1、我国对外贸易与经济增长的协整分析: 1978- 2007*nullo j/Knull1:以中国1978 2007年的经济数据为样本,运用协整检验和误差修正模型,分析了中国对外贸易与经济增长的关系b得出的基本结论是:从长期看, GDP 与出口a进口之间存在协整关系,出口总额增加能带动GDP的增长,而进口与经济增长是反方向变动关系;从短期来看,进口对经济增长起到了一定的促进作用,而出口对经济增长的影响不明显b1oM:对外贸易null 经济增长null 协整检验null 误差修正模型null Granger因果关系ms |: F27 nullDS M : A nullcI|: 1009- 5675(
2、 2009) 04- 198- 04null nullBaS =S 69M1“v L, ;( 2003 )M1sE, ( 1997)a ( 1998)aU ( 1997)a ?( 1998)a ( 2003)BsE, k ( 2001)a ( 2002)a ( 2004)a( 2008)a ( 2008)ay +( 2008)xZE,:( 1999)a- Y( 2001)a j( 2001) D qEb 69W1“a“ #ZE, 9BbP, S69T,V A, g gS69w8“,V A, g gS69wI s,# g g 1“5,B)bs - T$ ,4x_a aGrangeryT_ Yf
3、ZE,S 7b E M 691“ L, m a Y U W = “bnull null=aS GDP91“9snull nullT zS691y , v 69bN, 1 ga gGDPWV ?i (1“bxs M W (1“B 7 OrZE, Vs HWd m, pd M Wd 1“b1null 数据选取及处理 ga g Q ,YVES = 39( GDP)Q69b 1978- 2007 MGDPa g g ( 1 MnullSd9 MknullbP V1, 1978 M S = 39 , h N hy | 1978 M L=S = 39( RGDP)b H,1978 M hnN | 1978
4、 M L= g( REX)a L= g( RIM )b 1 M HW M1“,i P t L, Vh“ .sZC, M |1 , :LNRGDPaLNREXaLNRIMbm1A U L=GDPa g g M LNRGDPaLNREMaLNRIXM t , M M+dM , V W B t bV 7b , GDP gVC y 9t b h“ t Y,M |s) bs M+ m2 Ub198*Te:肖琼琪,北京工商大学计算机与信息工程学院,北京, 100048bm1 null L=GDPa g g M t m2 null L=GDPa g g s M t 2null 单位根检验x1“i“ c t
5、,1 p AcM t ,y7xs -A _, bN, ADF_,T V1 UbV1 V A, LNREXaLNRIM i, d b LNRGDPYV ADF_,Vm1 ?C, 4 6 t , (/o, O ( HWt1,# LNRGDP b7nullLNREXanullLNRIM ADFd9 (v1%A / “ ,i,yNnullLNREXanullLNRIM bVm2 VA, nullLNRGDP 4 ( /o, O ( HWt1, nullLNRGDP ADFd9 v5%A “ ,#95% / nullLNRGDP byN, VB_ M W ixbV1 null HW LNRGDPaLNR
6、EXaLNRIMADF_M ADF_1% “* 5% “* 10% “*LNRGDP - 4. 2326 - 4. 3561 - 3. 5950 - 3. 2335LNRIM - 2. 9824 - 4. 3240 - 3. 5806 - 3. 2253LNRE X - 2. 4493 - 4. 3098 - 3. 5742 - 3. 2217nullLNRGDP - 3. 5309 - 3. 7241 - 2. 9862 - 2. 6326nullLNRIM - 3. 7342 - 3. 6892 - 2. 9719 - 2. 6251nullLNRE X - 5. 6556 - 3. 68
7、92 - 2. 9719 - 2. 6251null null 注: * 为M ackinnon 改进的单位根检验的临界值bnull表示变量序列的一阶差分b3null 协整检验和误差修正模型Johanson4v 9E$ “ -Kz_xZEBbyN PBZEM LNRGDPaLNREXLNRIMx1“_bJo-hansonZEy VAR 41 , LR( 1)_ KD b LR( 1)_, y VAR( 5) ,T V2 UbV_,NVAR i v1, Bd “dbV2null 4Lag LogL LR FPE AIC SC HQ0 3. 5278 NA 0. 0002 - 0. 0440 0.
8、 1033 - 0. 00491 100. 3396 161. 3530 1. 29e- 07 - 7. 3616 - 6. 7726 - 7. 20542 117. 4085 24. 1811 6. 86e- 08 - 8. 0340 - 7. 0032 - 7. 76063 142. 6758 29. 4785 1. 97e- 08 - 9. 3897 - 7. 9171 - 8. 99904 167. 2908 22. 5638 6. 74e- 09 - 10. 6909 - 8. 7766 - 10. 18305 206. 9360 26. 4301* 8. 13e- 10 - 13.
9、 2447 - 10. 8886 - 12. 61966 229. 0102 9. 1976 6. 58e- 10* - 14. 3342* - 11. 5363* - 13. 5919*null null 注:表中null * null表示从每一列标准中选的滞后数b199新人新作null null ,x HW t, x_,T V3 UbV3 null Johansonx_TL !+nullid9( p)null- maxd9( p)0x_ 0. 9015 77. 5064( 0. 0000) * 57. 9429( 0. 0000) * Bx_ 0. 5421 19. 5635( 0. 01
10、15) * 19. 5293( 0. 0067) * x_ 0. 0014 0. 0342( 0. 8532) 0. 0342( 0. 8532)null null 注:加null * null表明在5%的显著性水平下拒绝原假设bV3YV+_( t race_)Kv+_ V,5%A 2x1“, M Wi (1“b Granger ,BF x1“M Bi ( ECM)byN, VPEngle- Granger E y bn5,5y 1“ , M ( ordinaryvariable)OLS9, Z /:null null null null null null null null LNRGDP
11、= 4. 9715 + 0. 6604* LNREX - 0. 0541* LNRIM ( 1)null null null null null null null null null null null null null ( 5. 0779) null null null ( - 0. 3876)null null null null null null null null null null null null null = 0. 9867 null null null null S. E. = 0. 0993null null T Ux“ / | = 3td9 bV ga gGDPW
12、1“ A, GDP g0. 6604,7 g- 0. 0541, g1 g69 Y,7 O g“ ?YVt_,d9 Ab,y 1“, b| 1“ M Bs T/,i| 1“ 3 T dM ,BVB+ yV, 1“_,Av1“,sK aVr TbE1V U 1“Z( 1),YV L, 1 aV U 1“Z( 2)( 3)bnull null null null null null null null nullLNRGDP = 0. 0824 - 0. 0229* nullLNREX+ 0. 0997* nullLNRIM- 0. 1580* E1( - 1) ( 2)null null null
13、 null null null null null null null null null null null ( - 0. 6476) null null null ( 3. 3968) null null null null ( - 4. 017168)null null null null null null null null null null null null null null = 0. 5105 null null null null null S. E. = 0. 0090null null null null null null nullLNRGDP = 0. 0803
14、+ 0. 0892* nullLNRIM- 0. 1642* E1( - 1) ( 3)null null null null null null null null null null null null ( 3. 6877) null null null ( - 4. 3548)null null null null null null null null null null null null = 0. 5023 null null null null S. E. = 0. 0187null null Z“ ,Q_bZ( 2) V 1“ A,SGDPga gWi“ M “, g1 gGD
15、P9 T,VC g g“ vl ,7 O9VC g“ 1%A YV_,7 g“ YVA_bnullL-NRGDPanullLNREXnullLNRIM 90%/,i gGDPa g g_yT1“bV4nullM yT1“_L ! Fd9 P LNRGDP LNREXGrangery1 2. 8472 0. 1035 ? LNREX LNRGDPGrangery1 9. 2059 0. 0054 LNRGDP LNRIMGrangery1 1. 9290 0. 1767 ? LNRIM LNRGDPGrangery1 2. 9292 0. 0989 LNREX LNRIMGrangery1 0.
16、 3818 0. 5420 ? LNRIM LNREXGrangery1 3. 1404 0. 0881 200湖南社会科学null 2009年第4期null null GrangeryT_T M Wd9il yT1“, ? M WyT1“ bN, VAR( 5)$ l Yf (nm3m4)bVm3 V A, g B , GDP -26 ( 1978 M1 ,N w) =Cvo,26 7 S9bV g sHq B ,GDP “ ,7 OB AT rbVm4 V A, g g.9GDP , bm3 null LNRGDPLNREXYm4null LNRGDPLNRIMYa ypV Ls, V /
17、 :B,V A, gS69 v D, gTA, .b V ? y,S g v69,1 S =( ) , PSv “ S= g 1 m,V7 z? :r,v 69b7 g B h S = p,i V ?S = M ,# QT69b=,V A, gS69 T, gY Ab V ? y,S L g 3 7dhn g,yN, gc5 !5/ S = S/ 3 q4,V71 3 q4,K69b7 g69Y A, V ? S + 1a sSE g 9, N;SCL4 g1 T =Yba 9 ,i LC_4 g #F“?ZZ TMbY L , 7b30 M ,S6 ?y ?Z,1B T 7b, s? 1 ,
18、 7S= gb Ls9V ,SGDP ga gWi (1“,7 OV A, g69 BT,T lb -S= , o6 0 l h/,S GDP9 “ -GbyN, , m 4 7b , 6),F yM 9Z T,4 FB ? S= , gT 91 b H,1 v g H V ? g9, g ,KvKE S= , g b ID: 1尹翔硕a朱春生: null中国的出口增长与经济增长null,世界经济文汇, 1997年第 5期b 2刘晓鹏:null协整分析与误差修正模型nullnull null 我国对外贸易与经济增长的实证研究null,南开经济研究, 2001年第5期b 3王坤a张书云: nul
19、l中国对外贸易与经济增长关系的协整性分析null,数量经济技术经济研究, 2004年第4期b 4邹红: null论对外贸易在中国经济增长中的地位和作用null,现代财经, 2003年第11期b 5许和连a赖明勇:null出口贸易带动经济增长假设在中国的进一步检验null,湖南大学学报, 2002年第 3期b 6蒋浩a宫占奎:null对外贸易对我国经济增长的影响null,贵州财经学院学报, 2008年第 1期b 7裴旭东:null中国对外贸易与经济增长的协整分析及因果关系检验null,西安石油大学学报(社科版) , 2008年第 5期b 8姚丽芳:null对外贸易对我国经济增长的贡献分析null,统计研究, 2001年第9期b 9林毅夫a李勇军:null必要的修正- 对外贸易与经济增长关系的再考察null,国际贸易, 2001年第 9期b 10易丹辉:null数据分析与Eviews 应用null,中国统计出版社b 11高铁梅:null计量经济分析方法与建模 Eview s应用及实例null,清华大学出版社b3 I :z 201新人新作
