區(qū)域貨物進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析：湖南案例

一、引言　　
　　對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響一直受到經(jīng)濟(jì)學(xué)家的重視。在古典與新古典時(shí)期，主要有亞當(dāng)·斯密提出的“剩余物品出口”學(xué)說(shuō)，羅伯特遜(D．H．Robert-son)提出的對(duì)外貿(mào)易是“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)”的命題和凱恩斯及其追隨者馬克盧普(F．Machlup)和哈羅德(R．F．Harrod)等人的對(duì)外貿(mào)易乘數(shù)原理。20世紀(jì)80年代后，以羅默(Romer)、史格斯羅姆(Segerstrom，P．)、格羅斯曼(Grossman，G．)和克魯格曼(Krugman，PaulR．)等人為代表的現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)家，將這一研究推向新的高潮。他們把20世紀(jì)80年代初產(chǎn)生的新國(guó)際貿(mào)易理論與新增長(zhǎng)理論有機(jī)結(jié)合起來(lái)，對(duì)國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了多角度、多層面研究，提出了一系列相關(guān)理論與模型。這些研究表明：對(duì)外貿(mào)易能夠通過(guò)商品出口、要素流人、創(chuàng)新刺激、技術(shù)擴(kuò)散、人力資本積累、勞動(dòng)分工專業(yè)化和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等途徑，促進(jìn)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。
　　隨著我國(guó)對(duì)外開(kāi)放的不斷擴(kuò)大和深化，區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展迅速，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響日益增大。因此，對(duì)區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究也就變得日趨重要。
　　
　　二、總量分析
　　
　　(一)樣本數(shù)據(jù)的選擇與說(shuō)明
　　本文選用湖南省1993—2004年間的數(shù)據(jù)為樣本(見(jiàn)表1)。
　　
　　樣本數(shù)據(jù)的選擇主要考慮了以下幾個(gè)方面的因素：數(shù)據(jù)的可獲得性、樣本數(shù)據(jù)的典型性、樣本數(shù)據(jù)的有效性。本文把樣本空間選擇為1993—2004年，一方面是因?yàn)?994年及其后的匯率變動(dòng)相對(duì)平穩(wěn)，便于縱向比較；另一方面是由于湖南的地區(qū)生產(chǎn)總值在1993年首次突破千億元人民幣大關(guān)，這使得分析更加有意義。
　　
　　(二)貨物進(jìn)出口總量與湖南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總量之間的相關(guān)性檢驗(yàn)
　　1．回歸模型。文章僅分析貨物進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性。假定其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不變或影響是平穩(wěn)的，因此用一元線性回歸模型來(lái)討論它們之間的關(guān)系。
　　設(shè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP來(lái)衡量)為y，依次設(shè)進(jìn)口、出口和凈出口為X，建立一元線性回歸模型：Y=a十bX
　　2．相關(guān)性分析與檢驗(yàn)。借助上述模型，采用表1中1994—2004年的總量數(shù)據(jù)(為便于比較而放棄了1999年數(shù)據(jù))進(jìn)行相關(guān)性分析，其結(jié)果如表2：
　　
　　總量角度的回歸檢驗(yàn)結(jié)果表明：一方面，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額在1％的水平上顯著，而凈出口也可以在5％的水平上顯著。也就是說(shuō)，在湖南，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額三個(gè)變量與地區(qū)生產(chǎn)總值與進(jìn)出口總額、出口額、進(jìn)口額甚至是凈出口之間存在線性正相關(guān)，只是顯著性水平有較大的差異。另一方面，總量檢驗(yàn)的只值相對(duì)較小。而熊子平等人在2001年利用我國(guó)1985—1998年的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果表明，中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易特別是進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系(相關(guān)系數(shù)大于0．95)，兩者相較說(shuō)明貨物進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有利作用在湖南并未得到充分的利用。^③
　　
　　三、增量分析
　　
　　(一)貨物進(jìn)出口增量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的實(shí)證
　　1．分析工具的選擇。從支出角度來(lái)考察國(guó)民經(jīng)濟(jì)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值由總消費(fèi)、總投資和凈出口構(gòu)成。一個(gè)地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值也同樣可以表達(dá)為“總消費(fèi)＋總投資＋凈出口”。
　　因此，當(dāng)凈出口(或出口等)為正時(shí)，會(huì)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起拉動(dòng)作用，反之，則有負(fù)面的拉動(dòng)(或說(shuō)阻礙)作用。這個(gè)作用可以用“貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率”和“貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度”兩個(gè)指標(biāo)來(lái)評(píng)價(jià)。其中：
　　貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率；貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)的增量÷地區(qū)生產(chǎn)總值的增量
　　貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度：貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率x地區(qū)生產(chǎn)總值的相對(duì)增幅
　　2．湖南貨物進(jìn)出口增量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用分析。分析結(jié)果見(jiàn)表3。
　　
　　表中△Y表示折成美元價(jià)之后的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增量(GDP增量)，△Y_i為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的當(dāng)年增長(zhǎng)率；AX為當(dāng)年貨物出口增量，△XG為貨物出口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率，△XL為貨物出口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度；△M為當(dāng)年貨物進(jìn)口增量，△MG為貨物進(jìn)口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率，△ML為貨物進(jìn)口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度；△N為當(dāng)年貨物凈出口增量，△NG為貨物凈出口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率，△AL為貨物凈出口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度。
　　可見(jiàn)，在樣本檢測(cè)區(qū)間1994—2004年內(nèi)，除少數(shù)年份如1994、1997、2000、2004年之外，大部分年份貨物進(jìn)口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率AMG、貨物進(jìn)口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度AML均分別大于當(dāng)年的貨物出口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率AXG、貨物出口增量對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)度△XL。
　　與此同時(shí)，表3的檢驗(yàn)結(jié)果也表明在樣本區(qū)間內(nèi)，湖南貨物進(jìn)出口的增長(zhǎng)趨勢(shì)并不穩(wěn)定，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用表現(xiàn)得也不明顯且缺乏穩(wěn)定性。
　　
　　(二)貨物進(jìn)出口增量與湖南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性檢驗(yàn)
　　采用表3的增量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果如表4：
　　
　　增量角度回歸檢驗(yàn)的結(jié)果表明，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額在1％和5％的水平上都不顯著，即地區(qū)生產(chǎn)總值增量與出口增量、進(jìn)口增量、凈出口增量都不存在線性正相關(guān)。
　　可見(jiàn)，增量檢驗(yàn)的結(jié)果與總量檢驗(yàn)的結(jié)果是相互矛盾的。^④
　　鑒于檢驗(yàn)區(qū)間內(nèi)檢驗(yàn)量的不規(guī)則波動(dòng)幅度相對(duì)較大，不妨對(duì)不規(guī)則波動(dòng)幅度相對(duì)較小的2000—2004年樣本區(qū)間進(jìn)行再檢驗(yàn)，^⑤結(jié)果如表5：
　　
　　同樣，設(shè)定檢驗(yàn)的顯著性水平a=5％，查F分布表可知F_1-a(1，n-2)：F_0.95(1，3)=10．1，因?yàn)槌隹�、進(jìn)口以及凈進(jìn)口的F值均小于10．1，所以顯著性水平a=5％接受H₀，認(rèn)為回歸效果不顯著，即地區(qū)生產(chǎn)總值增量與出口增量、進(jìn)口增量、凈出口增量都不存在線性正相關(guān)。
　　再次檢驗(yàn)的結(jié)果與表4的檢驗(yàn)結(jié)果一致，但與總量檢驗(yàn)的結(jié)果(表2)是矛盾的。

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