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武漢進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究
摘 要：根據(jù)1988－2005年的進(jìn)口貿(mào)易總值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論分析研究，兩者之間存在著密切的內(nèi)在聯(lián)系關(guān)系，通過(guò)對(duì)其建立廣義差分回歸模型，可以得出進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性。關(guān)鍵詞：武漢;進(jìn)口貿(mào)易;GDP;廣義差分回歸分析
0 前言
近年來(lái)，進(jìn)出口貿(mào)易在武漢經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮了擴(kuò)大需求規(guī)模與優(yōu)化資源配置的雙重功能，對(duì)工業(yè)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到重要的促進(jìn)作用。去年，武漢進(jìn)出口總額618786萬(wàn)美元，同比增長(zhǎng)43.95％。其中進(jìn)口額和出口額分別為364777萬(wàn)美元和254009萬(wàn)美元，同比分別增長(zhǎng)54.1％和31.5％。進(jìn)出口貿(mào)易不僅是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要需求因素，也是促進(jìn)國(guó)內(nèi)資源優(yōu)化配置、加速工業(yè)化進(jìn)程和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的重要途徑。
根據(jù)國(guó)民收入衡等式：
? Y=C+I+G+（X-M），進(jìn)口會(huì)擠占地區(qū)內(nèi)部市場(chǎng)從而部利于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，長(zhǎng)期以來(lái)關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究往往只局限于出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的問(wèn)題一直未引起學(xué)者的重視。這種情況直到近幾年裁開始有所改變，也就是說(shuō)，近年來(lái)人們開始意識(shí)到，進(jìn)口也可能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，相關(guān)的研究也陸續(xù)出現(xiàn)。如：羅伯特 J.巴羅、哈維爾·薩拉伊馬丁（美）研究了各國(guó)的GNP數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，研究范圍內(nèi)的國(guó)家中那些采用了典型貿(mào)易保護(hù)政策的都增長(zhǎng)較慢。李京文(1995)使用開放經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，對(duì)1960年至1985年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)已過(guò)，尤其是發(fā)展中國(guó)家，如果外國(guó)資本品的使用超過(guò)了本國(guó)資本品，那么經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率也比較高。Lawrence，R.Z.（1999）對(duì)20世紀(jì)80年代美國(guó)100多個(gè)制造產(chǎn)業(yè)中國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。
上述研究的角度各有側(cè)重，所依據(jù)的資料的研究方法也有所不同，所得出的結(jié)論也不盡一致。本文將通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)方法，以武漢市1988－2005年的進(jìn)口貿(mào)易總值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為指標(biāo)分析進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。
1 數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)
在表1 中，lnGDP和lnIMP分別是對(duì)GDP和IMP的對(duì)數(shù)序列；dlnGDP和dlnIMP分別是對(duì)lnGDP和lnIMP的一階差分后的序列。對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，一般都存在非平穩(wěn)性，因此先對(duì)表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的一種通用的方法。單位根檢驗(yàn)的方法還有DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)等。通常所用的單位根檢驗(yàn)方法為ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)法。
本文運(yùn)用EViews5.0，分別對(duì)序列l(wèi)nGDP和lnIMP、dlnGDP和dlnIMP進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。
在單位根檢驗(yàn)中，序列dlnIMP接受原假設(shè)，也即序列是非平穩(wěn)的，而lnGDP、dlnGDP和lnIMP的ADF統(tǒng)計(jì)量大于其對(duì)應(yīng)的1％臨界值，即拒絕原假設(shè)，序列是平穩(wěn)的。
2 模型的建立和修正
2.1 建立初步模型1
利用前面的檢驗(yàn)分析，下面對(duì)非平穩(wěn)序列l(wèi)nGDP和lnIMP做簡(jiǎn)單的線性回歸分析，建立如下線性模型：
?Ln(gdpt)=β0+β1Ln(IMPt)+μt
運(yùn)用EViews5.0中的OLS回歸結(jié)果如表1所示：
?由上表可以了解量回歸系數(shù)均通過(guò)T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，模型的決定系數(shù)也比較接近1，但是DW統(tǒng)計(jì)值為0.612910?，說(shuō)明方程的殘差項(xiàng)存在正相關(guān)性，殘差圖如圖1。回歸模型殘差項(xiàng)參在序列相關(guān)時(shí)，如果繼續(xù)使用普通最小二乘法（OLS），對(duì)于模型估計(jì)與檢驗(yàn)帶來(lái)的主要后果是：（1）參數(shù)估計(jì)量非有效，雖然具有一致性，但是仍然不具有漸進(jìn)有效性。（2）變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義，因?yàn)門統(tǒng)計(jì)量是簡(jiǎn)歷在參數(shù)方查正確估計(jì)基礎(chǔ)之上的。（3）模型的預(yù)測(cè)失效，區(qū)間預(yù)測(cè)與參數(shù)估計(jì)量的方差有關(guān)。? 2.2 模型修正
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