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计量经济学课程论文 出口与中国经济增长的实证分析

出口与中国经济增长的实证分析虽然影响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。

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的。正是由于上述原因，中国经济被公认为是出口导向型的。

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
9
1985
12545
1145.8
9
2915.8
23
1990
18320
2969.9
16
5221.5
30
1994
29219
6471.9
22
12656.9
43
1996
35384
6413.7
18
12307.6
35
1998
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1952-1978两个时期，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
12576.4
1986
10275.2
1082.1
1997
78973
15152.8
1987
12058.6
1470
1998
84402.3
15223.6
1988
15042.8
1766.7
1999
89677.1
16159.8
1989
16992.3
1956
2000
99214.6
20634.4
1990
18667.8
2985.8
2001
109655.2
20159.2
1991
21781.5
3827.1
2002
120332.7
24430.3
1992
26923.5
4676.3
2003
135822.8
34195.6
1993
35333.9
5285.3
2004
159878.3
46435.8
1994
48197.9
10421.8
2005
183084.8
54273.7
1995
60793.7
12451.8

数据来源：《中国统计年鉴》2006年、《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=β1+β2*X+μ
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：

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，X~I（2）。
采用同样方法，可检验得到Y序列也是二阶单整的，即Y~I（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：
Ŷ=17050.87+3.429162X
(3955.29) (0.191818)
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X~I（2）、Y~I（2），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：

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：
Ŷ=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α=0.05下，查χ2分布表，得临界值为5.9915，因为2.146487<5.9915，所以接受原假设，表明模型不存在异方差。

图7 White检验结果

因此最终得出口总额（X）与GDP（Y）的回归估计模型为：
Ŷ=11032027+1.564575X
（1.08E+09）（0.329103）
t=（0.010242）（4.75406）
R2=0.99539 F=1835.138 df=18 dw=1.251062

6.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α=0.05，查T分布表得解释变量系数的t值大于临界值，所以出口总额对GDP有显著的影响。

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》，《战略与管理》 1998年5月 第59—69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）
[5]Kwan&Cotsomitis(1990): “Economic Growth and the Expanding Export Sector: China 1952-1985”, International Economic Journal,5,pp 105-116
[6]Marin,D. (1992): “Is the Export-led Growth Hypothesis Valid for the Industrialized Countries?” , Review of Economics & Statistics,74,pp.678-688
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