貴州省對外貿易對經濟增長的貢獻研究

馬青青

摘要：對外貿易對國家和地區經濟增長具有不可忽視的作用，是理論研究已證實的論點，也是我國經濟學界普遍認同的觀點。近幾年，就我國對外貿易對于經濟增長的促進作用這個問題，國內許多學者作了大量的實證研究，但其中有關西部經濟落后省份的對外貿易是否帶動了當地的經濟增長進行的研究甚少。如何讓對外貿易在貴州經濟轉型中發揮更大的作用，系統闡釋對外貿易影響經濟發展的機制，并就外貿在貴州經濟發展中的作用進行實證研究顯得尤為迫切。文章以1993～2016年貴州省的GDP、進出口的統計數據為樣本建立模型， 通過Granger檢驗分析了貴州省的對外貿易與經濟增長的相互影響。

關鍵詞：對外貿易；經濟增長；因果關系，回歸分析

一、國內外研究現狀

早期的理論主要有：亞當·斯密有關“剩余產品出路 ”的學說；由 Romer（1986）和 Lucas（1988）提出的內生性增長理論從動態的角度為對外貿易和經濟的長期增長之間的關系提供了一個更加嚴格的基礎， 假設減少貿易壁壘將在長期內產生經濟增長的促進效應。Prebiisch（1950）的“中心—外圍”理論從貿易條件的角度論述了發達國家與發展中國家對外貿易促進經濟增長的機制， 得到的基本結論是：發展中國家的對外貿易并不能帶動本國經濟增長。

近幾年，就我國對外貿易對于經濟增長的促進作用這個問題以基于中國整體的時間序列數據為主，其次是以東南沿海貿易大省如廣東、上海的研究居多，而對西部貿易相對落后的省份研究較少，但還是有一些學者從區域經濟發展的角度做了不少分析和探討。崔如海（2002）研究了直接投資與落后地區開放性經濟發展戰略問題，他運用規范分析方法論證了直接投資影響落后地區實行開放經濟的戰略選擇。劉用明（2004）從對外貿易是一個區域經濟發展的引擎的角度，系統地研究了對外貿易與區域經濟發展之間的關聯，認為發展一個地區的對外經濟貿易，既要注重該地區的比較優勢和特色，又要注重動態利益的獲得和經濟可持續發展。

二、1978～2016 年貴州省對外貿易狀況

（一）初生萌芽階段（1950～1978年）

從新中國成立到改革開放初期，貴州省作為西部內陸省份，交通不便，信息閉塞，經濟發展滯后，人均收入較少，開放度不高。但是由于新中國的成立和受沿海城市新思想新潮流的影響，貴州省的對外貿易也開始漸漸萌生，這一階段的貴州外貿尚處于萌芽階段，沒有獨立的對外貿易權和出口口岸，尤其在計劃經濟的背景下，對外經濟貿易的主要內容是執行和完成國家指令性計劃。

（二）蓬勃發展階段（1978～1993年）

貴州省雖然地處內陸，但是改革開放的春風依然吹到了黔中腹地，從1978年起，貴州省開始進行自營出口試點。隨著國家逐步下放對外出口經營權，逐年擴大自營出口商品經營范圍，從1988年起，國家將省、地、縣外貿企業下放到省管理，財務上與中央財政脫鉤，與省財政掛鉤，實行出口收匯、上繳中央外匯、出口虧損補貼三項基數“一定三年”的外貿承包經營責任制，將指標層層分解落實到各外貿企業，進一步完善外貿企業承包經營制度，1990年，全省出口總額1.54億美元，比1985年增長2.9倍，進口總額6444.3萬美元，比1985年增長0.37倍。

（三）快速發展階段（1993～2016年）

進入20世紀90年代，貴州外貿體制改革進程加快。從1991年起，全省外貿轉入自主經營、自負盈虧、平等競爭的軌道，打破了外貿獨家經營的狀況。全省有進出口經營權的企業由1990年的27家發展到1995年的70家， 1998年增加到144家。增加國有大中型生產企業的進出口經營權，各地、州、市和貴陽高新技術產業開發區均成立進出口公司，放寬外貿企業的經營范圍，推進外貿與外資、外經的結合。

這一階段，貴州省進出口在波動中快速增長。自1993年以來，貴州省的進出口額呈現出明顯的增長趨勢，進出口總額從1993年的4.19億美元增長到 2016 年的 52.02億美元，約增長12倍；出口額增長更為明顯，從1993年的 2.23億美元增加到 2016年的39.90億美元，增長了近18倍；隨著市場經濟的發展和國民購買力的增強，貴州省的進口總額也是大幅增長，1993年的進口總額是1.96億美元，到了2016年增長到12.12億美元，增長了約6倍。

三、貴州省對外貿易對經濟增長的影響分析

通過20世紀90年代初至今以來貴州省的經濟指標進行考察，對1993年-2016年的GDP統計數據分析可看出貴州省經濟呈持續增長的趨勢，且增長的幅度和比例逐年增高，雖然貴州省經濟基礎薄弱、人均GDP再全國的排名仍然靠后，但是九十年代以來尤其是2008年之后，貴州省的經濟增長速度飛快，漲幅很高。

由圖1可知，雖然前面的分析和數據已經表明貴州省的經濟增長與對外貿易的增長具有一定的相關性，但貴州省近25年GDP的增長分別與進口貿易總額、出口貿易總額相關程度不同，相互影響的程度也不同，這就需要針對兩個指標分別做出實證分析。

四、貴州省對外貿易對經濟增長貢獻的實證分析

（一）樣本及數據

本文以1993～2016年貴州省的GDP增長率、進口額IM增長率、出口額EX增長率的統計數據為樣本，數據來源于相關年份的《貴州統計年鑒》和《國家統計年鑒》。貴州省經濟增長用貴州GDP來表示，以當年平均匯率換算成以億元為單位。貴州省進口額、出口額分別用IM、EX表示。通過單位根檢驗、格蘭杰因果分析，運用最小二乘法進行回歸，得到線性回歸結果。

（二）變量的單位根檢驗

本文采用ADF檢驗法對變量dgdp、dim、dex進行平穩性檢驗，借助于Eviews9.0軟件，檢驗結果顯示dgdp、dim、dex的原始序列是平穩的，因此可以直接用它們的增長率水平序列建模。

（三）格蘭杰原因分析

為了進一步檢驗各變量之間的相互因果關系，有必要對變量進行granger因果檢驗。通過對變量的Granger因果關系檢驗發現：在10%顯著水平條件下可以拒絕dim不是dgdp的格蘭杰原因，說明進口增長率是gdp增長的格蘭杰原因。在10%顯著水平條件下可以拒絕dex不是dgdp的格蘭杰原因，說明出口增長率是gdp增長的格蘭杰原因。

（四）實證過程

1. 出口與經濟增長的回歸分析

（1） 簡單回歸結果

估計后的方程可以表述為：

DGDP = 10.6095402902 + 0.134566586423

*DEX + 0.0921273312432*DEX（-1） + 0.0413593257052*DEX（-2）

DW統計量為0.883740，遠小于2，說明存在一階正的自相關。同時結合一階、二階LM檢驗結果，具體如下，LM（1）檢驗統計量為6.949641，p值小于1%；LM（2）的檢驗統計量為6.976850，p值小于5%，因此可以判斷模型存在1、2階自相關。

（2）廣義最小二乘法估計結果

由于存在自相關，會導致變量的T檢驗失效，因此采用廣義最小二乘法進行修正估計后的方程可以表述為：

DGDP = 12.1940749189 + 0.095042685862

*DEX+0.0626296835951*DEX（-1）+ 0.00196723299532*DEX（-2）+[AR（1）=0.658665938715]

在修正后的估計中，DW統計量為2.111481，接近2，說明不存在一階正的自相關。同時結合一階、二階LM檢驗結果，具體如下，LM（1）檢驗統計量為0.228481，p值大于10%；LM（2）的檢驗統計量為0.230105，p值大于10%，因此可以判斷模型不存在1、2階自相關。

AdjR2=0.564202，F=7.473197，Prob（F）=0.001356，可調整的R2為0.564202，F檢驗的伴隨概率小于1%，說明模型整體顯著，且回歸模型對LNY的解釋能力達到56%以上，擬合效果較好。

dex估計參數為0.095043，在1%水平下顯著不為0，這反映當期出口增長率對gdp增長率具有顯著的正向影響，即dex增長1個單位，dgdp會平均增長0.095個單位。

Dex（-1）估計參數為0.062630，在10%水平下顯著不為0，這反映滯后一期出口增長率對gdp增長率亦具有顯著的正向影響，即滯后一期dex增長1個單位，dgdp會平均增長0.0626個單位。

Dex（-2）估計參數為0.001967，但是不能通過10%的顯著性檢驗，說明滯后二期的dex對gdp的增長率不具有顯著的影響。

2. 進口與經濟增長的回歸分析

（1） 簡單回歸結果

估計后的方程可以表述為：

DGDP = 13.174242104 + 0.0679192921468

*DIM + 0.0269779423535*DIM（-1） + 0.0335324065555*DIM（-2）

DW統計量為0.690221，遠小于2，說明存在一階正的自相關。同時結合一階、二階LM檢驗結果，具體如下，LM（1）檢驗統計量為9.085557，p值小于1%；LM（2）的檢驗統計量為9.299877，p值小于1%，因此可以判斷模型存在1、2階自相關。

（2）廣義最小二乘法估計結果

由于存在自相關，會導致變量的T檢驗失效，因此采用廣義最小二乘法進行修正，估計后的方程可以表述為：

DGDP =13.7666342484 + 0.0637152234594

*DIM+0.0177670842641*DIM（-1）+ 0.0145730847047*DIM（-2）+[AR（1）=0.679538124925]

在修正后的估計中，DW統計量為1.764971，接近2，說明不存在一階正的自相關。同時結合一階、二階LM檢驗結果，具體如下，LM（1）檢驗統計量為0.579790，p值大于10%；LM（2）的檢驗統計量為0.579790，p值大于10%，因此可以判斷模型不存在1、2階自相關。

通過建立模型可以得出的結論為：

dim估計參數為0.063715，在5%水平下顯著不為0，這反映當期進口增長率對gdp增長率具有顯著的正向影響，即dim增長1個單位，GDP會平均增長0.063715個單位。

Dim（-1）估計參數為0.017767、Dim（-2）估計參數為0.014573，但是均不能通過10%的顯著性檢驗，說明滯后一、二期的進口增長率對gdp的增長率不具有顯著的影響。

通過對貴州對外貿易與經濟增長的數據進行單位根檢驗，并在此基礎上進行 Granger 因果關系檢驗和建立誤差修正模型， 結果表明， 無論在短期或長期內， 對外貿易都帶動了經濟的增長， 發揮了貴州經濟增長中的“引擎”作用， 這與新古典經濟學支持進出口促進經濟增長的假設命題相吻合。就長期而言， 盡管貴州省的EX、IM 和 LGDP 各自的增長是非平穩的， 出口增長、進口增長和經濟增長之間存在惟一長期穩定的動態均衡關系， 出口在很大程度上促進了貴州省的經濟增長， 但是進口對GDP 增長的影響并沒那么穩定和顯著。短期內， 貴州省出口、進口增長與 GDP 增長之間只存在單向因果關系， 進口增長與出口增長則互為因果， 這表明： 出口增長擴大了省內的有效需求， 從而促進了經濟增長， 而對高新技術、重要生產設備以及關鍵的短缺資源的進口， 則直接推動了貴州省的技術進步和生產率的提高， 盡管對外貿易的增長確實拉動了貴州的經濟增長， 但貴州經濟的快速增長還沒有實現對出口增長的規模經濟效應。

五、貴州省發展國際貿易的政策建議

由上述分析的結果可以認為貴州省對外貿易中仍然存在著較多的不足之處，結合省情、國情以及世界經濟的局勢背景，提出以下幾點政策建議：一是貴州省應該依托“一帶一路”政策與更多的沿線國家做好貿易往來，優化外貿產品結構，提高全省產品附加值；二是積極依托自身扼守西南交通咽喉之地理優勢，加大與南亞、東南亞的貿易互動，積極參與泛珠三角地區貿易活動，依托自身資源優勢，擴大市場開放、吸引外商投資，提升全省開放程度及產品的國際競爭力；三是注重進口對經濟增長的帶動作用，貴州省應制定進出口戰略，把進口與貴州省的產業結構調整、技術改造緊密結合起來，有秩序地進口那些貴州省經濟建設急需的資源、原材料及先進的設備和適用技術，加快進口向現實生產力的轉化。總之，在知識經濟時代，面對國際貿易的新趨勢，貴州省對外貿易的發展必須實現從對外貿易觀念的創新到對外貿易戰略政策、體制的創新，直到對外貿易法制制度，貿易構成和貿易工具的全面創新。

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（作者單位：貴州大學）