趙敏+單敬

[摘要]基于我國1985—2014年進出口總額、居民消費、政府消費、投資總額、經(jīng)濟活動人口以及稅收等相關(guān)數(shù)據(jù)，對對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響進行實證分析，研究結(jié)果表明：對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長具有正向促進作用，進出口額每增加1億元，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0163億元。

[關(guān)鍵詞]對外貿(mào)易；經(jīng)濟增長；實證分析

[中圖分類號]F7402[文獻標識碼]A[文章編號]2095-3283（2017）04-0011-04

一、引言

改革開放以來，我國對外貿(mào)易以高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的速度增長， 成為拉動國民經(jīng)濟增長的主要動力。1985—2014年我國外貿(mào)進出口總額從20667億元增至26424177億元， 增長了1279 倍。眾多學者對對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論和實證分析驗證了各自的觀點。

通過分析我國30年間的對外貿(mào)易數(shù)據(jù)，建立序列模型，并在平穩(wěn)以及Engel-Granger Test協(xié)整的基礎(chǔ)上進行最小二乘法回歸分析。結(jié)果表明，對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長具有促進作用。

二、數(shù)據(jù)來源及變量選擇

本文樣本為時間序列數(shù)據(jù)，覆蓋了我國1985—2014年共30年的對外貿(mào)易及經(jīng)濟狀況。需要指出的是，傳統(tǒng)的計算方法從國民收人恒等式出發(fā)來考察外貿(mào)對經(jīng)濟增長的貢獻程度：

其中Y， C， 1， G， X， M 分別代表國民收人、消費（包括居民消費以及正度消費）、投資、政府支出、出口和進口，X-M代表凈出口。

（一）變量說明及數(shù)據(jù)來源

本文使用國內(nèi)生產(chǎn)總值代替國民收入；消費包括居民消費以及政府消費，其中政府消費的數(shù)據(jù)由于隨機缺失，不僅會帶來樣本量的減少，還存在估計精度下降的問題，因此，將政府消費換成財政支出作為控制變量；投資因系統(tǒng)大量缺失而換成全社會固定資產(chǎn)投資作為控制變量；同時加入經(jīng)濟活動人口作為控制變量，此處不使用全國人口作為控制變量，是為了減小模型的誤差與方差，控制與經(jīng)濟強相關(guān)的變量，從而提高估計精度；還加入了各項稅收的情況，控制稅收情況。使最終的模型能準確估計出，在控制其他變量不變的情況下，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響。解釋變量、核心解釋變量和其他控制變量的數(shù)據(jù)來源見表1，變量的描述性統(tǒng)計見表2。

（二）變量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)描述及相關(guān)關(guān)系

由各變量的統(tǒng)計性描述（表2）可知，各項變量的方差都過大，則表明1985—2014年，無論國民經(jīng)濟還是對外貿(mào)易，都出現(xiàn)了巨大變化，為了更好表明其集中趨勢，嘗試使用對數(shù)來進行回歸，但由于系數(shù)過大且降低了其顯著性，因此使用水平值進行回歸。

（三）變量之間的相關(guān)系數(shù)

由表3可知，各變量之間除了經(jīng)濟活動人口之外，都高度相關(guān)，因此不能排除高度多重共線性存在，那么該模型可能帶來微數(shù)缺測性問題，估計系數(shù)有不精準的可能，產(chǎn)生特定樣本方差，但高度多重共線性不違背G-M定理，不影響使之成為最優(yōu)線性無偏估計量。

三、實證分析

（一）平穩(wěn)及協(xié)整檢驗

在較長的時間序列中（大于20年），時間序列數(shù)據(jù)存在平穩(wěn)和協(xié)整問題。因此，在最小二乘法回歸之前，還需要進行平穩(wěn)性的單位根檢驗和協(xié)整Engle-Granger推薦的ADF檢驗法檢驗。單位根檢驗結(jié)果見表4。

一階差分依然發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與進出口總值（I&E）無法同期平穩(wěn)，二階差分后所有變量顯著，但由于缺乏經(jīng)濟意義，在此不作過多贅述，但仍然需要進行協(xié)整分析其是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

因為關(guān)注的解釋變量進出口總額（I&E）和被解釋變量（GDP）在單位根檢驗和一階差分中不能同期平穩(wěn)，因此需要對殘差進行ADF檢驗，即Engel-Granger 檢驗。Engel-Granger 檢驗結(jié)果表明，殘差的Z（t）為-2086大于10%置信區(qū)間上的-2625，因此協(xié)整仍然不平穩(wěn)。其原因可能在于2008年國際金融危機后經(jīng)濟下行，大大削減了各國的消費能力，國際市場的需求量也日益明顯下降，對我國出口額產(chǎn)生了直接或間接影響，導致外貿(mào)企業(yè)產(chǎn)能過剩，也使得我國失業(yè)率不斷上升，影響了我國社會、經(jīng)濟平穩(wěn)快速發(fā)展。

（二）最小二乘估計（OLS）

考慮對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長的線性關(guān)系如下：

其中GDP是國民生產(chǎn)總值，I&E是進出口總值，IC為居民消費，GC為政府消費，I為全社會固定資產(chǎn)投資，T為稅收。

采用最小二成法估計得出國內(nèi)生產(chǎn)總值與各變量之間的回歸模型見表6。由表6可知，從調(diào)整的R2來看，該模型解釋了國內(nèi)生產(chǎn)總值9994%的變化，說明該模型擬合優(yōu)度較好。進出口總額在前三個模型中均在1%的水平上顯著異于零，而在最后一個模型中進出口總額顯著性降低，表明稅收加入后，很好的控制了殘差中影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的部分。從系數(shù)上看，模型4表明，無論出口還是進口，每增加1億元，國內(nèi)生產(chǎn)總值變動0163億元，也證實了兩者之間具有相關(guān)性。而預(yù)期應(yīng)該為正的固定資產(chǎn)投資在三個模型中均為負數(shù)，原因可能由于固定資產(chǎn)出現(xiàn)了飽和，使得其邊際效應(yīng)產(chǎn)生遞減效果，同時，也可能因為固定資產(chǎn)投資的增加使得流動資金減少，阻礙了國民經(jīng)濟發(fā)展。政府消費和居民消費與前三個模型相比，顯著性都降低了，但對國內(nèi)生產(chǎn)總值依然存在正向影響，尤其居民消費影響很大，其系數(shù)表明在控制變量不變的情況下，居民消費每增加1億元，其國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1164307億元。

除此之外，新加入的控制變量中，回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國民經(jīng)濟總值公式之外的經(jīng)濟活動人口分別在模型3和模型4中在10%與5%的顯著水平上顯著，且在控制其他變量不變的情況下，經(jīng)濟活動人口每增加1萬人，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0420億元。從模型4的回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，在控制其他情況不變的情況系，稅收每增加1億元，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加2638億元。

（三）自相關(guān)檢驗

由于擾動項存在自相關(guān)，故OLS估計所提供的標準誤是不準確的，應(yīng)報告異方差-自相關(guān)穩(wěn)健的標準誤。由于n1/7 =301/7≈1627，故Newey-West估計量的滯后階數(shù)為P=2。報告異方差-自相關(guān)穩(wěn)健的標準誤的回歸模型如表7，即可同時解決異方差以及序列相關(guān)性問題。

與異方差穩(wěn)健標準誤的結(jié)果相比，異方差-自相關(guān)穩(wěn)健的標準誤使得在模型4中居民消費的顯著性由1%上升到10%，控制變量經(jīng)濟活動人口和常數(shù)項均在模型3中從10%的顯著水平變?yōu)椴伙@著，在模型4中從5%顯著水平下降到1%，通過報告異方差-自相關(guān)穩(wěn)健的標準誤，可以同時解決異方差與序列相關(guān)問題。

（四）內(nèi)生性問題

在對模型進行回歸之前，應(yīng)對模型中主要內(nèi)生性問題進行討論。若主要解釋變量存在內(nèi)生性，則會導致估計系數(shù)的一致性、無偏性以及有效性受影響，從而導致結(jié)果出現(xiàn)偏差。一般來說，內(nèi)生性的產(chǎn)生有三個主要來源：一是解釋變量與擾動項相關(guān)，即擾動項中存在既影響解釋變量又同時影響被解釋變量的因素；二是解釋變量與被解釋變量存在因果關(guān)系；三是來自于測量誤差與數(shù)據(jù)缺失。

針對第一種情況，可以通過加入合適的控制變量來緩解，而后者可以通過選取合適的工具變量來解決。為解決第一種情況產(chǎn)生的內(nèi)生性導致估計系數(shù)偏差，本文加入了稅收、經(jīng)濟活動人口等可能影響國民生產(chǎn)總值的因素作為控制變量；針對第二種情況，可以采取主要解釋變量的滯后期作為工具變量；針對第三種情況，分隨機測量誤差、系統(tǒng)測量誤差、隨機數(shù)據(jù)缺失與系統(tǒng)數(shù)據(jù)缺失進行交換變量或者運用工具變量來解決。模型5加入了I&E的滯后項進行討論，并報告HAC聚類標準誤。四、結(jié)論

基于我國1985—2014年的時間序列數(shù)據(jù)，在檢驗其平穩(wěn)性以及協(xié)整性的基礎(chǔ)上進行最小二乘法估計，對我國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響進行實證分析，結(jié)果表明對外貿(mào)易顯著促進了我國經(jīng)濟增長。一般來說，在控制其他變量不變的情況下，進出口額每增加1億元，國民生產(chǎn)總值增加0163億元，全社會固定資產(chǎn)投資未對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向作用，原因可能在于固定資產(chǎn)飽和導致邊際效應(yīng)遞減。

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Abstract： Based on the statistics of the total amount of imports and exports， the consumption of residents， governmental consumption， total investment， the population of economic activity and tax， which from 1985 to 2014， it takes the empirical research to investigate the influences of foreign trade on China's economic growth. The conclusions show that：there exists a positive relationship between the foreign trade and economic growth in China， the foreign trade will promote the economic development rapidly， which means GDP will increase 16.3 million yuan when imports and exports increase 100 million yuan.

Key words： foreign trade； economic growth； empirical study

（責任編輯：顧曉濱馬琳）