贵州省对外贸易对经济增长的贡献研究

马青青

摘要：对外贸易对国家和地区经济增长具有不可忽视的作用，是理论研究已证实的论点，也是我国经济学界普遍认同的观点。近几年，就我国对外贸易对于经济增长的促进作用这个问题，国内许多学者作了大量的实证研究，但其中有关西部经济落后省份的对外贸易是否带动了当地的经济增长进行的研究甚少。如何让对外贸易在贵州经济转型中发挥更大的作用，系统阐释对外贸易影响经济发展的机制，并就外贸在贵州经济发展中的作用进行实证研究显得尤为迫切。文章以1993～2016年贵州省的GDP、进出口的统计数据为样本建立模型， 通过Granger检验分析了贵州省的对外贸易与经济增长的相互影响。

关键词：对外贸易；经济增长；因果关系，回归分析

一、国内外研究现状

早期的理论主要有：亚当·斯密有关“剩余产品出路 ”的学说；由 Romer（1986）和 Lucas（1988）提出的内生性增长理论从动态的角度为对外贸易和经济的长期增长之间的关系提供了一个更加严格的基础， 假设减少贸易壁垒将在长期内产生经济增长的促进效应。Prebiisch（1950）的“中心—外围”理论从贸易条件的角度论述了发达国家与发展中国家对外贸易促进经济增长的机制， 得到的基本结论是：发展中国家的对外贸易并不能带动本国经济增长。

近几年，就我国对外贸易对于经济增长的促进作用这个问题以基于中国整体的时间序列数据为主，其次是以东南沿海贸易大省如广东、上海的研究居多，而对西部贸易相对落后的省份研究较少，但还是有一些学者从区域经济发展的角度做了不少分析和探讨。崔如海（2002）研究了直接投资与落后地区开放性经济发展战略问题，他运用规范分析方法论证了直接投资影响落后地区实行开放经济的战略选择。刘用明（2004）从对外贸易是一个区域经济发展的引擎的角度，系统地研究了对外贸易与区域经济发展之间的关联，认为发展一个地区的对外经济贸易，既要注重该地区的比较优势和特色，又要注重动态利益的获得和经济可持续发展。

二、1978～2016 年贵州省对外贸易状况

（一）初生萌芽阶段（1950～1978年）

从新中国成立到改革开放初期，贵州省作为西部内陆省份，交通不便，信息闭塞，经济发展滞后，人均收入较少，开放度不高。但是由于新中国的成立和受沿海城市新思想新潮流的影响，贵州省的对外贸易也开始渐渐萌生，这一阶段的贵州外贸尚处于萌芽阶段，没有独立的对外贸易权和出口口岸，尤其在计划经济的背景下，对外经济贸易的主要内容是执行和完成国家指令性计划。

（二）蓬勃发展阶段（1978～1993年）

贵州省虽然地处内陆，但是改革开放的春风依然吹到了黔中腹地，从1978年起，贵州省开始进行自营出口试点。随着国家逐步下放对外出口经营权，逐年扩大自营出口商品经营范围，从1988年起，国家将省、地、县外贸企业下放到省管理，财务上与中央财政脱钩，与省财政挂钩，实行出口收汇、上缴中央外汇、出口亏损补贴三项基数“一定三年”的外贸承包经营责任制，将指标层层分解落实到各外贸企业，进一步完善外贸企业承包经营制度，1990年，全省出口总额1.54亿美元，比1985年增长2.9倍，进口总额6444.3万美元，比1985年增长0.37倍。

（三）快速发展阶段（1993～2016年）

进入20世纪90年代，贵州外贸体制改革进程加快。从1991年起，全省外贸转入自主经营、自负盈亏、平等竞争的轨道，打破了外贸独家经营的状况。全省有进出口经营权的企业由1990年的27家发展到1995年的70家， 1998年增加到144家。增加国有大中型生产企业的进出口经营权，各地、州、市和贵阳高新技术产业开发区均成立进出口公司，放宽外贸企业的经营范围，推进外贸与外资、外经的结合。

这一阶段，贵州省进出口在波动中快速增长。自1993年以来，贵州省的进出口额呈现出明显的增长趋势，进出口总额从1993年的4.19亿美元增长到 2016 年的 52.02亿美元，约增长12倍；出口额增长更为明显，从1993年的 2.23亿美元增加到 2016年的39.90亿美元，增长了近18倍；随着市场经济的发展和国民购买力的增强，贵州省的进口总额也是大幅增长，1993年的进口总额是1.96亿美元，到了2016年增长到12.12亿美元，增长了约6倍。

三、贵州省对外贸易对经济增长的影响分析

通过20世纪90年代初至今以来贵州省的经济指标进行考察，对1993年-2016年的GDP统计数据分析可看出贵州省经济呈持续增长的趋势，且增长的幅度和比例逐年增高，虽然贵州省经济基础薄弱、人均GDP再全国的排名仍然靠后，但是九十年代以来尤其是2008年之后，贵州省的经济增长速度飞快，漲幅很高。

由图1可知，虽然前面的分析和数据已经表明贵州省的经济增长与对外贸易的增长具有一定的相关性，但贵州省近25年GDP的增长分别与进口贸易总额、出口贸易总额相关程度不同，相互影响的程度也不同，这就需要针对两个指标分别做出实证分析。

四、贵州省对外贸易对经济增长贡献的实证分析

（一）样本及数据

本文以1993～2016年贵州省的GDP增长率、进口额IM增长率、出口额EX增长率的统计数据为样本，数据来源于相关年份的《贵州统计年鉴》和《国家统计年鉴》。贵州省经济增长用贵州GDP来表示，以当年平均汇率换算成以亿元为单位。贵州省进口额、出口额分别用IM、EX表示。通过单位根检验、格兰杰因果分析，运用最小二乘法进行回归，得到线性回归结果。

（二）变量的单位根检验

本文采用ADF检验法对变量dgdp、dim、dex进行平稳性检验，借助于Eviews9.0软件，检验结果显示dgdp、dim、dex的原始序列是平稳的，因此可以直接用它们的增长率水平序列建模。

（三）格兰杰原因分析

为了进一步检验各变量之间的相互因果关系，有必要对变量进行granger因果检验。通过对变量的Granger因果关系检验发现：在10%显著水平条件下可以拒绝dim不是dgdp的格兰杰原因，说明进口增长率是gdp增长的格兰杰原因。在10%显著水平条件下可以拒绝dex不是dgdp的格兰杰原因，说明出口增长率是gdp增长的格兰杰原因。

（四）实证过程

1. 出口与经济增长的回归分析

（1） 简单回归结果

估计后的方程可以表述为：

DGDP = 10.6095402902 + 0.134566586423

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

DW统计量为0.883740，远小于2，说明存在一阶正的自相关。同时结合一阶、二阶LM检验结果，具体如下，LM（1）检验统计量为6.949641，p值小于1%；LM（2）的检验统计量为6.976850，p值小于5%，因此可以判断模型存在1、2阶自相关。

（2）广义最小二乘法估计结果

由于存在自相关，会导致变量的T检验失效，因此采用广义最小二乘法进行修正估计后的方程可以表述为：

DGDP = 12.1940749189 + 0.095042685862

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

在修正后的估计中，DW统计量为2.111481，接近2，说明不存在一阶正的自相关。同时结合一阶、二阶LM检验结果，具体如下，LM（1）检验统计量为0.228481，p值大于10%；LM（2）的检验统计量为0.230105，p值大于10%，因此可以判断模型不存在1、2阶自相关。

AdjR2=0.564202，F=7.473197，Prob（F）=0.001356，可调整的R2为0.564202，F检验的伴随概率小于1%，说明模型整体显著，且回归模型对LNY的解释能力达到56%以上，拟合效果较好。

dex估计参数为0.095043，在1%水平下显著不为0，这反映当期出口增长率对gdp增长率具有显著的正向影响，即dex增长1个单位，dgdp会平均增长0.095个单位。

Dex（-1）估计参数为0.062630，在10%水平下显著不为0，这反映滞后一期出口增长率对gdp增长率亦具有显著的正向影响，即滞后一期dex增长1个单位，dgdp会平均增长0.0626个单位。

Dex（-2）估计参数为0.001967，但是不能通过10%的显著性检验，说明滞后二期的dex对gdp的增长率不具有显著的影响。

2. 进口与经济增长的回归分析

（1） 简单回归结果

估计后的方程可以表述为：

DGDP = 13.174242104 + 0.0679192921468

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

DW统计量为0.690221，远小于2，说明存在一阶正的自相关。同时结合一阶、二阶LM检验结果，具体如下，LM（1）检验统计量为9.085557，p值小于1%；LM（2）的检验统计量为9.299877，p值小于1%，因此可以判断模型存在1、2阶自相关。

（2）广义最小二乘法估计结果

由于存在自相关，会导致变量的T检验失效，因此采用广义最小二乘法进行修正，估计后的方程可以表述为：

DGDP =13.7666342484 + 0.0637152234594

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

在修正后的估计中，DW统计量为1.764971，接近2，说明不存在一阶正的自相关。同时结合一阶、二阶LM检验结果，具体如下，LM（1）检验统计量为0.579790，p值大于10%；LM（2）的检验统计量为0.579790，p值大于10%，因此可以判断模型不存在1、2阶自相关。

通过建立模型可以得出的结论为：

dim估计参数为0.063715，在5%水平下显著不为0，这反映当期进口增长率对gdp增长率具有显著的正向影响，即dim增长1个单位，GDP会平均增长0.063715个单位。

Dim（-1）估计参数为0.017767、Dim（-2）估计参数为0.014573，但是均不能通过10%的显著性检验，说明滞后一、二期的进口增长率对gdp的增长率不具有显著的影响。

通过对贵州对外贸易与经济增长的数据进行单位根检验，并在此基础上进行 Granger 因果关系检验和建立误差修正模型， 结果表明， 无论在短期或长期内， 对外贸易都带动了经济的增长， 发挥了贵州经济增长中的“引擎”作用， 这与新古典经济学支持进出口促进经济增长的假设命题相吻合。就长期而言， 尽管贵州省的EX、IM 和 LGDP 各自的增长是非平稳的， 出口增长、进口增长和经济增长之间存在惟一长期稳定的动态均衡关系， 出口在很大程度上促进了贵州省的经济增长， 但是进口对GDP 增长的影响并没那么稳定和显著。短期内， 贵州省出口、进口增长与 GDP 增长之间只存在单向因果关系， 进口增长与出口增长则互为因果， 这表明： 出口增长扩大了省内的有效需求， 从而促进了经济增长， 而对高新技术、重要生产设备以及关键的短缺资源的进口， 则直接推动了贵州省的技术进步和生产率的提高， 尽管对外贸易的增长确实拉动了贵州的经济增长， 但贵州经济的快速增长还没有实现对出口增长的规模经济效应。

五、贵州省发展国际贸易的政策建议

由上述分析的结果可以认为贵州省对外贸易中仍然存在着较多的不足之处，結合省情、国情以及世界经济的局势背景，提出以下几点政策建议：一是贵州省应该依托“一带一路”政策与更多的沿线国家做好贸易往来，优化外贸产品结构，提高全省产品附加值；二是积极依托自身扼守西南交通咽喉之地理优势，加大与南亚、东南亚的贸易互动，积极参与泛珠三角地区贸易活动，依托自身资源优势，扩大市场开放、吸引外商投资，提升全省开放程度及产品的国际竞争力；三是注重进口对经济增长的带动作用，贵州省应制定进出口战略，把进口与贵州省的产业结构调整、技术改造紧密结合起来，有秩序地进口那些贵州省经济建设急需的资源、原材料及先进的设备和适用技术，加快进口向现实生产力的转化。总之，在知识经济时代，面对国际贸易的新趋势，贵州省对外贸易的发展必须实现从对外贸易观念的创新到对外贸易战略政策、体制的创新，直到对外贸易法制制度，贸易构成和贸易工具的全面创新。

参考文献：

[1]刘楠，胡小娟.贵州省对外贸易与经济增长的经验研究[J].国际贸易问题，2007（11）.

[2]李裕鸿.对外贸易与落后地区经济发展：对西南民族地区的实证研究[D].华中农业大学，2010.

[3]叶天宏.贵州省对外贸易发展的实证分析及对策研究[J].贵州大学学报（社会科学版），2015（08）.

[4]张寒松等.贵州改革开放30年：回顾与展望[M].贵州大学出版社，2010（12）.

（作者单位：贵州大学）