我國對外貿易與經濟增長的實證分析

張欣

我國對外貿易與經濟增長的實證分析

張欣

隨著改革開放政策的進一步深化，我國的對外貿易規模迅速擴大，GDP高速增長。文章根據我國的實際情況，收集了從1980年到2013年的時間序列數據，以凈出口與GDP的關系為依據，采用Eviews計量軟件，對對外貿易與經濟增長進行回歸分析。研究結果表明，從1978年實施改革開放到現在，這30多年來，我國經濟能夠持續快速的增長，有相當大一部分原因在于對外貿易的大幅度增加。因此我國應根據現實狀況，認識自身潛力，采取相應措施，頒布促進外貿發展的一系列法規政策，加大對外貿易的發展力度，實現經濟持續穩定增長的目標。

對外貿易；經濟增長；回歸分析

一、引言

隨著當今世界經濟一體化的發展進程不斷加快，科學技術不斷進步，各國間的貿易往來愈加頻繁，大量的資本、技術及其他生產要素隨之發生轉移。對外貿易在一國的經濟發展中起著舉足輕重的作用。它的發展不僅反映了一個國家的開放程度，更反映了一個國家的科技發展水平及其在國際中的競爭力。改革開放以來，我國的經濟迅速發展，成為世界經濟不可缺少的組成。因此對對外貿易與經濟增長關系的研究也隨之成為熱點。本文首先從已有的理論入手，分析對外貿易與經濟增長的關系；然后依據具體的實際情況，包括現階段的經濟發展現狀及對外貿易發展狀況，收集數據，進行一系列的實證分析來研究對外貿易對經濟增長的影響，通過實證分析，得出我國經濟發展對貿易的依賴程度，發現現階段我國對外貿易中存在的問題，提出相應的解決措施，為我國今后制定對外貿易戰略提供參考，促進我國對外貿易與經濟的健康、持續、協調、穩定增長。

二、我國對外貿易與經濟增長的分析

（一）現狀分析

1.經濟發展現狀

改革開放以來，我國經濟取得了令人矚目的發展，綜合國力增強，GDP值穩步上升。從我國GDP發展的趨勢圖中可以看出，GDP的增長大致可以分為三個階段：（1）1980年到1991年為第一階段，GDP值由4551.60億元人民幣上升到21895.50億元人民幣，上升幅度達到381.60%。這是由于在改革開放初期，我國的各項政策相對寬松，加上國內市場供不應求，人口眾多，需求量大，同時勞動力成本低，政策扶持，外國企業的大量投資，我國的經濟實現突飛猛進的增長；（2）1992年到2000年為第二階段，GDP由27068.30億元人民幣增加到99776.30億元人民幣，GDP值翻了兩倍，但相比第一階段，GDP的增幅明顯有所下降。在1997年爆發了亞洲金融危機，周邊各國經濟蕭條，我國國民經濟的進一步發展受到影響；（3）2001年到2013年為第三階段，GDP由2001年的110270.4億元人民幣上升至588018.80億元人民幣，增長率達到433.80%。這一階段是GDP上升幅度最快的時期，從圖1中的趨勢線的斜率可以直觀地看出。這是由于隨著改革開放的不斷深入，相應的政策法規不斷完善，國民經濟不斷發展，消費、投資、凈出口都穩步發展，GDP值大幅增加。

圖1　我國GDP發展的趨勢圖

2.對外貿易發展現狀

我國的進出口呈現基本穩定上升的趨勢，對外貿易規模顯著擴大。在改革開放政策的支持下，我國對外貿易飛速發展。從我國對外貿易發展趨勢圖中可以看出，從1980年到2013年這34年間，我國對外貿易的發展大致可以分為以下三個階段：（1）1980年到1993年為第一階段。在這一階段，對外貿易額的變化十分顯著。根據數據顯示，1980年我國的進出口總額、出口額、進口額分別是570.0億元人民幣、271.2億元人民幣和298.8億元人民幣，而到1993年分別增長到了11271.0億元人民幣、5284.8億元人民幣和5986.2億元人民幣，各項指標的數值都翻了20多倍。在改革開放初期，我國的加工制成品大量出口，由于人口眾多，勞動力成本低，我國出口商品有明顯的優勢，出口量大幅上升；與此同時我國經濟進一步建設，需要大量進口機器設備，尤其是一些高附加值價格昂貴的工業品，出口進口維持同步增加的趨勢，我國的對外貿易快速發展。但是在這一階段，我國的對外貿易總體處于逆差狀態，這是由于出口產品與進口產品的價值相差較大造成的。我國出口的是價值較低的勞動制成品，而進口的是附加值較高的工業制成品。（2）1994年到2002年為第二階段。在這一階段，我國的進出口總額、出口額、進口額從1994年的20381.90億元人民幣、10421.80億元人民幣和9960.10億元人民幣上升到2002年的51378.20億元人民幣、26947.90億元人民幣和24430.30億元人民幣。根據計算可以得出進出口差額均為正數，說明我國的對外貿易處于持續順差狀態，同時出口與進口仍維持相對增長的狀態。與第一階段相比我國的貿易增長速度明顯加快。（3）2003年到2013年為第三階段。2003年我國的進出口總額、出口額、進口額分別是70483.50億元人民幣、36287.90億元人民幣和34195.60億元人民幣，而在2013年的進出口總額、出口額、進口額分別是258168.89億元人民幣、137131.43億元人民幣和121037.46億元人民幣。盡管在2009年對外貿易發生較大波動。在這一階段，出口的增長超過進口，從圖2可以看出，進口和出口上升的速度明顯加快，趨勢線的斜率變大。我國的經濟建設隨著改革開放的深入而不斷加快，同時我國的出口商品結構也逐漸改善，工業發展加快，出口產品的價值也在上升①數據來源于中華人民共和國統計局統計年鑒。。

圖2　我國對外貿易發展的趨勢圖

（二）進出口總額與GDP關系實證分析

1.樣本數據說明

本文選取GDP統計值和進出口貿易總額作為指標，運用我國1980年到2013年的時間序列數據，進行對外貿易與經濟增長的回歸分析。

2.理論模型的建立

通過在Eviews軟件中做散點圖（圖3），從圖中可以看出散點的分布近似于一條直線，可以初步估計進出口總額與經濟增長間存在線性關系。所以，建立的理論模型如下：

Y=C+βX+u

其中Y為1980年到2013年間各年的國內生產總值（GDP），X為期間各年的進出口總額②數據來源于中華人民共和國統計局統計年鑒。，u是隨機干擾項，它包括模型中沒有考慮到的要素、模型設定誤差、樣本數據觀測誤差及隨機干擾誤差等內容。

圖3　進出口總額與GDP關系散點圖

3.回歸分析：

由最小二乘法進行回歸分析，得到回歸方程：

（1.109）（32.137）

R2=0.97R2=0.96F=1032.81D.W.=0.50

回歸結果顯示：進出口總額與GDP的判定系數為0.97，接近于數值1，相關性很強。表明GDP變化的97%可由進出口總額的變化來解釋。從斜率項的t檢驗值看，32.137大于5%顯著性水平下自由度為n-2=32的臨界值2.04，說明解釋變量X對于被解釋變量Y的影響是顯著的。F值為1032.81，F值較大，通過了5%置信區間上的F檢驗，即模型的線性關系顯著成立。說明進出口總額對經濟增長的影響效果顯著。

4.序列相關性檢驗

由于使用的是時間序列數據，所以可能存在序列相關性，需要進行序列相關性檢驗。

（1）根據圖示法檢驗（圖4），可得知隨機項呈現正序列相關性。

圖4　殘差項的序列相關性

（1.268）（29.325）

5.回歸結果及分析

通過以上的實證分析，在不考慮其他因素對經濟增長影響的情況下，我國進出口總額每增加一個單位，相應的GDP將增加0.387個單位。進出口總額的增加促進GDP總量的增加，彼此存在正相關關系。

（三）出口額與GDP關系的實證分析1.樣本數據說明

（2）進行D.W.檢驗：

取a=5%，由于n=34，k=2(包含常數項)，查表得：dl=1.39，du=1.51由于回歸表中DW=0.501＜dl，故:存在一階正自相關。

（3）檢驗高階序列相關：

由于LM統計量的計算公式是：(n-p)*R2n=34，p=2(包含常數項)

于是LM=32×0.564=18.048取a=5%，χ2分布的臨界值是5.99，LM的值大于卡方分布的臨界值，說明原模型仍存在序列相關性。

但是e(-2)的參數的t值的絕對值為0.823，小于5%顯著性水平下自由度為32的t檢驗臨界值2.04，未通過顯著性檢驗，所以不存在二階序列相關性。

（4）運用廣義差分法進行自相關處理，最后得出GDP關于進出口總額的0LS估計結果：

采用1980年到2013年的GDP統計值和出口額來分析出口與經濟增長關系。數據來源于中華人民共和國統計局官網。

2.理論模型的建立

通過在Eviews軟件中做散點圖（圖5），可以看出散點的分布近似于一條直線，可以初步估計出口額與經濟增長間存在線性關系。所以，建立的理論模型如下：

M=a+bY+u

其中M為我國1980年到2013年各年的GDP值，Y為各年的出口額，u是隨機干擾項。

圖5　出口額與GDP關系散點圖

3.回歸分析

由最小二乘法進行回歸分析，得到回歸方程：

R2=0.964R2=0.962F=846.88D.W.=0.45

回歸結果顯示：出口額與GDP的判定系數為0.964，接近于數值1，表明GDP值發生變化的96.4%可由出口額的變化來解釋。從斜率項的t檢驗值看，29.10大于5%顯著性水平下自由度為n-2=32的臨界值2.04，說明解釋變量Y對于被解釋變量M的影響是顯著的。F值為846.88，F值較大，通過了5%置信區間上的F檢驗，即模型的線性關系顯著成立。說明出口額對經濟增長的影響效果顯著。

4.序列相關性檢驗

由于使用的是時間序列數據，所以可能存在序列相關性，需要進行序列相關性檢驗。

（1）從殘差項的序列相關性圖中（圖6），可得知隨機項呈現正序列相關性。

圖6　殘差項的序列相關性

（2）進行D.W.檢驗：

取a=5%，由于n=34，k=2(包含常數項)，查表得：dl=1.39，du=1.51由于回歸表中DW=0.454＜dl，故:存在一階正自相關。

（3）檢驗高階序列相關得：

由于LM統計量的計算公式是：(n-p)*R2n=34，p=2(包含常數項)

于是LM=32×0.964=30.85取a=5%，χ2分布的臨界值是5.991，LM的值大于卡方分布的臨界值，仍說明原模型存在序列相關性，但是二階滯后殘差項的參數未通過5%的顯著性檢驗，表明并不存在2階序列相關性。結合1階滯后殘差項的輔助回歸情況，可判斷存在顯著的1階序列相關性。

（4）運用廣義差分法進行自相關處理，最后得出GDP關于出口額的0LS估計結果：

（四）進口額與GDP關系的實證分析

1.樣本數據說明

采用1980年到2013年我國GDP統計值和進口額來分析進口與經濟增長關系。數據來源于中華人民共和國統計局官網。

2.理論模型的建立

通過在Eviews軟件中做散點圖（圖7），可以看出散點的分布近似于一條直線，可以初步估計進口額與經濟增長間存在線性關系。所以，建立的理論模型如下：

N=a+bK+u

其中N為我國1980年到2013年各年的GDP值，K為各年的進口額，u是隨機干擾項。

圖7　進口額與GDP關系散點分析

3.回歸分析

回歸結果顯示：進口額與GDP的判定系數為0.975，接近于數值1，表明GDP值發生變化的97.5%可由進口額的變化來解釋。從斜率項的t檢驗值看，35.20大于5%顯著性水平下自由度為n-2=32的臨界值2.04，說明解釋變量K對于被解釋變量N的影響是顯著的。F值為1239.035，F值較大，通過了5%置信區間上的F檢驗，即模型的線性關系顯著成立。說明進口額對經濟增長的影響效果顯著。

5.序列相關性檢驗

由于使用的是時間序列數據，所以可能存在序列相關性，需要進行序列相關性檢驗。

（1）根據圖示法檢驗（圖8），可得知隨機項呈現正序列相關性。

圖8　殘差項的序列相關性

（2）進行D.W.檢驗：

取a=5%，由于n=34，k=2(包含常數項)，查表得：dl=1.39，du=1.51由于回歸表中DW=0.587＜dl，故:存在一階正自相關。

（3）運用拉格朗日乘數法檢驗高階序列相關得：

由于LM統計量的計算公式是：(n-p)*R2n=34，p=2(包含常數項)

于是LM=32×0.975=31.2取a=5%，χ2分布的臨界值是5.991，LM的值大于卡方分布的臨界值，仍說明原模型存在序列相關性，但是二階滯后殘差項的參數未通過5%的顯著性檢驗，表明并不存在2階序列相關性。

（4）運用廣義差分法進行自相關處理，最后得出GDP關于出口額的0LS估計結果：

（五）總結

通過以上的現狀分析和實證分析，可以看出出口和進口都對國內生產總值有積極作用，存在相關性。出口對GDP的作用直接體現在可以增加國民生產總值，而進口則是通過“溢出效應”來促進經濟的增長，通過生產設備及資本品的引進，進行一系列的模仿學習，結合自己已有的技術知識，促進我國科技的發展，降低了創新成本，從而提高勞動生產率，增加出口，使得國民生產總值快速增長。總而言之，通過研究得出的結論是：就我國的經濟發展水平而言，無論是進口還是出口都對經濟增長具有顯著的促進作用。

四、我國外貿中存在的問題

根據上面所進行的分析，結合現階段我國經濟和貿易的發展狀況，發現我國對外貿易中存在以下問題：

（一）我國出口產品的競爭優勢主要來源于廉價的勞動力，而非技術和資本的優勢

從我國外匯統計局統計的出口產品數據中可以看出，我國出口的產品大部分是附加值較低的產品，且大部分屬于勞動密集型，如紡織產品、化纖產品及橡膠產品等，這些都是初級產品，而那些技術含量高，利益大的工業制成品的出口所占的比例則十分小，而且我國出口的工業制成品大多是組裝產品的出口，缺乏核心技術產品的出口。而且這些年發達國家對我國勞動密集型產品的出口限制也越來越嚴格。在20世紀初期，我國的經濟發展飛速，被稱為“世界加工廠”，由于人口的優勢，大量出口勞動密集型產品，使我國的經濟發展取得一定的效率。但是，伴隨著經濟的不斷發展，勞動力不再廉價，高額的勞動成本使得產品價格上升，出口受到了很大的沖擊，加之國外投資的撤離，我國外貿規模發生萎縮，經濟受到影響。

（二）貿易摩擦頻繁發生

由于我國的出口產品較多，且都為勞動密集型的初級產品，有些產品由于企業的內部檢驗不認真，造成產品質量不合格，自有品牌缺乏競爭力。外國對此現象采取了一系列的進口限制措施。同時這幾年在我國的出口產品中，反傾銷反壟斷及反補貼的案例也是層出不窮。這使得出口下降，經濟受到影響。

（三）近年來我國進口貿易增長緩慢

從宏觀政策方面來看，由于各種貿易壁壘的存在，以及關稅政策的不合理，造成一些企業無法大量進口，內需不足，唯恐積壓；從微觀經濟的角度來看，近年來我國的就業難，人民可支配收入減少，物價水平上升等一系列因素導致消費需求的疲軟，進而進口需求減少，從而進口對經濟增長的拉動作用減弱。

五、相應的建議

（一）調整產業結構，提升出口產品的競爭優勢

由于現階段我國的出口貿易產品中電子產品雖有所增加，但所占比重較小。因此，我們需要在充分發揮自身勞動力優勢的同時，進一步調整我國出口產品的結構。

近幾年，由于人民幣的升值和通貨膨脹等因素的影響，我國的勞動力不再廉價，大量的外資企業撤出，這對我國的出口貿易無疑產生了巨大的沖擊。為了應對這一現狀，我國應加大對教育的投資，注重科技創新，同時對一些中小企業給予扶持，鼓勵他們進行發明創造。對于電子產品類的科技產業等戰略性產業，國家應頒布一系列的鼓勵政策，在財政、生產流通、稅收上給予重點扶持。還有注重文化產業的出口，文化產業作為第三產業，不僅標志著一個國家的文化軟實力，同時符合綠色經濟的要求，促進文化產業的出口。

（二）加強對出口產品質量的監管

質量是信譽的保證。我國近年來的出口產品有相當大的部分存在質量問題，引發了進口國的控訴，并對我國的產品進行了一系列的投訴抵制措施，使我國的對外貿易發展受到影響。針對這一現象，我國政府應加強監管，頒布一系列的法規，從法律的層面上加強監管，限制企業的不合規生產，不能走“不合格—罰款—繼續生產”的老路，而應該從根源上杜絕這類產品進入市場。同時企業自身也應該意識到，不合格產品將會毀掉企業自身的長期利益。

（三）立足優勢，發展對外貿易，促進區域經濟發展

東部和中西部地區的經濟現狀很明顯地反映了我國的區域經濟發展很不平衡這一事實。無論從資本、勞動還是環境資源方面來看，中西部地區與東部地區均相差較遠，但是這并不意味著中西部地區沒有發展空間。比如說位于我國西北部的內蒙古自治區，該處地處平原，農畜土特產品和以此為原料的輕紡產品其中包含絨毛、羊絨制品、裘皮、地毯等品種，十分具有競爭力，而其他產品則普遍缺乏競爭力。對于這樣的狀況，就應該加大力度發展畜牧業和種植業，專一化發展，促進產品的出口。因此，面對中西部地區的貿易發展，一方面應根據資源優勢和地區產業特點，建立出口商品發展基地，另一方面要延長產業鏈，多次增值原料性的生產，進行綜合利用，做到農畜產品的穩定增長和加速出口，同時引導農畜產品向深加工和精加工轉化，提高出口商品的質量和檔次。而東部地區則可以利用人才優勢、資本優勢以及其他生產要素優勢，發展高新技術產業，促進對外貿易的發展和經濟的增長。

（四）進行外貿體制的改革，為對外貿易發展提供制度支持

我國改革開放30多年來，外貿領域的法制建設在不斷的完善與發展。對于現階段存在的不合理的貿易壁壘及進出口關稅政策，應進行一系列的修改與完善。從而為企業營造公平公正的貿易環境。同時對于戰略產業的進出口，國家應給于一定程度的扶持。同時要加快自貿區的建設，因此為了大力發展經濟，發展對外貿易，我們不僅要結合國內經濟的發展需要，不斷地對已有的規章制度進行改革，同時還要結合全球經濟的發展，強化外貿的法制建設，為對外貿易提供制度上的支持。

（五）引進先進技術，加快技術創新，促進對外貿易的發展

對于先進技術的引進，包括兩個層面:企業和政府。

首先從企業的層面來看，首當其沖的是考慮技術引進的可行性，尤其是對于那些先進機器設備等資本品的引進，更應該做好可行性論證，避免重復引進或所引進的在國外早已屬于落后技術的設備。其次企業要重視對員工的培養，健全技術培訓機制，提升培訓質量，全面提高員工的技術能力。最后要注重研究開發能力的培養，在技術引進的基礎上實現二次創新。現在國內流行“重引進，輕消化”，作為一個企業，一定要避免這種風氣，從有目的的技術引進開始，逐步消化吸收形成企業自身的技術能力和開發能力才是一個企業長久發展，擁有競爭優勢的核心所在。擺脫對國外技術的依賴，勇于發現，勇于創新，才是企業的生存之路。

從政府層面來看，一國政府在經濟發展中起著至關重要的作用。首先政府要加強技術引進的宏觀調控。要明確技術引進的目的和方式，對于必要的關鍵設備的進口，政府要給予扶持，同時對于戰略性產業要制定長期的技術發展計劃。政府還要完善相關的法律法規，加大科研的投入，注重人才的培養。

[1]郭友群，周國霞.中國對外貿易對經濟增長作用的實證分析[J].經濟經緯，2006，（02）：42-45．

[2]李潔.國際貿易與經濟增長：基于技術轉移視角的理論及中國的實證研究[M].北京：中國社會科學出版社，2012.

[3]趙嬌.外貿與經濟增長的相關性分析[J].經濟問題探索，2003，（07）：32-35．

[4]Bela Balassa.Exports and Econom ic Grow th:Further Evidence, JournalofDevelopmentEconom ics.1978(06):181—189.

[5]W oo S.Jung,Peyton J.Marshall,Exports、Grow th and Causality in developingcountries.JournalofDevelopmentEconom ics,1985，(05): 1—12.

[6]RubinaVohra.Exportsand Econom icGrow th:FurtherTimeSeries Evidence from Less-developed Countries[J].InternationalAdvancesin Econom icResearch,2001(08):345—350.

[7]Andy C.C.Kwan,B.Kwork.Exogeneity and the Export——led Grow th Hypothesis:the Case of Chinese Southern[J].Econom ic Journal,1995(05):1158—1166.

[8]Gheorghe Zaman,Impact ofForeign Trade on Romania’sEconomic Sustainability During the Pre-and Post-accession Periods.Procedia Econom icsand Finance,2014(08):747-754.

[9]Rashid Sbia,Helm i Hamdi,The relationship between trade，FDI and econom ic grow th in Tunisia:An application of the autoregressive distributed lag model.Econom ic Systems,Volume 38,issue 2,2014(06): 648-659.

[10]賴明勇．出口導向經濟增長（ELG）的經濟研究：綜述與評論[J].世界經濟，2002，（02）：21-24．

[11]張漢東，胡朝麟.浙江省對外貿易與經濟增長、產業結構之間的關系研究——基于投入產出模型的實證分析[J].國際貿易問題，2012，（11）.

[12]張洪峰.我國對外貿易對經濟增長作用的實證分析[J].統計與咨詢，2006，（05）.

[13]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，（04）.

[14]劉年康.汪云橋.陳逢文.FDI流入，對外貿易與經濟增長方式轉變——基于1993-2008年省際面板數據的實證研究[J].經濟經緯，2013，（06）.

張欣，女，內蒙古呼和浩特人，首都經濟貿易大學金融學院研究生，研究方向：國際金融。

F740

A

1008-4428（2016）09-93-05

《北京CBD定福莊傳媒走廊產業集群升級研究》北京市哲學社會科學“十二五”基金研究基地項目（14JDJGB001）。