左夢婷，鮑建華，吳智洋，魏旭輝，朱家明

(1.2.3.4.5.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

開放帶來進(jìn)步，封閉必然落后。改革開放以來，我國出口貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，對(duì)外開放成為我國的基本國策之一，是中國走向強(qiáng)大的必經(jīng)之路，是促進(jìn)外商積極來華投資的必要手段。自2001年加入世貿(mào)組織以來，我國對(duì)外貿(mào)易進(jìn)入高速發(fā)展期。出口貿(mào)易作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”之一，為促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步做出了巨大貢獻(xiàn)。習(xí)近平在十九大報(bào)告中提出，要推動(dòng)形成全面開放新格局。自“一帶一路”戰(zhàn)略實(shí)施以來，歐亞非各國之間交流緊密，秉持共商共建共享的原則，貿(mào)易往來日漸密切。堅(jiān)持引進(jìn)來與走出去雙重發(fā)展，加強(qiáng)國內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新意識(shí)，增強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新能力，提高企業(yè)的國際競爭力，力爭在國際貿(mào)易市場上占據(jù)有利地位，形成陸海內(nèi)外聯(lián)動(dòng)、東西雙向互濟(jì)的開放格局。積極拓展我國出口貿(mào)易的業(yè)務(wù)，創(chuàng)新我國貿(mào)易業(yè)態(tài)的模式，爭取早日實(shí)現(xiàn)貿(mào)易強(qiáng)國的建設(shè)目標(biāo)。加上近期中美貿(mào)易戰(zhàn)的打響，對(duì)外貿(mào)易問題已成為不可忽視的存在，需要高度重視。

就目前而言，國內(nèi)許多專家學(xué)者對(duì)中國出口貿(mào)易進(jìn)行了諸多研究，并取得了一定的成果。范柏乃等[1]以國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的1952-2003年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用Granger因果關(guān)系模型和廣義差回歸的方法研究了中國出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)果表明中國出口貿(mào)易與GDP之間存在十分明顯的單向因果關(guān)系，出口貿(mào)易是推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。李麗等[2]運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)等方法，對(duì)我國出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行雙變量和多變量的實(shí)證分析，結(jié)果顯示，我國出口與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互為因果的反饋性聯(lián)系，說明我國現(xiàn)階段的增長是出口導(dǎo)向型。董翔宇等[3]根據(jù)19個(gè)主要貿(mào)易國家1994-2014年的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，按照資本品、消費(fèi)品、初級(jí)品、傳統(tǒng)服務(wù)、信息化服務(wù)、金融保險(xiǎn)服務(wù)及其他服務(wù)的類別，研究出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長規(guī)律關(guān)系，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長有密切的關(guān)聯(lián)性。喬小勇等[4]基于Eora投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來對(duì)中國和其他金磚國家進(jìn)行貿(mào)易測算，并構(gòu)建Tapio脫鉤模型來進(jìn)行時(shí)序分析。龐德良等[5]人以中國和日本為例，通過比較兩國在東亞地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，探究了中日兩國在東亞經(jīng)濟(jì)體貿(mào)易結(jié)構(gòu)中的地位與作用。基于此，本文以Eviews軟件為分析工具，以國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的1985-2016的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為依據(jù)，建立合適的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，研究中國出口貿(mào)易總額與經(jīng)濟(jì)增長作用之間的內(nèi)在依存關(guān)系。與已有文獻(xiàn)相比，本文針對(duì)我國出口貿(mào)易額作了具體分析，探索出我國對(duì)外貿(mào)易總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)合理論和實(shí)證分析的結(jié)論，為相關(guān)部門進(jìn)行國際貿(mào)易提供了一定的數(shù)據(jù)支持。

1 模型的設(shè)定

1.1 數(shù)據(jù)搜集

中國1985-2016年GDP(Y)、出口貿(mào)易總額(X2)、進(jìn)口貿(mào)易總額(X3)及人民幣匯率(X4)的數(shù)據(jù)見表1。

表1 中國1985-2016年各貿(mào)易指標(biāo)

年份Y/億元X2/億元X3/億元X4/%19859098.9808.91257.82.94198610376.21082.11498.33.45198712174.61470.01641.23.72198815180.41766.72055.13.72198917179.71956.02199.93.77199018872.92985.82574.34.78199122005.63827.13398.75.32199227194.54676.34443.35.51199335673.25284.85986.25.76199448637.510421.89960.18.62199561339.912451.811048.18.35199671813.612576.411557.48.31199779715.015160.711806.68.29199885195.515223.511626.18.28199990564.416159.813736.58.282000100280.120634.418638.88.282001110863.122024.420159.28.282002121717.426947.924430.38.282003137422.036287.934195.68.282004161840.249103.346435.88.282005187318.962648.154273.78.102006219438.577597.963376.97.802007270232.393627.173296.97.392008319515.5100394.979526.56.852009349081.482029.768618.46.812010413030.3107022.894699.56.622011489300.6123240.6113161.46.482012540367.4129359.3114801.06.372013595244.4137131.4121037.56.132014643974.0143883.8120358.06.252015689052.1141166.8104336.16.232016744127.2138419.3104967.26.64

數(shù)據(jù)來源：中國1985-2016年統(tǒng)計(jì)年鑒

1.2 模型的建立

通過Y與X2、X3、X4的趨勢圖和散點(diǎn)圖可知，解釋變量X2、X3、X4與被解釋變量Y之間均存在正的線性相關(guān)關(guān)系?；谏鲜龇治觯沙醪浇⑷缦鲁隹谫Q(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額、人民幣匯率與國內(nèi)生產(chǎn)總值的多元線性回歸模型，假設(shè)模型如下：

Yi=β1+β2X2i+β3X3i+β4X4i+ui

其中，Yi代表GDP，X2i代表出口貿(mào)易總額，X3i代表進(jìn)口貿(mào)易總額，X4i代表人民幣匯率，ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.3 多元回歸方程估計(jì)

對(duì)中國1985～2016年各貿(mào)易指標(biāo)進(jìn)行EVIEWS分析的結(jié)果見表2。

表2 普通最小二乘法估計(jì)結(jié)果

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C29229.6837174.010.7862930.4838X27.5517481.7443934.3291560.0002X3-4.0052642.10732-1.9006430.0677X4-4190.2875476.379-0.7651570.4506R-squared0.952685Meandependentvar209307.1AdjustedR-squared0.947615S.D.dependentvar226965.3S.E.ofregression51947.29Akaikeinfocriterion24.67032Sumsquaredresid7.56E+10Schwarzcriterion24.85353Loglikelihood-390.725Hannan-Quinncriter24.73105F-statistic187.9242Durbin-Watsonstat0.406382Prob(F-statistic)0

回歸結(jié)果：

從模型可以看出，可決系數(shù)R2=0.9527接近于1，模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度高，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值Yi有95.27%可以由出口貿(mào)易總額X2i、進(jìn)口貿(mào)易總額X3i、人民幣匯率X4i解釋。F統(tǒng)計(jì)量為187.9242，遠(yuǎn)大于臨界值2.95，說明在α=0.05的水平下，模型線性關(guān)系顯著，或出口貿(mào)易總額X2i、進(jìn)口貿(mào)易總額X3i、人民幣匯率X4i聯(lián)合起來對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值Yi有顯著影響[6]。t檢驗(yàn)結(jié)果表明，出口貿(mào)易總額X2i對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值Yi的影響顯著，且回歸系數(shù)的符號(hào)為正，與實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況吻合；而進(jìn)口貿(mào)易總額X3i、人民幣匯率X4i回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均小于2.048，表明當(dāng)其他解釋變量不變時(shí)，進(jìn)口貿(mào)易總額X3i、人民幣匯率X4i對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值Yi無顯著影響。

2 模型的檢驗(yàn)

2.1 多重共線性檢驗(yàn)

2.1.1 簡單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

通過EVIEWS軟件處理，得到如下簡單相關(guān)系數(shù)表3。

表3 簡單相關(guān)系數(shù)表

YX2X3X4Y10.9722350.958850.107666X20.97223510.9947160.147969X30.958850.99471610.153771X40.1076660.1479690.1537711

由表3可知，出口貿(mào)易總額X2、進(jìn)口貿(mào)易總額X3之間的相關(guān)系數(shù)均大于0.9，初步判斷二者之間存在嚴(yán)重的多重共線性，下面將采用逐步回歸法篩選并剔除引起多重共線性的變量，以此來修正模型中所存在的多重共線性。

2.1.2 輔助回歸模型檢驗(yàn)及方差膨脹因子檢驗(yàn)

通過EVIEWS軟件進(jìn)行輔助回歸，可以得到如下回歸結(jié)果如表4所示。

表4 輔助回歸結(jié)果

模型R2F統(tǒng)計(jì)量F的伴隨概率VIFTOL=1/vifX2=f(X3,X4)0.9894861364.6350.0000095.11130.010514X3=f(X2,X4)0.9895051367.1080.0000095.23810.0105X4=f(X2,X3)0.0260070.38720.68241.02670.97399435

由表4可知，上述輔助回歸模型的F統(tǒng)計(jì)量，除了X4外伴隨概率均接近于零或小于顯著性水平0.05，表明模型存在嚴(yán)重多重共線性。

2.1.3 逐步回歸

由表3可知，Y與X2相關(guān)系數(shù)最大，所以這里首先建立GDP Y與出口貿(mào)易總額X2的一元基本線性回歸模型，再依次引入其他變量估計(jì)二元回歸模型，得到逐步回歸結(jié)果如表5所示。

表5 逐步回歸估計(jì)結(jié)果表

方程X2X3X4R2①Y=f(X2)4.2303(227.564)0.943415②Y=f(X2,X3)7.6174(4.4037)-4.1098(-1.9685)0.948364③Y=f(X2,X4)4.2541(22.5294)-4865.216(-0.8527)0.942896④Y=f(X2,X3,X4)7.5517(4.3292)-4.0053(-1.9006)-4190.287(-0.7652)0.947615

注：表中數(shù)字為估計(jì)的回歸系數(shù)及其T統(tǒng)計(jì)量值

經(jīng)過反復(fù)的引入-檢驗(yàn)-剔除，比較檢驗(yàn)都通過的逐步回歸模型為：

Y=-1861.509+4.2303X2

模型估計(jì)結(jié)果說明，經(jīng)濟(jì)增長主要取決于出口貿(mào)易總額。

2.2 異方差檢驗(yàn)

本文采用戈德菲爾德-匡特檢驗(yàn)來判斷逐步回歸模型是否存在異方差，經(jīng)整理，結(jié)果如表6所示。

表6 GQ檢驗(yàn)結(jié)果

RSS1RSS2F1.31E+083.75E+10286.19

從最終模型可以看出，可決系數(shù)R2為0.9545接近于1，模型的擬合優(yōu)度高；F統(tǒng)計(jì)量值為11.0320，大于臨界值4.17，說明在α=0.05的水平下，模型線性關(guān)系顯著；nR2統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率即prob(nR2)為0.0627，大于給定的顯著性水平0.05，認(rèn)為調(diào)整后的回歸模型已經(jīng)不存在異方差。

由結(jié)果可以看出，當(dāng)出口貿(mào)易總額X2每增加1億元，國內(nèi)生產(chǎn)總值Y增加4.077億元。

2.3 自相關(guān)檢驗(yàn)

2.3.1 DW檢驗(yàn)

因?yàn)閚=32，k=1，取顯著性水平α=0.05時(shí)，查表得dL=1.373，dU=1.502，而0<0.7399=DW

2.3.2 偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

結(jié)果如下頁圖1所示。

圖1 偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

由圖1中可以看出，模型僅第1期偏相關(guān)系數(shù)的直方塊超過了虛線部分，且Q-statistics的p值小于0.05，存在著一階自相關(guān)。

本文采用廣義差分法消除自相關(guān)性，即加入AR項(xiàng)，使用迭代估計(jì)法估計(jì)模型，結(jié)果如表7。

表7 迭代估計(jì)法結(jié)果

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C204.320130487.230.0067020.9947X4.2176770.37823611.150910AR(1)0.6209540.1513454.1029150.0003R-squared0.965112Meandependentvar215762.2AdjustedR-squared0.96262S.D.dependentvar227711.3S.E.ofregression44025.73Akaikeinfocriterion24.3147Sumsquaredresid5.43E+10Schwarzcriterion24.45347Loglikelihood-373.8779Hannan-Quinncriter24.35994F-statistic387.28Durbin-Watsonstat2.081067Prob(F-statistic)0

Y=204.3201+4.2177X2+[AR(1)=0.6210]

(30487.23)(0.3782)(0.1513)

t=(0.0067)(11.1509)(4.1029)

R2=0.9651，F(xiàn)=387.2800，prob(F)=0.000000，DW=2.0811

調(diào)整后模型的DW=2.0811，n=32，k=1，取顯著性水平α=0.05時(shí)，查表得dL=1.373，dU=1.502，而dU<2.0811=DW<4-dU，說明模型不存在一階自相關(guān)性。使用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)是否存在高階自相關(guān)，結(jié)果如下頁圖2。

圖2 修正模型的偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

在上圖2中，所有滯后期的偏自相關(guān)系數(shù)直方圖均在虛線內(nèi)，且Q統(tǒng)計(jì)量P值大于0.05，也表明了調(diào)整后回歸模型不存在高階自相關(guān)性。

3 研究的不足之處

本文僅選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值這一被解釋變量，進(jìn)、出口貿(mào)易總額及匯率這三個(gè)解釋變量，不能很好地代表國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長情況，較為片面[7]。后續(xù)工作可以對(duì)出口、GDP進(jìn)行細(xì)分，GDP增長的哪一部分是由于出口增加導(dǎo)致，哪一部分是由于國內(nèi)自身因素導(dǎo)致。且由于匯率的不斷變化，用進(jìn)出口總額來描述經(jīng)濟(jì)增長的情況缺乏一定的準(zhǔn)確性，人民幣的升值帶來了本地商品在國外價(jià)格的提升，在一定程度上抑制了商品出口，促進(jìn)了經(jīng)銷商進(jìn)口外國商品，進(jìn)口額可能增多；而人民幣的貶值則帶來了本地商品在國外價(jià)格的下跌，在一定程度上促進(jìn)了商品出口，抑制了經(jīng)銷商進(jìn)口外國商品，出口額可能增加，進(jìn)出口總額受到了來自匯率變動(dòng)的影響。后續(xù)可以采用進(jìn)出口增長率來代替，消除匯率變動(dòng)帶來的影響，提高結(jié)論的準(zhǔn)確度。

通過改進(jìn)，得到進(jìn)出口增長率與GDP之間的Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。

表8 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

NullHypothesisObsF-StatisticProb.X2doesnotGrangerCauseY290.510560.6065YdoesnotGrangerCause3.399250.0501X2X1doesnotGrangerCauseY290.540560.5893YdoesnotGrangerCause3.624370.0421X1X1doesnotGrangerCauseX2290.930090.4083X2doesnotGrangerCauseX12.714380.0866

由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在顯著性水平為0.05的條件下，出口增長率是影響經(jīng)濟(jì)增長的原因，而進(jìn)口增長率則沒有通過檢驗(yàn)。結(jié)果表明出口增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，符合經(jīng)濟(jì)實(shí)際，且與本文結(jié)論相一致。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

由最終模型可以得到，出口與經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)的關(guān)系，出口增長會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。我國正處于全面建成小康社會(huì)時(shí)期，因此，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定均衡增長是一項(xiàng)重要議題[8]。且作為貿(mào)易大國，我國的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)我國乃至世界經(jīng)濟(jì)都產(chǎn)生了較為重大的影響。

4.2 建議

4.2.1 完善出口戰(zhàn)略

財(cái)政政策作為促進(jìn)出口貿(mào)易的工具，被廣泛應(yīng)用于各個(gè)國家中，起著重要的調(diào)控作用。目前，中國的財(cái)政政策體系仍不完善，與發(fā)達(dá)國家相比有較大改進(jìn)空間。政府可以成立專門的機(jī)構(gòu)，研究與制定出口戰(zhàn)略[9]，實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策的創(chuàng)新與多層次，通過出口信貸等措施，積極促進(jìn)出口，提高對(duì)外貿(mào)易出口額。

4.2.2 及時(shí)了解國內(nèi)外貿(mào)易形勢

建立商業(yè)情報(bào)網(wǎng)與貿(mào)易中心[10]，及時(shí)了解全球貿(mào)易情況，跟蹤世界貿(mào)易發(fā)展新趨勢，以便及時(shí)做出應(yīng)對(duì)措施；組織貿(mào)易代表團(tuán)出訪[11]，深入了解他國貿(mào)易情形，針對(duì)性地改進(jìn)我國貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)；優(yōu)化吸納國際對(duì)外貿(mào)易投資結(jié)構(gòu)，加速我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的高度化；大力發(fā)展教育，鼓勵(lì)高校學(xué)生出國深造，學(xué)習(xí)國外先進(jìn)的貿(mào)易思想與方式。

4.2.3 鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行外貿(mào)交易

組織出口商的評(píng)獎(jiǎng)活動(dòng)，對(duì)年出口貿(mào)易總額排名前列的企業(yè)給予一定的獎(jiǎng)勵(lì)措施，如減免該企業(yè)來年的出口關(guān)稅，對(duì)企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)給予額外的現(xiàn)金補(bǔ)貼等，以此提高出口商之間的競爭力，吸引更多企業(yè)進(jìn)行對(duì)外出口貿(mào)易[12]；改善對(duì)外貿(mào)易環(huán)境，合理調(diào)控匯率，增辟融資渠道，鼓勵(lì)更多的中小企業(yè)參與到出口貿(mào)易上來[13]。