1、计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 1 -出口与中国经济增长的实证分析 1经济学基地班 王晶 40501137张怡 40501138内容摘要: 针对中国经济增长是不是出口导向型的争论，本文根据 1985-2005 年中国的出口与 GDP 的统计数据，利用 OLS 检验及协整性检验等计量研究方法，检验了“中国经济增长的出口导向性”这一假说。结果发现中国的出口与 GDP 之间存在着显著的正相关关系，证明了中国经济增长确实是出口导向型的。关 键 词: 经济增长 出口总额 GDP 实证检验一、问题提出改革开放以来，中国经济的飞速增长伴随着出口的强劲扩张，这使得中国跻身于亚洲高经济绩效国
2、家的行列，同时也给中国经济贴上了“出口导向型”的标签。根据国际金融统计年鉴 （IFS）的数据，中国在 1977 年的出口按照 1990 年美元价格计算为 154.5 亿美元，到了 1998 年这一数字达到了 1524.4 亿美元（1990 年美元价格） ，增加了将近 9 倍，年平均增长率达到了 11.52%。而 1977 年中国的 GDP 按 1990 年人民币价格计算为 5647 亿元，到了 1998 年这一数字为 41334 亿元（1990 年人民币价格） ，增加了 6 倍多，年平均增长率为 9.94%。这一特点与世界上许多成功实行了出口导向战略的国家是一致的。1977 年人口占世界第一的
3、中国出口仅排在世界第 32 位，但自从 1992 年至今，中国始终保持着世界十大出口国之一的地位，并且排名不断上升。另一个经常被引用来佐证中国经济为出口导向型的事实是中国的出口依存度不断提高。按照经典的凯恩斯宏观经济恒等式，出口是 GDP 的一个重要组成部分。随着出口在 GDP 中比重的不断上升，出口增长对于 GDP 增长所做的贡献也就越来越大。从表 1 中所显示的数据看，近二十年间中国的出口依存度提高得很快。在 1985 年出口依存度仅为 9%，但到了90 年代中后期基本保持在 20%左右，1994 年更是高达 22%，不仅远远超过了巴西等发展中国家的水平，而且也是一些欧美发达国家所不能比拟
4、的。正是由于上述原因，中国经济被公认为是出口导向型的。1虽然影响 GDP 的因素还有其它多种，如投资、消费等，但本文重在研究出口对 GDP 的影响程度，换言之，即本文重在研究出口，而非研究影响 GDP 的因素，因此，为专心于出口影响的研究，本文忽略其它影响因素。计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 2 -表 1 中国部分年份的出口依存度GDP亿元出口额亿元出口依存度%外贸总额亿元外贸依存度%1977 5647 246.4 4 480.6 91985 12545 1145.8 9 2915.8 231990 18320 2969.9 16 5221.5 301994 29219 6
5、471.9 22 12656.9 431996 35384 6413.7 18 12307.6 351998 41334 7895.8 19 13930.0 34资料来源：国际金融统计年鉴（IFS）相关各期。除百分比指标外，其余均 为 1990 年人民币价格。那么中国经济的高速增长确实是由出口的扩张所带动的吗？本文将根据 1985 年至今中国的经济数据，通过对出口额和 GDP 增长的相关性进行分析对这一假说加以检验。二、回顾与评论对经济增长的出口导向性假说进行实证检验是过去二十年应用经济学领域的一个重要课题。尽管经济学家做了大量研究，但出口增长与产出增长之间的联系仍没有定论。一些利用跨国的时间
6、截面样本数据所做的研究基本上都发现了出口扩张与经济增长之间存在较强的正向联系（Balassa,1978） 。但对单个国家的时间序列样本数据所做的研究结果却并非如此。例如 Chow(1987)采纳了 Granger(1969)和 Sims(1972)的因果性概念对 7 个国家做了检验，结果只发现了 3 个国家存在出口与增长之间的因果关系。另一方面，利用时间序列分析方法对中国问题的研究，可以说是 20 世纪 90 年代才开始的事情，所以这类研究文献相对较少。Kwan&Cotsomitis(1991)首次运用 Granger 因果关系检验研究中国问题，利用年度数据分 1952-1985 年与 195
7、2-1978 两个时期，发现在 1952-1985 年期间出口与产出之间存在双向的因果关系，而在 1952-1978 年期间不存在因果关系；Kwan&Kwork(1995)利用取对数后 1952-1985 年的年度数据，在同时考虑了人口，国内投资占国民收入比率两个变量计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 3 -的基础上，分析了中国实际国民收入与出口之间的关系；Shan&Sun(1998b)采用调整的月度数据，在考虑了能量消耗，劳动力，实际进口与资本支出变量的基础上，分析了中国 1978年 5 月-1996 年 5 月实际工业产出与出口的关系，发现存在双向的因果关系。从事这方面研究
8、的国内学者有：沈程翔（1999）利用取对数以后 1977-1998 年的年度数据，分析发现了中国出口与产出之间存在双向的因果关系；赵陵，宋少华，宋泓明（2001）利用 1978-1999 年的年度数据，分析了中国实际出口与实际 GDP 的关系，发现中国出口增长对经济增长的拉动作用只是短期的，而长期内并不明显。从以上对中国问题的经验研究结论可发现，由于不同的研究运用的分析手段的不同而导致结论的差异：（1）由于变量系统选取的不同而引起的结论差异，如 Kwan&Kwok(1995), Shan&Sun(1998b), 沈程翔（1999） ，赵陵，宋少华，宋泓明（2001）的研究；（2）由于没有考虑时
9、序变量的非平稳性可能引起的差异，如 Kwan&Cotsomitis(1991)的研究；（3）由于数据集选择的不同而引起的结论差异，如 Kwan&Cotsomitis(1991)的研究。三、 模型设定与检验1、数据收集表 2年份 GDP亿元 出口亿元 年份 GDP亿元 出口亿元1985 9016 808.9 1996 71176.6 12576.41986 10275.2 1082.1 1997 78973 15152.81987 12058.6 1470 1998 84402.3 15223.61988 15042.8 1766.7 1999 89677.1 16159.81989 16992
10、.3 1956 2000 99214.6 20634.41990 18667.8 2985.8 2001 109655.2 20159.21991 21781.5 3827.1 2002 120332.7 24430.31992 26923.5 4676.3 2003 135822.8 34195.61993 35333.9 5285.3 2004 159878.3 46435.81994 48197.9 10421.8 2005 183084.8 54273.71995 60793.7 12451.8计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 4 -数据来源：中国统计年鉴2006 年
11、、 中国统计年鉴1998 年、 中国统计年鉴1993 年2、模型设定分析：根据表 2 在 Eviews 中作出散点图：图 1根据以上的经济理论分析及图 1 观察得出口与 GDP 呈现显著的线性正相关关系，由此初步建立如下经济模型：Y=1+2*X+其中：Y-实际 GDP（亿元）X-实际出口额（亿元）3、对模型进行协整检验根据协整关系的检验方法，首先检验出口总额（X）和 GDP（Y）序列是否为非平稳序列，即考察其单整阶数。对出口总额（X）平整性检验结果如下：计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 5 -图 2 X 平整性检验结果为了得到出口总额（X）序列的单整阶数，在单位根检验中，指定
12、对二阶差分序列作单位根检验，结果如下：图 3 X 二阶差分从检验结果看，在 1%、5%、10%三个显著性水平下，单位根检验的 Mackinnon 临界值分别为-3.8877、-3.0521、-2.6672，t 检验统计量值为-4.418150，小于相应临界值，从而拒绝 Ho，表明出口总额（X）的差分序列不存在单位根，是平稳序列。即 X 序列是二阶单整的，XI（2） 。采用同样方法，可检验得到 Y 序列也是二阶单整的，即 YI（2） 。4、对模型作 OLS 回归图 4 Eviews 的最小二乘的计算结果得回归模型为：=17050.87+3.429162X(3955.29) (0.191818)计
13、量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 6 -t=(4.310903) (17.87718)R2=0.943886 F=319.5935 df=19 dw=0.349879为了检验回归残差的平稳性，在 Eviews 中对 resid 序列作平稳性检验，指定对其一阶差分序列作单位根检验，选择无截距项、无趋势项的 DF 检验，得如下结果：图 5 回归残差平稳性检验结果在 5%的显著性水平下，t 检验统计量值为-3.044030，小于相应临界值（非图 5 临界值,而是 Engle-Granger 编制的专用临界值表）从而拒绝 Ho，表明残差序列为一阶单整。因为 XI（2） 、 YI（2）
14、，所以出口总额（X）和 GDP（Y）之间存在协整关系，表明两者之间有长期均衡关系。5、计量经济学检验给定临界值水平 0.05，查 DW 表，当 n=21，k=2 时，得下限临界值 dL=1.221，上限临界值 du=1.420，因为 DW 统计量值为 0.349879 小于 dL，根据判断区域知存在正的自相关。根据科克伦奥克特迭代法，用 Eviews 修正可得以下结果：计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 7 -图 6 自相关修正结果给定临界值水平 0.01，查 DW 表，当 n=20，k=2 时，得下限临界值 dL=0.952，上限临界值 du=1.147，因为 DW 统计量值
15、为 1.251062，根据判断区域知不存在自相关。因此，由图 6 得自相关修正后的回归模型为：=11032027+1.564575X（1.08E+09） （0.329103）t=（0.010242） （4.75406）R2=0.99539 F=1835.138 df=18 dw=1.251062做异方差的 White 检验如图 7 所示。检验知 nR2=2.146487，在 =0.05 下，查 2 分布表，得临界值为 5.9915，因为 2.1464875.9915，所以接受原假设，表明模型不存在异方差。计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 8 -图 7 White 检验结果因此
16、最终得出口总额（X）与 GDP（Y）的回归估计模型为：=11032027+1.564575X（1.08E+09） （0.329103）t=（0.010242） （4.75406）R2=0.99539 F=1835.138 df=18 dw=1.2510626.经济意义检验从回归结果可以看出，出口总额每增加 1 亿元，GDP 平均增长 1.564575 亿元。这与之前所设定的出口总额与 GDP 增长显著正相关假说相符合。7.统计推断检验从回归结果看，可决系数 R2=0.99539，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好。系数显著性检验：给定 =0.05，查 T 分布表得解释变量系数的 t 值大于临
17、界值，所以出口总额对 GDP 有显著的影响。计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析- 9 -四、结论经过以上实证检验，可以得出以下几条结论：第一，经过对历史数据的分析，我们发现在中国经济过去二十年间的高速增长过程中，出口的强劲扩张一直是一个不可忽略的原因。出口总额与 GDP 增长之间有显著的正相关关系，因此可以说中国经济增长的确存在出口导向性。第二，出口对促进国内生产总值的产出起着积极的作用。第三，国外需求已经成为促进我国经济增长的主要因素，我国的经济增长具有一定的对外贸易依赖性。进入2001年以来，我国的对外出口形势出现了新的变化，国外需求出现了增幅降低的迹象。根据我国经济增长出口
18、驱动的基本特征，如果一旦净出口出现水平值或者增长率的下降，那么将对我国的经济增长速度产生显著的影响，为此需要给于有效的宏观政策调控。我国加入WTO以后，所面临的国家贸易竞争更加剧烈，因此必须采取积极措施，增加对外贸易的基数和活力，在进行产业结构和产品结构调整的同时，将提高出口规模当作一个长期的战略目标，只有这样才能够发挥净出口对于我国经济增长的有效驱动作用。参考文献：1沈程翔（1999）：中国出口导向型经济增长的实证分析：1977-1998 世界经济第 12 期2赵陵，宋少华，宋泓明（2001）：中国出口导向型经济增长的经验分析 世界经济第 8 期3朱文晖（1998）：中国出口导向战略的迷思
19、， 战略与管理 1998 年 5 月 第5969 页4陈孝冰，等. 出口导向战略的绩效分析J. 当代经济研究，2000， （12）5Kwan&Cotsomitis(1990): “Economic Growth and the Expanding Export Sector: China 1952-1985”, International Economic Journal,5,pp 105-116 6Marin,D. (1992): “Is the Export-led Growth Hypothesis Valid for the Industrialized Countries?” , Review of Economics & Statistics,74,pp.678-688
