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四川省經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的相關(guān)統(tǒng)計學(xué)論文
摘 要：本文以四川省的經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易的歷史數(shù)據(jù)為研究對象，根據(jù)四川省1987年到2006年GDP與進(jìn)出口貿(mào)易額的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對四川省經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)統(tǒng)計學(xué)研究。得出結(jié)論：四川省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在單方向的因果關(guān)系，即對外貿(mào)易增長引致經(jīng)濟(jì)增長，并且出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的增長對經(jīng)濟(jì)增長都具有促進(jìn)作用。
關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；四川省
一、研究背景
改革開放以來，四川省經(jīng)濟(jì)得到了迅速的發(fā)展，各項經(jīng)濟(jì)指標(biāo)顯著提高，對外貿(mào)易呈現(xiàn)良好走勢。對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中的重要問題，從理論上看，經(jīng)濟(jì)學(xué)家就對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長有推動作用已經(jīng)存在共識。就以往的定性分析而言，普遍認(rèn)為對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)決定于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，同時能夠主動的帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級促使經(jīng)濟(jì)增長方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變；出口擴張帶來外匯余額的積累，有利于外資的流入，提高省內(nèi)資本形成率；通過利用外資引進(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(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析大多都是以國家為研究對象而展開的，同時也存在一些以地區(qū)為對象的分析。但中國各省、地區(qū)之間的地理、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度、生產(chǎn)消費結(jié)構(gòu)等條件有很大差異，前人所采用的數(shù)據(jù)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(mào)易是否能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長并不是顯而易見的問題。有鑒于此，本文以四川省為研究對象，應(yīng)用相關(guān)統(tǒng)計學(xué)分析方法，對四川省經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行探討。
二、變量與樣本數(shù)據(jù)的選取
本文選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）三個變量作為研究對象，其中以宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)——國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映四川省的整體經(jīng)濟(jì)增長，以出口額（EX）和進(jìn)口額（IM）反映四川省的對外貿(mào)易情況。樣本數(shù)據(jù)選取1987年至2006年的年度數(shù)據(jù)，本文中分析所用原始數(shù)據(jù)全部來源于各年版的《四川省統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，避免參數(shù)估計失效，本文對各變量數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，記作ln GDP、ln EX以及l(fā)n IM，所有計算結(jié)果均得自軟件Eviews 3、1。
三、計量方法說明
在進(jìn)行時間序列分析時，傳統(tǒng)上要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產(chǎn)生虛假回歸問題，即得到兩個相互獨立的非平穩(wěn)時間序列之間的相關(guān)系數(shù)顯著不為零的結(jié)論，并在對兩個相互獨立的非平穩(wěn)時間序列建立回歸模型時得到具有統(tǒng)計顯著性的回歸函數(shù)。所以本文在分析中將首先對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中的時間序列通常是非平穩(wěn)的，我們可以對它進(jìn)行差分把它變平穩(wěn)，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的。有些時間序列問題，雖然它們自身是非平穩(wěn)的，但其某種線性組合卻是平穩(wěn)的，這個線性組合就反映了變量間長期穩(wěn)定的關(guān)系。由圖1可見，GDP、進(jìn)口、出口的對數(shù)時間序列在1987年到2006年期間，隨著時間變化而具有大致相同的變化趨勢，據(jù)此推測這三個變量之間可能存在著協(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期穩(wěn)定的關(guān)系，避免出現(xiàn)虛假回歸問題。
圖1：變量的對數(shù)時間序列
在明確時間序列變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系的基礎(chǔ)上，通過因果關(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(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行分析。最后通過最小二乘法，建立多元回歸模型，確定四川省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的定量關(guān)系。
四、計量結(jié)果和分析
1、平穩(wěn)性檢驗
如果一個時間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)隨時間的改變而改變，則這個序列就是非平穩(wěn)時間序列。如果非平穩(wěn)序列經(jīng)過d次差分而成為平穩(wěn)序列，則稱其為d階單整過程。由于Johansen協(xié)整檢驗要求時間序列變量是平穩(wěn)的或者其差分序列是平穩(wěn)的，而Granger因果關(guān)系檢驗都要求時間序列變量是平穩(wěn)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(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)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方法檢驗各個變量的單位根，通過檢驗可知所有變量都是非平穩(wěn)的，但它們的二階差分序列都是平穩(wěn)的，即ln GDP、ln EX、ln IM都是二階單整過程，滿足進(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(jié)果和Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)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(jié)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(shù)外都通過了t檢驗，表明出口貿(mào)易額對當(dāng)年的GDP影響并不顯著，但當(dāng)年出口每增加1%，第二年的GDP會相應(yīng)增加0、41596%，第三年的GDP會相應(yīng)增加0、90558%。方程②中除ln EX（-2）的系數(shù)外，都通過了t檢驗，表明進(jìn)口貿(mào)易額每增加1%，當(dāng)年的GDP會相應(yīng)增加0、49315%，第二年的GDP會相應(yīng)增加0、25534%，而進(jìn)口貿(mào)易額的增加對第三年的GDP影響并不顯著。
五、結(jié)論
從協(xié)整分析的結(jié)果可以看出，四川省的對外貿(mào)易額和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。即從長期來看，進(jìn)口、出口、GDP之間的聯(lián)系比較緊密，三者相互約束，變動一致，構(gòu)成穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果來看，四川省的對外貿(mào)易擴張導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長，但經(jīng)濟(jì)增長卻不是對外貿(mào)易擴張的原因。根據(jù)回歸模型，在出口每增加1%，三年內(nèi)GDP總增加達(dá)到1、32154%，出口對經(jīng)濟(jì)增長有著較大且持久的促進(jìn)作用。
在以往的一些研究地區(qū)性對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的文章中認(rèn)為進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長不具有明顯的推動效應(yīng)，甚至進(jìn)口額的增長會造成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，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(jié)果也可以看出，進(jìn)口每增加1%，兩年內(nèi)GDP總增加達(dá)到0、74849%。說明忽視進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的影響是不正確的，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長也有著重要的貢獻(xiàn)。
根據(jù)以上結(jié)果，為促進(jìn)四川省經(jīng)濟(jì)增長，繼續(xù)努力發(fā)展對外貿(mào)易，擴大對外貿(mào)易規(guī)模，應(yīng)該成為四川省經(jīng)濟(jì)政策的長期選擇。
值得注意的是，從本文的回歸模型可以看到，四川省對外貿(mào)易額度的增長對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有著明顯的滯后期。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(yù)期因素所導(dǎo)致的出口結(jié)構(gòu)提升對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用滯后、技術(shù)引進(jìn)到新技術(shù)投入應(yīng)用的時滯期較長等等。為應(yīng)對這種情況，本文提出建議，要努力調(diào)整外貿(mào)商品結(jié)構(gòu)，以達(dá)到：①提高出口層次和水平，并以更積極的政策引導(dǎo)企業(yè)，帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。②積極通過進(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(zhuǎn)化。
參考文獻(xiàn)：
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