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1、我国出口贸易对经济增长影响的实证分析财贸研究2007.4我国出口贸易对经济增长影响的实证分析李丽杜凌(1.湖北经济学院经贸学院,湖北武汉430205;2.中南财经政法大学信息学院,湖北武汉430064)摘要:本文分别利用19832003年的年度数据和19952004年的季度数据,运用协整检验及Granger因果检验等方法对我国出口贸易对经济增长的影响进行双变量和多变量的实证分析,结果显示,我国出口与经济增长之间不存在长期稳定的动态均衡关系,但是它们之间存在互为因果的反馈性联系,说明我国现阶段的经济增长是出口导向型的,文章对产生这种现象的原因进行了解释并且给出了相应的政策建议.关键词:经济增长;
2、出口贸易;单位根检验;协整检验;Granger因果关系检验一,回顾与评论随着世界经济全球化,中国加人WTO,对外贸易无论是在资源配置及有效利用,增强国际经济文化交流等方面所起的作用,还是在对经济增长方面所起的作用都日益突出起来,尤其是出口贸易对一个国家经济的作用,吸引了众多研究者的广泛兴趣,从而出口导向经济增长的假设命题应运而生,并在近20年来出现了大量的有关这个问题的研究.一些利用跨国(地区)的截面数据所做的研究基本上都支持ELG假设,但对单个国家的时间序列样本数据所做的研究结果却并非如此,如Chow(1987)利用Granger因果检验法对7个国家做了检验,结果发现只有3个国家存在出口与增
3、长之间的因果关系,这些差异引发了人们对所使用检验方法的有效性及研究结论的可靠性的思考,而且国内已有的研究大多是运用基于OLS下的传统计量经济模型来具体测算出口贸易对经济增长的影响,这样做没有进行数据的平稳性检验,其结果可能会产生伪回归现象;另外,传统的计量经济模型是假设变量问具有长期的均衡关系,对建模者来说,主要是根据经济理论来选择变量,确定变量间的关系形式,这带有很强的主观性和随意陛.针对上述不足,本文将作如下改进:(1)首先对数据进行平稳性分析,再进行协整分析,从而避免了伪回归;(2)运用协整理论(EngerandGranger,1987),Granger因果检验法,建模前不先设定经济变量
4、之间的模型结构,而是让数据生成过程去表现变量之间的关系,从而使研究结果更加稳健,以此对出口贸易对我国经济增长的影响进行深入的分析.二,出口贸易对经济增长影响的实证分析(一)出口贸易对经济增长影响的双变量分析1.双变量平稳性分析本部分分析用的原始数据来源于中国统计年鉴各年,为了消除价格因素的影响,需要对数据运收稿日期:20070410作者简介:李丽(1964一),女,湖南慈利人,湖北经济学院经贸学院副教授,主要研究方向为国际贸易理论与实务.杜凌(1982一),男,湖南衡阳人,中南财经政法大学信息学院硕士生,主要研究方向为宏观经济统计分析.一44用GDP缩减指数进行调整,得到以1978年价格为基期
5、的实际国内生产总值(AGDP)和实际出口额(ACK)(由于篇幅所限,数据在此略去),研究期间定为19832003年.同时,为减少序列的波动,再对AGDP和ACK做自然对数变换,最终得到附表I中的LAGDP和LACK.用Eviews软件对数据进行单位根检验,得到的结果见表l.表1ADF单位根检验结果注;检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程包含常数项,时问趋势和滞后阶段,N指不包括C或T,加入滞后项是为了使残差为自噪声,表示差分算子.滞后阶数的选择采用AIC准则(贺铿,2001),使得检验通过时的AIC值达到最小的K值即可.由表l知,原序列LAGDP和LACK都是非平稳序列,而一阶差分序列
6、均已平稳,故可判定LAGDP和LACK均为一阶单整的序列.2.双变量的协整分析由上面平稳性分析可知,LAGDP和LACK序列满足协整分析的条件,对它们进行普通最小二乘回归,得结果:LAGDP=4.974495+0.593354LCK并得到回归方程的残差序列e,对该序列进行单位根检验,结果见表2.表2残差序列e的ADF单位根检验结果由表2知,残差序列的单位根检验在5%的显着性水平下,该序列存在单位根的原假设被接受了,说明它是非平稳的,也就是说LAGDP和LACK不存在协整关系即不存在长期的动态均衡关系.由于影响经济增长的因素是复杂多样的,而在前文的分析中撇开了其它变量对经济增长的影响而就只对LA
7、GDP和LACK进行普通的线性回归,其结果就可能导致伪回归,所以该结论只能是一个初步的结论,本文将在后文结合多变量的协整分析来得出进一步的结论.3.Granger因果关系检验在前文的双变量的协整检验中,得出LAGDP和LACK不存在协整关系的结论.那么出口贸易和经济增长二者之间是否存在因果关系?可以进行Granger因果关系检验.表3Granger因果关系检验结果(Lags=2)从表3可以看出,在10%的显着性水平下,ALAGDP不是ALACK的Granger原因的假设被拒绝了,但是不能拒绝ALACK不是ALAGDP的Granger原因的假设,也就是说在双变量的Granger因果关系检验中不支
8、持出口导向经济增长的假设命题.(二)出口贸易对经济增长影响的多变量实证分析以上分析只考虑了经济增长和出口贸易两者的关系,但整个经济系统非常复杂,各种经济因素相互影响,相互作用,出口贸易对经济增长不仅存在直接影响,而且还存在间接影响,这种间接影响不一定能一45通过Granger因果关系检验反映出来.所以如果撇开其它变量而仅仅就它们两者的关系进行实证分析并得出结论,这种结论不一定可靠,可能有时得出的甚至是错误的结论.为全面准确考察经济增长与出口贸易之间的关系,另外引入FDI(外商直接投资),INV(国内固定资产投资),CONS(社会消费品零售总额)三个变量以反映投资,消费两个方面对经济增长的影响,
9、用五个比较有代表性的指标采用协整分析,Granger因果关系检验等方法全面综合考虑出口贸易对经济增长的作用.本部分分析用的数据来自中国统计年鉴各年,由于该组数据是季度数据,或多或少都含有季节变动因素,为剔除这种因素的影响,就要对数据进行季节调整,运用移动平均季节乘法方法处理季节变动因素的影响(易丹辉,2002),得到调整后的数据(数据略去).1.平稳性分析对季节调整后的序列GDPSA,FDISA,INVSA,CONSSA和CKSA运用ADF检验法进行单位根检验,检验结果见表4.表4ADF检验结果注:ACKSA的单位根检验值是用PP检验得到的.从表4知,在5%的显着性水平下,所有变量都不能拒绝有
10、单位根的原假设,而一阶差分后,所有变量都拒绝有单位根的原假设,即一阶差分后的序列是平稳的,也就是说它们都是一阶单整的序列.2.Granger因果关系检验在前面我们对出口贸易和GDP做了双变量的Granger因果检验,在此我们把多个变量引入VAR系统,作为一个整体来考虑出口贸易与经济增长之间的关系,检验的结果见表5.表5多变量Granger因果检验结果(Lags=5)注:由于本文旨在分析经济增长和出口贸易的关系,故多变量Granger因果检验结果只选取了,这两个变量的检验结果.从表5我们可以看出,在10%的显着性水平下,两个原假设都被拒绝了,认为出口贸易与经济增长存在双向因果关系,也就是说它们之
11、间相互作用,相互影响;但是由前面的双变量的Granger因果关系检验可知,其结果并不支持出口导向经济增长的假设命题.这两个结果是否相互冲突?如果不相互冲突,那我们又如何理解这种差异呢?仔细观察和分析我国历年来出口产品的实际情况,这两个结果其实是不冲突的,恰好说明我国现阶段实行的并不是完全意义上的出口导向策略,也就是说出口对经济增长有导向作用,但是这种作用目前还不是十分显着.造成这种现象的原因主要有以下两个方面:首先,我国出口的扩大对经济增长的主要作用依赖于对闲置资源的利用.我国初级产品出口基本上符合市场调节机制,具有一定的竞争力和比较利益,因此我国出口的增长可以获得贸易利益并可为剩一46余资源
12、找出路,对经济增长具有一定的作用.其次,我国现阶段实行的不断提高制成品出口比率的出口策略仍然停留在低水平上,未能实现由粗放型,数量型的增长模式向集约型发展模式的转变;所以我国制成品尤其是几大类的,受国家保护的,重点扶持的出口商品的增长,长期以来以价格竞争为主,靠低价取胜,这必然导致国内各地方政府一窝蜂争向同一产业,自相残杀,在国际上也必然会面临劳动力和资源更加低廉的国家和地区的有力的竞争,致使贸易条件进一步恶化,造成增加出口量而不增收外汇的恶性经济增长现象.这也就表明在制成品出口方面我国并不存在很大的比较优势;这种出口的进一步扩大不能对经济的增长产生强有力的促进作用.这也就是为什么出口贸易对我
13、国经济增长作用不明显的原因所在(沈程翔,1999).3.多变量的协整分析在前面双变量的实证分析部分,通过EG两步检验法得出了出口贸易与经济增长不存在协整关系的初步结论.通过前面的多变量的平稳性分析,我们可以知道,这五个变量均为同阶单整的,满足协整分析的条件,所以可以考虑对模型中选取的这五个变量序列之间是否存在协整关系进行检验,作为对出口贸易与经济增长之间是否存在协整关系的进一步检验.如果这五个变量序列之间存在协整关系,则建立相应的向量误差修正模型.而要建立具有协整关系的向量误差修表6Johansen极大似然估计法检验结果正模型,首先要确定模型中变量滞后的阶数,一般根据AIC和SC准则,选取使二
14、者的值最小的P作为变量的滞后阶数.经过多次试验,当滞后期为P=5时AIC值最小(64.97),而sc值则在滞后期为P,=1时最小(68.91),难以确定.此时考虑使用LR检验法进行取舍(赖明勇,2002),最终确定滞后期为5.确定滞后阶数后,再注:Atmost(n一1)表示的原假设.确定向量误差修正模型中协整等式的个数,本文采用Johansen极大似然估计法对变量之间的协整关系进行检验.具体检验结果见表6.由表6可以知道,经Johansen极大似然估计法检验,在变量滞后阶数为5的情况下,最大特征根统计量在5%的显着性水平下认为GDPSA,FDISA,CONSSA,INVSA,CKSA五个时间序
15、列变量中有三个协整关系.表7标准化协整系数表GDPSACKSAFDISAINVSAXFSAC由表7可以看出,各协整系数均符合经济意义,即固定资产投资和消费对经济增长及出口都存在正效应,外商直接投资与固定资产投资存在着反向关系,国内生产总值,外商直接投资,国内固定资产投资,社会消费品零售总额和出口这五个指标之问存在着三个长期稳定的协整关系.但是由表7知,出口与经济增长之问不存在直接的协整关系,这与前面双变量的协整分析所得的结论是一致的.我flqn何理解这个结果呢?这是由于本文所考察的样本区间大多数年份的商品出口都是以工业制成品出口为主,因此出口总额的时间变化趋势主要是由工业制成品出口决定的(许和连,2002);而工业制成品出口自改革开放以来经历了巨大的变化,其时间序列并没有连续变化的特点,因而与我国经济增长之问不存在一种均衡关系,从而由工业制成品出口决定的出口总额与经济增长也不存在协整关系.一47另外,由表7还可以看出:首先,国内生产总值与国内固定资产投资的协整系数最为显着(约为1.26),说明国内固定资产投资对经济增长起着明显的推动作用,这是符
