我國(guó)出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系的實(shí)證分析

王璐瑤

摘要：本文以1978-2013年我國(guó)出口總額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為原始數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)及Granger因果檢驗(yàn)，對(duì)我國(guó)出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而得到出口總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。結(jié)果顯示，我國(guó)出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值不僅存在協(xié)整關(guān)系，而且我國(guó)出口總額是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，即出口可對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)起到促進(jìn)的作用。

關(guān)鍵詞：出口總額 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 協(xié)整檢驗(yàn) 格蘭杰因果檢驗(yàn)

1引言

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）指按市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算的一個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時(shí)期內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果。支出法核算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等于消費(fèi)支出、投資、政府對(duì)物品和勞務(wù)的購(gòu)買(mǎi)、凈出口的總和。其中，凈出口指進(jìn)口和出口的差額。

出口總額作為對(duì)外貿(mào)易的組成部分，表示收入從國(guó)外流入，構(gòu)成GDP正的組成部分。也就是說(shuō)，出口總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān)。因此，分析出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系，把握兩者的內(nèi)在聯(lián)系，將為優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略提供依據(jù)。

2實(shí)證分析

2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選用1978-2013年我國(guó)出口總額（ETA）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為原始數(shù)據(jù)，見(jiàn)表1。

首先對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行判斷。分別對(duì)序列ETA和GDP取自然對(duì)數(shù)，記為序列l(wèi)ETA、lGDP。

第一步，序列l(wèi)ETA、lGDP的單位根檢驗(yàn)。通過(guò)ADF檢驗(yàn)可知，序列l(wèi)ETA、lGDP的檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值分別為-2.047846、-1.138904，均比顯著性水平10%的臨界值還大，不能拒絕原假設(shè)，兩序列均存在單位根，序列l(wèi)ETA、lGDP均非平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

第二步，序列l(wèi)ETA、lGDP的單整檢驗(yàn)。對(duì)序列l(wèi)ETA、lGDP的一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表2可知，序列l(wèi)ETA、lGDP的一階差分序列檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值分別為-5.126927、-3.766269，均小于顯著性水平1%的臨界值，則拒絕原假設(shè)，序列l(wèi)ETA、lGDP的一階差分序列均不存在單位根。

故，非平穩(wěn)序列l(wèi)ETA、lGDP經(jīng)過(guò)一階差分平穩(wěn)，兩者均為一階單整序列。

2.2協(xié)整檢驗(yàn)

由2.1可知，序列l(wèi)ETA、lGDP滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。采用兩變量的EG檢驗(yàn)法對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先，用普通最小二乘法對(duì)序列l(wèi)ETA、lGDP做協(xié)整回歸，得到回歸方程：lGDP=4.0954+0.7476*lETA，R2=0.9896，DW=0.3621。由方程可知，lGDP對(duì)lETA的長(zhǎng)期彈性為0.7476。

其次，對(duì)該試的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

由協(xié)整檢驗(yàn)臨界值易得，10%的顯著水平下協(xié)整的ADF檢驗(yàn)臨界值為-1.611059，大于殘差的檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值-1.69607，故拒絕原假設(shè)，即殘差序列是平穩(wěn)序列。由此可得，序列l(wèi)ETA、lGDP是（1，1）階協(xié)整的，進(jìn)而可得序列l(wèi)ETA、lGDP間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

2.3誤差修正模型

若兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系，以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項(xiàng)，將其視為一個(gè)解釋變量，與其他反應(yīng)短期波動(dòng)的解釋變量一起，建立一個(gè)短期模型，即誤差修正模型。

由2.2可知序列l(wèi)ETA、lGDP存在協(xié)整關(guān)系，故建其誤差修正模型。

ΔlGDPt=0.8609+0.1769*ΔlEPIt-0.1835ECMt-1（t）（4.0382） （3.2700）（-3.5229）（p）（0.0003） （0.0026）（0.0013）

R2=0.4204，調(diào)整后的R2=0.3841，，DW=0.8542，AIC=-3.2067，SC=-3.0734。

ECM模型中的回歸系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，lGDP對(duì)lETA的短期彈性為0.1769。且模型中ECMt-1的系數(shù)小于零，該系數(shù)具有反向修正作用。該模型顯示ΔlGDPt、ΔlEPIt存在著穩(wěn)定的關(guān)系，準(zhǔn)確的說(shuō)是出口對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。出口增長(zhǎng)率每增加1%，國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)增長(zhǎng)0.1769%。前一年的非均衡誤差以0.184的比率對(duì)后一年的國(guó)民生產(chǎn)總值進(jìn)行修正。

2.4格蘭杰因果檢驗(yàn)

在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，欲對(duì)我國(guó)出口總額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的單向、雙向關(guān)系進(jìn)行判斷，對(duì)二者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

由表4，當(dāng)模型取1階滯后時(shí)，lGDP與lETA之間呈現(xiàn)單向因果關(guān)系，即lGDP不是lETA的格蘭杰原因，但lETA是lGDP的格蘭杰原因。當(dāng)模型取2階滯后時(shí)，lGDP與lETA之間相互獨(dú)立。

3結(jié)論

以上實(shí)證分析表明，我國(guó)出口總額可在一定程度上刺激國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)。出口總額是對(duì)外貿(mào)易的重要組成部分，而對(duì)外貿(mào)易量直接影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。正確認(rèn)識(shí)出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的內(nèi)在聯(lián)系，對(duì)協(xié)調(diào)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，調(diào)整經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略具有深遠(yuǎn)的意義。

參考文獻(xiàn)：

[1]中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.2016中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[M].2016.

[2]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EViews應(yīng)用（第二版）[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2016.

[3]李子奈，潘文清.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第四版）[M].北京：高等教育出版社，2015.

[4]劉曉鵬.協(xié)整檢驗(yàn)與誤差分析模型——我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2001（5）.