浙江外贸对经济增长模式转变的影响

作者简介：

吕品(1969-)，山西大同人，浙江理工大学经济管理学院副教授，主要研究方向为国际经济理论。

摘要：基于浙江省1986～2006年GDP和进出口的相关数据对浙江外贸和经济运行的轨迹进行分析。测算外贸依存度、贡献率、拉动度及弹性四个对外贸易指标对经济增长的影响。运用协整理论和格兰杰因果关系检验方法对浙江省对外贸易与经济增长的关系进行实证分析，结果表明：存在出口到经济增长的单向格兰杰因果关系。同时建立误差修正模型(ECM)得到了较好的拟合结果，为出口贸易促进经济增长假说(ELG)提供了新证据。

关键词：进出口贸易；经济增长；相关性分析

中图分类号：F752.8

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2008)11-0076-05　收稿日期：2008-09-16

改革开放以来，浙江开放型经济发展迅速，形成了全方位、多层次、宽领域的对外开放格局。浙江经济的增长，外贸发展功不可没。但是普遍的观点认为，浙江经济是以民营经济为主的内源式发展模式(黄先海，2005)，和加工贸易及外商投资拉动的外向型的广东和苏南模式相比，外贸的作用似乎比不上内部投资的动力。是否浙江的经济发展模式在转变呢?这种转变外贸发展起了什么作用呢?近年来，国内外学者对外贸和经济增长的关系进行大量的实证研究。Balassa(1978)、Karunaratne(1994)、Jordan Shan和Fiona Sun(1998)、Dhawan和Biswal(1999)等学者根据不同国家的样本数据进行了实证研究，得出的结论不尽一致。国内学者像石传玉(2003)、孙敬水(2005)、李荣富(2007)等众多学者先后进行了这方面的分析研究，但观点各异。由此可见，学者们对对外贸易与经济增长之间关系研究的结论可能因研究对象、样本数量以及研究方法的不同而不同。我国各个区域之间的经济发展水平的差异是很大的，因而为研究对外贸易与经济增长的关系带来了一定的困难，本文以浙江省1986～2006年的样本数据，对浙江省对外贸易与经济增长的相关性进行实证分析和检验。

一、浙江省对外贸易发展的现状分析

(一)对外贸易与经济运行轨迹相关性的定性分析

1　浙江对外贸易与经济运行的轨迹分析。

为了便于观察，我们根据统计数据将进出口贸易和浙江省GDP增长趋势制成折线图，分别为图1和图2所示，其中指标MX、x、M、GDP分别表示进出口额、出口额、进口额、国内生产总值(下同)。

结合图1和图2我们从图形上可以大致地看出浙江省进出口贸易和GDP呈现出同向变化，反映了浙江省对外贸易与经济增长的相互影响和促进的关系。实际上，1986～2006年按当年价格计算的GDP以年均19.06％的速度递增，同期进出口贸易总额平均增长33.10％，其中出口总额平均增长32.26％，进口总额平均增长39.10％，对外贸易平均增速高于同期国民经济的增长速度，这些令人瞩目的成就显示了浙江进出口贸易对于推进经济持续快速发展起了重要作用，成为推动经济高速增长的重要动力。

2　浙江对外贸易的外贸依存度、贡献率、拉动度及弹性分析。

(1)关于几个指标的说明。

以粗略地判断出浙江省GDP和对外贸易存在线性相关关系。两个变量之间线性相关程度可以用简单线性相关系数度量，相关系数表示为p=cov(x，y)/var(x)var(y)为进一步说明它们之间相关性的强弱，我们借助EViews3.1对浙江省GDP和进出口贸易数据进行相关系数计算，得结果见表3。

由表3可知GDP与MX、M、x、NX之间的相关系数均在0.961430以上，表明它们之间存在很强的相关性。

(二)基于时间序列的实证检验

1　平稳性检验。

我们利用ADF单位根检验法检验InGDP、InM和LnX三个时间变量序列及它们的差分序列是否平稳。借助EViews3.1软件得检验结果如表4所示。

ADF检验结果表明：时间序列{LnGDP}、{LnM}和{LnX}在1％显著水平下都是非平稳的；对它们进行一阶差分，除了(LnGDP)在10％显著水平下、{LnX)在5％和10％显著水平下是平稳外，其他情况下则均为非平稳序列；而进行二阶差分后各变量序列在1％、s％、10％的临界值下都为平稳序列，即不再存在单位根。所以{LnGDP｝、{LnM}和{LnX}都为二阶单整序列，可表示为(LnGDP}：I(2)，{LnM}：I(2)，{LnX}：I(2)。

2 协整检验。

由变量的平稳性检验知{LnGDP}、{LnM}和｛LnX}二阶平稳，故可对变量进行协整检验。本文采用EG两步法对变量进行协整检验：首先，用最小二乘法对估计方程lnGDpt=a+βlnjckt+ut似进行估计，得残差序列：ut=LnGDPt-(a+βLnJCKt)；然后检验ut的平稳性，对回归残差项ut作单位根检验，采用ADF检验方法，可选用不带有常数项和时间趋势项，滞后阶数为0的检验式。残差序列的单位根检验结果见表5。

由于*、**、***的值都分别小于5％、10％显著水平下的临界值，因此可判断残差序列u1，u2、u3在5％和10％的置信区间都是平稳的，即GDP与进口、出口存在长期稳定关系。

3　格兰杰因果关系检验。

上文的协整检验表明了浙江省的GDP与进、出口存在长期的均衡关系，但它们之间是否构成因果关系，需根据格兰杰因果关系检验法作进一步的检验。为了使模型参数具有较强的解释力。就得确定一个适当的自由度，我们根据AIC确定各变量的滞后阶数为2，对各变量的因果关系检验如表6所示。

从因果关系检验结果可知，在5％显著水平上，浙江省经济增长不是进口的原因，进口也不是经济增长的原因；浙江省经济增长不是出口的原因，但出口是经济增长的原因，即存在出口到经济增长的单向因果关系；浙江省进、出口之间不存在因果关系。所以，浙江省出口促进了经济增长，而经济增长对出口的增长没有很大的影响。

4　误差修正模型。

文协整检验中得到的浙江省GDP与进、出口的协整回归方程为：

LnGDP1＝4.164180-0.028295LnMt+0.565981LnXt+st

(26.94729)(-0.350243)(6.150909) (10)

R2=0.986235　F=644.8093

由上式可看出，LnXt前回归系数为0.565981，表明出口与GDP之间存在正向关系，GDP对出口的弹性为0.565981；而lnMt前回归系数为-0.028295，意味着进口与GDP之间存在负向关系，GDP对进口的弹性为-0.028295，因此出口比进口对经济增长具有更强的影响。又LnMt的回归系数的T统计量的绝对值太小，不能通过T检验，因此在统计上是不显著的。根据格兰杰定理，一组具有协整关系的变量必定具有误差修正模型表达形式。笔者用ecmt表示(10)式中的残差，建立误差修正模型如下：

ALnGDPt=0.075023+0.032181ALnMt+

(4.144324) (0.533342)

+0.120235ALnXt-0.449106ecmt-1

(1.738021)(-3.699155)(11)

R2=0.552321 s.e.=0.041237

该方程误差修正项系数为负，符合误差修正项反向修正机制，但由于进口项T统计量仅为0.533342，不太显著。所以把它从(11)式中剔除，可得到如下模型：

LnGDPt=0.079705+0.135060LnXt-0.468727ecmt-1

(5.143954)(2.178333)(-4.139290)(12)

R2=0.544362 s.e.=0.040360

上式中回归系数都通过了显著性检验，误差修正系数为负数，符合反向修正机制。

三、结论

本文对浙江省1986～2006年GDP与进口、出口进行了协整检验、格兰杰因果关系检验并在此分析的基础上通过建立误差修正模型分析了它们之间的关系，从以上的计量模型分析结果不难得出以下几点结论：

(一)从平稳性检验的角度看，{LnGDP}、{LnM}和{LnX}的水平序列、一阶差分序列均为非平稳，浙江省GDP与进、出口是二阶单整序列。

(二)通过协整检验及由此得出的协整方程表明，虽然浙江省GDP与进、出口之间是非平稳的，但长期的动态均衡关系说明三者之间存在内在的稳定机制。由式(10)可知，浙江省经济增长与出口之间是正相关的关系，出口增长对经济增长具有明显的促进作用：出口每增长1％，浙江省GDP将增长约0.566％。而经济增长与进口之间是负相关的关系，弹性为-0.028295，这与凯恩斯的对外乘数理论是相吻合的。

(三)从格兰杰因果检验看，在5％显著水平上，浙江省GDP和出口存在单向的格兰杰因果关系，即出口是经济增长的原因，而经济增长不是出口的原因：但GDP与进口、出口与进口之间都不存在格兰杰因果关系。因此，本文为出口贸易促进经济增长假说(ELG)提供了新证据。

(四)误差修正模型表明：从短期动态关系来看，浙江省GDP与进、出口之间存在密切的联系，但出口对经济增长的影响大于进口对经济增长的影响。式(11)说明了进口增长率每增加1％，GDP的增长率将增加0.032％，出口增长率每增加1％，GDP的增长率将增加0.120％，并HA年度GDP和进、出口的非均衡误差以0.449％的比率对本年的GDP增长率做出修正。在剔除了不显著的进口项后的误差修正模型即式(12)表明，在短期内不考虑进口对经济增长影响时，出口增长率每增长1％，GDP的增长率将增长0.135％，且上年度GDP和进、出口的非均衡误差以0.469％的比率对本年的GDP增长率做出修正。

(责任编校　万小妹)