對發(fā)展中國家出口增長率和發(fā)達國家國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率相關性的實證檢驗

[摘要] 本文通過對“牽引增長論”的重新認識，建立了經(jīng)過改進的新模型，對1979年至2005年的數(shù)據(jù)從“發(fā)展中國家出口增長率和發(fā)達國家國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率相關性”這個角度分析，得出‘“牽引增長論”是基本錯誤的’這個結(jié)論，并且提出了關于經(jīng)濟貿(mào)易發(fā)展的一些建議和結(jié)論。

[關鍵詞] “牽引增長論” 回歸分析 實證檢驗

一、模型的建立

本文在傳統(tǒng)的計量方法的基礎上，做了以下幾個方面的補充和改進：

第一，參照聯(lián)合國《貿(mào)易與發(fā)展會議統(tǒng)計手冊》的分類，按照外貿(mào)模式和經(jīng)濟特征將發(fā)展中國家分為四類：主要制成品出口國；一般發(fā)展中國家；最不發(fā)達國家；主要石油輸出國。

第二，回歸分析中加入了Chow檢驗以便更精確的測算有關經(jīng)濟變量間相關關系的穩(wěn)定性。Chow檢驗既能判定回歸系數(shù)在某個時間段內(nèi)的穩(wěn)定性，又可確定穩(wěn)定性改變時的時點。

第三，為保證對統(tǒng)計結(jié)果做正確的解釋，在做回歸分析的同時還將進行以下幾項特征檢驗:Dubin-Watson檢驗(簡稱D.W.檢驗);拉格朗日乘數(shù)檢驗(簡稱LM檢驗);自回歸條件下的異方差檢驗(簡稱ARCH檢驗)。

根據(jù)以上改進，充分考慮經(jīng)濟變量影響的時滯性，運算后加入了滯后變量，統(tǒng)計檢驗將根據(jù)以下一般最小二乘方的線性回歸方程進行:Rij=C+∑AiXt-k+μ(*)，其中Rij是因變量，表示在t年的發(fā)展中國家出口實際增長率;C表示常數(shù)項;Ai表示回歸項i的系數(shù);Xt-k表示自變量，代表t-k年發(fā)達國家國內(nèi)生產(chǎn)總值實際增長率;μ表示隨機誤差。

為保證多元回歸有足夠自由度和計算的質(zhì)量，t統(tǒng)計量數(shù)值偏低的回歸量將不被考慮(但仍會列出)。按照“牽引增長論”的原假設，所有變量均取自實際增長率而不考慮價格因素。如果回歸的結(jié)果是非穩(wěn)定的，則說明發(fā)達國家與發(fā)展中國家經(jīng)濟貿(mào)易之間的聯(lián)系是動態(tài)變化的;價格競爭在發(fā)展中國家外貿(mào)和生產(chǎn)增長中發(fā)揮著重要的作用，從而就拒絕了發(fā)展中國家的經(jīng)貿(mào)發(fā)展被動機械的取決與發(fā)達國家的生產(chǎn)和需求水平的假說。否則，假若回歸是穩(wěn)定的，則前者與后者之間存在數(shù)量上的依賴關系。

二、對1979年～2005年發(fā)展中國家出口增長率和發(fā)達國家國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率相關性的檢驗

劉易斯對“牽引增長論”最具代表性的量化是發(fā)展中國家的出口增長是依賴于發(fā)達國家產(chǎn)量增長的固定函數(shù)。其邏輯是:發(fā)展中國家落后的原因是歷史遺留的國際分工造成的;初級產(chǎn)業(yè)是其國民經(jīng)濟的主導產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)品主要出口到發(fā)達國家;而對初級產(chǎn)品的需求又是由發(fā)達國家經(jīng)濟成長狀況決定的;因而南方的出口代表了經(jīng)濟發(fā)展，最終取決于北方的生產(chǎn)數(shù)量。這種聯(lián)系從19世紀開始至今。

我們用（*）式對1979年至2005年發(fā)展中國家出口增長率與發(fā)達國家國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率進行回歸檢驗，主要結(jié)果見下表:

除了最不發(fā)達國家的D.W.值外，表中的各組的特征檢驗值的D.W.、LM和ARCH值都接受零假設。沒有發(fā)現(xiàn)回歸中的剩余項有自回歸或異方差的錯誤，說明統(tǒng)計結(jié)果是可靠的。各項回歸中的 R2值和F值僅略高于前一部分檢驗中對應的數(shù)值，沒有一項R2值屬于高相關程度。回歸量系數(shù)值則出現(xiàn)了重大的差異，從1.827到4.112不等，且全部高于1。回歸量系數(shù)值顯著的高于劉易斯方程計算得出的系數(shù)值。其結(jié)果表明發(fā)展中國家發(fā)展中國家自1979年以來年增長率高于發(fā)達國家的經(jīng)濟增長率。即使以初級產(chǎn)品為主要出口品的最不發(fā)達國家組的回歸系數(shù)1.827也高于劉易斯的傳統(tǒng)數(shù)值0.8707，從而拒絕了0＜Ai＜1的統(tǒng)計假設。對比各分組的R2值和Ai值，可以看出如下的排列順序:主要制成品出口國＞其他發(fā)展中國家＞最不發(fā)達國家。回歸系數(shù)值的排列反映出發(fā)展中國家經(jīng)濟和外貿(mào)發(fā)展水平的梯度差異，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的國家出口增長比發(fā)達國家生產(chǎn)增長幅度的差值就越大。這種排列更說明南北方之間密切的經(jīng)濟聯(lián)系并不一定導致發(fā)展中國家出口的停滯。實際檢驗得出的結(jié)果正好相反，緊密的南北方經(jīng)貿(mào)聯(lián)系與南方出口增長呈正相關關系。

Chow檢驗顯示，發(fā)展中國家組、非石油出口國組和其他發(fā)展中國家組回歸方程中自變量與因變量的關系并不穩(wěn)定。這種非穩(wěn)定性也證明了南北方之間出口與經(jīng)濟增長的聯(lián)系是動態(tài)變化的而非機械固定的。按劉易斯的基本方程可將發(fā)展中國家組的數(shù)值表達為：

Rt=-6.551+3.814Xt-0.93Xt-1

（2．932）（5.48）（1.342）

R2=0.546，D.W.=2.21(括號內(nèi)為各系數(shù)的t值)

這些數(shù)值與劉易斯方程中的數(shù)值有很大差別。后者的相關系數(shù)平方值接近1，而D.W.值卻很低，顯示回歸剩余項存在嚴重的自相關問題。從特征檢驗的結(jié)果看，（**）式?jīng)]有自相關性的錯誤，在采取準確性高的變量的基礎上，所獲得的R2值只有0.546，t值也大為降低。這說明南方國家出口表現(xiàn)并非完全依賴于北方國家的經(jīng)濟增長。Xt的系數(shù)為3.814，反映出自1979年以來發(fā)展中國家出口增長率超過發(fā)達國家的事實，這表明發(fā)展中國家出口增長不可能在長時期內(nèi)由北方經(jīng)濟增長的因素單獨解釋，需求以外的因素勢必發(fā)揮著積極的作用。Xt-1的負值和Chow檢驗的非穩(wěn)定性則顯示自變量與因變量之間的聯(lián)系并非一般是正向的或穩(wěn)定的，兩者的關系經(jīng)歷了發(fā)展與演變，有別于機械的“牽引增長論”所說的固定聯(lián)系。

三、一些結(jié)論

1．劉易斯高估了南北方之間經(jīng)濟和外貿(mào)聯(lián)系的密切程度。多數(shù)發(fā)展中國家組的R2和F值的顯著水平并不高，只顯示出中等的甚至較低水平的相關性。

2.從19世紀起世界初級產(chǎn)品出口與制造業(yè)間的非穩(wěn)定性聯(lián)系的事實被“牽引增長論”的雙方忽視了。發(fā)展中國家出口方面的價格競爭和產(chǎn)品替代可能是造成非穩(wěn)定性聯(lián)系的原因。“牽引增長論”則從根本上排除了發(fā)展中國家出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)變化的可能性。

3.實證檢驗還否定了“被牽引”的發(fā)展中國家出口慢于作為“引擎”的發(fā)達國家需求增長的假說。在近30年來的時間里許多發(fā)展中國家出口增長快于發(fā)達國家進口增長，前者并未受到后者變動的嚴重影響。

本文的實證檢驗基本否定了“牽引增長論”的有關假說，這意味著發(fā)展中國家出口成長并不依賴于發(fā)達國家的進口需求，而且兩者的聯(lián)系總體上是動態(tài)變化的。這就是本文的一些簡單結(jié)論。

參考文獻:

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注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。