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四川省經濟增長與進出口貿易關系的相關統計學論文
摘 要：本文以四川省的經濟和貿易的歷史數據為研究對象，根據四川省1987年到2006年GDP與進出口貿易額的年度統計數據，對四川省經濟增長與進出口貿易的關系進行相關統計學研究。得出結論：四川省對外貿易與經濟增長之間存在著長期穩定的關系，對外貿易與經濟增長之間存在單方向的因果關系，即對外貿易增長引致經濟增長，并且出口貿易和進口貿易的增長對經濟增長都具有促進作用。
關鍵詞：對外貿易；經濟增長；四川省
一、研究背景
改革開放以來，四川省經濟得到了迅速的發展，各項經濟指標顯著提高，對外貿易呈現良好走勢。對外貿易與經濟增長的關系一直是經濟學研究中的重要問題，從理論上看，經濟學家就對外貿易對經濟增長有推動作用已經存在共識。就以往的定性分析而言，普遍認為對外貿易對經濟增長的貢獻主要體現在：對外貿易結構決定于產業結構，同時能夠主動的帶動產業結構的轉換，產業結構的優化升級促使經濟增長方式由粗放型向集約型轉變；出口擴張帶來外匯余額的積累，有利于外資的流入，提高省內資本形成率；通過利用外資引進先進技術，進而促進了技術進步等方面。迄今為止，關于對外貿易與經濟增長關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為對象的分析。但中國各省、地區之間的地理、經濟發達程度、生產消費結構等條件有很大差異，前人所采用的數據處理方法、計量模型等也各不相同，因此就四川省的情況而言，對外貿易是否能促進經濟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，應用相關統計學分析方法，對四川省經濟增長與進出口貿易之間的關系進行探討。
二、變量與樣本數據的選取
本文選擇國內生產總值（GDP）、出口額（EX）、進口額（IM）三個變量作為研究對象，其中以宏觀經濟總量指標——國內生產總值（GDP）反映四川省的整體經濟增長，以出口額（EX）和進口額（IM）反映四川省的對外貿易情況。樣本數據選取1987年至2006年的年度數據，本文中分析所用原始數據全部來源于各年版的《四川省統計年鑒》和《中國統計年鑒》。為了消除數據中可能存在的異方差性，避免參數估計失效，本文對各變量數據取自然對數，記作ln GDP、ln EX以及ln IM，所有計算結果均得自軟件Eviews 3、1。
三、計量方法說明
在進行時間序列分析時，傳統上要求所用的時間序列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生虛假回歸問題，即得到兩個相互獨立的非平穩時間序列之間的相關系數顯著不為零的結論，并在對兩個相互獨立的非平穩時間序列建立回歸模型時得到具有統計顯著性的回歸函數。所以本文在分析中將首先對樣本數據進行平穩性檢驗。在現實經濟中的時間序列通常是非平穩的，我們可以對它進行差分把它變平穩，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的，但其某種線性組合卻是平穩的，這個線性組合就反映了變量間長期穩定的關系。由圖1可見，GDP、進口、出口的對數時間序列在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，據此推測這三個變量之間可能存在著協整關系。針對上述情況，本文采用協整分析方法考察變量之間是否存在長期穩定的關系，避免出現虛假回歸問題。
圖1：變量的對數時間序列
在明確時間序列變量之間存在長期穩定的相關關系的基礎上，通過因果關系檢驗則可確定序列之間是否存在因果關系，進一步解釋變量之間的聯系。本文將配合采用Johansen協整檢驗和Granger因果關系檢驗方法，就四川省對外貿易與經濟增長的關系進行分析。最后通過最小二乘法，建立多元回歸模型，確定四川省對外貿易與經濟增長之間的定量關系。
四、計量結果和分析
1、平穩性檢驗
如果一個時間序列的均值或自協方差函數隨時間的改變而改變，則這個序列就是非平穩時間序列。如果非平穩序列經過d次差分而成為平穩序列，則稱其為d階單整過程。由于Johansen協整檢驗要求時間序列變量是平穩的或者其差分序列是平穩的，而Granger因果關系檢驗都要求時間序列變量是平穩的或者具有協整關系，所以在進行上述分析前，首先對樣本數據進行平穩性檢驗。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的，但它們的二階差分序列都是平穩的，即ln GDP、ln EX、ln IM都是二階單整過程，滿足進一步進行協整檢驗的條件。
2、回歸模型檢驗
參考Johansen協整檢驗結果和Granger因果關系檢驗結果，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的系數外都通過了t檢驗，表明出口貿易額對當年的GDP影響并不顯著，但當年出口每增加1%，第二年的GDP會相應增加0、41596%，第三年的GDP會相應增加0、90558%。方程②中除ln EX（-2）的系數外，都通過了t檢驗，表明進口貿易額每增加1%，當年的GDP會相應增加0、49315%，第二年的GDP會相應增加0、25534%，而進口貿易額的增加對第三年的GDP影響并不顯著。
五、結論
從協整分析的結果可以看出，四川省的對外貿易額和經濟增長之間存在著長期穩定的關系。即從長期來看，進口、出口、GDP之間的聯系比較緊密，三者相互約束，變動一致，構成穩定的均衡關系。從Granger因果關系檢驗的結果來看，四川省的對外貿易擴張導致了經濟增長，但經濟增長卻不是對外貿易擴張的原因。根據回歸模型，在出口每增加1%，三年內GDP總增加達到1、32154%，出口對經濟增長有著較大且持久的促進作用。
在以往的一些研究地區性對外貿易與經濟增長的文章中認為進口對經濟增長不具有明顯的推動效應，甚至進口額的增長會造成GDP的衰減。但本文將進口也作為影響GDP的重要因素考慮進來，主要出于以下考慮：①進口能提供許多重要的原材料供給；②技術、資本品的進口對促進技術進步有著重要的作用，進而使生產效率提高。而從本文的回歸分析結果也可以看出，進口每增加1%，兩年內GDP總增加達到0、74849%。說明忽視進口對經濟增長的影響是不正確的，進口對經濟增長也有著重要的貢獻。
根據以上結果，為促進四川省經濟增長，繼續努力發展對外貿易，擴大對外貿易規模，應該成為四川省經濟政策的長期選擇。
值得注意的是，從本文的回歸模型可以看到，四川省對外貿易額度的增長對經濟增長的貢獻有著明顯的滯后期。造成這種情況的原因可能在于一些制度、政策、技術、心理預期因素所導致的出口結構提升對于產業結構升級的促進作用滯后、技術引進到新技術投入應用的時滯期較長等等。為應對這種情況，本文提出建議，要努力調整外貿商品結構，以達到：①提高出口層次和水平，并以更積極的政策引導企業，帶動產業結構升級。②積極通過進口，引進技術，并加大投入，加快技術引進向生產力的轉化。
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