貴州省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的實證研究

黃飛飛

摘要：經(jīng)濟增長是經(jīng)濟領域研究的核心問題。對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長有著不可或缺的作用。本文對貴州省對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間的關系進行了實證研究。實證結果表明：從較長時期來看貴州省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系密切。

關鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟增長；實證分析

一、選題背景

改革開放以來，我國的對外貿(mào)易也取得了突飛猛進的發(fā)展，這對拉動我國經(jīng)濟的增長起到了重要作用。與此同時，貴州省的經(jīng)濟也在其對外貿(mào)易不斷增長的形勢下持續(xù)向前發(fā)展。對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長的關系模式對于一國制定適當?shù)脑鲩L和發(fā)展策略有著重要的指導意義，對于每個省也是如此。為了考察貴州省的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關系，有必要對該問題進行深入的實證研究。對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在何種關系？弄清這一問題對于制定適當?shù)脑鲩L和發(fā)展策略有著重要的意義。

二、實證分析

1、數(shù)據(jù)選取與處理

本文所使用的樣本取自1983-2012年貴州省統(tǒng)計年鑒。用進出口總額（X）衡量外貿(mào)狀況，用全省生產(chǎn)總值GDP（Y）反映經(jīng)濟增長。計價單位均：億元人民幣，建立回歸方程：

Y=β0+β1X+μ

用最小二乘法對其進行估計，得到結果如下：

=52.25841+17.30038X

t=（0.638215）（27.34771） R2=0.963913

R2=0.962624 F=747.8971 DW=1.492669

三、模型的計量經(jīng)濟學檢驗

1、解釋變量之間的多重共線性檢驗

由于模型只有一個解釋變量，所以不存在多重共線性。

2、異方差檢驗

將white檢驗應用于從原回歸方程中得到的殘差，得到結果如下：

2=-68297.69+3620.857X-7.425723X2 R2=0.284885

有n（R2=8.5465>χ20.05（2）=5.99147，所以拒絕原假設，說明模型中隨機誤差項存在異方差。

2.1消除異方差

對模型中的變量取對數(shù)，lnY，lnX，對lnY=α0+α1lnX+ν進行回歸，通?？梢越档彤惙讲畹挠绊懀蚴?，對數(shù)變換能使測定變量值的尺度縮小，經(jīng)過對數(shù)變換后的線性模型，其殘差表示相對誤差，而相對誤差往往具有較小的誤差。

對變換后的模型進行回歸得到：nY=4.076893+0.726475lnX

t=（30.08949）（20.77595） R2=0.939083

再次利用white檢驗判斷以上模型是否存在異方差：

2=0.129899-0.043279lnx+0.007642（lnx）2 R2=0.043476

有n·R2=1.304273<χ20.05（2）=5.99147，所以模型已不存在異方差。

此時模型為：ny=4.076893+0.726475lnX

t=（30.08949）（20.77595） R2=0.939083

F=431.6403 DW=0.179511

3、自相關檢驗

由回歸結果得到，模型的DW=0.179511，由n=30，k=1，在α=0.05水平下，查表得dL=1.352，dU=1.489，所以0<0.179511<1.352，所以模型存在正的自相關。

3.1采用廣義差分法對模型進行修正

由DW=0.179511，根據(jù)ρ=1-DW/2，得到ρ=0.910245，對原變量做廣義差分變換：DlnY=lnY-O.910245（lnY）-1 DlnX=lnX-0.910245（lnX）-1

以DlnY，DlnX為變量進行回歸，得：DW=0.537268

此時，n=29，k=1，α=0.05，查表得，dL=1.341，du=1.483，有DW

3.2利用科克倫-奧克特迭代法，得到：

DlnY=0.868408+0.117833DlnX

t=（2.344325）（3.320104）

R2=0.858094DW=2.054801

在顯著性水平α=0.05下，n=29，k=1，查表得dL=1.341，du=1.483，DW>dU，說明此時已消除自相關。

由α0=0.868408/（1-ρ），得到α0=9.675316

則原模型的廣義最小二乘法估計結果為：nY=9.675316+0.117833lnX

t=（2.344325）（3.320104）

R2=0.858094F=75.58674DW=2.054801

四、經(jīng)濟意義檢驗和統(tǒng)計意義檢驗

1、經(jīng)濟意義檢驗

α0=9.675316，表示當進出口保持原有規(guī)模不變時，貴州省的GDP每年仍能增加約9.675316個百分點，這種結果符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，合理。

α1=0.117833表示在其他條件不變的情況下，出口總額每增長1個百分點，GDP約平均增加0.117833個百分點；反之，降低0.117833個百分點，符合經(jīng)濟現(xiàn)實。

綜上可知，該模型符合經(jīng)濟意義，經(jīng)濟意義檢驗通過。

2、樣本決定系數(shù)

R2的值越接近1，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越好；反之，R2的值越接近0，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越差

由參數(shù)估計結果可得，樣本決定系數(shù)R2=0.858094，可見其擬合優(yōu)度較好。

3、方程顯著性檢驗，

在α=0.05，查表得F0.05（1，28）=4.20<75.58674，由此可知，應拒絕原假設，接受H1，認為回歸方程顯著成立。

4、參數(shù)顯著性檢驗

當α1=0時，T1=3.320104；在α=0.05，查表得T0.025（28）=2.048，得T1>T0.025（28），則拒絕原假設，接受備選假設，即認為α1顯著不為0。

五、分析

從統(tǒng)計角度來分析，僅通過對比商品進口和出口GDP占比可以知道，2000年以來貴州省商品進出口總量GDP占比逐步加大，對外貿(mào)易在經(jīng)濟發(fā)展中扮演的角色也越來越重要。但進出口貿(mào)易增長只是GDP增長的必要因素而非充分因素，即進出口貿(mào)易不是GDP增長的唯一因素。如果拋開消費和投資等其他因素只討論進出口貿(mào)易增長和GDP增長的數(shù)量對應關系，那么一定是夸大了進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻。我們可以拋開其他因素不考慮，僅從這次計量分析的數(shù)據(jù)的分析可以看出，貴州省貨物進出口總額每提高1個百分點，全省生產(chǎn)總值就相應的提高0.117833個百分點。雖然從片面上可以看出貨物進出口總額的增加會帶動GDP的增長，但我們還是不能清楚的知道到底是出口帶給我們的經(jīng)濟增長更大些還是進口帶給我們的更大些。但在現(xiàn)實經(jīng)濟生活告訴我們：改革開放以來，中國對外貿(mào)易漸漸的從逆差轉(zhuǎn)化成為順差，貴州省的對外貿(mào)易也在逐年增加，出口數(shù)額在與日俱增。我們通過分析認同貨物進出口總額對GDP有比較明顯的影響的同時，我們更應該堅信出口貨物對我們GDP增長的幫助。我們認為，出口是貴州省經(jīng)濟增長的一個重要驅(qū)動力量。（作者單位：貴州財經(jīng)大學數(shù)學與統(tǒng)計學院）

參考文獻：

[1]貴州省統(tǒng)計年鑒.1983-2012年

[2]中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J]