中國進出口貿易與固定資產投資拉動經濟比較研究

鈕立新

摘要：以1978—2011年以來的經濟數據進行了協整關系檢驗，結果發現，我國進出口貿易、固定資產投資和GDP之間存在長期和短期的關系。通過22年的貢獻率計算，發現固定資產投資對經濟增長有穩定的拉動作用，但是對外貿易對經濟增長的貢獻率波動幅度較大。本文依據以上結論提出了相應的政策建議。

關鍵詞：進出口貿易 固定資產投資 GDP 協整檢驗

一、引言

我國正處于轉型階段，從經濟轉型大方向看，消費應該成為經濟增長的第一推動力。但是我國一方面屬于典型的投資拉動型經濟模式，另一方面堅持了改革開放35年。我國經濟增長從結構上說應該還是開放經濟下的投資推動型經濟增長模式，在啟動了消費動力后，如何看待這兩支經濟力量的關系，是未來經濟調整面臨的一個課題。在不考慮消費這一因素的基礎上，本文利用改革開放至今三十余年來的經濟數據，考察進出口貿易和固定資產投資對經濟增長的關系，分析結果對于更好的理順我國外貿進出口與固定資產投資的關系具有積極意義。

二、文獻綜述

（一）國外文獻綜述

對外貿易和投資作為經濟增長的三駕馬車的動力結構因素，國外學者通過不同角度對其各自在經濟增長中的作用進行了分析。

對外貿易方面，Barbara Pistoresi，和Alberto Rinaldi（2012）以進出口貿易和經濟增長作為研究對象，通過對意大利1863—2004年的經濟數據進行協整分析和因果關系檢驗，結果表明雙方之間存在長期協整關系，但是因果關系隨著時間跨度變化而變化。一戰時期進口增長導致經濟增長，進而拉動出口增長。而二戰時期貿易內部出現了雙向促進關系。Renuka Mahadevan和Sandy Suardi（2011）研究了進口、出口與經濟增長率間的不確定性動態影響。學者將貿易納入VECM—GARCH模型，以新加坡為例，考察經濟增長波動性。雙方在波動影響方面存在單項因果關系，生產率波動影響貿易，反之在政策層面還有待考察。M.J. Herrerias和Vicente Orts（2011）以中國為例，考察了進口、投資與增長之間的關系。其結果表明，進口與投資能夠促進對外貿易，并能促進長期勞動效率，進而影響經濟。

投資方面，Pernilla Johansson（2010）對負債、投資和增長之間的關系進行了考察，結果表明1989—2004年發展中國家，如果降低債務水平，將資源用于投資，能改進投資，減免債務存量，從而對經濟增長起到積極的促進作用。T.R. Lakshmanan（2011）以基礎設施投資會引起的經濟后果為研究對象，利用成本效益分析法，衡量交通運輸基礎設施所引起的廣泛經濟利益。如市場拓展、貿易收益、技術變化、空間集聚、城市群新知識創新和商業化進程等。Filiz Ozkan，Omer Ozkan和Murat Gunduz（2012）從政策角度分析了土耳其的投資對經濟增長的作用，利用因果關系檢驗，其發現建筑業對于國家擺脫經濟停滯有重要的作用，因為該行業關系到200個不同的部門，通過ECM模型、格蘭杰因果檢驗，發現固定資產投資（住宅）和GDP之間存在直接的因果關系。

（二）國內文獻綜述

對外貿易方面，姬斌和姚金安（2011）利用HP濾波、向量誤差修正模型對河北省外貿與經濟增長的關系進行實證分析，其結果表明，外貿與經濟增長之間存在單項因果關系，長期中存在穩定的均衡關系。楊雪等人（2011）將河南省的對外貿易對經濟增長的貢獻進行了研究，分別利用貢獻度和拉動度進行分析，證實了河南省對外貿易對經濟增長具有一定的促進作用。夏巖磊，李丹（2011）以皖江區域的外貿和經濟增長為例，建立了研究框架。主要研究兩者的互動關系，結果證實了雙方的互動，以及外貿對經濟增長的作用。

固定資產投資方面，劉金全，印重（2012）對我國固定資產投資和經濟增長的關聯性進行了研究，發現我國固定資產投資有顯著的“時間累積效應”，并且二者存在正向非對稱性關聯，固定資產投資對經濟增長產生正向“溢出效應”，但卻未反過來產生“牽拉效應”。何傳超（2011）對我國廣東省固定資產投資和經濟增長的關系進行了實證分析，表明雙方在廣州存在相互促進的關系，并且GDP的單向作用要大于固定資產投資的單向作用。任歌（2011）對我國不同區域進行了固定資產投資和經濟增長關系的差異性研究，統計分析表明，中部地區固定資產投資對經濟增長的影響要高于東西部地區，因此，有重點的投資對于制定區域發展戰略具有重要意義。

三、理論模型

本文最基本的理論模型就是柯布—道格拉斯生產函數，其最基本形式為：

Y = A（t） Lα Kβ μ

模型中，Y代表總產值；A是技術進步，其是與時間有關的函數；L是勞動力投入；K是固定資產凈值，也代表資本的投入；α 和β代表勞動和資本的產出彈性系數，μ代表隨機干擾引資，并且不會大于1。模型表示經濟產出是由勞動投入、資本投入和技術進步決定的，不同的彈性系數取值，產出水平存在差異。α +β=1表示規模報酬不變，α +β>1表示規模報酬遞增，α +β<1表示規模報酬遞減。

如果考慮有N個自變量，于是就得到一般意義的柯布—道格拉斯函數模型：

Q（X1， X2， ……XN）= A（t） X1αX2β ……XNγμ

該模型不過是對基本柯布—道格拉斯函數的推廣，公式中字母存在差異，但是與基本模型中的代表意義完全一致。

將本文的變量代入一般意義的柯布—道格拉斯生產函數，得到：

GDP = A（t）（GT）α（ MY）βe u

其中，GDP表示本文中的經濟總量，GT表示固定資產投資，MY表示對外貿易，A表示常數，e表示自然對數的底，u表示隨機誤差項，α、β表示各變量對GDP的彈性。為了估算彈性系數，需要首先將A（t）模型表達出來，假設技術進步是勻速變化的（速度用V表示），于是得到A（t）= A0tV，于是本文的柯布—道格拉斯生產函數為：

GDP = A0tV*GTα*MYβe u

假設α + β= 1，對模型兩邊求導可得：

LnGDP = LnA0 + αLnGT + βLnMY + u

其中，LnGDP是經濟總量的對數，LnA0 代表常數，LnGT、LnMY表示固定資產投資和對外貿易的對數形式。本文以此模型為基礎進行數理分析檢驗。

四、實證定量研究

（一）數據說明

根據本文研究內容，本文選取三個變量作為研究對象，其中兩個變量作為自變量，而一個變量是因變量，并且通過兩個變量的系數對比找出其與因變量之間的關系。本文選取GT代表固定資產投資，GDP代表經濟總量，MY作為進出口貿易代表。時間跨度上，本文選擇1978—2011年的歷史數據，并通過指數平減得到其去除時間趨勢的實際數據。由于本文采取的模型是是C—D模型，故對各變量進行對數處理，以符合模型要求。（各年數據來源于中國統計年鑒以及國民經濟和社會發展統計公報。）

（二）數據處理

1.數據平穩性檢驗

為了避免不平穩序列“偽回歸”問題，本文首先對變量進行平穩性檢驗。

表1ADF檢驗結果

由以上數理處理結果可知，變量原數據不平穩，但一階差分屬于平穩序列。以此為基礎，進一步進行協整檢驗。

2.協整檢驗

以上變量的單整結果階數相同，符合協整條件。協整關系說明，變量雖然有各自的長期波動規律，但是如果存在同階協整，變量之間存在著長期穩定的關系。由于變量大于兩個，所以采用擴展的E—G檢驗方法進行分析。

表2Johansen協整檢驗

從上表可知，在5%臨界值水平下，零假設r = 0的情況下，特征根跡統計量要大于顯著性水平，而在r ≤ 0、r ≥ 0的情況下，特征根跡統計量要小于顯著性水平，這說明變量之間存在一組協整關系，通過最小二乘法，我們建立協整方程：

為了證明方程的平穩性，需要對其殘差進行檢驗，檢驗結果如下：

表3模型殘差檢驗結果

殘差平穩證明變量間存在長期穩定協整關系。對外貿易與固定資產投資和GDP之間的彈性系數分別是0.89和0.82。說明每增加一單位對外貿易，拉動經濟0.89個單位，每增加以單位固定資產投資能夠拉動0.82單位的經濟。彈性系數較大，說明變量間存在明顯的正相關性關系。

3.ECM模型

為了了解模型長短期自我調節機制的變化，本文根據協整方程變量的一階差分重新構建誤差修正模型，同時引進殘差，確定ECM模型。

?lnGDP = —0.18+0.43·?lnGDPt—1+0.32?lnGDPt—2+0.89·?lnMYt—1+0.73·?lnGTt—2– 0.23ecmt—1

（3.38）（2.86） （2.11）（2.21）（4.99） （2.13）

Adjusted R—squared = 0.86 Durbin—Watson stat = 1.87 F—statistic=20.35

模型變量均通過5%顯著性水平，但是對外貿易和固定資產投資的滯后期不同，反映出對經濟的不同影響力。誤差修正項雖然通過顯著性檢驗，但是系數僅為0.23，表明短期會影響長期，但短期偏離衰減速度較慢。

五、定性分析

（一）貢獻率分析

由于本文研究的對象存在差異，從規模上直接對比不能準確反映其與GDP的關系，所以本文從二者對經濟總量的貢獻率上進行計算，以可比價格作為分析根據，對1990—2011年二者對經濟總量的貢獻率進行分析，數據如下表：

表41990—2011年固定資產投資和貿易貢獻率情況

從上表可以看出，固定資產投資對經濟總量的貢獻率要高于對外貿易，22年中平均達到50.4%，比貿易貢獻率高3.5%左右。從1990年以來，投資對經濟增長的貢獻率經歷了五次波動，峰值分別出現在1993、1999、2004、2008和2010年，可以看出，投資基本上4—5年就會出現一次對經濟的貢獻高峰，這一方面說明我國仍然屬于投資拉動型經濟，另一方面也說明投資本身存在周期性，或者說我國存在著投資沖動的動力。

對外貿易方面，平均來看對經濟的貢獻率在44%左右，與投資具有規律性不同，我國對外貿易的貢獻率波動頻繁且無規律，大的波動出現在金融危機時期，達到—68.77%。這說明我國對外貿易的敏感性很高，受著多種因素的影響，對經濟增長貢獻還很不穩定。

（二）實證結論分析

從實證分析結果可知，我國對外貿易和固定資產投資與經濟總量之間存在短期和長期的關系。短期看，貿易對經濟增長的拉動效應更為明顯，而固定資產投資由于存在時滯性，在滯后二期對GDP的拉動彈性為0.73，不及貿易滯后一期就能拉動0.89個單位。長期來看，貿易與固定資產投資對GDP的貢獻率差距不大，固定資產對GDP的彈性略高于對外貿易，分別是0.89和0.82。但是由于誤差修正項太小，短期對長期片里的拉回力度還是偏弱。

六、政策建議

根據以上實證檢驗分析結果，本文特對我國固定資產投資和對外貿易提出以下政策建議：

（一）投資方面

1.保持穩定的投資規模

當前我國正處于轉型時期，轉型的關鍵在于啟動消費。但是轉型并不是一蹴而就的，國際金融形勢復雜多變，當前擴大內需還需要制度完備，市場品味配套等。所以在內外部條件均在建設的情況下，在今后比較長的時間內，投資都是拉動經濟的穩定力量。因此，保證適度的投資規模是很有必要的。

2.對固定資產投資方向必須有準確把握

當前我國處于城市化發展階段，存在著大量城中村改造項目，城市基建成為了今后投資的重點。另外，高新技術產業、低碳環保、綠色能源、現代服務業等都是今后發展的重點，因此固定資產投資需要集中投向這些領域。限制向高污染、高能耗的產業投資，減少重復投資，避免產能過剩。

3.改革固定資產投資主體

由于固定資產投資項目類型比較復雜，我國固定資產投資中的國有資本投資還是占相當大的比重，當前應該深化投資體制改革，調動民間投資積極性，進一步加快國有資本在競爭性領域的推出力度。

（二）對外貿易方面

1.擴大進出口貿易水平

從文中分析來看，我國對外貿易對經濟的拉動作用與固定資產投資差不多，但是從貢獻率上說還很不穩定，可以說外貿是我國經濟增長不穩定但具有很大潛力的經濟力量。所以今后要大力發展進出口貿易，保持貿易在三駕馬車中的經濟地位。

2.均衡對外貿易的結構

當前我國進出口貿易顯現出長期順差的態勢，出現了貿易不平衡的矛盾。長時期的貿易順差或逆差不利于經濟的均衡發展，會導致匯率、貿易等方面的爭端，因此應該保持貿易進出口的平衡。保證一定的進口規模，并注意在高技術、高品位產品的貿易，提高產品進口升級檔次。

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