis(1991)首次運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)研究中國問題，利用年度數(shù)據(jù)分1952-1985年與1952-1978兩個時期，發(fā)現(xiàn)在1952-1985年期間出口與產(chǎn)出之間存在雙向的因果關(guān)系，而在1952-1978年期間不存在因果關(guān)系；Kwan&Kwork(1995)利用

7、取對數(shù)后1952-1985年的年度數(shù)據(jù)，在同時考慮了人口，國內(nèi)投資占國民收入比率兩個變量的基礎(chǔ)上，分析了中國實(shí)際國民收入與出口之間的關(guān)系；Shan&Sun(1998b)采用調(diào)整的月度數(shù)據(jù)，在考慮了能量消耗，勞動力，實(shí)際進(jìn)口與資本支出變量的基礎(chǔ)上，分析了中國1978年5月-1996年5月實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出與出口的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)存在雙向的因果關(guān)系。從事這方面研究的國內(nèi)學(xué)者有：沈程翔（1999）利用取對數(shù)以后1977-1998年的年度數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)了中國出口與產(chǎn)出之間存在雙向的因果關(guān)系；趙陵，宋少華，宋泓明（2001）利用1978-1999年的年度數(shù)據(jù)，分析了中國實(shí)際出口與實(shí)際GDP的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國出口增長對

8、經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用只是短期的，而長期內(nèi)并不明顯。從以上對中國問題的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論可發(fā)現(xiàn)，由于不同的研究運(yùn)用的分析手段的不同而導(dǎo)致結(jié)論的差異：（1）由于變量系統(tǒng)選取的不同而引起的結(jié)論差異，如Kwan&Kwok(1995), Shan&Sun(1998b), 沈程翔（1999），趙陵，宋少華，宋泓明（2001）的研究；（2）由于沒有考慮時序變量的非平穩(wěn)性可能引起的差異，如Kwan&Cotsomitis(1991)的研究；（3）由于數(shù)據(jù)集選擇的不同而引起的結(jié)論差異，如Kwan&Cotsomitis(1991)的研究。三、 模型設(shè)定與檢驗(yàn)1、數(shù)據(jù)收集表2年份GDP億元出口億元年份GDP億元出口億元198

9、59016808.9199671176.612576.4198610275.21082.119977897315152.8198712058.61470199884402.315223.6198815042.81766.7199989677.116159.8198916992.31956200099214.620634.4199018667.82985.82001109655.220159.2199121781.53827.12002120332.724430.3199226923.54676.32003135822.834195.6199335333.95285.32004159878.34

10、6435.8199448197.910421.82005183084.854273.7199560793.712451.8數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒2006年、中國統(tǒng)計年鑒1998年、中國統(tǒng)計年鑒1993年2、模型設(shè)定分析：根據(jù)表2在Eviews中作出散點(diǎn)圖：圖1根據(jù)以上的經(jīng)濟(jì)理論分析及圖1觀察得出口與GDP呈現(xiàn)顯著的線性正相關(guān)關(guān)系，由此初步建立如下經(jīng)濟(jì)模型：Y=1+2*X+其中：Y實(shí)際GDP（億元）X實(shí)際出口額（億元）3、對模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)根據(jù)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)方法，首先檢驗(yàn)出口總額（X）和GDP（Y）序列是否為非平穩(wěn)序列，即考察其單整階數(shù)。對出口總額（X）平整性檢驗(yàn)結(jié)果如下：圖2 X平整性檢驗(yàn)結(jié)果

11、為了得到出口總額（X）序列的單整階數(shù)，在單位根檢驗(yàn)中，指定對二階差分序列作單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下：圖3 X二階差分從檢驗(yàn)結(jié)果看，在1%、5%、10%三個顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-3.8877、-3.0521、-2.6672，t檢驗(yàn)統(tǒng)計量值為-4.418150，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕Ho，表明出口總額（X）的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即X序列是二階單整的，XI（2）。采用同樣方法，可檢驗(yàn)得到Y(jié)序列也是二階單整的，即YI（2）。4、對模型作OLS回歸圖4 Eviews的最小二乘的計算結(jié)果得回歸模型為：=17050.87+3.429162X(3955.29)

12、(0.191818)t=(4.310903) (17.87718)R2=0.943886 F=319.5935 df=19 dw=0.349879為了檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，在Eviews中對resid序列作平穩(wěn)性檢驗(yàn)，指定對其一階差分序列作單位根檢驗(yàn)，選擇無截距項(xiàng)、無趨勢項(xiàng)的DF檢驗(yàn)，得如下結(jié)果：圖5 回歸殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計量值為-3.044030，小于相應(yīng)臨界值（非圖5臨界值,而是Engle-Granger編制的專用臨界值表）從而拒絕Ho，表明殘差序列為一階單整。因?yàn)閄I（2）、YI（2），所以出口總額（X）和GDP（Y）之間存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間有長期均

13、衡關(guān)系。5、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)給定臨界值水平0.05，查DW表，當(dāng)n=21，k=2時，得下限臨界值dL=1.221，上限臨界值du=1.420，因?yàn)镈W統(tǒng)計量值為0.349879小于dL，根據(jù)判斷區(qū)域知存在正的自相關(guān)。根據(jù)科克倫奧克特迭代法，用Eviews修正可得以下結(jié)果：圖6 自相關(guān)修正結(jié)果給定臨界值水平0.01，查DW表，當(dāng)n=20，k=2時，得下限臨界值dL=0.952，上限臨界值du=1.147，因?yàn)镈W統(tǒng)計量值為1.251062，根據(jù)判斷區(qū)域知不存在自相關(guān)。因此，由圖6得自相關(guān)修正后的回歸模型為：=11032027+1.564575X（1.08E+09）（0.329103）t=（0.01

14、0242）（4.75406）R2=0.99539 F=1835.138 df=18 dw=1.251062做異方差的White檢驗(yàn)如圖7所示。檢驗(yàn)知nR2=2.146487，在=0.05下，查2分布表，得臨界值為5.9915，因?yàn)?.1464875.9915，所以接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。圖7 White檢驗(yàn)結(jié)果因此最終得出口總額（X）與GDP（Y）的回歸估計模型為：=11032027+1.564575X（1.08E+09）（0.329103）t=（0.010242）（4.75406）R2=0.99539 F=1835.138 df=18 dw=1.2510626.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)從回歸結(jié)

15、果可以看出，出口總額每增加1億元，GDP平均增長1.564575億元。這與之前所設(shè)定的出口總額與GDP增長顯著正相關(guān)假說相符合。7.統(tǒng)計推斷檢驗(yàn)從回歸結(jié)果看，可決系數(shù)R2=0.99539，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：給定=0.05，查T分布表得解釋變量系數(shù)的t值大于臨界值，所以出口總額對GDP有顯著的影響。四、結(jié)論經(jīng)過以上實(shí)證檢驗(yàn)，可以得出以下幾條結(jié)論：第一，經(jīng)過對歷史數(shù)據(jù)的分析，我們發(fā)現(xiàn)在中國經(jīng)濟(jì)過去二十年間的高速增長過程中，出口的強(qiáng)勁擴(kuò)張一直是一個不可忽略的原因。出口總額與GDP增長之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，因此可以說中國經(jīng)濟(jì)增長的確存在出口導(dǎo)向性。第二，出口對促進(jìn)

16、國內(nèi)生產(chǎn)總值的產(chǎn)出起著積極的作用。第三，國外需求已經(jīng)成為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，我國的經(jīng)濟(jì)增長具有一定的對外貿(mào)易依賴性。進(jìn)入2001年以來，我國的對外出口形勢出現(xiàn)了新的變化，國外需求出現(xiàn)了增幅降低的跡象。根據(jù)我國經(jīng)濟(jì)增長出口驅(qū)動的基本特征，如果一旦凈出口出現(xiàn)水平值或者增長率的下降，那么將對我國的經(jīng)濟(jì)增長速度產(chǎn)生顯著的影響，為此需要給于有效的宏觀政策調(diào)控。我國加入WTO以后，所面臨的國家貿(mào)易競爭更加劇烈，因此必須采取積極措施，增加對外貿(mào)易的基數(shù)和活力，在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整的同時，將提高出口規(guī)模當(dāng)作一個長期的戰(zhàn)略目標(biāo)，只有這樣才能夠發(fā)揮凈出口對于我國經(jīng)濟(jì)增長的有效驅(qū)動作用。參考文獻(xiàn)：1沈程翔（1999）：中國出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析：1977-1998 世界經(jīng)濟(jì)第12期2趙陵，宋少華，宋泓明（2001）：中國出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)驗(yàn)分析 世界經(jīng)濟(jì)第8期3朱文暉（1998）：中國出口導(dǎo)向戰(zhàn)略的迷思，戰(zhàn)略與管理 1998年5月 第5969頁4陳孝冰，等. 出口導(dǎo)向戰(zhàn)略的績效分析J. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2000，（12）5Kwan&Cotsomitis(1