與“海上絲綢之路”沿線國家貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長貢獻率研究

彭渤+胡麥秀

內(nèi)容摘要：根據(jù)地理區(qū)位，將沿線國家劃分為海灣六國、南亞四國和東盟十國，根據(jù)國民收入恒等式，將政府采購（G）、投資（I）和消費（C）作為控制變量，并通過協(xié)整檢驗、Granger因果關系檢驗和回歸分析，對1993-2015年間我國與“海上絲綢之路”沿線國家的進出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的貢獻率進行實證分析。研究結果表明，我國對海灣國家的出口和進口對我國經(jīng)濟增長貢獻率為0.142%和0.06%；我國對南亞國家的出口和進口對我國經(jīng)濟增長的貢獻率為0.1044%和0.0499%；我國對東盟國家的出口對我國經(jīng)濟增長貢獻為0.1192%。

關鍵詞：海上絲綢之路 進出口貿(mào)易 國民收入恒等式 經(jīng)濟增長

引言

構建“21世紀海上絲綢之路”是我國新世紀以來的一項重要國策。2013年10月，習近平總書記在印度尼西亞的國會所發(fā)表演講時首次提出，這為中國與東盟國家謀求共同發(fā)展提供了一條創(chuàng)新道路。 目前的國內(nèi)外政治和經(jīng)濟形勢復雜多變，“21世紀海上絲綢之路”倡議，也是我國為了更好應對這種形勢所提出的偉大構想，表明了中國作為一個大國，積極推進睦鄰友好，與鄰國共同發(fā)展的決心。

國外學者針對貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的研究起步較早。Andy C. C. Kwan，John A. Cotsomitis（1991）針對1952-1985年間中國的出口和國民收入數(shù)據(jù)，用Granger因果關系檢驗分析了兩者之間的因果關系，并得出出口和國民收入之間互為因果關系。Jai S. Mah（2015）通過誤差修正模型和協(xié)整檢驗的方法，分析坦桑尼亞20世紀80年代末以來投資、出口和援助對該國市場經(jīng)濟增長的影響，結果證明出口的擴張對經(jīng)濟增長有促進作用，但經(jīng)濟增長并不導致出口的擴張。

在我國，劉曉鵬（2001）選取我國1952-1993年進口、出口和GDP的數(shù)據(jù)，對變量之間進行協(xié)整分析，并建立了誤差修正模型，最后的實證結果得出：出口對我國的經(jīng)濟增長有明顯的促進作用，而進口的促進作用并不明顯。林毅夫、李永軍（2001）根據(jù)1981-2000年我國對外貿(mào)易以及GDP數(shù)據(jù)，并結合國民收入恒等式Y=C+I+G+（X-M），將投資、消費納入了考慮范圍，通過聯(lián)立方程組模型，研究了凈出口對本國經(jīng)濟增長的貢獻率，最后林毅夫和李永軍得出出口能促進經(jīng)濟增長的結論。陳大波（2005）結合林毅夫、李永軍（2001）的研究方法，研究了1978-2002年間中美兩國之間的貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的直接促進作用，研究結果表明中國對美國的進口和出口使我國經(jīng)濟得到了增長。王風云（2010）分析1986-2006年間北京市的工業(yè)制成品進出口總額、總進出口額和初級產(chǎn)品進出口總額對北京市經(jīng)濟的促進作用，通過采用Granger因果關系檢驗和協(xié)整檢驗的方法，得出只有工業(yè)制成品出口和總出口對北京市經(jīng)濟增長具有促進作用。袁堂剛（2016）在分析“一帶一路”沿線國家和中國貿(mào)易時，結合地理位置將沿線國家和我國劃分為多個地區(qū)，通過回歸分析的方法，研究區(qū)域間貿(mào)易對地區(qū)經(jīng)濟增長之間的關系，最后得出中國與沿線國家的貿(mào)易對我國各地區(qū)的經(jīng)濟增長均有不同程度的促進作用，尤其對我國東北和西北地區(qū)的促進作用最為明顯。

與已有文獻做對比，本文嘗試在以下幾個方面做了改進：第一，研究我國與“海上絲綢之路”沿線國家的進口和出口對我國經(jīng)濟增長的影響；第二，添入投資（I）、消費（C）和政府采購（G）作為控制變量，并通過判斷進出口變量是否是經(jīng)濟增長的Granger原因，來篩選模型中的進口出口變量，最后通過實證分析的方法進行研究；第三，本文將沿線國家限定為伊朗、科威特、沙特阿拉伯、巴林、卡塔爾、阿曼、斯里蘭卡、印度、巴基斯坦、孟加拉國、老撾、印度尼西亞、馬來西亞、泰國、緬甸、菲律賓、柬埔寨、新加坡、文萊、越南。根據(jù)地域因素將沿線國家劃分為海灣國家、南亞國家和東盟國家，分別研究中國與三個區(qū)域國家的貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長的貢獻。

我國與“海上絲綢之路”沿線國家貿(mào)易概況

1993-2015年間，我國與海上絲綢之路沿線三個區(qū)域國家貿(mào)易量整體呈現(xiàn)上升趨勢，其中我國與東盟國家貿(mào)易量最高，其次為海灣國家和南亞國家。

1993-1999年間，我國與海灣國家的進出口貿(mào)易均處于較低水平，并且保持平穩(wěn)。1999年后，進口和出口開始出現(xiàn)增長，同時進口開始大于出口，并隨著時間的推移差距開始加大。2008-2009年間由于金融危機的影響，進口出現(xiàn)明顯的下降，在2009年后開始回增，與此同時出口保持緩慢增長，但始終低于進口。

在1993-2001年間，我國與南亞國家的進出口貿(mào)易一直處于較低水平，并無明顯增長趨勢。在2001年后，進出口值均開始增長并且出口始終大于進口。2008-2009年間受金融危機的影響，進出口值均有下降情況出現(xiàn)。2009年后，出口開始回增并保持較快增長，但進口在2010年出現(xiàn)短暫增長后開始下降。

1993-2015年我國與東盟國家進出口貿(mào)易情況總體呈平穩(wěn)上升趨勢。在1993-2001年間，進口和出口均處于較低水平，并且差距不明顯。2001-2008年間進口和出口增長明顯，在此期間進口略大于出口。2008-2009年間受金融危機的影響，進出口均出現(xiàn)下降，但第二年后開始回增。2010-2013年間進口大于出口，但在2013年后進口保持平穩(wěn)不變，出口增長迅速，導致出口明顯大于進口。

數(shù)據(jù)的選取及模型的建立

（一）數(shù)據(jù)選取

本文中的1993-2015年國內(nèi)生產(chǎn)總值以及進出口數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》。用進口額（M）和出口額（X）分別反映進口和出口貿(mào)易情況，用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映經(jīng)濟增長。選取我國的消費（C）、投資（I）以及政府購買（G）作為控制變量，投資（I）用全社會固定資產(chǎn)投資來表示，消費（C）用社會消費品零售總額來表示，政府購買（G）用國家財政支出來表示，這三項數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。endprint

（二）模型建立

為了避免我國GDP和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)存在異方差性，將各邊量取對數(shù)。LNGDP、LNX和LNM分別指我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口和進口，LNC、LNI和LNG分別表示消費，投資和政府購買。因此，我國GDP和“海上絲綢之路”沿線國家的進口和出口貿(mào)易的初步線性回歸方程為：

其中， α為常數(shù)項， β、χ 、δ 、ε 、 φ分別為系數(shù)。當i=1時，LNX1、LNM1指我國與海灣國家的出口和進口；i=2時，LNX2、LNM2指我國與南亞國家的出口和進口；同理i=3時，LNX3和LNM3指我國與東盟國家的出口和進口。

模型估計與結果

回歸分析是依據(jù)數(shù)據(jù)的變化規(guī)律進行統(tǒng)計分析，所以在回歸分析之前應當保證時間序列數(shù)據(jù)具有確定的趨勢，從而避免產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此需要對時間序列數(shù)據(jù)進行相應的平穩(wěn)性檢驗，平穩(wěn)性檢驗過程有單位根檢驗和協(xié)整檢驗。

（一）單位根檢驗

單位根檢驗法當中，常用的有PP檢驗和ADF檢驗，本文采用的檢驗法為ADF檢驗法。利用Eviews6.0，通過ADF檢驗法來檢驗LNGDP、LNXi、LNMi、LNC、LNI和LNG序列的平穩(wěn)性，再對變量進行一階和二階差分，如果在檢驗結果中，拒絕單位根存在的原假設，說明此序列是平穩(wěn)的，反之就說明不平穩(wěn)。檢驗結果如表1所示，通過ADF檢驗法，在二階差分之后，變量均為平穩(wěn)序列，即ADF檢驗值均小于5%的臨界值，因此各變量是二階單整。

通過表1結果，可以得出控制變量LNC、LNI和LNG在二階差分時平穩(wěn)，拒絕存在單位根的假設，變量LNGDP、LNX1、LNM1、LNX2、LNM2、LNX3和LNM3均在一階差分后平穩(wěn)，拒絕存在單位根的原假設，因此變量均平穩(wěn)。

（二）協(xié)整檢驗

在協(xié)整檢驗中，前提要求序列平穩(wěn)，并且協(xié)整檢驗是對要回歸方程的殘差進行檢驗，即要求殘差序列在平穩(wěn)的情況下，才可以說明方程中的自變量以及因變量之間存在協(xié)整關系，并進行下一步的分析，否則就不存在協(xié)整關系。通過上述結果可以得出，相應序列平穩(wěn)，可以進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗方法常用的較多，在這里采用Johansen檢驗法進行分析，以LNGDP為因變量，其余變量為自變量，結果如表2、表3、表4所示。

通過上述協(xié)整檢驗的結果，可以發(fā)現(xiàn)變量之間存在協(xié)整關系，即在95%的置信水平下，拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，因此變量之間均存在長期均衡關系。

（三）格蘭杰因果分析

經(jīng)過協(xié)整檢驗后，確認了模型中的變量都存在協(xié)整關系，接下來要對序列進行Granger因果檢驗。通過Granger因果檢驗法，可以進一步明確變量之間的因果關系，因此可以通過Granger因果檢驗判斷進口和出口是否是促進我國經(jīng)濟增長的原因，并對三個模型中的自變量進行進一步的篩選。進出口變量以及我國GDP變量的Granger因果檢驗結果如表5所示。

從表5中可以看出：我國對海灣國家的出口和進口均是我國GDP增長的單向Granger原因，因此對海灣國家的貿(mào)易與經(jīng)濟增長回歸分析的模型中，進口和出口的變量不變；我國對南亞國家的進口和出口是我國GDP增長的單向Granger原因，所以在相關模型中，自變量保持不變；出口X3是我國GDP增長的Granger原因，但進口M3卻不是，因此在相關模型中去除自變量中的LNM3，并對去除后的變量再次進行Johansen檢驗，通過檢驗結果可知在置信水平為95%時，我國GDP與對東盟國家的出口以及我國消費、投資和政府購買之間存在長期均衡關系，因此可以進行回歸分析。

（四）模型回歸結果

經(jīng)過Granger因果分析后，對原有模型進行修改，將分析對GDP增長有Granger原因的自變量，修改后的模型如下所示：

模型1：

模型2：

模型3：

模型1、2、3分別表示我國同海灣國家、南亞國家以及東盟國家進出口貿(mào)易研究模型，并對模型進行回歸，若存在自相關時采用廣義差分法進行修正，確保回歸殘差序列平穩(wěn)， 最后分別將模型1、2、3進行LM檢驗，結果如下：

模型1的回歸結果：

模型2的回歸結果：

對模型3修正自相關后的回歸結果：

對上述回歸結果進行LM檢驗后可知，回歸殘差序列平穩(wěn)，因此序列間具有協(xié)整關系，回歸結果具有參考性。

（五）結果分析

模型1的回歸結果中， LNX1的回歸系數(shù)為0.142且顯著，說明對海灣國家的出口促進了我國的經(jīng)濟增長，即出口每變動1%，我國GDP同向變動0.142%； LNM1的回歸系數(shù)同樣顯著，為0.06，即進口每變動1%，我國GDP同向變動0.06%。結合海灣國家現(xiàn)狀分析，由于海灣國家氣候條件較為惡劣，制造業(yè)基礎薄弱，但盛產(chǎn)石油，國家十分富裕，加上人口增長迅速，經(jīng)濟建設規(guī)模龐大，因此海灣國家對工業(yè)制成品以及建筑服務等需求十分龐大，出口產(chǎn)品以石油為主。而我國在改革開放后經(jīng)濟迅速發(fā)展，工業(yè)制造和建筑工程承包的能力迅速提高，對石油等能源的需求也與日遞增，因此我國與海灣國家的貿(mào)易存在極大的互補性，2009年起我國成為海灣國家的第一大石油進口國。由于出口產(chǎn)品的特殊性，反過來會促進我國工業(yè)、制造業(yè)和建筑業(yè)等的發(fā)展，從而我國與海灣國家的進出口貿(mào)易對我國的經(jīng)濟增長會起到明顯的促進作用。

模型2的回歸結果中，LNX2、LNM2的回歸系數(shù)都顯著，分別為0.1044、0.0499，說明我國同南亞國家的出口每變動1%，我國GDP同向變動0.1044%；進口每變動1%，我國GDP同向變動0.0499%。目前，南亞國家生活水平并不高，因此對產(chǎn)品的需求量較大，導致我國對南亞國家的出口量近年來增長迅速。但南亞國家盛產(chǎn)金屬、橡膠以及礦石等產(chǎn)品，我國從南亞國家的進口產(chǎn)品中，這類產(chǎn)品占絕大多數(shù)。在我國對海灣國和南亞國家的進口產(chǎn)品中，較大部分產(chǎn)品能極大滿足我國經(jīng)濟發(fā)展的能源需求，特別是工業(yè)的發(fā)展導致我國對這些國家的進口對我國經(jīng)濟增長具有促進作用。endprint

模型3修正自相關后的回歸結果中，LNX3系數(shù)為0.1192且顯著，即我國同東盟國家出口變動1%，我國GDP同向變動0.1192%。在我國同“海上絲綢之路”沿線三個區(qū)域國家的出口貿(mào)易，均對我國經(jīng)濟增長有正向影響，這與目前主流的出口促進經(jīng)濟增長理論相符。我國與東盟國家的出口貿(mào)易對我國GDP增長貢獻率0.1192%，小于海灣國對我國貢獻的0.142%。雖然東盟是我國僅次于美國和歐盟的第三大貿(mào)易伙伴，但由于我國與東盟國家在出口的產(chǎn)品種類上都有極大的相似性，因此二者也存在很大的競爭關系。與此同時，我國對東盟國家出口的產(chǎn)品集中在機電產(chǎn)品、紡織品、農(nóng)產(chǎn)品和鋼材等，這些產(chǎn)品的出口對我國經(jīng)濟增長的促進作用有限，因此我國對東盟國家的出口對我國的經(jīng)濟增長貢獻率會低于海灣國家的貢獻率。

結論

本文根據(jù)國民收入恒等式，將政府采購（G）、投資（I）和消費（C）作為控制變量，并運用Granger因果關系檢驗和回歸分析，對1993-2015年間我國與“海上絲綢之路”沿線國家的進出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長的貢獻率進行了實證分析。得出以下結論：我國與海灣國家的進出口貿(mào)易中，我國對海灣國家的出口對我國的經(jīng)濟增長貢獻率為0.142%，進口對我國的經(jīng)濟增長貢獻率為0.06%；我國與南亞國家的進出口貿(mào)易中，我國對南亞國家的出口對我國經(jīng)濟增長的貢獻率為0.1044%，進口對我國的經(jīng)濟增長貢獻率0.0499%；我國與東盟國家的進出口貿(mào)易中，出口對我國經(jīng)濟增長貢獻率為0.1192%。

參考文獻：

1.劉曉鵬.協(xié)整分析與誤差修正模型──我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的實證研究[J].南開經(jīng)濟研究，2001（5）

2.林毅夫，李永軍.必要的修正——對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的再考察[J].國際貿(mào)易，2001（9）

3.陳大波.中美貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長作用的實證分析[D].武漢大學，2005

4.王風云.進出口貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟增長關系的實證研究——基于北京市的數(shù)據(jù)分析[J].北京師范大學學報（社會科學版），2010（3）

5.袁堂鋼. “一帶一路”的貿(mào)易往來與我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的實證研究[J].價格月刊，2016（11）

6.Andy C. C. Kwan，John A. Cotsomitis. Economic Growth and The Expanding Export Sector： China 1952-1985[J]. International Economic Journal，1991，5（1）

7.Jai S. Mah. Export Expansion and Economic Growth in Tanzania[J]. Global Economy Journal，2015，15（1）

8.臧旭恒，王立平，張繼海.中日貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].山東大學學報（哲學社會科學版），2004（1）

9.谷安平，安康.中國與東盟貿(mào)易與中國經(jīng)濟增長的實證分析[J].內(nèi)蒙古財經(jīng)學院學報，2006（1）

10.胡善磊，齊鑄，舒壽亮.我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的實證分析[J].經(jīng)濟視角（下），2011（5）

11.張世晴，陳文政.進出口貿(mào)易拉動GDP增長的HP濾波分析及協(xié)整檢驗——基于1978-2007年我國數(shù)據(jù)的分析[J].國際貿(mào)易問題，2010（2）

12.熊芬.我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的實證分析[J].嘉應學院學報，2012（12）

13.Nadeem A.Burney.Exports and economic growth： evidence from cross-country analysis[J].Applied Economics Letters，1996，3（6）

作者簡介：

彭渤（1991-），男，碩士研究生，主要研究方向為國際貿(mào)易理論與政策，海洋戰(zhàn)略與國際經(jīng)濟合作。

胡麥秀，女，教授，碩士生導師，本文通訊作者。endprint