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四川省經(jīng)濟增長(cháng)與進(jìn)出口貿易關(guān)系的相關(guān)統計學(xué)論文
摘 要：本文以四川省的經(jīng)濟和貿易的歷史數據為研究對象，根據四川省1987年到2006年GDP與進(jìn)出口貿易額的年度統計數據，對四川省經(jīng)濟增長(cháng)與進(jìn)出口貿易的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)統計學(xué)研究。得出結論：四川省對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)之間存在著(zhù)長(cháng)期穩定的關(guān)系，對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)之間存在單方向的因果關(guān)系，即對外貿易增長(cháng)引致經(jīng)濟增長(cháng)，并且出口貿易和進(jìn)口貿易的增長(cháng)對經(jīng)濟增長(cháng)都具有促進(jìn)作用。
關(guān)鍵詞：對外貿易；經(jīng)濟增長(cháng)；四川省
一、研究背景
改革開(kāi)放以來(lái)，四川省經(jīng)濟得到了迅速的發(fā)展，各項經(jīng)濟指標顯著(zhù)提高，對外貿易呈現良好走勢。對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系一直是經(jīng)濟學(xué)研究中的重要問(wèn)題，從理論上看，經(jīng)濟學(xué)家就對外貿易對經(jīng)濟增長(cháng)有推動(dòng)作用已經(jīng)存在共識。就以往的定性分析而言，普遍認為對外貿易對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻主要體現在：對外貿易結構決定于產(chǎn)業(yè)結構，同時(shí)能夠主動(dòng)的帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結構的轉換，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級促使經(jīng)濟增長(cháng)方式由粗放型向集約型轉變；出口擴張帶來(lái)外匯余額的積累，有利于外資的流入，提高省內資本形成率；通過(guò)利用外資引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)而促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步等方面。迄今為止，關(guān)于對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的實(shí)證分析大多都是以國家為研究對象而展開(kāi)的，同時(shí)也存在一些以地區為對象的分析。但中國各省、地區之間的地理、經(jīng)濟發(fā)達程度、生產(chǎn)消費結構等條件有很大差異，前人所采用的數據處理方法、計量模型等也各不相同，因此就四川省的情況而言，對外貿易是否能促進(jìn)經(jīng)濟增長(cháng)并不是顯而易見(jiàn)的問(wèn)題。有鑒于此，本文以四川省為研究對象，應用相關(guān)統計學(xué)分析方法，對四川省經(jīng)濟增長(cháng)與進(jìn)出口貿易之間的關(guān)系進(jìn)行探討。
二、變量與樣本數據的選取
本文選擇國內生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）三個(gè)變量作為研究對象，其中以宏觀(guān)經(jīng)濟總量指標——國內生產(chǎn)總值（GDP）反映四川省的整體經(jīng)濟增長(cháng)，以出口額（EX）和進(jìn)口額（IM）反映四川省的對外貿易情況。樣本數據選取1987年至2006年的年度數據，本文中分析所用原始數據全部來(lái)源于各年版的《四川省統計年鑒》和《中國統計年鑒》。為了消除數據中可能存在的異方差性，避免參數估計失效，本文對各變量數據取自然對數，記作ln GDP、ln EX以及l(fā)n IM，所有計算結果均得自軟件Eviews 3、1。
三、計量方法說(shuō)明
在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)，傳統上要求所用的時(shí)間序列必須是平穩的，即沒(méi)有隨機趨勢或確定趨勢，否則會(huì )產(chǎn)生虛假回歸問(wèn)題，即得到兩個(gè)相互獨立的非平穩時(shí)間序列之間的相關(guān)系數顯著(zhù)不為零的結論，并在對兩個(gè)相互獨立的非平穩時(shí)間序列建立回歸模型時(shí)得到具有統計顯著(zhù)性的回歸函數。所以本文在分析中將首先對樣本數據進(jìn)行平穩性檢驗。在現實(shí)經(jīng)濟中的時(shí)間序列通常是非平穩的，我們可以對它進(jìn)行差分把它變平穩，但這樣會(huì )讓我們失去總量的長(cháng)期信息，而這些信息對分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)又是必要的。有些時(shí)間序列問(wèn)題，雖然它們自身是非平穩的，但其某種線(xiàn)性組合卻是平穩的，這個(gè)線(xiàn)性組合就反映了變量間長(cháng)期穩定的關(guān)系。由圖1可見(jiàn)，GDP、進(jìn)口、出口的對數時(shí)間序列在1987年到2006年期間，隨著(zhù)時(shí)間變化而具有大致相同的變化趨勢，據此推測這三個(gè)變量之間可能存在著(zhù)協(xié)整關(guān)系。針對上述情況，本文采用協(xié)整分析方法考察變量之間是否存在長(cháng)期穩定的關(guān)系，避免出現虛假回歸問(wèn)題。
圖1：變量的對數時(shí)間序列
在明確時(shí)間序列變量之間存在長(cháng)期穩定的相關(guān)關(guān)系的基礎上，通過(guò)因果關(guān)系檢驗則可確定序列之間是否存在因果關(guān)系，進(jìn)一步解釋變量之間的聯(lián)系。本文將配合采用Johansen協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗方法，就四川省對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系進(jìn)行分析。最后通過(guò)最小二乘法，建立多元回歸模型，確定四川省對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)之間的定量關(guān)系。
四、計量結果和分析
1、平穩性檢驗
如果一個(gè)時(shí)間序列的均值或自協(xié)方差函數隨時(shí)間的改變而改變，則這個(gè)序列就是非平穩時(shí)間序列。如果非平穩序列經(jīng)過(guò)d次差分而成為平穩序列，則稱(chēng)其為d階單整過(guò)程。由于Johansen協(xié)整檢驗要求時(shí)間序列變量是平穩的或者其差分序列是平穩的，而Granger因果關(guān)系檢驗都要求時(shí)間序列變量是平穩的或者具有協(xié)整關(guān)系，所以在進(jìn)行上述分析前，首先對樣本數據進(jìn)行平穩性檢驗。本文使用ADF（Augment Dikey-Fuller）方法對方法對變量ln GDP、ln EX、ln IM進(jìn)行單位根檢驗。用ADF方法檢驗各個(gè)變量的單位根，通過(guò)檢驗可知所有變量都是非平穩的，但它們的二階差分序列都是平穩的，即ln GDP、ln EX、ln IM都是二階單整過(guò)程，滿(mǎn)足進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗的條件。
2、回歸模型檢驗
參考Johansen協(xié)整檢驗結果和Granger因果關(guān)系檢驗結果，本文運用EVIEWS的PDL指令采用OLS法對變量建立二期分布滯后模型模型，結果如下：
ln GDP = 4、732578 - 0、07366*ln EX + 0、41596*ln EX(-1) + 0、90558*ln EX(-2) ①
�。�0、380800） （0、48845） （0、05266） （0、54303）
�。�12、42103） （-0、15035） （7、89859） （1、66763）
(R2= 0、833329 F = 37、43522 DW = 1、511374)
ln GDP = 6、231097 + 0、49315*ln IM + 0、25534*ln IM(-1) + 0、01754*ln IM(-2) ②
(0、119839) (0、08920) (0、01659) (0、08800)
(51、99545) (5、52868) (15、3929) (0、19927)
(R2 = 0、9415544 F = 120、8245 DW = 2、417543)
方程①中除ln EX的系數外都通過(guò)了t檢驗，表明出口貿易額對當年的GDP影響并不顯著(zhù)，但當年出口每增加1%，第二年的GDP會(huì )相應增加0、41596%，第三年的GDP會(huì )相應增加0、90558%。方程②中除ln EX（-2）的系數外，都通過(guò)了t檢驗，表明進(jìn)口貿易額每增加1%，當年的GDP會(huì )相應增加0、49315%，第二年的GDP會(huì )相應增加0、25534%，而進(jìn)口貿易額的增加對第三年的GDP影響并不顯著(zhù)。
五、結論
從協(xié)整分析的結果可以看出，四川省的對外貿易額和經(jīng)濟增長(cháng)之間存在著(zhù)長(cháng)期穩定的關(guān)系。即從長(cháng)期來(lái)看，進(jìn)口、出口、GDP之間的聯(lián)系比較緊密，三者相互約束，變動(dòng)一致，構成穩定的均衡關(guān)系。從Granger因果關(guān)系檢驗的結果來(lái)看，四川省的對外貿易擴張導致了經(jīng)濟增長(cháng)，但經(jīng)濟增長(cháng)卻不是對外貿易擴張的原因。根據回歸模型，在出口每增加1%，三年內GDP總增加達到1、32154%，出口對經(jīng)濟增長(cháng)有著(zhù)較大且持久的促進(jìn)作用。
在以往的一些研究地區性對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的文章中認為進(jìn)口對經(jīng)濟增長(cháng)不具有明顯的推動(dòng)效應，甚至進(jìn)口額的增長(cháng)會(huì )造成GDP的衰減。但本文將進(jìn)口也作為影響GDP的重要因素考慮進(jìn)來(lái)，主要出于以下考慮：①進(jìn)口能提供許多重要的原材料供給；②技術(shù)、資本品的進(jìn)口對促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步有著(zhù)重要的作用，進(jìn)而使生產(chǎn)效率提高。而從本文的回歸分析結果也可以看出，進(jìn)口每增加1%，兩年內GDP總增加達到0、74849%。說(shuō)明忽視進(jìn)口對經(jīng)濟增長(cháng)的影響是不正確的，進(jìn)口對經(jīng)濟增長(cháng)也有著(zhù)重要的貢獻。
根據以上結果，為促進(jìn)四川省經(jīng)濟增長(cháng)，繼續努力發(fā)展對外貿易，擴大對外貿易規模，應該成為四川省經(jīng)濟政策的長(cháng)期選擇。
值得注意的是，從本文的回歸模型可以看到，四川省對外貿易額度的增長(cháng)對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻有著(zhù)明顯的滯后期。造成這種情況的原因可能在于一些制度、政策、技術(shù)、心理預期因素所導致的出口結構提升對于產(chǎn)業(yè)結構升級的促進(jìn)作用滯后、技術(shù)引進(jìn)到新技術(shù)投入應用的時(shí)滯期較長(cháng)等等。為應對這種情況，本文提出建議，要努力調整外貿商品結構，以達到：①提高出口層次和水平，并以更積極的政策引導企業(yè)，帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結構升級。②積極通過(guò)進(jìn)口，引進(jìn)技術(shù)，并加大投入，加快技術(shù)引進(jìn)向生產(chǎn)力的轉化。
參考文獻：
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