貴州省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)研究

馬青青

摘要：對(duì)外貿(mào)易對(duì)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不可忽視的作用，是理論研究已證實(shí)的論點(diǎn)，也是我國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)界普遍認(rèn)同的觀點(diǎn)。近幾年，就我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用這個(gè)問(wèn)題，國(guó)內(nèi)許多學(xué)者作了大量的實(shí)證研究，但其中有關(guān)西部經(jīng)濟(jì)落后省份的對(duì)外貿(mào)易是否帶動(dòng)了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行的研究甚少。如何讓對(duì)外貿(mào)易在貴州經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中發(fā)揮更大的作用，系統(tǒng)闡釋對(duì)外貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制，并就外貿(mào)在貴州經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用進(jìn)行實(shí)證研究顯得尤為迫切。文章以1993～2016年貴州省的GDP、進(jìn)出口的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本建立模型， 通過(guò)Granger檢驗(yàn)分析了貴州省的對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互影響。

關(guān)鍵詞：對(duì)外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；因果關(guān)系，回歸分析

一、國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀

早期的理論主要有：亞當(dāng)·斯密有關(guān)“剩余產(chǎn)品出路 ”的學(xué)說(shuō)；由 Romer（1986）和 Lucas（1988）提出的內(nèi)生性增長(zhǎng)理論從動(dòng)態(tài)的角度為對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)之間的關(guān)系提供了一個(gè)更加嚴(yán)格的基礎(chǔ)， 假設(shè)減少貿(mào)易壁壘將在長(zhǎng)期內(nèi)產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)。Prebiisch（1950）的“中心—外圍”理論從貿(mào)易條件的角度論述了發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制， 得到的基本結(jié)論是：發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外貿(mào)易并不能帶動(dòng)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

近幾年，就我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用這個(gè)問(wèn)題以基于中國(guó)整體的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為主，其次是以東南沿海貿(mào)易大省如廣東、上海的研究居多，而對(duì)西部貿(mào)易相對(duì)落后的省份研究較少，但還是有一些學(xué)者從區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度做了不少分析和探討。崔如海（2002）研究了直接投資與落后地區(qū)開(kāi)放性經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略問(wèn)題，他運(yùn)用規(guī)范分析方法論證了直接投資影響落后地區(qū)實(shí)行開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略選擇。劉用明（2004）從對(duì)外貿(mào)易是一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎的角度，系統(tǒng)地研究了對(duì)外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)，認(rèn)為發(fā)展一個(gè)地區(qū)的對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易，既要注重該地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)和特色，又要注重動(dòng)態(tài)利益的獲得和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

二、1978～2016 年貴州省對(duì)外貿(mào)易狀況

（一）初生萌芽階段（1950～1978年）

從新中國(guó)成立到改革開(kāi)放初期，貴州省作為西部?jī)?nèi)陸省份，交通不便，信息閉塞，經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，人均收入較少，開(kāi)放度不高。但是由于新中國(guó)的成立和受沿海城市新思想新潮流的影響，貴州省的對(duì)外貿(mào)易也開(kāi)始漸漸萌生，這一階段的貴州外貿(mào)尚處于萌芽階段，沒(méi)有獨(dú)立的對(duì)外貿(mào)易權(quán)和出口口岸，尤其在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的背景下，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的主要內(nèi)容是執(zhí)行和完成國(guó)家指令性計(jì)劃。

（二）蓬勃發(fā)展階段（1978～1993年）

貴州省雖然地處內(nèi)陸，但是改革開(kāi)放的春風(fēng)依然吹到了黔中腹地，從1978年起，貴州省開(kāi)始進(jìn)行自營(yíng)出口試點(diǎn)。隨著國(guó)家逐步下放對(duì)外出口經(jīng)營(yíng)權(quán)，逐年擴(kuò)大自營(yíng)出口商品經(jīng)營(yíng)范圍，從1988年起，國(guó)家將省、地、縣外貿(mào)企業(yè)下放到省管理，財(cái)務(wù)上與中央財(cái)政脫鉤，與省財(cái)政掛鉤，實(shí)行出口收匯、上繳中央外匯、出口虧損補(bǔ)貼三項(xiàng)基數(shù)“一定三年”的外貿(mào)承包經(jīng)營(yíng)責(zé)任制，將指標(biāo)層層分解落實(shí)到各外貿(mào)企業(yè)，進(jìn)一步完善外貿(mào)企業(yè)承包經(jīng)營(yíng)制度，1990年，全省出口總額1.54億美元，比1985年增長(zhǎng)2.9倍，進(jìn)口總額6444.3萬(wàn)美元，比1985年增長(zhǎng)0.37倍。

（三）快速發(fā)展階段（1993～2016年）

進(jìn)入20世紀(jì)90年代，貴州外貿(mào)體制改革進(jìn)程加快。從1991年起，全省外貿(mào)轉(zhuǎn)入自主經(jīng)營(yíng)、自負(fù)盈虧、平等競(jìng)爭(zhēng)的軌道，打破了外貿(mào)獨(dú)家經(jīng)營(yíng)的狀況。全省有進(jìn)出口經(jīng)營(yíng)權(quán)的企業(yè)由1990年的27家發(fā)展到1995年的70家， 1998年增加到144家。增加國(guó)有大中型生產(chǎn)企業(yè)的進(jìn)出口經(jīng)營(yíng)權(quán)，各地、州、市和貴陽(yáng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)均成立進(jìn)出口公司，放寬外貿(mào)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)范圍，推進(jìn)外貿(mào)與外資、外經(jīng)的結(jié)合。

這一階段，貴州省進(jìn)出口在波動(dòng)中快速增長(zhǎng)。自1993年以來(lái)，貴州省的進(jìn)出口額呈現(xiàn)出明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì)，進(jìn)出口總額從1993年的4.19億美元增長(zhǎng)到 2016 年的 52.02億美元，約增長(zhǎng)12倍；出口額增長(zhǎng)更為明顯，從1993年的 2.23億美元增加到 2016年的39.90億美元，增長(zhǎng)了近18倍；隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和國(guó)民購(gòu)買力的增強(qiáng)，貴州省的進(jìn)口總額也是大幅增長(zhǎng)，1993年的進(jìn)口總額是1.96億美元，到了2016年增長(zhǎng)到12.12億美元，增長(zhǎng)了約6倍。

三、貴州省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析

通過(guò)20世紀(jì)90年代初至今以來(lái)貴州省的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行考察，對(duì)1993年-2016年的GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析可看出貴州省經(jīng)濟(jì)呈持續(xù)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，且增長(zhǎng)的幅度和比例逐年增高，雖然貴州省經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱、人均GDP再全國(guó)的排名仍然靠后，但是九十年代以來(lái)尤其是2008年之后，貴州省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度飛快，漲幅很高。

由圖1可知，雖然前面的分析和數(shù)據(jù)已經(jīng)表明貴州省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)具有一定的相關(guān)性，但貴州省近25年GDP的增長(zhǎng)分別與進(jìn)口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額相關(guān)程度不同，相互影響的程度也不同，這就需要針對(duì)兩個(gè)指標(biāo)分別做出實(shí)證分析。

四、貴州省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的實(shí)證分析

（一）樣本及數(shù)據(jù)

本文以1993～2016年貴州省的GDP增長(zhǎng)率、進(jìn)口額IM增長(zhǎng)率、出口額EX增長(zhǎng)率的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)年份的《貴州統(tǒng)計(jì)年鑒》和《國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》。貴州省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用貴州GDP來(lái)表示，以當(dāng)年平均匯率換算成以億元為單位。貴州省進(jìn)口額、出口額分別用IM、EX表示。通過(guò)單位根檢驗(yàn)、格蘭杰因果分析，運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行回歸，得到線性回歸結(jié)果。

（二）變量的單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量dgdp、dim、dex進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，借助于Eviews9.0軟件，檢驗(yàn)結(jié)果顯示dgdp、dim、dex的原始序列是平穩(wěn)的，因此可以直接用它們的增長(zhǎng)率水平序列建模。

（三）格蘭杰原因分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)各變量之間的相互因果關(guān)系，有必要對(duì)變量進(jìn)行g(shù)ranger因果檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：在10%顯著水平條件下可以拒絕dim不是dgdp的格蘭杰原因，說(shuō)明進(jìn)口增長(zhǎng)率是gdp增長(zhǎng)的格蘭杰原因。在10%顯著水平條件下可以拒絕dex不是dgdp的格蘭杰原因，說(shuō)明出口增長(zhǎng)率是gdp增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

（四）實(shí)證過(guò)程

1. 出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸分析

（1） 簡(jiǎn)單回歸結(jié)果

估計(jì)后的方程可以表述為：

DGDP = 10.6095402902 + 0.134566586423

*DEX + 0.0921273312432*DEX（-1） + 0.0413593257052*DEX（-2）

DW統(tǒng)計(jì)量為0.883740，遠(yuǎn)小于2，說(shuō)明存在一階正的自相關(guān)。同時(shí)結(jié)合一階、二階LM檢驗(yàn)結(jié)果，具體如下，LM（1）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為6.949641，p值小于1%；LM（2）的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為6.976850，p值小于5%，因此可以判斷模型存在1、2階自相關(guān)。

（2）廣義最小二乘法估計(jì)結(jié)果

由于存在自相關(guān)，會(huì)導(dǎo)致變量的T檢驗(yàn)失效，因此采用廣義最小二乘法進(jìn)行修正估計(jì)后的方程可以表述為：

DGDP = 12.1940749189 + 0.095042685862

*DEX+0.0626296835951*DEX（-1）+ 0.00196723299532*DEX（-2）+[AR（1）=0.658665938715]

在修正后的估計(jì)中，DW統(tǒng)計(jì)量為2.111481，接近2，說(shuō)明不存在一階正的自相關(guān)。同時(shí)結(jié)合一階、二階LM檢驗(yàn)結(jié)果，具體如下，LM（1）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.228481，p值大于10%；LM（2）的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.230105，p值大于10%，因此可以判斷模型不存在1、2階自相關(guān)。

AdjR2=0.564202，F(xiàn)=7.473197，Prob（F）=0.001356，可調(diào)整的R2為0.564202，F(xiàn)檢驗(yàn)的伴隨概率小于1%，說(shuō)明模型整體顯著，且回歸模型對(duì)LNY的解釋能力達(dá)到56%以上，擬合效果較好。

dex估計(jì)參數(shù)為0.095043，在1%水平下顯著不為0，這反映當(dāng)期出口增長(zhǎng)率對(duì)gdp增長(zhǎng)率具有顯著的正向影響，即dex增長(zhǎng)1個(gè)單位，dgdp會(huì)平均增長(zhǎng)0.095個(gè)單位。

Dex（-1）估計(jì)參數(shù)為0.062630，在10%水平下顯著不為0，這反映滯后一期出口增長(zhǎng)率對(duì)gdp增長(zhǎng)率亦具有顯著的正向影響，即滯后一期dex增長(zhǎng)1個(gè)單位，dgdp會(huì)平均增長(zhǎng)0.0626個(gè)單位。

Dex（-2）估計(jì)參數(shù)為0.001967，但是不能通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明滯后二期的dex對(duì)gdp的增長(zhǎng)率不具有顯著的影響。

2. 進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸分析

（1） 簡(jiǎn)單回歸結(jié)果

估計(jì)后的方程可以表述為：

DGDP = 13.174242104 + 0.0679192921468

*DIM + 0.0269779423535*DIM（-1） + 0.0335324065555*DIM（-2）

DW統(tǒng)計(jì)量為0.690221，遠(yuǎn)小于2，說(shuō)明存在一階正的自相關(guān)。同時(shí)結(jié)合一階、二階LM檢驗(yàn)結(jié)果，具體如下，LM（1）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為9.085557，p值小于1%；LM（2）的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為9.299877，p值小于1%，因此可以判斷模型存在1、2階自相關(guān)。

（2）廣義最小二乘法估計(jì)結(jié)果

由于存在自相關(guān)，會(huì)導(dǎo)致變量的T檢驗(yàn)失效，因此采用廣義最小二乘法進(jìn)行修正，估計(jì)后的方程可以表述為：

DGDP =13.7666342484 + 0.0637152234594

*DIM+0.0177670842641*DIM（-1）+ 0.0145730847047*DIM（-2）+[AR（1）=0.679538124925]

在修正后的估計(jì)中，DW統(tǒng)計(jì)量為1.764971，接近2，說(shuō)明不存在一階正的自相關(guān)。同時(shí)結(jié)合一階、二階LM檢驗(yàn)結(jié)果，具體如下，LM（1）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.579790，p值大于10%；LM（2）的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.579790，p值大于10%，因此可以判斷模型不存在1、2階自相關(guān)。

通過(guò)建立模型可以得出的結(jié)論為：

dim估計(jì)參數(shù)為0.063715，在5%水平下顯著不為0，這反映當(dāng)期進(jìn)口增長(zhǎng)率對(duì)gdp增長(zhǎng)率具有顯著的正向影響，即dim增長(zhǎng)1個(gè)單位，GDP會(huì)平均增長(zhǎng)0.063715個(gè)單位。

Dim（-1）估計(jì)參數(shù)為0.017767、Dim（-2）估計(jì)參數(shù)為0.014573，但是均不能通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明滯后一、二期的進(jìn)口增長(zhǎng)率對(duì)gdp的增長(zhǎng)率不具有顯著的影響。

通過(guò)對(duì)貴州對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)和建立誤差修正模型， 結(jié)果表明， 無(wú)論在短期或長(zhǎng)期內(nèi)， 對(duì)外貿(mào)易都帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)， 發(fā)揮了貴州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的“引擎”作用， 這與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)支持進(jìn)出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的假設(shè)命題相吻合。就長(zhǎng)期而言， 盡管貴州省的EX、IM 和 LGDP 各自的增長(zhǎng)是非平穩(wěn)的， 出口增長(zhǎng)、進(jìn)口增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在惟一長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系， 出口在很大程度上促進(jìn)了貴州省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)， 但是進(jìn)口對(duì)GDP 增長(zhǎng)的影響并沒(méi)那么穩(wěn)定和顯著。短期內(nèi)， 貴州省出口、進(jìn)口增長(zhǎng)與 GDP 增長(zhǎng)之間只存在單向因果關(guān)系， 進(jìn)口增長(zhǎng)與出口增長(zhǎng)則互為因果， 這表明： 出口增長(zhǎng)擴(kuò)大了省內(nèi)的有效需求， 從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)， 而對(duì)高新技術(shù)、重要生產(chǎn)設(shè)備以及關(guān)鍵的短缺資源的進(jìn)口， 則直接推動(dòng)了貴州省的技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率的提高， 盡管對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)確實(shí)拉動(dòng)了貴州的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)， 但貴州經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)還沒(méi)有實(shí)現(xiàn)對(duì)出口增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

五、貴州省發(fā)展國(guó)際貿(mào)易的政策建議

由上述分析的結(jié)果可以認(rèn)為貴州省對(duì)外貿(mào)易中仍然存在著較多的不足之處，結(jié)合省情、國(guó)情以及世界經(jīng)濟(jì)的局勢(shì)背景，提出以下幾點(diǎn)政策建議：一是貴州省應(yīng)該依托“一帶一路”政策與更多的沿線國(guó)家做好貿(mào)易往來(lái)，優(yōu)化外貿(mào)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高全省產(chǎn)品附加值；二是積極依托自身扼守西南交通咽喉之地理優(yōu)勢(shì)，加大與南亞、東南亞的貿(mào)易互動(dòng)，積極參與泛珠三角地區(qū)貿(mào)易活動(dòng)，依托自身資源優(yōu)勢(shì)，擴(kuò)大市場(chǎng)開(kāi)放、吸引外商投資，提升全省開(kāi)放程度及產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力；三是注重進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用，貴州省應(yīng)制定進(jìn)出口戰(zhàn)略，把進(jìn)口與貴州省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)改造緊密結(jié)合起來(lái)，有秩序地進(jìn)口那些貴州省經(jīng)濟(jì)建設(shè)急需的資源、原材料及先進(jìn)的設(shè)備和適用技術(shù)，加快進(jìn)口向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化?？傊?，在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，面對(duì)國(guó)際貿(mào)易的新趨勢(shì)，貴州省對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展必須實(shí)現(xiàn)從對(duì)外貿(mào)易觀念的創(chuàng)新到對(duì)外貿(mào)易戰(zhàn)略政策、體制的創(chuàng)新，直到對(duì)外貿(mào)易法制制度，貿(mào)易構(gòu)成和貿(mào)易工具的全面創(chuàng)新。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉楠，胡小娟.貴州省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2007（11）.

[2]李裕鴻.對(duì)外貿(mào)易與落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展：對(duì)西南民族地區(qū)的實(shí)證研究[D].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)，2010.

[3]葉天宏.貴州省對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的實(shí)證分析及對(duì)策研究[J].貴州大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2015（08）.

[4]張寒松等.貴州改革開(kāi)放30年：回顧與展望[M].貴州大學(xué)出版社，2010（12）.

（作者單位：貴州大學(xué)）