- 1 - 深圳经济增长的实证分析深圳经济增长的实证分析 蓝文妍 深圳大学经济学院，深圳（518057） E-mail：lanwenjianmm@ 摘摘 要要：本文运用计量经济学的相关理论，采用深圳市1979年到2005年的年度统计数据，对 深圳市的对外贸易与经济增长之间的长短期关系进行了实证分析和检验 结果表明： 从长期 来看，深圳市的对外贸易进出口、投资、消费与经济增长之间存在长期的均衡关系；从短期 看，对外贸易进出口、投资、消费对深圳市的经济增长具有促进作用研究结果还表明，对 外贸易出口与深圳市的经济增长之间存在双向的因果关系， 但仅存在从经济增长到对外贸易 进口、投资、消费的单向因果关系 关键词关键词：深圳，经济增长，实证分析 提到深圳， 人们首先会联想到“深圳的速度” 作为改革开放的“试验场”1， 对外开放的“窗 口”，深圳经济特区“杀出一条血路”2，取得了举世瞩目的成就：1979 年，深圳市 GDP 仅为 1.9638 亿，2005 年达到了 4950.9078 亿，年均增长 27.8%深圳市 GDP 在全国 GDP 所占的 比重不断上升，2005 年已经达到了 2.7%3。
表 1 改革开放以来深圳 GDP 总量、增长速度及全国占比情况 年份 GDP 总量 （亿元） 人均 GDP （元） 增长速度 （%） GDP 全国占比 （%） 1980 2．7012 835 37．5 0．06% 1985 39．0222 4809 66．6 0．43% 1995 842．4833 19550 17．3 1．39% 2005 4950．9078 60801 15．6 2．7% 资料来源：深圳历年统计年鉴 改革开放以来，深圳经济快速发展，同时，深圳的对外贸易也出现了快速的增长进出 口总额由 1979 年的 1676 万美元上升到 2005 年的 18281689 万美元 深圳在我国整个改革开 放过程中起着不可替代的示范和带动作用 研究深圳对外贸易与经济增长的关系具有十分重 要的现实意义 1. 文献回顾文献回顾 对外贸易与经济增长在理论上一直存在着争论，这争论需要经验验证给予支持20 世 纪 80 年代以来，中国学者从实证方面积极分析对外贸易与经济增长的关系然而，由于采 用的模型、采用的数据样本和所使用的方法存在差异，其结论也不尽一致以下从研究对象 总结近年来国内的研究成果。
1.1 对中国整体经济进行实证分析对中国整体经济进行实证分析 1李灏回忆当年邓小平南巡：特区是改革开放试验场. 2004 年 4 月 14 日 浙江在 线新闻网站； 2广东深圳市委宣传部.“四个坚定不移”与深圳实践. 2007 年 08 月 29 日 14:41 来源：人民网－《党建》； 3 来自深圳历年的统计年鉴 - 2 - 许多学者对中国整体的对外贸易与经济增长进行了实证研究，但结论不一朱文辉 （1998）认为，过去 20 年中国的经济增长更多来自于投资和消费需求等内需，出口并不是 主要的推动力；外贸政策课题组（1999）估算出净出口对经济增长的贡献度通常较小；张小 济（1999）、彭福伟（1999）发现净出口与经济增长的相关度较弱[1]杨全发（1998）认为 在一定条件下， 出口贸易对一国 （地区） 的经济有促进作用[2] 董秘刚 （2000） 、 周申 （2001） 等人的研究表明，中国的对外贸易是经济增长的原因林毅夫、李永君（2001）估算出，20 世纪 90 年代以来，外贸出口每增长 10%，基本上能够推动 GDP 增长 1%[3] 1.2 对具体地区经济的实证分析对具体地区经济的实证分析 鉴于我国各地区经济和贸易发展水平不同， 国内学者也就具体地区的对外贸易与经济增 长关系进行了研究。
王喜平（2006）对河北的实证表明河北的出口、进口对经济增长有促进 作用[4]；李兴红、陈开军（2006）对甘肃进行研究，也得出相同的结论段永光等人对湖南 省的分析证明，对外贸易与经济增长之间存在长期稳定的关系，但出口与经济增长，进口与 经济增长之间仅存在单向因果关系[5]程桂云（2007）发现，从长期来看，辽宁省的出口对 经济增长有促进作用，进口对经济增长具有反向的衰减作用；从短期来看，出口、进口的作 用与长期的相反而且经济增长与出口互为因果关系[6]冷眉、费方域（2006）证明了上海 对外贸易进口、出口、消费、投资与经济之间存在一个长期稳定的均衡关系；出口与消费分 别是经济增长的 Granger 原因，而经济增长则是投资的 Granger 原因；从短期看，三者之间 的关系由短期偏离长期均衡调整的速度较快， 且消费的短期波动对经济增长的短期变化影响 比较明显，进口和投资也在一定程度影响 GDP 的变化[7] 1.3 对产品出口与经济增长的实证研究对产品出口与经济增长的实证研究 刘晓将、 赖明勇 （2004） 的研究表明， 机电产品出口与经济增长存在长期动态均衡关系， 机电产品出口对经济增长的贡献率和拉动度都较低[8]。
贺骁、廖维琳（2004）通过对我国 GDP 及高新技术产品进出口贸易额的关系作简单的经济计量分析得出结论：我国高新技术 产品进出口贸易增长是促进经济增长的重要因素之一， 并且进口作用大于出口， 我国高新技 术产品市场为供给约束型，产品供不应求[9]郑云（2006）发现，农产品出口总额与农业经 济增长以及劳动密集型农产品出口、 土地密集型农产品出口与农业之间存在着长期稳定的均 衡关系；农产品出口增长与农业经济增长之间存在单向的 Granger 因果关系[10]熊丽娟、黄 凯（2006）指出我国纺织品出口与经济增长存在长期的动态关系，但是纺织品出口对经济增 长的直接拉动度和贡献率都较低[11] 以上是众多学者选择不同的研究对象，运用不同的方法进行实证研究得出了不同的结 论可以往的实证分析不够全面，或仅考虑出口因素，或仅考虑进口因素，而且对政策因素 缺乏分析深圳是改革开放的“试验场”，政策改革对经济发展有很大影响因此，本文在深 圳制度分析的基础上，运用主流研究方法，全面考虑出口、进口、投资和消费等因素，对深 圳对外贸易与经济增长的关系进行实证分析，力求突破以往分析的局限性 2. 数据与方法数据与方法 2.1 数据数据 本文所引用的数据全部来源于《深圳统计年鉴》，样本数据为 1979 年至 2005 年的年度 数据。
选取变量为国内生产总值（GDP）、对外贸易出口额（EX）、对外贸易进口额（IM）、 - 3 - 全社会固定投资额（I）和居民总消费水平（C）进出口额分别用当年平均汇率换算为以人 民币为单位的进口额为消除通货膨胀因素，得到真实的数据，用以 1979 年为基数 100 的 消费价格指数对各变量进行平减， 然后取平减数的自然对数， 以消除时间序列中存在的异方 差现象变量的对数形式表示为 LNGDP、LNEX、LNIM、LNI、LNC 2.2 方法方法 采用传统回归分析方法进行估计与检验的前提条件是所选用的相关变量必须具备平稳 性，否则容易产生伪回归现象由于本文采用的时间序列可能具有非平稳性，因此我们必须 先对变量进行单位根检验以检验其平稳性， 若为非平稳， 再以协整理论分析变量之间是否具 有长期稳定的均衡关系 协整理论从分析时间序列的非平稳性入手， 探求非平稳变量间蕴含 的长期均衡关系本文运用的方法有平稳性检验（ADF 检验）、协整检验（Johansen 检验）、 Granger 因果关系检验以及误差修正模型本文所有的检验都用 Eviews3.1 软件完成 从图 1 可以看出，变量 LNGDP、LNEX、LNIM、LNI、LNC 呈现出不断增长的趋势， 变动方向基本一致，这说明它们之间可能存在协整关系。
表 1 给出了各变量间的相关系数 尽管这些变量之间具有较大的相关系数，但这并不表示它们之间一定具有因果关系因此， 还需要运用协整、因果关系检验分析它们之间的关系 -4 -2 0 2 4 6 8 80828486889092949698000204 LNGDP LNEX LNIM LNI LNC 图 1 各变量趋势图 表 1 各变量相关系数表 LNGDP LNEX LNIM LNI LNC LNGDP 1.00000 0.954113 0.951105 0.979629 0.937912 LNEX 0.954113 1.00000 0.969194 0.937794 0.907102 LNIM 0.951105 0.969194 1.00000 0.953546 0.923914 LNI 0.979629 0.937794 0.953546 1.00000 0.941831 LNC 0.937912 0.907102 0.923914 0.941831 1.000000 3. 检验分析检验分析 - 4 - 3.1 变量的平稳性检验变量的平稳性检验 由于大多数经济时间序列都是非平稳的， 进行回归分析易产生伪回归问题。
为使回归分 析有意义，本文采用协整理论进行分析在进行协整检验前，必须进行平稳性检验，本文采 用 ADF 检验 表 2 的检验结果表明，所有变量在 5%的显著水平下都是非平稳的，但它们的一阶差分 序列在 5%的显著水平下都是平稳的，即 LNGDP、LNEX、LNIM、LNI、LNC 都是一阶单 整，符合协整检验的条件，可以进一步检验这些变量之间是否存在协整关系 表 2 变量的 ADF 单位根检验结果 变量 检验形式 (C、T、K) ADF 值 5%临界值 结论 LNGDP (C、0、1) -2.859734 -2.9850 非平稳 LNGDP△ (C、T、0) -3.362381 -3.2367* 平稳 LNEX (C、T、1) -1.706584 -.3.6027 非平稳 LNEX△ （C、0、1） -3.848002 -2.9907 平稳 LNIM （C、T、1） -2.340750 -3.6027 非平稳 LNIM△ （0、0、1） -2.884688 -1.9559 平稳 LNI （C、T、1） -3.848259 -4.3738 非平稳 LNI△ （0、0、1） -3.165871 -1,9566 平稳 LNC （C、T、1） -3.047212 -3.6027 非平稳 LNC△ （0、0、1） -6.695339 -1.9552 平稳 注： △表示差分算子，检验形式(C．T，K)分别表示单位根检验方程中所含的常数项、时间趋势项和滞后 阶数。
标右*的表示置信水平为 10％ 的值 3.2 协整检验协整检验 通俗地说， 协整意味着变量之间存在长期的均衡关系 为了确定LNGDP、 LNEX、 LNIM、 LNI、LNC之间是否具有长期稳定的均衡关系，我们需要进行协整检验通常有两种方法涌 来检验变量之间的协整关系，一种是EG两步法，一种使Johansen极大似然估计法本文使用 EG两步法和Johansen极大似然估计法对多变量时间序列进行协整检验首先运用Johansen极 大似然估计法对LNGDP、LNEX、LNIM、LNI、LNC进行协整检验，再用EG两步法估计出 协整模型 表 3 Johansen 协整检验结果 - 5 - 由表 3 可知，在 1%的显著水平上，变量 LNGDP、LNEX、LNIM、LNI 和 LNC 之间有 且仅有一个协整关系，但在 5%d 的显著水平上，变量之间至少存在一个协整关系由 EG 两步法估计的协整关系式为： LNGDPt=0.64+0.22*LNEXt-0.08*LNIMt+0.81*LNIt+0.11*LNCt+µt (0.12901) (0.15108) (0.28786) (0.28110) 对残差项 µt进行单位根检验。
从表 4 的检验结果可以知道：ADF 的统计量小于 1%和 5%显著水平的临界值，残差序列项 µt是平稳的，因此变量 LN。