政经祝点 进出口贸易对我国 经济增长关系的计量分析 邵玮 （广西师范大学，广西桂林５４１０００） 【摘要】从实际出发分析我国进出口贸易与经济增长的关系，并采用计量经济研究的方法，从数量分析的角度，结合计量经济所学的知识 如ＯＬＳ模型分析，对进出口与经济增长的相互关系进行线性回归分析，并对模型结果作了一些理论上的探讨、修改和总结。 【关键词】经济增长；进出口；计量分析 一、进出口与经济增长关系的理论分析 年 份 １９９１ １９９２ 对外贸易是经济“增长的发动机”，国际贸易不仅能带来直接 的或静态的利益，而且能带来间接的或动态的利益。国际贸易在 自身迅速扩大的同时，反过来推动世界经济尤其是发展中国家和 地区经济的增长。回顾近代以来实现经济起飞的国家，对外贸易 几乎都起到了“加速器”的重要推动作用。当代中国的改革开放战 略，更是“贸易立国”的成功典范。 改革开放３Ｏ年以来，我国经济高速增长的同时一直伴随着出 口的强劲扩张，对外贸易以高于国内生产总值（ＧＤＰ）的速度增 长，成为拉动国民经济增长的主要因素之一。从１９８０年到２００１ ＧＤＰ ２１６１７．８ ２６６３８１ 进口额 ３３９６ ０７４ ４４４５．８９６ 出口额 ３８２７：２３７ ４６８８ ６ 净出口额 ４３１．１６３ ２４２．７０４ １９９３ １９９４ ｌ９９５ ３４６３４ ４ ４６７５９４ ５８４７８ ８ ５９９２４８ ９９７２１８３ １】０３１ ６７１ ５２８９ ５１６ １ｏ４２８ ９９ １２４２６ ２８８ ０２．９６４ ４５６ ８０７ １３９４ ６１７ １９９６ １９９７ ｌ９９８ ６７８８４ ６ ７４７７２４ ７９３９５ ７ １１ ５１８ １７９２ １ｔ７９０ １５０４ １１６０７ ０１７８ １２５３８ ８８２４ １５１２６ ８２９２ １５２１６ ６１８２ １０２０ ７０３２ ３３３６ ６７８８ ３６０９ ６００４ １９９９ ２０００ ８２０５４ ０ ８９４０４ ０ １３７２７ ０７９４ １８６３４ ００３１ １６１３６ ３５５７ ２０６２９ ０２５２ ２４０９ ２７６３ １９９５ ０２２１ 年，外贸进出口总额从３８１亿美元增加到２１７３８亿美元，增长５６．１ 倍，年均增长２５％左右，外贸依存度（外贸总额与ＧＤＰ的比值）也 从ｌ３％提高到６４％，我国占世界出口贸易总量的比重也从０．９％ ２０Ｏ１ ９５９３３ ０ ２０１６１ ７９７６ ２２０３２ ３０９２ １８７０ ５１１６ ２００２ ２００３ ２００４ １０２３９８ ０ １８５８２３ ０ １３９８７８ ０ ２４４３４ ５８９６ ３４１６８ ６９４４ ４６４６４ ２７１ ２６９５０ ８８８８ ３６２８７ ６８３２ ４９１１２ ７５ｌ ２５１６ ２９９２ ２１１８ ９８８８ ２６４８４８ 迅速提高到６．５％，我国在世界贸易大国中的排位也从第２６位大 幅上升到第３位。按不变价格计算，３０年间我国对外贸易总量年 均产长１１．１％，同期国内生产总值年均增长速度为１０％左右。 那么，讨论外贸在我国国民经济增长过程中所扮演的角色， ２００５ ２００６ ２００７ １８３８６８ ０ ２１０８７１ ０ ２４６６１９ ０ ５３２７１ ３９０２ ６１８１３ ６６９２ ６９８１１ ６３２ ６１４９４ ９２４ ７５６７４ １ｌ１７ ８８９６２ ７２ ８２２３ ５３３８ １３８６０ ４４２５ １９１５１ ０８８ 这就有必要细致研究我国进口、出口与经济增长之间的关系。本 文利用我国１９９１～２００７年间的有关统计资料，通过对出口、进口 数据来源：中国统计年鉴 单独分析进口、出口对经济增长的影响，使用数量经济软件 ＥＷＳ，求得出口、进口和净出口与ＧＤＰ的回归参数，（见表２）。 和净出口与经济增长的相关性分析，以计量角度来说明进出口贸 ＥＶＩ表２ 对外贸易与经济增长的相关分析 易在我国经济增长过程中所起的作用。 二、模型的建立及回归分析 （一）模型的建立 被解释变量 解释变量 常数项系数 回归系数 相关系数Ｒ２ ＧＩ）Ｐ ＧＤＰ 由于本文仅分析的是进出口与经济增长的相关性，可以假定 其他因素对经济增长的影响是平稳的，由此可用一元线性回归模 型来讨论。参数估计常见的方法有最大似然法、距估计和最小二 乘法。最ｄ＇－－乘法是估计随机变量参数最基本的方法，所以本文 运用ＥＶＩＥＷＳ软件求相关参数。用ＧＤＰ表示国内生产总值，ＩＭ 表示进口额，ＥＸ表示出口额，Ｔ表示净出口，建立两变量的线性回 归模型：Ｙ＝叶ＤＸ（Ｙ表示ＧＤＰ，Ｘ表示ＩＭ或ＥＸ、Ｔ）。样本区间 选取１９９１年至２００７年，所用数据（见表１）。 表１ ＧＤＰ与我国进出口贸易额（亿元） Ｉ Ｅ ２６４９４ ３３ ３０５８６１’ ３ ０７３ ．５１０ ０．９７７ ０ ９ ６ ０Ｉ）Ｐ Ｔ ５９０８４ １３ 儿 Ｏ３３９ ０ ７８２ 从表２可知，经济增长与出口、进口的相关性强；而经济增长 与净出口的相关性较弱。现在再以回归方程进行定量说明。 （１）Ｙ＝２６４９４．３３＋３．０７３ Ｘ Ｒ－＇＝Ｏ．９７７ Ｆ＝６３２．２９（Ｘ表示 进口ＩＭ） （２．Ｏ６６２）（１７．６Ｏ６４） ２８ 企业导报２０１１年第３期 Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｖａ ｒｊａｂｌｅ Ｙ Ｍｅｔｈｏｄ：Ｌｅａｓｔ Ｓｑｕａｒｅｓ ０蠢ｆｅ ０ １ｆ。 ０５ Ｔｉｍ姆ｊ’２ ｉ ４ Ｓａｍｐｌｅ ｊ ９９１ ２００７ ｎｅｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｐｉａｔｉｏｎ￥１ Ｒ・ｓａｕ ｒｅｄ ０ ｇ７６８２６ ｝１＿ｃａｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｌｖａ １０１ ００ｌ ７ ＡｄｉｕｓＩｅｄ Ｒ ｓｑｕａ ｒｅｄ ０ ９ ５２８２ Ｓ ｃｌ ｄｅｐｅｎｄｅｎｌＶａｔ ６５４８９ ９０ Ｓ Ｅ．ｏｆ ｒｅｑＩ ｓＳｉＯｎ １ ０２９≥：４ Ａｋａ｛ｋｅ ｉｎｆ０ ｅ ｒｉｌｅｎ０ｎ ２ｊ ４ ３Ｓｄ９ ８ｕｍ；ｑｕａ ｒｅｄ Ｉｅ｝Ｉｄ Ｉ ５９Ｅ＋０９ Ｓｅ｛１ｗａ『ｚ￡ｒ＋ｔｅ Ｆｉ０１１ ２ｊ ５２４５２ Ｌ０ｑ ＩｉｋｅｈＩｉｎｏｄ ｌ ８０ Ｉ ２５２ Ｈａｎｉｌａｌ１．Ｏ ｒ＋ｌｌ￣ｃｔｉｌｅ ２ｌ｛３６２４ Ｆ—ｓｔａｆｉｓｔＩｃ ６ ３２ ２９０３ Ｄｕｒｂｉｎ—Ｗａｔｓｏｎ ｓｔａｌ ０ ４．２１ ２１ ９ Ｐ ｒｏｂ（Ｆ．ｓｌａｔ｛ｓｔｉＯ ０ ００００Ｏ０ （２）Ｙ＝３０５８６．１７＋２．５１０ Ｘ Ｒ２＝Ｏ．９７６ Ｆ＝６１０．２６９２（Ｘ 表示出口ＥＸ） （４．４０１７）（２９．２３５） Ｄｅｐｅｎｄｅｎ！Ｖａ ｒｉａｂｌｅ：Ｙ Ｍｅｔｈｏｄ：Ｌｅａｓｆ ｇｑｕａｉ＂ｅｓ Ｄａｔｅ：０１ｆ０６，￣０５ Ｔｉｍｅ：２２｛５ Ｓａｍｐｌｅ： ９９１ ２００７ ｎｃｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ １ ７ ＩＲ－ｓｑｕａｒｅｄ ０ ｇ７６０ｌ０ Ｍｅａｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｌｖａｔ ｌ ０｛００ｌ ７ ＡｄＩｕｓｔｅｄ Ｒ ｓｑｕａｒｅｄ ０ ９７ ４４１ ｌ Ｓ ０ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔｖａｒ ６５４６９ ９Ｏ Ｓ Ｅ Ｏｆ ｒｅｇｌｅｓｓＩｏｒｌ １０４７２ ９３ ＡｋａＩｋｅ Ｉｎｆｏ ｃ ｒｉＩｅ ｒｉｏｎ ２ｌ ４６ １１ Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ Ｉ ６５Ｅ＋０９ Ｓｔｈｗａｒｚ ｃ ｒｉｌｅｒｉｏｎ ２ｌ ５５９１ ３ ＬｏＯ Ｉ Ｊｋｅｌｌｈｏｏｄ １ ８０ ４ １ ｇ４ Ｈａｄｒｉａｎ－ＯＵｌｎｎ ｃｔｉｌｅｒ ｌ瘁７０８５ Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ６ １ ０ ２６９２ ＤｕｒｂＩｎ—ＶＶａｔｓｏ『１ ｓｌａｔ ０ ３３６５Ｉ ５ Ｐｒｏｂ（Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ） ０ ００００００ （３）Ｙ＝５９０８４．１３＋ｌ１．０３３９ Ｘ Ｒ ：０．７８２ Ｆ＝５３．７２８７（Ｘ 表示净出口Ｔ） （５．５５４１）（６．４０８４） ＤｅｐｅｎｄｅｎｌＶａｒｉａｂｌｅ：Ｙ Ｍｅｔｈｏｄ：Ｌｅａｓｔ Ｓｑｕａｒｅｓ Ｄａｔｅ：０ １．ｔＯ６５０５ Ｔｉｍｅ ２２：１ ６ Ｓａｍｐｌｅ：１ ９ｇ ｌ ２００７ ｆｎｃｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｒｃａｉｉｏｎｓｌｌ１ ７ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０ ７８１ ７５０ ｔ，４ｅ３ｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｔ １０１ ０ｏｉ ７ Ａｄｊｕｓｔｅｄ ｓｑｕａ［ｅｄ ０ ７６ ７２扪 Ｓ Ｄ ｄｅｐｅｎｄｅｎｌ伯ｒ ６５４６９ ９０ Ｓ Ｅ ｏｆ ｒｅｇ［ｅｓｓｉｏｎ ３１ ５８８ ７７ 胁ａｉｋｅ ｉｎｆｏ ｃｎｌｅｉｉｅｎ ２３ ６６９１ ２ Ｓｕｒａ＇ ｓｑｕａｌｅｄ ｆｅｓｉｄ １ ５ＯＥ＋１ ０ Ｓｃｆ／ｗａ ｅ ｒｌｌｅｒｉ０ｎ ２３ ８ ｔ５ Ｌｏｇ ｌｌｋｅｈｈｏｏｄ －１ ９９ １ ８７５ Ｈａｎｎａｎｔ０ｕｉｎｎ ｃ ｒｉｌｅｒ ２３ ６ ８８７ Ｆ－Ｓ ｃａｔＩ宣ｂｃ ５３ ７ ２８６８ Ｄｂ ｒｂｉｎ．、 ａｒｓｏｎ ｓｔａｉ ０ ４２１１ ｇ７ Ｐ￣ｏｂ（Ｆ。ｓｌａｌＪＳｌｉｃ） Ｏ ０００００２ （４）ＧＤＰ＝２８ｌ８９．３９＋１．１５３ｌ ＥＸ＋１．６６８９ ＩＭ （６．８７９５）（１．１６３３）（１．３７６２） Ｒ ＿０．９７８９ ＤＷ：０．３５３５ Ｆ＝３２４．２６５ ｌ 政经视点 Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｖａ ｒｉａｂｌｅ：Ｙ Ｎｅｔｈｏｄ：Ｌｅａｓｔ Ｓｑｕａｆｅｓ Ｄａｔｅ。０１，０６５０５ Ｔｉｍｅ ２２：１ ８ Ｓａｒｎｐｌｅ：１ ９９１ ２００７ ｎｃＩｕｄｅｄ ｏｂｓｅ ｒｖａｔｌｏｒｌｓ：１ ７ Ｒ。ｓｑｕａ ｒｅｄ ０ ｇ７８８６９ Ｍｅａｎ ｄｅＰｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ １ ０１ Ｄ０１ ７ ＡｄＩｕｓｔｅｄ Ｒ—ｓｑｕａ ｒｅｄ ０ ９７５８５０ Ｓ Ｄ ｄｅＰｅｎｄｅｎｔ ｖａ ｒ ６５４６９ ９０ Ｓ Ｅ ０ｆ ｒｅＧ ｒｅｓｓｉｏｎ １ ０１ ７４ １ ７ ＡｋａＩｋｅ ｌｎｆｏ ｃｒｉｔｅ—ｏｎ ２１ ４５１ ８８ Ｓｕｒｎ ｓａｕａ ｒｅｄ ｒｅｓｉｄ １ ４５Ｅ＋０９ Ｓｃｈｗａｒｚ ｃ ｒｉｔｅ¨ｏｎ ２１ ５９８９１ Ｌｏｇ ＩＩｋｅＩｉｈｏｏｄ －１ ７９ ３４０９ Ｈａｎｎａｒｌ－Ｑｕｌｎｎ ｃ ｒｉｔｅ ｒ ２１ ４６６４９ Ｆ—ｓｔａｒ１ｓｔＩｃ ３２４ ２６５１ Ｄｕ ｒｂ Ｊｎ・Ｗａｔｓｏｎ ｓｔａｒ ０ ３５３５０２ Ｐ ｒｅｂ（Ｆ—ｓｔａｒＩｓｔｉｃ ０ ００００００ （二）模型的检验 （１）经济意义的检验：模型中的ＥＸ系数为正，表示随着ＥＸ的 增加，ＧＤＰ也随着增加；ＩＭ系数为正，表示随着１Ｍ的增加，ＧＤＰ 也随着增加。改模型符合实际情况。 （２）统计检验：ＥＸ与ＧＤＰ的相关系数Ｒ ０．９７６，拟合度很高； ＩＭ与ＧＤＰ的相关系数Ｒ ＝Ｏ．９７７，拟合度很高；Ｔ与ＧＤＰ的相关 系数 ：０．７８２，拟合度很小，所以净出口与国内生产总值之间的 关系不是很密切。 （３）对线性回归的显著性进行检验：设定检验的显著性水平 ｘ＝５％，查Ｆ分布表可知Ｆ （１，ｎ一２）＝Ｆ （１，１５）＝４．５４，因为３个变 量的Ｆ值均分别大于４．５４，所以以水平６＝５％拒绝原假设Ｈ。（ Ｏ）， 认为回归效果显著，即ＧＤＰ与出口、进口和净出口存在线性正相 关。 三、结论 通过以上的实证检验和计量分析，可以得出以下几条结论： 在一个开放的经济中，对外贸易对经济增长的促进作用主要 表现在出口额和进口额即贸易总额，而不是净出口额。许多研究 只考虑了出口与产出两者之间的关系，把出口当作国外对本国产 品的需求。在传统经济学中，从总需求的角度考虑ＧＤＰ的构成 时，也仅仅计算了净出口。从回归分析可以看出，虽然净出口也对 经济增长有正的相关性效应，但是净出口与经济增长的相关指数 Ｒ！＝０．７８２较小，也就是说净出口对经济增长的贡献并不明显；相 反出口和进口与经济增长的相关性很强（ｇｔ关指数均大于０．９５）， 也就是说对外贸易对经济增长的影响因素应该是进出口总额。 综上所述，贸易同经济之间是平行发展的关系。我国也和其 他国家一样，外贸与经济增长之间存在着双向的因果关系，一方 面，外贸发展取决于经济增长；另一方面，经济增长也依赖于外贸 发展，在我国的经济发展过程中，外贸进出口的确是一个不可忽 视的重要因素，它对ＧＤＰ的增长起着促进作用。 参考文献 ［１】李子奈，潘文卿．计量经济学．高等教育出版社，２００３ 【２１张晓峒．计量经济学软件ＥＶＩＥＷＳ使用指南．南开大学出版社， ２００３ 企业导报２０１１年第３期 ２９