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區(qū)域貨物進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證分析：湖南案例
一、引言對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響一直受到經(jīng)濟(jì)學(xué)家的重視。在古典與新古典時期，主要有亞當(dāng)·斯密提出的“剩余物品出口”學(xué)說，羅伯特遜(D．H．Robert-son)提出的對外貿(mào)易是“經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(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)生的新國際貿(mào)易理論與新增長理論有機(jī)結(jié)合起來，對國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(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：對外貿(mào)易能夠通過商品出口、要素流人、創(chuàng)新刺激、技術(shù)擴(kuò)散、人力資本積累、勞動分工專業(yè)化和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等途徑，促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)的增長。
隨著我國對外開放的不斷擴(kuò)大和深化，區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展迅速，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響日益增大。因此，對區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(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)的選擇與說明
本文選用湖南省1993—2004年間的數(shù)據(jù)為樣本(見表1)。
樣本數(shù)據(jù)的選擇主要考慮了以下幾個方面的因素：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，一方面是因為1994年及其后的匯率變動相對平穩(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)增長總量之間的相關(guān)性檢驗
1．回歸模型。文章僅分析貨物進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性。假定其他因素對經(jīng)濟(jì)增長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討論它們之間的關(guān)系。
設(shè)經(jīng)濟(jì)增長(用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP來衡量)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。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，在湖南，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額三個變量與地區(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，總量檢驗的只值相對較小。而熊子平等人在2001年利用我國1985—1998年的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗的結(jié)果表明，中國的對外貿(mào)易特別是進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系(相關(guān)系數(shù)大于0．95)，兩者相較說明貨物進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)增長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)出口增量對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實證
1．分析工具的選擇。從支出角度來考察國民經(jīng)濟(jì)，國內(nèi)生產(chǎn)總值由總消費(fèi)、總投資和凈出口構(gòu)成。一個地區(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，會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長起拉動作用，反之，則有負(fù)面的拉動(或說阻礙)作用。這個作用可以用“貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率”和“貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動度”兩個指標(biāo)來評價。其中：
貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區(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)對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動度：貨物凈出口(或進(jìn)口或出口)對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率x地區(qū)生產(chǎn)總值的相對增幅
2．湖南貨物進(jìn)出口增量對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用分析。分析結(jié)果見表3。
表中△Y表示折成美元價之后的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增量(GDP增量)，△Yi為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的當(dāng)年增長率；AX為當(dāng)年貨物出口增量，△XG為貨物出口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率，△XL為貨物出口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動度；△M為當(dāng)年貨物進(jìn)口增量，△MG為貨物進(jìn)口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率，△ML為貨物進(jìn)口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動度；△N為當(dāng)年貨物凈出口增量，△NG為貨物凈出口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率，△AL為貨物凈出口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動度。
可見，在樣本檢測區(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)口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率AMG、貨物進(jìn)口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動度AML均分別大于當(dāng)年的貨物出口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率AXG、貨物出口增量對地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動度△XL。
與此同時，表3的檢驗結(jié)果也表明在樣本區(qū)間內(nèi)，湖南貨物進(jìn)出口的增長趨勢并不穩(wěn)定，對經(jīng)濟(jì)增長的作用表現(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)增長之間的相關(guān)性檢驗
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，增量檢驗的結(jié)果與總量檢驗的結(jié)果是相互矛盾的。④
鑒于檢驗區(qū)間內(nèi)檢驗量的不規(guī)則波動幅度相對較大，不妨對不規(guī)則波動幅度相對較小的2000—2004年樣本區(qū)間進(jìn)行再檢驗，⑤結(jié)果如表5：
同樣，設(shè)定檢驗的顯著性水平a=5％，查F分布表可知F1-a(1，n-2)：F0.95(1，3)=10．1，因為出口、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)。
再次檢驗的結(jié)果與表4的檢驗結(jié)果一致，但與總量檢驗的結(jié)果(表2)是矛盾的。
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