1、对外贸易与辽宁省经济发展关系的研究【摘 要】改革开放以来，辽宁省经济飞速发展。同时，辽宁的对外贸易也出现了快速的增长。针对理论界关于对外贸易是否促进经济发展的争论，本文从定量的角度对辽宁省对外贸易与经济发展的关系进行实证研究，并从进口和出口两个方面进行探究，通过建立经济模型，运用时间序列的平稳性检验、协整性检验、Granger 因果关系检验、误差修正模型等方法对辽宁省对外贸易与经济增长的关系进行计量分析，判断对外贸易是如何影响辽宁省经济发展的。 【关键词】对外贸易；经济发展；Granger 因果关系检验 对外开放政策实施以来，辽宁省经济伴随着对外贸易的迅速扩大而高速增长。在 1978 年至 2
2、011 年的 30 年间，辽宁省生产总值从 229.2 亿元猛增至 22025.9 亿元，增长了约 96.1 倍，年均增长率达到了 10.0%以上。同时，由于进出口贸易的迅速增长以及对外开放水平的不断提高，对外贸易在国民生产总值里所占的比重也不断上升。1978 年，辽宁省对外贸易商品进出口总额为 15.9 亿美元，占国内生产总值的 11.7%，到2011 年，商品进出口总额增长为 959.6 亿美元，占辽宁省国内生产总值的比重已经升至 27.9%1。这些数值反映了对外贸易对辽宁省的经济影响力己经越来越大，成为支持辽宁省国民经济持续、快速、健康增长的一个重要因素。因而对辽宁省对外贸易与经济增长关
3、系进行实证研究具有较强的现实意义。 一、国内外研究现状 1.国外研究现状 自二十世纪六十年代以来，西方经济学家分别站在不同的立场、以不同的理论基础对对外贸易与经济增长关系问题进行了系统的论述与分析，在众多理论中梳理出以下三种观点：促进论，阻碍论和折中论。 促进论。英国古典经济学家亚当斯密最早研究对外贸易与经济发展相互关系问题，他提出的“剩余产品出口”模型和动态生产率理论，对日后的理论发展有重要影响2。1937 年，英国学者罗伯特逊提出“对外贸易是经济增长发动机” ，这一命题主要着眼点在于阐述后进国家可以通过对外贸易特别是出口来带动本国经济的增长3。 折中论。1970 年，欧文克拉维斯在发表的贸
4、易是经济增长的侍女：19 世纪与 20 世纪的相似点中指出：19 世纪经济取得成功的国家几乎都不是以出口主导型增长为其标志，而经济发展不成功的国家在 19世纪倒有过相当大的出口扩展。他认为，应该把贸易扩展形容为成功的经济增长的侍女，而不是经济增长的自主发动机4。 阻碍论。以普雷维什和辛格为代表的“中心外围论” ，从贸易条件恶化的角度分析，认为当今的国际经济体制是以发达的资本主义国家为中心，控制着由发展中国家组成的外围地带，外围国家只能顺应中心国家的发展5。这种依附关系在对外贸易方面则表现为，发展中国家进行对外贸易非但不能促进经济的增长，反而是造成发展中国家经济不发达的原因。 2.国内研究现状
5、虽然到目前为止，我国的经济学界还尚未提出一个有创造性的、独立的对外贸易与经济增长理论。但是经过多年来的探索和学习，尤其是改革开放以来，针对我国出现的一系列贸易问题，学者们各自使用不同的方法，选择不同的样本数据，提出了自己的观点。 （1）从全局的角度对中国经济的整体发展情况与对外贸易的关系进行论证 袁知英、李占风（2009）通过建立联立方程模型和脉冲响应函数，对 1978-2006 年我国经济的历史数据进行分析，得出结论：经济增长对净出口、居民消费和投资都产生正向影响，且经济增长对净出口的影响最大，居民消费次之。 （2）从区域经济角度出发，验证对外贸易对区域经济的影响 王佳（2011）运用计量方
6、法包括建立 VAR 模型、平稳性检验（ADF 检验） 、协整检验、方差分解以及脉冲反应函数对山东省对外贸易和经济增长的发展状况进行定量的实证分析。 （3）从服务贸易角度，探寻我国对外贸易经济增长模式 林发勤、唐宜红（2009）认为，影响我国对外贸易经济增长模式的四点问题：第一，我国整体贸易结构不合理，服务贸易的发展相对滞后；第二，货物贸易的增长方式以粗放型为主；第三，货物贸易的出口贸易方式加工贸易占主导地位，不利于技术创新；第四，服务贸易的竞争力相对较弱。 （4）从进口、出口贸易角度分别进行论证 黄凌莹（2008）对我国 1978-2006 年的进口、出口贸易与国内生产总值进行协整分析，结论表
7、明它们之间存在着长期稳定的动态均衡关系，并基于误差修正模型的因果关系检验得出进口、出口贸易对经济增长具有促进作用。 综观上述研究观点，不难发现： 首先，关于对外贸易与经济增长的理论研究方面主要是基于一些特定假设而提出的，对于特定国家、特定地区并不一定适用；其次，相关实证研究方面，学者们注重进出口和各地区经济情况的差异性，将视角由进出口总量与经济增长的关系研究转向进口、出口分别与经济增长的关系进行分析，由一国的贸易与经济增长的关系转向单个省区的外贸与经济增长的关系研究，这两种转变更具有现实意义；再次，对进、出口和 GDP 的关系进行简单的线性回归分析是不恰当的。这是因为进、出口和 GDP 均为非
8、平稳序列，对非平稳序列直接进行线性回归，容易产生伪回归问题6，从而导致回归模型回归的结果毫无解释意义；最后，相关关系并非因果关系。进出口与经济增长的正相关关系，有可能是因为进出口扩张促进了经济增长，也有可能是因为经济增长推动了进出口的增加。 二、辽宁省对外贸易与经济发展关系的实证研究 1.辽宁省进出口总额与经济增长的关系 （1）数据的选取与建模 本文的数据主要选取 1990-2011 年辽宁省统计年鉴 （09 年的数据由于受 08 年美国次贷危机引发的全球金融危机的影响，导致我省外贸总额大幅下降，为避免影响分析结果的准确性将其剔除） ，GDP 代表辽宁省国内生产总值；Z 代表进出口总额；EX
9、代表出口额；IM 代表进口额。为消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不改变原序列的协整关系7。数据详细见表 2.1： 表 2.1 辽宁省 GDP与进出口总额 年份 LGDP LZ LEX LIM 1990 6.968568 4.146304 4.027136 1.960095 1991 7.090160 4.209160 4.055257 2.261763 1992 7.295056 4.338597 4.123903 2.694627 1993 7.606288 4.437934 4.128746 3.113515 1994 7.808648 4.574711 4.22
10、9749 3.342862 1995 7.935015 4.699571 4.41401 3.306887 1996 8.057599 4.722953 4.423648 3.370738 1997 8.183816 4.864453 4.487512 3.706228 1998 8.264028 4.847332 4.388257 3.848018 1999 8.336079 4.922168 4.406719 4.012773 2000 8.448722 5.248076 4.68675 4.403054 2001 8.523791 5.293807 4.710431 4.477337 2
11、002 8.604874 5.381739 4.817859 4.540098 2003 8.699931 5.581991 4.985659 4.781641 2004 8.805675 5.841804 5.242805 5.044715 2005 8.993092 6.016401 5.457029 5.168778 2006 9.138253 6.181878 5.646153 5.301811 2007 9.320476 6.388057 5.867318 5.486869 2008 9.522857 6.585344 6.041444 5.71637 2010 9.823215 6
12、.692952 6.066572 5.928258 2011 10.009050 6.866517 6.235195 6.107468 资料来源：1978-2012辽宁统计年鉴整理 研究模型的构建：以辽宁省第 t 年全年国内生产总值的自然对数LGDP 作为被解释变量，以辽宁省第 t 年全年进出口总额的自然对数 LZ 作为解释变量，建立如下模型： （2.1） （2）时间序列的平稳性检验 在进行变量间的内部关系研究时，只有变量间是同阶单整的才会有意义，因此我们首先对 LGDP 与 LZ 进行 ADF 单位根检验来检验两个变量间的平稳性。时间序列 LGDP、LZ 经过二阶差分后平稳，LGDP、LZ
13、同为二阶单整序列。因此，可以进一步检验变量之间的协整关系。 （3）协整性检验 为了分析 LGDP 与 LZ 之间是否存在协整关系，我们先做两个变量之间的回归，得出残差项，然后对回归残差进行平稳性检验。以 LGDP 为被解释变量，LZ 为解释变量，用 OLS 回归方法估计回归模型如下： （2.2） （13.3638） （20.67867） R2=0.957457 F=427.6075 D.W=0.31779 此方程的拟合优度良好，设 et 为 LGDP 与 LZ 的回归残差，下面我们对 et 用 ADF 检验进行单位根检验。 残差 E 的 ADF 检验值小于 a=5%的显著性水平下的临界值，在
14、95%的置信区间内，拒绝原假设，残差序列没有单位根是平稳序列，说明 LGDP与 LZ 具有长期稳定的协整关系。由此可以说明，从长期来看，辽宁省的国内生产总值与进出口总额之间具有较强的相关关系。 （4）LGDP 与 LZ 之间的 Granger 因果关系检验 表 2.2 LGDP 与 LZ 之间的 Granger 因果关系检验 Lags：1 Null Hypothesis： Obs F-Statistic Prob. LZ does not Granger Cause LGDP 20 7.4309 0.01437 LGDP does not Granger Cause LZ 0.38064 0.
15、54544 Lags：2 Null Hypothesis： Obs F-Statistic Prob. LZ does not Granger Cause LGDP 19 8.60268 0.00366 LGDP does not Granger Cause LZ 0.36041 0.70368 Lags：3 Null Hypothesis： Obs F-Statistic Prob. LZ does not Granger Cause LGDP 18 12.8189 0.00065 LGDP does not Granger Cause LZ 0.37992 0.76945 由表 2.2 的
16、检验结果发现，我们分别对三个滞后期的辽宁省国内生产总值 LGDP 与 LZ 进行了 Granger 因果关系检验，得出的结论是：LZ 是LGDP 的 Granger 原因，而 LGDP 不是 LZ 的 Granger 原因。综上所述，对外贸易拉动经济增长，而辽宁省经济增长对对外贸易的促进作用不强，它们之间只具有单项的 Granger 因果关系。 2.辽宁省出口额、进口额与经济增长的关系 （1）数据的选取与建模 数据主要选取 1990-2011 年辽宁省统计年鉴 （剔除 09 年数据） ，并且进行了简单的数据处理。各经济数据详细见表 2.1。 研究模型的构建：以第 t 年辽宁省全年国内生产总值的
17、自然对数LGDP 为被解释变量，以辽宁省第 t 年全年出口额、进口额的自然对数LEX、LIM 为解释变量，建立多元回归模型如下： （2.3） （2）平稳性检验 我们对 LGDP、LEX 和 LIM 进行 ADF 单位根检验来检验各变量间的平稳性。时间序列 LGDP、LEX 和 LIM 经过二阶差分后平稳，LGDP、LEX 和LIM 同为二阶单整序列。因此，可以进一步检验变量之间的协整关系。 （3）协整性检验 首先，分析 LGDP 与 LEX 之间是否存在协整关系，我们先做变量之间的回归，以 LGDP 为被解释变量，LEX 为解释变量，用 OLS 回归方法估计回归模型如下： （2.4） （7.9
18、5187） （14.03909） R2=0.912076 F=197.0959 D.W=0.281891 设 et 为 LGDP 和 LEX 的回归残差，对 et 用 ADF 检验进行单位根检验。残差 E 的 ADF 检验值小于 a=5%的显著性水平下的临界值，在 95%的置信区间内，拒绝原假设，残差序列没有单位根是平稳序列，说明 LGDP与 LEX 具有长期稳定的协整关系。由此可以说明，从长期来看，辽宁省的国内生产总值与出口额具有较强的相关关系。 其次，分析 LGDP 与 LIM 之间是否存在协整关系，先做变量之间的回归，以 LGDP 为被解释变量，LIM 为解释变量，用 OLS 回归方法估
19、计回归模型如下： （2.5） （53.43141） （29.47346） R2=0.978596， F=868.6850 D.W=0.475823 设 et 为 LGDP 和 LIM 的回归残差，对 et 用 ADF 检验进行单位根检验。结果同上，残差序列没有单位根是平稳序列，说明 LGDP 与 LIM 具有长期稳定协整关系。由此检验结果可知，从长期来看，辽宁省的国内生产总值与进口额具有一定的相关关系。为了更进一步研究各变量之间的相关关系，下面对 LGDP 与各变量进行 Granger 因果检验，做进一步的验证分析。 （4）LGDP 与 LEX、LIM 之间的 Granger 因果关系检验 由
20、表 2.3 检验结果可知：首先，分析 GDP 与 LEX 之间的 Granger 因果关系：对三个滞后期的 LGDP 与 LEX 进行了 Granger 因果关系检验，都得出相同的结论：LEX 是 LGDP 的 Granger 原因，而 LGDP 不是 LEX 的Granger 原因，它们之间只具有单向的 Granger 因果关系。其次，分析GDP 与 LIM 之间的 Granger 因果关系：同样对三个滞后期的 LGDP 与 LIM进行了 Granger 因果关系检验，得出结论：它们之间不存在因果关系。 表 2.3 Granger 因果关系检验 Lags：1 Null Hypothesis：
21、 Obs F-Statistic Prob. LEX does not Granger Cause LGDP 20 17.0841 0.00069 LGDP does not Granger Cause LEX 0.79552 0.38489 LIM does not Granger Cause LGDP 20 0.12587 0.72711 LGDP does not Granger Cause LIM 0.19223 0.66659 Lags：2 Null Hypothesis： Obs F-Statistic Prob. LEX does not Granger Cause LGDP 1
22、9 11.3181 0.00119 LGDP does not Granger Cause LEX 0.33202 0.72297 LIM does not Granger Cause LGDP 19 0.42203 0.66379 LGDP does not Granger Cause LIM 0.49952 0.61723 Lags：3 Null Hypothesis： Obs F-Statistic Prob. LEX does not Granger Cause LGDP 18 11.4779 0.00103 LGDP does not Granger Cause LEX 0.23232 0.87198 LIM does not Granger Cause LGDP 18 0.29196 0.83039 LGDP does not Granger Cause LIM 1.71752 0.22092
