對外貿易對甘肅省經濟增長作用的實證研究

摘 要：改革開放以來，甘肅省經濟飛速發展，對外貿易也出現了快速的增長。通過對甘肅省1986-2006年的相關數據的實證分析，運用平穩性檢驗、協整檢驗等手段，揭示了進出口和經濟增長存在長期的穩定關系。最后，為甘肅省對外貿易乃至整個經濟的可持續發展提出了相應的政策建議。

關鍵詞：對外貿易；經濟增長；實證研究；甘肅省

中圖分類號：F72文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）09-0112-03

甘肅作為西北交通的樞紐，鐵路、公路、民航四通八達。改革開放后，尤其是實施西部大開發戰略以來，甘肅省抓住機遇，發揮比較優勢。其生態環境初步改善，全面開發的基礎設施條件基本具備，良性開發機制初步建立幾大特色明顯的支柱產業在全國具有競爭優勢。1985年甘肅省GDP 僅為140.74億。2006年達到2276.7億，比1985年增長了13倍還多。同期，甘肅省的對外貿易也飛速發展，進出口總額由1985年的5.94億上升到2006年的304.96元，增長超過50倍。針對甘肅省作為一個內陸省份的特殊身份，理論界關于對外貿易是否促進經濟發展的爭論一直存在。

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1 文獻綜述

經濟學界就對外貿易是否促進經濟增長這一問題一直存在爭議。一般看來學術界有三種觀點：一種認為國際貿易不僅能帶來直接的或者靜態的利益，而且能帶來間接的或者動態的利益。支持該觀點的有經濟學家羅伯特遜和納克斯。另一種觀點認為對于以出口初級產品為主的發展中國家而言，對外貿易甚至還會導致貧困化增長，以勞爾#8226;普雷維什和辛格（1949）為代表。還有一種是折衷論克拉維斯（1970）提出的，他認為一國的經濟增長主要由國內的其他因素決定。

巴拉薩( 1978) 運用秩相關檢驗方法對11個半工業化國家的GNP 平均增長與出口平均增長關系進行實證分析， 得到了出口促進增長的結論。Karunaratne ( 1994) 對澳大利亞1959-1992 年的數據， 運用雙變量Granger 檢驗方法分析時認為出口促進增長。Dhawan 和Biswal ( 1999) 利用向量自回歸模型及JJ協整分析技術， 分析了印度1961-1993 年GDP 與出口的關系， 發現在短期內出口增長帶動經濟增長， 但在長期內這種關系并不明顯。

國內學者對我國外貿與經濟增長相互關系問題也作了大量的實證研究，但結果不盡相同。鄭晶（2006）利用廣東省1987-2002年的宏觀經濟系列數據，構建聯立方程模型，對外貿促進廣東省經濟增長這一論斷進行了實證研究，證實了出口額每增長10.33%可以促進ＧＤＰ增長約1%。張燦亭等（2006）通過對江蘇省1985-2004年的相關數據的實證分析，揭示了進出口和經濟增長存在著長期的穩定關系。

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2 模型與實證分析

針對時間序列數據可能存在的非平穩性，需要對各變量進行單位根平穩性檢驗，若為非平穩，我們采用協整檢驗分析個變量之間的關系。在此基礎上，我們可以進行格蘭杰因果關系驗證，若變量是協整的，那至少存在一個方向上的格蘭杰原因；反之，任何原因的推斷都是無效的。

根據研究需要，文章搜集了1986-2006年的甘肅省國民生產總值、進口和出口等指標作為樣本進行分析。其中，為了剔除匯率的影響，文章參考每年的人民幣對美元匯率，對進口額以及出口額的數值進行處理。為了更容易得到平穩的序列，分別對每個變量取自然對數，以消除各個變量之間的異方差性，使趨勢顯性化，而同時又不會改變變量之間的協整關系。本文將國民生產總值、進口、出口的自然對數形式分別記為LNGDP、LNM、LNEX。

2.1 樣本數據處理

本文的全部數據全部來自甘肅經濟信息網，樣本區間為1986-2006年。從圖1可見，LNGDP、LNEX、LNM都有不斷增長的趨勢，并且變動方向較為一致，序列表現不平穩，因此該序列是非平穩時間序列。在對變量一階差分后，發現序列仍然表現不平穩，于是進行二階差分，結果如圖2所示，新得到的序列沒有明顯的上升或者下降趨勢。

2.2 樣本數據的平穩性檢驗

在進行計量分析前要對變量進行平穩性檢驗。本文對各變量進行ADF檢驗結果見表1。可見， 三變量都是二階平穩的。這說明原有的時間序列是二階單整的，它們之間存在協整關系。

2.3 格蘭杰因果檢驗

本文將各變量的滯后階數定為2，將各變量取對數后的序列導入分析軟件，對各變量進行格蘭杰因果關系檢驗。在5%的顯著性水平上，進口是經濟增長的格蘭杰原因，但是經濟增長不是進口的格蘭杰原因；出口不是經濟增長的格蘭杰原因，但經濟增長是出口的格蘭杰原因；同時進口與出口存在單向的因果關系，即出口不是進口的格蘭杰原因，但是進口是出口的格蘭杰原因。文章根據經濟學的有關理論，將出口額和進口額都作為經濟增長的原因來進行協整分析。

2.4 協整檢驗

單位根檢驗表明，甘肅省GDP和進出口額都是二階單整的，它們之間存在著穩定的線性組合。根據最小二乘法（OLS）確定三者之間的方程，如表2所示：

對表中的每個協整方程回歸，得到各組的殘差序列，再檢驗這些殘差序列的平穩性，如果殘差序列是平穩的，則變量之間的關系是協整的；如果殘差序列不平穩，則變量之間的關系不是協整的。本文采用單位根檢驗法進行檢驗。假定方程一、方程二、方程三和方程四的殘差序列分別為e1、e2、e3、e4，則檢驗結果如表3所示：

從殘差序列的單位根檢驗結果可以看出，e1在5%的置信范圍，其ADF值小于置信值，接受零假設，說明e1通過了單位根檢驗，表明e1殘差序列平穩；e2在10%置信范圍，其ADF值大于置信值，拒絕零假設，說明e2殘差序列不平穩；e3在5%的置信范圍，其ADF值小于置信值，接受零假設，說明e3通過了單位根檢驗，表明e3殘差序列平穩；e4在5%置信范圍，其ADF值大于置信值，拒絕零假設，說明e4殘差序列不平穩。

這就說明了LNGDP與LNEX之間存在著協整關系，即國內生產總值和進口之間存在穩定的均衡關系。通過方程一可以看出，甘肅省的GDP和進口值間存在長期的穩定關系，即進口每增長1%，GDP將增長0.691866%。而e2殘差序列不平穩，說明國內生產總值與出口之間的長期穩定的均衡關系不明顯。同時，通過方程二看出，甘肅省的進出口值之間存在一定的穩定關系。

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3 結論及政策建議

3.1 結論

通過對甘肅省1986-2006年間進口值、出口值以及國內生產總值的分析。我們可以看出，在長期時間顯，甘肅省的進出口以及經濟增長之間存在著一定的相關關系，雖然各自的增長是非平穩的，但它們之間存在著長期的均衡關系。進口的增長促進了經濟的發展。而甘肅省的出口與國內生產總值之間并不存在長期穩定的均衡關系。與此同時，進口與出口之間也相互影響，存在著較強的相關關系。這說明，進口對經濟增長具有拉動作用，而出口并沒有帶動經濟增長。

這一結論似乎是與我們的常識相悖。但是通過對甘肅省海關進出口商品的構成可以發現，甘肅省進口品集中在礦產品、化學工業及其相關工業的產品；各種儀器以及設備、精密儀器及其零部件等。這些進口品大部分都是省內急需的高新技術、生產設備及其零部件和重要的原材料。這些商品的進口有利于促進勞動生產率的提高，甚至可以通過技術的外溢效應帶動區域內的產業升級，從而拉動經濟增長。因此，進口對經濟增長起到促進作用是可以解釋的。另一方面，甘肅省作為一個欠發達省份，其出口產品基本上是低附加值的農產品、初級產品以及礦產品原材料等。因此，甘肅省的出口值與GDP間不存在長期穩定的均衡關系也就不足為奇了。

3.2 政策建議

一方面，甘肅省應進一步促進出口結構的優化和產業結構的升級，提高產品的技術含量和附加值，努力開發高新產品。在保證進口對經濟增長的促進下，積極擴大出口，利用出口，以達到和諧發展的目的。另一方面，充分發揮進口對經濟增長和競爭力的提高作用，控制好進口產品的結構，避免低水平、重復引進，避免走進犧牲環境換經濟增長的誤區，堅持走可持續發展的道路。總之，對外貿易的發展應該是進口和出口雙輪驅動的，二者缺一不可、相輔相成。

參考文獻

［1］李子奈，葉阿忠.高等計量經濟學［Ｍ］.北京:清華大學出版社，2000.

［2］楊全發，舒元.中國出口貿易對經濟增長的影響［J］.世界經濟與政治，1998，(8).

［3］劉曉鵬.協整分析與誤差修正模型——我國對外貿易與經濟增長的實證研究［J］.南開經濟研究，2001，(5).［4］石傳玉，王亞菲，王可.我國對外貿易與經濟增長關系的實證分析［Ｊ］．南開經濟研究，2003，（1）.

［5］韋邦榮，楊玉生．對外貿易與經濟增長關系的協整分析——以遼寧省為例［Ｊ］．石家莊經濟學院學報，2005，（２）.

［6］鄭晶．對外貿易對廣東省經濟增長作用的實證研究［Ｊ］．國際貿易問題，2006，（４）.

［7］張燦亭，江凌．江蘇省對外貿易與經濟增長關系的實證分析［Ｊ］．國際貿易問題，2006，（６）.

［8］翟玲玲，查桂勇．河南省外貿與經濟增長的實證分析［Ｊ］．國際貿易問題，2006，（９）.

［9］王必達，張忠杰．甘肅省對外貿易與經濟增長關系的協整分析［Ｊ］．蘭州商學院學報，2007，（４）.