武漢進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究

摘 要：根據(jù)1988－2005年的進(jìn)口貿(mào)易總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論分析研究，兩者之間存在著密切的內(nèi)在聯(lián)系關(guān)系，通過對其建立廣義差分回歸模型，可以得出進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的彈性。

關(guān)鍵詞：武漢;進(jìn)口貿(mào)易;GDP;廣義差分回歸分析

0 前言

近年來，進(jìn)出口貿(mào)易在武漢經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮了擴(kuò)大需求規(guī)模與優(yōu)化資源配置的雙重功能，對工業(yè)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起到重要的促進(jìn)作用。去年，武漢進(jìn)出口總額618786萬美元，同比增長43.95％。其中進(jìn)口額和出口額分別為364777萬美元和254009萬美元，同比分別增長54.1％和31.5％。進(jìn)出口貿(mào)易不僅是拉動經(jīng)濟(jì)增長的重要需求因素，也是促進(jìn)國內(nèi)資源優(yōu)化配置、加速工業(yè)化進(jìn)程和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長的重要途徑。

根據(jù)國民收入衡等式：

 Y=C+I+G+（X-M），進(jìn)口會擠占地區(qū)內(nèi)部市場從而部利于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，長期以來關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究往往只局限于出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究，進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的問題一直未引起學(xué)者的重視。這種情況直到近幾年裁開始有所改變，也就是說，近年來人們開始意識到，進(jìn)口也可能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，相關(guān)的研究也陸續(xù)出現(xiàn)。如：羅伯特 J.巴羅、哈維爾·薩拉伊馬丁（美）研究了各國的GNP數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，研究范圍內(nèi)的國家中那些采用了典型貿(mào)易保護(hù)政策的都增長較慢。李京文(1995)使用開放經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生增長模型，對1960年至1985年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)已過，尤其是發(fā)展中國家，如果外國資本品的使用超過了本國資本品，那么經(jīng)濟(jì)增長率也比較高。Lawrence，R.Z.（1999）對20世紀(jì)80年代美國100多個制造產(chǎn)業(yè)中國際競爭對其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。

上述研究的角度各有側(cè)重，所依據(jù)的資料的研究方法也有所不同，所得出的結(jié)論也不盡一致。本文將通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)方法，以武漢市1988－2005年的進(jìn)口貿(mào)易總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為指標(biāo)分析進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

1 數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

在表1 中，lnGDP和lnIMP分別是對GDP和IMP的對數(shù)序列；dlnGDP和dlnIMP分別是對lnGDP和lnIMP的一階差分后的序列。對于宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，一般都存在非平穩(wěn)性，因此先對表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時間序列平穩(wěn)性的一種通用的方法。單位根檢驗(yàn)的方法還有DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)等。通常所用的單位根檢驗(yàn)方法為ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)法。

本文運(yùn)用EViews5.0，分別對序列l(wèi)nGDP和lnIMP、dlnGDP和dlnIMP進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

在單位根檢驗(yàn)中，序列dlnIMP接受原假設(shè)，也即序列是非平穩(wěn)的，而lnGDP、dlnGDP和lnIMP的ADF統(tǒng)計(jì)量大于其對應(yīng)的1％臨界值，即拒絕原假設(shè)，序列是平穩(wěn)的。

2 模型的建立和修正

2.1 建立初步模型1

利用前面的檢驗(yàn)分析，下面對非平穩(wěn)序列l(wèi)nGDP和lnIMP做簡單的線性回歸分析，建立如下線性模型：

Ln(gdp_t)=β₀+β₁Ln(IMP_t)+μ_t

運(yùn)用EViews5.0中的OLS回歸結(jié)果如表1所示：

由上表可以了解量回歸系數(shù)均通過T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，模型的決定系數(shù)也比較接近1，但是DW統(tǒng)計(jì)值為0.612910，說明方程的殘差項(xiàng)存在正相關(guān)性，殘差圖如圖1。回歸模型殘差項(xiàng)參在序列相關(guān)時，如果繼續(xù)使用普通最小二乘法（OLS），對于模型估計(jì)與檢驗(yàn)帶來的主要后果是：（1）參數(shù)估計(jì)量非有效，雖然具有一致性，但是仍然不具有漸進(jìn)有效性。（2）變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義，因?yàn)門統(tǒng)計(jì)量是簡歷在參數(shù)方查正確估計(jì)基礎(chǔ)之上的。（3）模型的預(yù)測失效，區(qū)間預(yù)測與參數(shù)估計(jì)量的方差有關(guān)。

2.2 模型修正

為了揭示進(jìn)口量與GDP之間真實(shí)的內(nèi)在依存關(guān)系，必須消除序列相關(guān)問題。下面采用廣義差分法使模型殘差保持序列獨(dú)立，不具有相關(guān)性。EViews軟件中，是采用添加自回歸項(xiàng)來消除自相關(guān)性的。在模型1中添加AR（1）進(jìn)行修正，回歸結(jié)果如下表2：

由上可以看出，決定系數(shù)和DW統(tǒng)計(jì)值有所提高，但是回歸系數(shù)沒有通過T統(tǒng)計(jì)量的5%顯著性檢驗(yàn)。特別是常數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量非常不顯著，考慮到可能是殘差項(xiàng)影響到變量的顯著性，繼續(xù)修正模型，去除截距項(xiàng)。回歸結(jié)果。

D.W統(tǒng)計(jì)值增加到2.100686，說明殘差序列不相關(guān)。決定系數(shù)也由了一定的提高，回歸模型中自變量和AR(1)的回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量都通過了顯著性檢驗(yàn)。由此，我們可以得出武漢進(jìn)口貿(mào)易對GDP的廣義差分回歸模型：

LnGDP =0.5975260801*LnIMP + ［AR(1)=0.871557859］

模型自變量的回歸系數(shù)為0.5975260801，說明武漢進(jìn)口貿(mào)易總量對GDP的彈性約為0.5975。

3 結(jié)語

從上述討論中可以看出，武漢進(jìn)口貿(mào)易與武漢的GDP之間存在密切的內(nèi)在聯(lián)系，本文以1988-2005年武漢進(jìn)口貿(mào)易和國內(nèi)總產(chǎn)出統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用了廣義差分回歸分析的方法揭示了兩者之間的內(nèi)在依存關(guān)系，結(jié)果表明武漢進(jìn)口貿(mào)易總量對GDP的彈性約為0.5975。

概括起來，進(jìn)口貿(mào)易在武漢經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的基本功能是擴(kuò)大武漢地區(qū)的需求，通過擴(kuò)大進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模和凈出口，可以促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的快速增長，并間接增加武漢就業(yè)與稅收。同時，武漢可以利用自身的比較優(yōu)勢，增加比較劣勢產(chǎn)品的進(jìn)口，可以優(yōu)化資源配置，通過增加競爭對提高生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率和利用率，最大限度地促進(jìn)武漢的經(jīng)濟(jì)增長。所以政府應(yīng)重視進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展和擴(kuò)大。

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