區域貨物進(jìn)出口對經(jīng)濟增長(cháng)影響的實(shí)證分析：湖南案例

一、引言　　
　　對外貿易對經(jīng)濟增長(cháng)的影響一直受到經(jīng)濟學(xué)家的重視。在古典與新古典時(shí)期，主要有亞當·斯密提出的“剩余物品出口”學(xué)說(shuō)，羅伯特遜(D．H．Robert-son)提出的對外貿易是“經(jīng)濟增長(cháng)的發(fā)動(dòng)機”的命題和凱恩斯及其追隨者馬克盧普(F．Machlup)和哈羅德(R．F．Harrod)等人的對外貿易乘數原理。20世紀80年代后，以羅默(Romer)、史格斯羅姆(Segerstrom，P．)、格羅斯曼(Grossman，G．)和克魯格曼(Krugman，PaulR．)等人為代表的現代經(jīng)濟學(xué)家，將這一研究推向新的高潮。他們把20世紀80年代初產(chǎn)生的新國際貿易理論與新增長(cháng)理論有機結合起來(lái)，對國際貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系進(jìn)行了多角度、多層面研究，提出了一系列相關(guān)理論與模型。這些研究表明：對外貿易能夠通過(guò)商品出口、要素流人、創(chuàng )新刺激、技術(shù)擴散、人力資本積累、勞動(dòng)分工專(zhuān)業(yè)化和規模經(jīng)濟等途徑，促進(jìn)一國經(jīng)濟的增長(cháng)。
　　隨著(zhù)我國對外開(kāi)放的不斷擴大和深化，區域對外貿易發(fā)展迅速，對區域經(jīng)濟增長(cháng)的影響日益增大。因此，對區域對外貿易與經(jīng)濟增長(cháng)關(guān)系的研究也就變得日趨重要。
　　
　　二、總量分析
　　
　　(一)樣本數據的選擇與說(shuō)明
　　本文選用湖南省1993—2004年間的數據為樣本(見(jiàn)表1)。
　　
　　樣本數據的選擇主要考慮了以下幾個(gè)方面的因素：數據的可獲得性、樣本數據的典型性、樣本數據的有效性。本文把樣本空間選擇為1993—2004年，一方面是因為1994年及其后的匯率變動(dòng)相對平穩，便于縱向比較；另一方面是由于湖南的地區生產(chǎn)總值在1993年首次突破千億元人民幣大關(guān)，這使得分析更加有意義。
　　
　　(二)貨物進(jìn)出口總量與湖南經(jīng)濟增長(cháng)總量之間的相關(guān)性檢驗
　　1．回歸模型。文章僅分析貨物進(jìn)出口與經(jīng)濟增長(cháng)的相關(guān)性。假定其他因素對經(jīng)濟增長(cháng)的影響不變或影響是平穩的，因此用一元線(xiàn)性回歸模型來(lái)討論它們之間的關(guān)系。
　　設經(jīng)濟增長(cháng)(用地區生產(chǎn)總值GDP來(lái)衡量)為y，依次設進(jìn)口、出口和凈出口為X，建立一元線(xiàn)性回歸模型：Y=a十bX
　　2．相關(guān)性分析與檢驗。借助上述模型，采用表1中1994—2004年的總量數據(為便于比較而放棄了1999年數據)進(jìn)行相關(guān)性分析，其結果如表2：
　　
　　總量角度的回歸檢驗結果表明：一方面，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額在1％的水平上顯著(zhù)，而凈出口也可以在5％的水平上顯著(zhù)。也就是說(shuō)，在湖南，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額三個(gè)變量與地區生產(chǎn)總值與進(jìn)出口總額、出口額、進(jìn)口額甚至是凈出口之間存在線(xiàn)性正相關(guān)，只是顯著(zhù)性水平有較大的差異。另一方面，總量檢驗的只值相對較小。而熊子平等人在2001年利用我國1985—1998年的數據進(jìn)行檢驗的結果表明，中國的對外貿易特別是進(jìn)出口貿易與經(jīng)濟增長(cháng)之間存在強相關(guān)關(guān)系(相關(guān)系數大于0．95)，兩者相較說(shuō)明貨物進(jìn)出口對經(jīng)濟增長(cháng)的有利作用在湖南并未得到充分的利用。^③
　　
　　三、增量分析
　　
　　(一)貨物進(jìn)出口增量對經(jīng)濟增長(cháng)貢獻的實(shí)證
　　1．分析工具的選擇。從支出角度來(lái)考察國民經(jīng)濟，國內生產(chǎn)總值由總消費、總投資和凈出口構成。一個(gè)地區的地區生產(chǎn)總值也同樣可以表達為“總消費＋總投資＋凈出口”。
　　因此，當凈出口(或出口等)為正時(shí)，會(huì )對地區經(jīng)濟的增長(cháng)起拉動(dòng)作用，反之，則有負面的拉動(dòng)(或說(shuō)阻礙)作用。這個(gè)作用可以用“貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區生產(chǎn)總值的貢獻率”和“貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度”兩個(gè)指標來(lái)評價(jià)。其中：
　　貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區生產(chǎn)總值的貢獻率；貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)的增量÷地區生產(chǎn)總值的增量
　　貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度：貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區生產(chǎn)總值的貢獻率x地區生產(chǎn)總值的相對增幅
　　2．湖南貨物進(jìn)出口增量對經(jīng)濟增長(cháng)的拉動(dòng)作用分析。分析結果見(jiàn)表3。
　　
　　表中△Y表示折成美元價(jià)之后的地區經(jīng)濟增量(GDP增量)，△Y_i為當地經(jīng)濟的當年增長(cháng)率；AX為當年貨物出口增量，△XG為貨物出口增量對地區生產(chǎn)總值的貢獻率，△XL為貨物出口增量對地區生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度；△M為當年貨物進(jìn)口增量，△MG為貨物進(jìn)口增量對地區生產(chǎn)總值的貢獻率，△ML為貨物進(jìn)口增量對地區生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度；△N為當年貨物凈出口增量，△NG為貨物凈出口增量對地區生產(chǎn)總值的貢獻率，△AL為貨物凈出口增量對地區生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度。
　　可見(jiàn)，在樣本檢測區間1994—2004年內，除少數年份如1994、1997、2000、2004年之外，大部分年份貨物進(jìn)口增量對地區生產(chǎn)總值的貢獻率AMG、貨物進(jìn)口增量對地區生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度AML均分別大于當年的貨物出口增量對地區生產(chǎn)總值的貢獻率AXG、貨物出口增量對地區生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度△XL。
　　與此同時(shí)，表3的檢驗結果也表明在樣本區間內，湖南貨物進(jìn)出口的增長(cháng)趨勢并不穩定，對經(jīng)濟增長(cháng)的作用表現得也不明顯且缺乏穩定性。
　　
　　(二)貨物進(jìn)出口增量與湖南經(jīng)濟增長(cháng)之間的相關(guān)性檢驗
　　采用表3的增量數據進(jìn)行分析，結果如表4：
　　
　　增量角度回歸檢驗的結果表明，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額在1％和5％的水平上都不顯著(zhù)，即地區生產(chǎn)總值增量與出口增量、進(jìn)口增量、凈出口增量都不存在線(xiàn)性正相關(guān)。
　　可見(jiàn)，增量檢驗的結果與總量檢驗的結果是相互矛盾的。^④
　　鑒于檢驗區間內檢驗量的不規則波動(dòng)幅度相對較大，不妨對不規則波動(dòng)幅度相對較小的2000—2004年樣本區間進(jìn)行再檢驗，^⑤結果如表5：
　　
　　同樣，設定檢驗的顯著(zhù)性水平a=5％，查F分布表可知F_1-a(1，n-2)：F_0.95(1，3)=10．1，因為出口、進(jìn)口以及凈進(jìn)口的F值均小于10．1，所以顯著(zhù)性水平a=5％接受H₀，認為回歸效果不顯著(zhù)，即地區生產(chǎn)總值增量與出口增量、進(jìn)口增量、凈出口增量都不存在線(xiàn)性正相關(guān)。
　　再次檢驗的結果與表4的檢驗結果一致，但與總量檢驗的結果(表2)是矛盾的。

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