中国对外贸易对经济增长的贡献重点.pdf

《中国对外贸易对经济增长的贡献重点.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《中国对外贸易对经济增长的贡献重点.pdf（9页珍藏版）》请在三一文库上搜索。

1、中国对外贸易对经济增长的贡献 -基于 1978年-2004 年数据的实证分析 内容摘要 : 关于“对外贸易如何促进中国经济增长”的问题，本文根据泰勒1981年建立的 出口扩展型总量生产函数模型，在国内学者有关研究的基础上，对1978-2004 年我国国内生 产总值、 出口、 进口和进出口总额经济数据之间的关系进行回归分析，并具体测算对外贸易 对我国经济增长的贡献, 结论表明经济增长速度基本上比较稳定，但是进出口对经济增长的 贡献份额波动却很大，特别是我国加入WTO 以后，无论是出口，进口，还是外贸总额，其 贡献份额与之前相比都有很大增加。 关键词 : 对外贸易经济增长贡献 一、引言 在开放经济

2、条件下，一国经济增长不仅与国内资本、劳动等要素投入，科学技术水平及 劳动生产率有关，而且在很大程度上受对外经济联系的影响，主要是进出口贸易。自改革开 放以来， 我国对外贸易增长速度大大高于经济增长的速度，成为拉动国民经济增长的重要因 素之一。国内生产总值从1978年的 3624.1 亿迅速上升到2004年的 136875.9 亿元 . 增长了将近 38倍。与此同时 , 对外贸易也增长很快，1978年进出口为 206.4 亿美元 , 其中出口 97.5 亿美元 , 进口 108.9 亿美元 .2004 年进出口为 11545.5 亿美元 , 增长了将近 56倍。出口 5933.2 亿美元 ,进

3、口5612.3 亿美元，分别比1978年增长了 60.8 倍和 51.5 倍。 此外，外贸依存度 是衡量一国经济增长受外部因素影响的重要指标。在这 27年间，我 国经济保持了前所未有的高速增长，外贸依存度也迅速提高，从1978年的 9.796%急剧上升 到70.01%, 大大高于同期发达国家的外贸依存度水平，也高于巴西、印度等发展中国家的水 平。由此可见， 我国参与国际分工的程度日益加深。意味着我国年产值中对外贸易占据了很 大的比重， 对外贸易的的变动对我国经济发展具有重大影响，因此有必要对中国对外贸易与 经济增长的关系做深入研究。 本文接下来先是关于本文所要研究问题的文献综述，然后是对外贸易

4、与经济增长关系的 一般理论分析及相关数据的说明，再就是进行计量模型相关变量的计量检验，并测算对外贸 易对中国经济增长的贡献，最后本文的结论及进一步思考。 二、 文献综述 关于对外贸易与经济增长关系的理论研究，最早可追溯到英国古典经济学家亚当?斯密 的“绝对优势理论”，在此之后李嘉图、穆勒分别提出了“比较成本理论”，“相互需求理 论”等等， 都强调对外贸易对经济增长的重要作用。到了当代，国外学术界在这方面有了新 的发展，大致有以下三种观点。 第一种是以经济学家罗伯特逊（D.H.Robertson.）（“国际贸易的未来”，1937）和 R. 纳克斯（ R 。 Nurkes. ）（“贸易的格局与经济

5、发展”，1953）为代表的 R-N学派认为，对外 贸易是经济成长的“发动机”，国际贸易不仅能带来直接的或静态的利益，而且能带来间接 的或动态的利益。 第二种是以劳尔. 普雷维什和辛格（1949）为代表的持否定态度的观点，他们从分析贸 易条件的角度展开了“中心 外围” 论，认为发达国家与发展中国家分别处于国际经济体系 的中心与外围， 而且二者在经济上是不平等的。对于以出口初级产品为主的发展中国家而言， 本文是笔者的学年论文， 得到任保平老师、 何爱平老师、 张龙老师的悉心指导，以及我班同学的热情帮助， 在此一并表示感谢。当然，文责自负。 外贸依存度是指对外贸易占当年产值（用国内生产总值衡量）的比

6、重，包括出口，进口及进出口依存度。 对外贸易甚至还会导致贫困化增长。 第三种则是 20c70s美国经济学家克拉维斯（Clarvis）提出的折中观点，即“贸易只是 增长的侍女”而不是“增长的引擎”，对外贸易既不是经济增长的充分条件，也不是必要条 件。而且还不一定必然对经济有益。 由于理论上的分歧，人们开始从实证研究的角度来寻找答案。近年来， 国外在这方面最 有影响力的一篇论文是哈佛大学的杰弗里. 萨赫和安德鲁 . 华纳（边江泽 .1999 ）. 他们的研究 发现，实行开放经济的发展中国家在20c7080s每年的经济增长达到4.5%, 而实行封闭经济 的发展中国家每年只能达到0.7%。同时， 研究

7、还表明， 实行开放经济的发达国家的年均增长 率可达 2.3%，封闭经济的发达国家只能达到0.7%. 国内学者对我国外贸与经济增长相关关系问题也作了大量的实证分析，由于研究所用的 数据和方法不同，结论也不尽一致。从研究方法来看，大致可以分为以下几类。 （1）相关分析，这一分析方法主要是用相关系数来反映经济发展与进出口贸易之间的 相互依存关系， 并以相关系数的大小反映其相互依存的程度。董秘刚（ 2000）的实证分析表 明19781998年间， 我国对外贸易与经济增长的相关性显著，相关系数 r94%。郭欣 （2004） 运用递归模型的方法得出进出口贸易与经济增长之间存在显著的正相关性，即对外贸易对经

8、 济增长的贡献率是十分可观的。 （2）回归分析，假定其他因素对经济增长的影响不变或是平稳的，从而构建一元线性 回归模型。 伊翔硕等 （ 1997）的研究结果认为，出口贸易对非出口部门乃至整个经济增长的 推动作用并不强，远没有起到经济增长“引擎”的作用。杨全发，舒元（1998）采用巴拉萨 和弗德等人建立的模型对我国改革开放以来（1978 1995）的数据进行回归分析，得出了出 口的增长并不像预期的那样对经济增长起到促进作用的结论。孙林，王启仿（ 2003）对于改 进的弗德模型所进行的研究指出，中国对外贸易对经济增长的作用机制和途径具有很强的时 期性。 (3) 协整方法， 采用格兰杰因果检验方法，

9、分析各变量之间是否具有长期稳定的协整关 系以及这一关系的具体形式。石传玉等 （ 2003）的实证分析认为短期内出口增长对我国经济 增长具有较大的促进作用，而进口增长对经济增长的影响却不显著，长期内进口和出口共同 对经济增长起到促进作用。刘晓鹏（2001）通过对我国1952年以来 GDP 与进出口的有关变量 数据进行协整计量分析，认为进口增长对我国经济增长具有较大的促进作用，而出口增长对 经济增长的影响却不显著。 (4) 贡献率 的测度， 传统的方法是以国民收入恒等式为基础， 直接从进出口角度来评价 外贸对经济增长的推动作用。很多学者对此作了改进和修正，魏巍贤（ 1999）基于协整分析 法和方差

10、分析法的分析结果得出如下结论，中国经济增长的31% 左右归功于实行出口导向型 战略。而经济增长对出口增长的贡献低于10% ，说明中国经济的高速增长并没有实现对出口 增长的规模效应。林毅夫， 李永军修正了传统的单方程模型，应用联立方程模型测算出我国 对外贸易对经济增长的贡献，即外贸出口增长10% ，基本上能够拉动GDP 上升 1% 。 目前，我国理论界关于外贸对经济增长影响的研究成果很多，在一些方面也有值得怀疑 的地方。主要表现在以下几点： 第一，仅考虑出口因素对经济增长的影响，而未考虑进口因素或把进口当作一个减量计 算净出口建立模型值得商榷，因为在我国的进口产品中包含有大量的原材料，能源产品等

11、作 为中间产品以供出口，以及进口国外的先进技术，可以提高劳动生产率，从而扩大出口，促 进经济增长。 第二， 在作相关的回归分析之前，应有的理论模型基本没有，以至于实证分析没有说服 力，而且在实证研究中没有计量检验，在进行计量分析中，可能出现伪回归。 贡献率是指一种因素变化 100%，各要素分别贡献了百分之多少。 第三、 没有测算出特定时间段进口、出口以及进出口总额对经济增长的贡献率，特别是 我国加入 WTO 以来对外贸易对经济增长贡献的变化情况。大部分研究成果基本上是研究中国 加入 WTO 之前的情况，对于加入WTO 以后我国对外贸易对经济增长贡献的变化情况很少关注， 对于存在的测算结果不一致

12、，可能是由于统计口径的不同。对此， 本文以国内学者的相关研 究为基础，重点考察19782004年特别是 2001加入 WTO 以后的变化。试图得出改革开放以来 特别是入世以来中国更加深入地融入经济全球化给中国经济带来的影响。 本文也将根据经济学家泰勒1981年建立的出口扩展型总量生产函数，建立双对数模型， 对19782004年国内生产总值，资本投入，劳动投入以及进出口贸易额进行回归分析。 三、对外贸易与经济增长关系的一般理论分析及数据描述 （一） 前提条件 在建立具体的分析框架之前，本文首先根据基本经济理论，提出以下前提假设 1，在开放的经济条件下，对外贸易包括进口，出口，进出口三部分。 2，

13、根据经济学中新古典模型，生产要素由资本和劳动两部分组成。假定技术进步是既 定的外生变量。 3，国民经济结构和资源配置合理，现有生产能力充分利用。 4，经济增长受资本，劳动投入及对外贸易影响。 （二） 一般理论分析 根据假设 2，由柯布道格拉斯生产函数知Y=f （L，K）=AK aL。 其中 Y 为产出， K 是资本， L 是劳动， A 为自生增长因素，一般用来反映技术变动状况，a,? 是常数， a+?=1，即规模报酬不变。 在假设 1 和 4 的条件下， 出口直接带来收入增加，有利于技术进步，而进口则通过进口 原材料， 资本品和高技术产品等间接提高国内劳动生产率，进一步增加收入和出口产品的竞

14、争力。因此，把进口、出口都看作是影响技术进步或经济效率的重要因素，以出口为例，产 出就是资本，劳动和出口的函数。 即Y=F (L,K, X)= AK aLXr 上式中 ,K,L 仍为资本 ,劳动， X 表示出口额，A仍然表示技术进步，是常量，a,?,r 为常 数， a+?1。 资本的边际产量是dY/d K = aAK a1 LXr，劳动的边际产量是 dY/d L= ? AK a L?1Xr ， 出口的边际产量是dY/d L= ? AK a LX r1。 那么资本的产量弹性为： （ Y/Y ）/（ K/K ）=（ K/Y ） （ Y/K） =（K/Y ） （? Y/? K） =（K/Y ）aAK

15、 a1 LX r =a 同理，劳动和出口的产出弹性分别为?，r。通过对总产出与劳动、资本、出口的相关图 分析，两两之间均存在明显的曲线关系，所以本文采用对数线性形式。对上式两边取对数,得： 1nYt=1nA+alnKt+?lnLt+ r lnXt 。 产出 Y分别对资本 K、劳动 L、出口 X求偏导： d(1nYt)/ d(lnKt)= （ Y/Y ）/（ K/K ）= a； d(1nYt)/ d(lnLt)= （ Y/Y ）/（ L/L ） = ?； d(1nYt)/ d(lnXt)= （ Y/Y ）/（ X/X ）= r。 因此， a表示资本投入每增加1%，产出投入增加a%，同理， ?，

16、r 分别表示劳动投入和 出口每增加 1% ，产出分别增加 ?% ， r%。 本文为了考察进口、出口、及进出口对经济增长的影响，把技术进步当作常量，忽略了 其随着时间推移所发生的变化对模型的影响，通过以上分析， 劳动、 资本及进出口是影响经 济增长的重要因素。 根据出口扩展型总量生产函数，本文在实证分析中涉及的变量包括被解释变量1nYt ，表 示总产出的对数时间序列（Yt以国内生产总值为代表）。解释变量为lnKt ，表示资本投入的 对数时间序列 （Kt以全社会固定资产投资为代表），lnLt 表示劳动力投入的对数时间序列（ Lt 以三大产业就业人员总数为代表，不包括失业人员。） ，lnTt，lnX

17、t ，lnMt 分别表示对外贸易 进出口总额，出口额，进口额的对数时间序列，所使用的时间序列的相关数据如下表（1） （单位：亿元） 年份GDP 外贸总额出口进口资本投入劳动投入（万人） 1978 3624.1 355.0 167.6 187.4 479 40152 1979 3959.0445.7207.5238.1490.241024 1980 4179.3527.3250.9276.5498.642361 1981 4392.4664.3332.1332.2868.143725 1982 4693.9684.4367.3317.11090.845295 1983 5183.0751.338

18、2.8368.41195.746436 1984 6092.61020.4493.2527.21557.348197 1985 6998.01613.3631.5981.91985.349873 1986 7512.71900.1796.81103.32297.951282 1987 8210.42116.81008.91107.92602.452783 1988 8644.12213.01023.01190.02752.654334 1989 8313.32043.3961.71081.62168.355329 1990 8930.12677.01437.61239.42174.864749

19、 1991 10116.03381.31790.91590.42617.965491 1992 11828.64049.62076.51973.03588.066152 1993 13587.54421.72073.32348.55128.466808 1994 15074.06570.63359.73210.95493.967455 1995 16421.86599.23496.73102.55621.868065 1996 17968.46388.03328.93059.16065.068950 1997 19554.37081.73981.33100.46549.769820 1998

20、21123.07239.14104.53134.67658.770637 1999 22809.08309.14491.33817.88297.671394 2000 25245.011081.65822.35259.39288.372085 2001 27677.7011997.66264.15733.610584.073025 2002 30309.0214806.47766.07040.412536.073740 2003 33859.5020329.810466.79863.216027.374432 2004 38405.1326806.713777.613029.119774.87

21、5200 注：由于美元作为世界货币，在对外贸易的进出口数据均根据当年人民币与美元之间的汇率换算为亿 元。国内生产总值、进出口贸易、资本投入和劳动投入都经过商品零售价格指数调整（以1978年=100为定 基指数）以消除价格因素影响。资本投入数据限于其可得性，1978年 1980年数据由国家统计局海关统 计得。其他数据来源： 中国统计年鉴（1981 2005） ，国家统计局网站。 四、模型相关变量的检验 根据前面的分析框架， 建立我国经济增长与资本、劳动及对外贸易变量的计量经济模型。 在建立回归方程进行回归分析前，为避免出现为回归导致错误的结论，特别是对于时间序列 中包含经济变量时，由于经济变量之

22、间的内在联系，在多数经济现象所表现出的时间序列资 料的一个突出特征就是惯性或低灵敏度。因此，有必要对回归方程中所涉及的变量进行一些 数据件工作，主要是对相关变量间的平稳性，协整性进行检验，在此基础上进行回归分析。 （一）平稳性检验 由于所涉及的经济变量是时间序列列数据，而这些数据往往是不平稳的，表现为某种 随机性， 要描述变量的观测值得统计规律，就必须对数据生成特征的随机向量进行描述，以 有利于我们的建模过程以及对所建模型的应用。另外，对不平稳的时间序列数据进行回归分 析，就可能导致伪回归。因此， 要对所涉及的相关变量进行平稳性检验，平稳性检验方法为 先对原解释变量进行单位根检验，若存在单位根

23、， 则继续对其一阶差分进行单位根检验，知 道不存在单位根为止。 原始变量的单位根检验结果如下表（2）所示： 变量检验类型ADF 值临界值 (1%) 临界值 (5%) DW 值平稳否 lnk (c,0,1) -0.947905 -3.7204 -2.9850 1.882317 否 lnx (c,0,1) -1.991875 -3.7204 -2.9850 2.030274 否 lny (c,t,1) -4.380631 -4.3738 -3.6027 2.027615 平稳 lnm (c,t,1) -0.146511 -3.7204 -2.9850 1.815909 否 lnl (c,0,1)

24、-1.991875 -3.7204 -2.9850 2.030274 否 lnt (c,0,1) -0.127130 -3.7204 -2.9850 1.917187 否 从上表可以看出，除了总产出lny是平稳序列，其许经济变量都是非平稳序列，因此必 须继续对其他序列作一阶差分。 变量一阶差分值的单位根检验结果如下表（ADF 方法）如下表（3）所示 变量检验类型ADF 值临界值 (1%) 临界值 (5%) DW 值平稳否 lnk (c,0,3) -3.215157 -3.7667 -3.0038 1.860122 平稳 lnx (c,t,1) -4.842263 -3.7343 -2.9907

25、 1.938477 平稳 lnm (c,0,1) -3.489604 -3.7343 -2.9907 2.078807 平稳 lnl (c,t,1) -3.601992 -4.3942 -3.2418 2.017007 平稳 (10%) lnt (c,0,1) -3.646519 -3.7343 -2.9907 1.992390 平稳 因此，以上解释变量都是一阶平稳序列（原序列lny是一阶平稳序列） 。 （二）协整关系检验 如果一组同阶单整的非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随即趋 势，那么这组序列就是协整的，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期的均衡关系， 即协整关系。

26、 那么对这组变量进行回归分析就可以避免伪回归情况的出现。因此， 在回归之 前，必须对出口扩展型总量生产函数模型涉及的非平稳变量进行协整检验，只有这样， 才能 避免出现为回归。 相关变量间的协整检验均以临界值为1% 和5% 为标准，其中通过 5% 的检验就表示变量之间 存在协整关系。 lnk 、lnx 、lny 、lnl 的协整关系检验结果见下表（4） 变量组滞后期似然比临界值（ 5%）临界值（ 1%）协整关系个数 lnk （ 1 1）62.07534 39.89 45.58 lnx 27.31395 24.31 29.75 lny 3 lnl 12.8641012.53 16.31 lnk、l

27、nm、lny、 lnl 变量之间协整关系检验结果见下表（5） 变量组滞后期似然比临界值（ 5%）临界值（ 1%）协整关系个数 lnk （1 2）99.188 39.89 45.58 lnm 46.683 24.31 29.75 lny 3 lnl 16.36712.53 16.31 lnk、lnt、lny、lnl 变量之间协整关系检验结果见下表（6） 变量组滞后期似然比临界值（ 5%）临界值（ 1%）协整关系个数 lnk （1 2）97.632 39.89 45.58 lnt 47.432 24.31 29.75 lny 3 lnl 15.83412.53 16.31 由上表可以看出，检验的三

28、组变量中，在5% 的显著性水平下，均存在三个协整关系， 说明各族变量间存在长期均衡的关系。因此， 可以直接对这三组变量建立回归方程，进行回 归分析。 五、中国对外贸易对经济增长的贡献测算 （一）出口扩展型总量生产函数回归方程检验。 本文将采用前面建立的双对数形式的计量经济模型：lnYt=C+ lnLt+ lnKt+ lnXt+Ut 。 并利用该模型建立三个回归方程，分别考察出口、进口、进出口总额对经济增长的影响。 首先以出口的对数数据作为出口扩展型模型变量，并用OLS估计法回归，得出 LNY = 0.299LNK + 0.461LNL + 0.248LNX AR(1)=0.7660460402

29、 SE ：（0.074 ）（0.035 ）（0.065 ）(0.114) T：（ 4.046 ）（13.269 ） （3.822 ）(6.721) R-squared =0.995 Adjusted R-squared=0.994 F=1409.123 DF=23 DW=1.674 从以上各项统计指标来看，回归结果基本令人满意。0=0.299 表示资本投入每增加1% ， 产值增加 0.299% ，1= 0.461 表示劳动投入每增加1%，产值增加 0.461% ，2= 0.248 表示 出口每增加 1% ，产值就会增加0.248% ，与理论基本符合。同时，各解释变量都通过了显著 性水平为 5%

30、的t检验，表明显著性很好。Adjusted R-squared=0.994说明在样本数据中，国 内生产总值变化率的99.4% 可由资本、 劳动投入和出口额的变化率来解释，同样也说明所估 计的回归函数很好地拟合了样本数据。在回归方程中加入AR （1）项， DW 值通过检验。上 述解释变量的系数均为正值，表明出口， 资本投入， 劳动投入的增加对经济增长有促进作用， 其中资本投入的产出弹性小于劳动的产出弹性，反映了经济增长中劳动相对稀缺而资本投入 相对过剩。就本文重点讨论的出口变量，其产出弹性为0.248 ，表明出口增长1% ，将促进经 济增长 0.248% 。 然后以进口代替上述出口变量，检验进口

31、对经济增长的影响。回归方程如下： LnY = 0.121lnK + 0.754lnlL+ 0.117lnM AR(1)=1.516,AR(2)=-0.534 SE ：（ 0.059 ）（ 0.145 ）（ 0.057 ）(0.225) (0.232) T：（2.031 ）（ 5.189 ）（ 2.075 ）(6.751) (-2.302) R-squared=0.997 Adjusted R-squared=0.996 F=1703.988 DF=23 DW=1.755 回归结果同样令人满意。拟合优度达到 99% 以上，各解释变量也都基本通过了显著性水 平是 5%的t检验。 Adjusted

32、R-squared=0.996说明在样本数据中，国内生产总值变化率的 99.4% 可由资本、 劳动投入和进口来的变化率来解释，同样也说明所估计的回归函数较好地 拟合了样本数据但同样为消除变量的自相关性，在回归方程中加入了AR（1）及AR（2）项， DW 值检验通过。资本、劳动的产出弹性为正，进口的产出弹性为正，表明进口贸易对经济 增长有促进作用， 而不是阻碍作用。 这个结论在一定程度上支持了进口促进经济增长的理论。 其弹性值为 0.117 ，表明中国进口贸易增加1个百分点，将带动经济增长0.117 个百分点。 再以进出口总额代替进口，考察对外贸易总体对中国经济增长的影响。回归方程如下： LNY

33、=0.296LNK+0.423LNL+0.280LNT AR(1)=0.912,AR(2)= -0.212 SE：（ 0.085 ） （0.030 ） （ 0.072 ）(0.214) (0.199) T： （3.493 ） （ 14.144 ）（ 3.889 ）(4.260) (-1.067) R-squared =0.995 Adjusted R-squared=0.994 F=1122.801 DF=22 DW=2.062 以上主要检验指标结果很好。回归方程的拟合优度同样达到99% 以上， 各解释变量与被 解释变量同样呈正相关关系。各解释变量也都基本通过了显著性水平是5%的 t检验。 A

34、djusted R-squared=0.994说明在样本数据中，国内生产总值变化率的99.4% 可由资本、劳 动投入和进出口来的变化率来解释，同样也说明所估计的回归函数较好地拟合了样本数据。 加入了 AR（1）项后， 变量的自相关性得到消除，DW 值检验通过。从各变量系数来看资本、 劳动的产出弹性为正。进出口总额的产出弹性为正的0.280 ，表明对外贸易的发展促进了经 济增长。中国进出口贸易每增加1个百分点，将带动经济增长0.280 个百分点。此外对外贸 易总额的产出弹性小于单独计算出的出口产出弹性值（0.248 ）与进口产出弹性值（0.117 ） 之和。有可能是因为出口与进口之间的相关性，从

35、而抵消了一部分弹性值。 （二）我国对外贸易对经济增长的贡献测算 在上述回归分析的基础上，我们可用回归方程得出的产出弹性系数，测算1978 2004 年间中国对外贸易对经济增长的贡献。依据出口产出弹性为0.248 ，进口产出弹性为 0.117 ，进出口弹性为0.280 ，分别测算出 1978-2004 年间出口、进口和进出口对经济增长的 贡献。 下表（ 7）为各个时期的估算结果，其中以1989 年和 2001 年中国入世为界限，从而分析 在不同的阶段， 进口对经济增长的贡献及贡献份额，出口贡献及贡献份额，外贸总体贡献及 贡献份额的变化情况。 年份GDP 年 均增长率 出口进口进出口 贡献贡献份额

36、贡献贡献份额贡献贡献份额 1978-1989 1990-2000 7.84% 10.95% 4.27% 3.72% 54.46% 33.97% 2.02% 1.82% 25.77% 16.62% 4.83% 4.27% 61.61% 38.99% 2001-2004 11.5% 7.45% 64.78% 3.68% 32.00% 8.60% 74.78% 2001 9.64% 1.88% 19.50% 1.06% 10.99% 2.32% 24.07% 2002 9.51% 5.95% 62.57% 2.67% 28.08% 6.55% 68.87% 2003 11.71% 8.63% 73.

37、70% 4.69% 40.05% 10.44% 89.15% 2004 13.42% 7.84% 58.42% 3.76% 28.02% 8.92% 66.47% 1978-2004 9.5% 4.58% 48.21% 2.07% 21.79% 5.07% 53.37% 注：出口贡献 =出口额年均增长率出口产出弹性；进口贡献=进口额年均增长率进口产出弹性；进出口 贡献 =进出口额年均增长率进出口产出弹性；贡献份额=贡献 / 国内生产总值年均增长率 上表显示 1978 1989 年间，国内生产总值年均增长率7.84%， 其中出口贡献了4.27%， 贡献份额占54.46% ；而进口贡献了2.02个

38、百分点，占25.77%的份额；从对外贸易总体来 看，贡献为4.83%，占61.61%的份额。 1990 2000 年间，国内生产总值年均增长率10.95% 中， 出口贡献3.72%， 贡献份额下降为33.97%； 进口贡献1.82%， 贡献份额也下降为16.62%； 对外贸易总体贡献为4.27%，贡献份额与前相比，下降到38.99%。 加入 WTO 后的 2001 2004 年间，国内生产总值年均增长11.5%，出口对经济增长的 贡献平均为7.45%，贡献份额迅速上升到64.78%。进口贡献为3.68%，贡献份额上升幅度 也很明显， 为32.00%。外贸总体的贡献为8.60%，贡献份额也发生明

39、显变化，达到74.78% 。 进一步分析，加入WTO 的第一年即2002 ，出口贡献份额就达到62.57%，进口贡献份额为 28.08%，进出口总额的贡献份额是68.87%；而在 2003 年，出口对经济增长的贡献份额为 73.70%，进口的贡献份额进一步上升到40.05%，外贸总体的贡献份额为89.15%。由此可 见，加入 WTO 以后，进出口的变化对中国经济增长的影响很大。其中出口对经济增长的贡 献比较明显，进口和进出口总额贡献上升幅度也很大。 总而言之， 若以 1978 2004 年间的平均数据来看，我国对外贸易出口对经济增长的贡 献份额是48.21%，进口的贡献份额是21.79%，对外

40、贸易总体的贡献份额是53.37%。可以 看出， 出口对我国经济增长的贡献始终大于进口的贡献，我国实行的是出口导向型战略，对 外开放度很高。从这27 年的历程来看，虽然经济增长速度基本上比较稳定，但是进出口对 经济增长的贡献份额波动却很大，特别是我国加入WTO 以后，无论是出口，进口，还是外 贸总体，其贡献份额与之前相比都有很大增加。 六、结论及进一步思考 本文在对中国对外贸易与经济增长相关变量数据进行平稳性及协整关系检验的基础上， 采用出口扩展型总量生产函数模型进行了相关回归检验，实证分析了19782004 年间中国 对外贸易对经济增长的贡献。结论如下： 1，采用出口扩展型总量生产函数进行的回

41、归分析表明，出口产出弹性是0.248，而进口的产 出弹性为0.117，进出口的产出弹性是0.280，说明出口、进口、进出口每增长1%，将分别 带动经济增长0.248%，0.117%，0.280%。这说明对外贸易的产出弹性比较低。 2，依据上述产出弹性值，可估算出19782004 年间中国对外贸易对经济增长的贡献。出口 对经济增长的贡献基本稳定，大致经历了一个由低到高，再走低的过程， 进口以及进出口的 贡献与其类似。而且我国对外贸易与经济增长密切相关，基本出现同步增减特征，与缪慧 （2005）的结论有些类似。这说明了一方面对外贸易对经济增长的影响十分显著，另一方面 也说明了我国对外贸易以粗放型的

42、增长方式为主。平均而言，19782004 年间，中国出口 对经济增长的贡献份额是48.21% ，进口的贡献份额是21.79%，对外贸易总体的贡献份额则 为53.37%。这说明我国对外贸易对经济增长的贡献比重很大，我国经济增长在一定程度上 是出口导向型经济，受国际经济环境的影响很大。这对于中国这样的发展中大国而言，不利 于经济持续稳定的发展。 3，从回归分析中还可以看出，资本的产出弹性低于劳动的产出弹性，表明劳动相对稀缺， 而资本相对过剩，这可以说明我国产业主要是劳动密集型产业，对劳动需求很大，特别是熟 练劳动力非常旺盛；另一方面，我国储蓄率居高不下，银行存款余额将近20 万亿元，贷款 余额却相

43、当少，有很大一部分资本找不到适合的投资对象，出现资本相对过剩的局面。 当然， 限于数据的可得性，本文没有把技术进步考虑在内，导致实证分析结果与其他学 者的结论有所不同。这一方面有数据采用的口径不一致的问题，另一方面是因为采用数据样 本不一致。 参考文献 1， 王文博计量经济学M 西安西安交通大学出版社2004 2， 张晓峒计量经济学软件Eviews 使用指南 M 天津南开大学出版社2003 3， 董秘刚国际贸易学M 西安陕西师范大学出版社2004 4， （日）白沙堤津耶著；瞿强译通过例题学习计量经济学M 北京中国人民大学 出版社2002 5， 董秘刚 “我国对外贸易与经济增长相关性分析”J 西

44、北大学学报 （哲学社会科学版） 2000（11） 第 8185 页 6， 边 江 泽“ 一 个 争 论 不 休 的 问 题 关 于 自 由 贸 易 与 经 济 增 长 相 关 性 的 争 论 ” J国际金融研究1999（9） 7，伊翔硕朱春生“中国的出口增长与经济增长：回归分析中的问题”J 世界经济文汇1997（5） 8，杨全发舒元“中国出口贸易对经济增长的影响”世界经济与政治J 1998（8） 9，孙林王启仿“对外贸易对中国经济增长的影响供给角度的分析”J 南京农业大学学报（哲学社会科学版） 2003（1） 10，石传玉王亚非王可“我国对外贸易与经济增长关系的实证分析”J南开经济研究 2003（1） 11，郭欣“对外贸易与经济增长相关性探究”J经济问题探索2004（ 10） 12，刘晓鹏“协整分析与误差修正模型我国对外贸易与经济增长的实证研究”J 南开经济研究2001（5） 13，魏巍贤“中国出口对经济增长贡献的实证研究”J商业研究 1999（总第 201 期） 14， 陈龙江黄祖辉周文贵“中国农产品对外贸易对农业经济增长的贡献基于1981 2003 年数据的实证分析”J经济理论与经济管理2005（ 10） 15，郑晶“对外贸易对广东省经济增长作用的实证研究”J国际贸易问题2006（4）