論出口對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

○王俊杰

（華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖北 武漢 430074）

一、引言

1978—2010年，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易取得了飛速發(fā)展，進(jìn)出口總額從1978年的206.4億美元增加到2010年的29727.6億美元，其中進(jìn)口從108.9億美元增加到13948.3億美元，出口從97.5億美元增加到15779.3億美元。折算成增長(zhǎng)率，進(jìn)口年均增長(zhǎng)16.37%，出口年均增長(zhǎng)17.23%，而同期中國(guó)GDP年均增長(zhǎng)9.9%。出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的巨大作用得到了許多文獻(xiàn)的證實(shí)（Thirlwall，1979，1983，2003；Feder，1983；徐長(zhǎng)生和莊佳強(qiáng)，2008；Jeon，2008）。林毅夫和李永軍（2003）還實(shí)證研究了出口對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度，結(jié)果表明，20世紀(jì)90年代，外貿(mào)出口每增長(zhǎng)10%，基本上能夠推動(dòng)GDP增長(zhǎng)1%。但是林毅夫和李永軍的模型設(shè)定和估計(jì)方法存在問(wèn)題。由于他們的基本模型受到多重共線(xiàn)性的困擾，他們不得不去掉多個(gè)變量，這可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生了重大影響。

本文根據(jù)Thirlwall的理論，并使用一種叫做自回歸分布滯后—非約束誤差糾正模型（ARDL-UECM）的方法來(lái)測(cè)度出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度。這種方法在測(cè)度變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系時(shí)非常有效，且它的一個(gè)突出的優(yōu)點(diǎn)是它允許解釋變量都是I（0）或者I（1），或者是二者的混合，只要被解釋變量是I（1）。此外，它對(duì)于小樣本而言，也相當(dāng)有效。

二、文獻(xiàn)綜述

Kaldor（1957）認(rèn)為，出口是需求的一部分，出口需求的增加傾向于導(dǎo)致更好的供給條件，如更多的產(chǎn)出將導(dǎo)致更高的勞動(dòng)生產(chǎn)率，而這將反過(guò)來(lái)導(dǎo)致更多的出口需求，因?yàn)楦叩纳a(chǎn)率意味著更多的供給和更好的貿(mào)易條件。

Thirlwall（1979）沿著Kaldor的思路，提出國(guó)際收支平衡約束下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，一國(guó)經(jīng)濟(jì)要想持續(xù)增長(zhǎng)，伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的進(jìn)口需求增長(zhǎng)必須由出口增長(zhǎng)帶來(lái)的外匯收入來(lái)支持。因此，一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到國(guó)際收支平衡的約束，長(zhǎng)期中，一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率正相關(guān)，且一國(guó)經(jīng)濟(jì)要想持續(xù)增長(zhǎng)，出口的增長(zhǎng)速度必須快于進(jìn)口的增長(zhǎng)速度。

在Thirlwall的理論體系中，模型來(lái)自最基本的收支平衡方程：

其中，P是以本國(guó)貨幣表示的價(jià)格水平，X是對(duì)本國(guó)產(chǎn)品的出口需求，E是用一單位外國(guó)貨幣的本幣價(jià)格表示的名義匯率，F(xiàn)是以外幣表示的凈資本流入，Pf是以外幣表示的外國(guó)價(jià)格水平，M是本國(guó)的進(jìn)口需求數(shù)量。方程中，F(xiàn)＞0表示資本流入，F(xiàn)＜0則意味著資本流出。最后定義出口收入占從國(guó)外取得的總收入的比例如下：

出口需求函數(shù)用常用形式：

其中，Z表示貿(mào)易伙伴的實(shí)際收入，η和ε表示外國(guó)對(duì)本國(guó)出口需求的價(jià)格彈性和收入彈性。因此，如根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)需求理論，η＜0，ε＞0。類(lèi)似地，進(jìn)口需求函數(shù)表示如下：

其中，Y是國(guó)內(nèi)實(shí)際收入，ψ和π分別表示國(guó)內(nèi)對(duì)進(jìn)口產(chǎn)品需求的價(jià)格彈性和收入彈性，ψ＜0，π＞0。

對(duì)（1）、（3）、（4）式兩邊取對(duì)數(shù)并微分，并利用方程（2）得：

其中小寫(xiě)字母表示以上所定義變量的增長(zhǎng)率。

將（6）、（7）式代入方程（5），并解出 y，可以得到以下等式：

上式中，y加有下標(biāo)b表示本國(guó)收入的增長(zhǎng)率受到國(guó)際收支平衡的約束。上式中，等式右邊第一項(xiàng)表示外生的國(guó)外收入變化通過(guò)出口需求的收入彈性對(duì)本國(guó)產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響；第二項(xiàng)表示貿(mào)易條件變化產(chǎn)生的影響；第三項(xiàng)則表示資本流入變化對(duì)國(guó)內(nèi)收入的影響。

為了簡(jiǎn)化模型，需要對(duì)方程（8）做出一些假設(shè)。一種假設(shè)是假設(shè)長(zhǎng)期中貿(mào)易條件（或者說(shuō)國(guó)內(nèi)外的相對(duì)物價(jià)水平）保持不變，那么就有（p-e-pf）=0和x=εz。于是可得：

（9）式意味著收支平衡約束下的產(chǎn)出增長(zhǎng)率是出口增長(zhǎng)率和資本流入增長(zhǎng)率的加權(quán)平均。

此外，還可以假設(shè)沒(méi)有資本流入或者資本流入僅占從國(guó)外取得的收入的極小一部分，因而可以忽略不計(jì)。此時(shí)，θ=1，（8）式可簡(jiǎn)化如下：

表1 中國(guó)GDP及出口增長(zhǎng)率：1980—2010 單位：%

（10）式表明，國(guó)內(nèi)收入水平增長(zhǎng)率由三個(gè)因素決定：進(jìn)口和出口需求的價(jià)格彈性；長(zhǎng)期貿(mào)易條件；進(jìn)口和出口需求的收入彈性。

在方程（10）加入長(zhǎng)期貿(mào)易條件不變的假設(shè)，就可以得到：

根據(jù)（6），又可得到：

方程（12）就是Thirlwall定律最簡(jiǎn)單的表達(dá)式，它是在沒(méi)有資本凈流入和長(zhǎng)期中貿(mào)易條件不變兩個(gè)假設(shè)前提下推導(dǎo)出來(lái)的。它表明有收支平衡約束下的長(zhǎng)期產(chǎn)出增長(zhǎng)率是由出口增長(zhǎng)率和進(jìn)口需求的收入彈性之比決定的，且如果π為常數(shù)，那么產(chǎn)出增長(zhǎng)率就與出口增長(zhǎng)率存在一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系。

不過(guò)Thirlwall定律也受到較多的批評(píng)，比如，對(duì)長(zhǎng)期中貿(mào)易條件穩(wěn)定的假設(shè)，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了質(zhì)疑。還有，對(duì)于方程（12）中因果關(guān)系的方向，也有人提出了質(zhì)疑。不過(guò)Thirlwall認(rèn)為，長(zhǎng)期中相對(duì)價(jià)格水平不變可能來(lái)自以下三個(gè)原因：一是一價(jià)定律；二是浮動(dòng)匯率制度；三是寡頭壟斷的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。而對(duì)于因果關(guān)系，Thirlwall遵循Kaldor的思想，認(rèn)為需求是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終決定力量，因此是來(lái)自國(guó)外的需求拉動(dòng)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)出口。盡管如此，對(duì)于出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系的方向的爭(zhēng)論從未停休。理論上各執(zhí)一詞，實(shí)證結(jié)果也大相徑庭。所以，對(duì)于出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系的方向，本文沒(méi)有必要深入討論。

許多文獻(xiàn)證實(shí)了Thirlwall的理論，其中包括Atesoglu（1993）用美國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，Bairam（2001）對(duì)歐洲及北美19個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)。

三、模型設(shè)定與計(jì)量分析

1、模型設(shè)定

有必要陳述Thirlwall定律的假設(shè)在中國(guó)的符合性。第一，關(guān)于貿(mào)易條件穩(wěn)定的假設(shè)。這個(gè)假設(shè)在中國(guó)1979—2010年間并不是成立的，但是這個(gè)條件實(shí)際上在各國(guó)都很難成立，且文獻(xiàn)中也常常忽略這個(gè)假定，本文也采取相同的做法，不對(duì)這一假定做深入追究。第二，關(guān)于沒(méi)有資本凈流入的假定。這一假定在中國(guó)基本符合，因?yàn)樵谥袊?guó)，每年的資本凈流入相對(duì)出口而言幾乎可以忽略不計(jì)。第三，關(guān)于出口必須快于進(jìn)口的假定。這一假定在中國(guó)也符合。上文已經(jīng)陳述，改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)出口年均增長(zhǎng)17.23%，而進(jìn)口年均增長(zhǎng)16.37%。

本文選取全國(guó)1980—2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如表1所示。為了簡(jiǎn)化模型，本文假定進(jìn)口需求的收入彈性π是一個(gè)常數(shù)，在樣本期內(nèi)保持不變。

在這里還需強(qiáng)調(diào)的是，Thirlwall定律中所說(shuō)的收入增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率之間的關(guān)系是長(zhǎng)期中的關(guān)系，因此，如果直接用GDP增長(zhǎng)率對(duì)出口增長(zhǎng)率做二元線(xiàn)性回歸，我們可能無(wú)法確定它們二者之間的關(guān)系。即使能得到它們之間的回歸關(guān)系，結(jié)果也極有可能是錯(cuò)誤的，因?yàn)槲覀儽仨毜每紤]時(shí)間序列相關(guān)的一系列問(wèn)題。此外，由于出口增長(zhǎng)率的波動(dòng)性相對(duì)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性更大，直覺(jué)上我們就可以判斷一年的GDP增長(zhǎng)率與當(dāng)年的出口增長(zhǎng)率之間并不會(huì)有明顯的聯(lián)系。而且，我們的樣本只有31年的數(shù)據(jù)，很可能不能解釋長(zhǎng)期中產(chǎn)出與出口之間的關(guān)系。

1.1 一般資料 選取自2015年1月至2017年1月解放軍211醫(yī)院收治的糖尿病視網(wǎng)膜病變伴白內(nèi)障[7]患者135例(172眼)為研究對(duì)象。將患者隨機(jī)分為A組和B組，A組患者67例(84眼)，B組患者68例(88眼)。兩組患者一般資料比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)，具有可比性(表1)。患者及其家屬均簽署知情同意書(shū)，本研究經(jīng)醫(yī)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)。

在檢驗(yàn)變量之間長(zhǎng)期的關(guān)系時(shí)，Pesaran等（2001）提出一種叫做自回歸分布滯后—非約束誤差糾正模型（ARDL—UECM）的方法。這種方法在檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系時(shí)非常有效，且它的一個(gè)突出的優(yōu)點(diǎn)是它允許解釋變量都是I（0）或者I（1），或者是二者的混合，只要被解釋變量是I（1）。此外，它對(duì)于小樣本而言，也相當(dāng)有效。模型形式如下：

其中，y是因變量，△yt是y的一階差分，xj是各個(gè)解釋變量，△xj，t-i是各解釋變量i期滯后的一階差分。l和q是滯后期數(shù)，它們并不一定相等。

用普通最小二乘法估計(jì)方程（13）。為了檢驗(yàn)這些變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，需要對(duì)方程（13）中所有x的滯后項(xiàng)系數(shù)都為0這個(gè)虛擬假設(shè)做檢驗(yàn)。即：

用F-檢驗(yàn)對(duì)參數(shù)的總體顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。但是這個(gè)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量并不是服從標(biāo)準(zhǔn)的F-分布，其臨界值取決于變量是I（0）還是I（1）。不過(guò)Pesaran等計(jì)算并給出了這個(gè)統(tǒng)計(jì)量的臨界值表。因此，我們可以方便地查詢(xún)臨界值。

如果虛擬假設(shè)被拒絕，就說(shuō)明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么變量之間的協(xié)整系數(shù)就可以通過(guò)如下方式計(jì)算：

即長(zhǎng)期中，xj對(duì) y 的影響系數(shù)為 βj/（-β1）。

對(duì)于本文所研究的收入增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率之間的長(zhǎng)期關(guān)系，使用ARDL-UECM方法，我們建立如下模型：

如上文所述，還是用OLS估計(jì)這個(gè)模型，并檢驗(yàn)一下虛擬假設(shè)：

如果拒絕虛擬假設(shè)，則表明GDP增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率之間存在協(xié)整關(guān)系，則證明GDP增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率之間存在長(zhǎng)期的相關(guān)關(guān)系。

2、對(duì)Thirlwall定律的計(jì)量檢驗(yàn)

上文中已經(jīng)指出，使用ARDL-UECM方法，要求被解釋變量是I（1），因此，我們需要首先對(duì)GDP增長(zhǎng)率做一個(gè)簡(jiǎn)單的單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)顯示，GDP增長(zhǎng)率確實(shí)存在單位根，也就是說(shuō)是I（1）。

此外，我們需要選擇合理的滯后項(xiàng)數(shù)，即l和q的值。根據(jù)AIC和SIC信息準(zhǔn)則，本文選擇l=1和q=2，即選擇如下模型：

回歸結(jié)果如表2所示。

注意到，表2顯示F=4.41。查Pesaran給出的臨界值表可知，在1%的顯著性水平上，兩個(gè)臨界值分別是6.84和7.84（臨界值表見(jiàn)Pesaran et al.Bounds test approaches to the analysis of level relationships.Journal of Applied Econometrics，May/Jun，2001，p300.Table CI（iii）。本模型中，k=1。），F(xiàn)=4.41落在臨界值之外，因此，我們可以拒絕虛擬假設(shè)，即拒絕變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)，結(jié)果表明，GDP增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率之間存在很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。

此外，根據(jù)上文等式（15），可以計(jì)算出產(chǎn)出增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率之間的相關(guān)系數(shù)為0.133/0.756≈0.18。因此，相關(guān)方程可以表示如下：

上式中，括號(hào)中的數(shù)字是系數(shù)的t值，這個(gè)t值就是表1中變量x（-1）的系數(shù)的t值。t值顯示系數(shù)0.18在5%的顯著性水平下是顯著的。

表2 GDP與出口之間的長(zhǎng)期關(guān)系的檢驗(yàn)

以上結(jié)果表明，中國(guó)GDP增長(zhǎng)率和出口增長(zhǎng)率之間確實(shí)存在很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。因此，可以說(shuō)明，Thirlwall定律在中國(guó)適用，即長(zhǎng)期中，收入增長(zhǎng)率與出口增長(zhǎng)率正相關(guān)，出口增長(zhǎng)10%，將推動(dòng)總產(chǎn)出增長(zhǎng)1.8%。這個(gè)值明顯大于林毅夫和李永軍2003年估計(jì)的1%，這可能表明他們的估計(jì)方法存在的缺陷確實(shí)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生了較大的影響。林毅夫和李永軍的方法所關(guān)心的是出口增加通過(guò)刺激消費(fèi)、投資、政府支出來(lái)間接地影響我國(guó)的GDP的增長(zhǎng)，而沒(méi)有考慮出口增長(zhǎng)—因而產(chǎn)出增長(zhǎng)—對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。這可能就是導(dǎo)致林毅夫和李永軍估計(jì)的結(jié)果偏低的原因。

四、結(jié)論

本文通過(guò)ARDL-UECM方法分析，證實(shí)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系，驗(yàn)證了Thirlwall定律在中國(guó)的適用性，且表明1978—2010年間，出口增長(zhǎng)10%，收入將增長(zhǎng)1.8%，不止是林毅夫和李永軍2003年估計(jì)的1%。這意味著，為了維持我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，繼續(xù)發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，保持出口的穩(wěn)定增長(zhǎng)意義重大。

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