与“海上丝绸之路”沿线国家贸易对我国经济增长贡献率研究

2018-03-03彭渤胡麦秀

商业经济研究 2018年4期

彭渤+胡麦秀

内容摘要：根据地理区位，将沿线国家划分为海湾六国、南亚四国和东盟十国，根据国民收入恒等式，将政府采购（G）、投资（I）和消费（C）作为控制变量，并通过协整检验、Granger因果关系检验和回归分析，对1993-2015年间我国与“海上丝绸之路”沿线国家的进出口贸易对我国经济增长的贡献率进行实证分析。研究结果表明，我国对海湾国家的出口和进口对我国经济增长贡献率为0.142%和0.06%；我国对南亚国家的出口和进口对我国经济增长的贡献率为0.1044%和0.0499%；我国对东盟国家的出口对我国经济增长贡献为0.1192%。

关键词：海上丝绸之路进出口贸易国民收入恒等式经济增长

引言

构建“21世纪海上丝绸之路”是我国新世纪以来的一项重要国策。2013年10月，习近平总书记在印度尼西亞的国会所发表演讲时首次提出，这为中国与东盟国家谋求共同发展提供了一条创新道路。目前的国内外政治和经济形势复杂多变，“21世纪海上丝绸之路”倡议，也是我国为了更好应对这种形势所提出的伟大构想，表明了中国作为一个大国，积极推进睦邻友好，与邻国共同发展的决心。

国外学者针对贸易与经济增长关系的研究起步较早。Andy C. C. Kwan，John A. Cotsomitis（1991）针对1952-1985年间中国的出口和国民收入数据，用Granger因果关系检验分析了两者之间的因果关系，并得出出口和国民收入之间互为因果关系。Jai S. Mah（2015）通过误差修正模型和协整检验的方法，分析坦桑尼亚20世纪80年代末以来投资、出口和援助对该国市场经济增长的影响，结果证明出口的扩张对经济增长有促进作用，但经济增长并不导致出口的扩张。

在我国，刘晓鹏（2001）选取我国1952-1993年进口、出口和GDP的数据，对变量之间进行协整分析，并建立了误差修正模型，最后的实证结果得出：出口对我国的经济增长有明显的促进作用，而进口的促进作用并不明显。林毅夫、李永军（2001）根据1981-2000年我国对外贸易以及GDP数据，并结合国民收入恒等式Y=C+I+G+（X-M），将投资、消费纳入了考虑范围，通过联立方程组模型，研究了净出口对本国经济增长的贡献率，最后林毅夫和李永军得出出口能促进经济增长的结论。陈大波（2005）结合林毅夫、李永军（2001）的研究方法，研究了1978-2002年间中美两国之间的贸易对我国经济增长的直接促进作用，研究结果表明中国对美国的进口和出口使我国经济得到了增长。王风云（2010）分析1986-2006年间北京市的工业制成品进出口总额、总进出口额和初级产品进出口总额对北京市经济的促进作用，通过采用Granger因果关系检验和协整检验的方法，得出只有工业制成品出口和总出口对北京市经济增长具有促进作用。袁堂刚（2016）在分析“一带一路”沿线国家和中国贸易时，结合地理位置将沿线国家和我国划分为多个地区，通过回归分析的方法，研究区域间贸易对地区经济增长之间的关系，最后得出中国与沿线国家的贸易对我国各地区的经济增长均有不同程度的促进作用，尤其对我国东北和西北地区的促进作用最为明显。

与已有文献做对比，本文尝试在以下几个方面做了改进：第一，研究我国与“海上丝绸之路”沿线国家的进口和出口对我国经济增长的影响；第二，添入投资（I）、消费（C）和政府采购（G）作为控制变量，并通过判断进出口变量是否是经济增长的Granger原因，来筛选模型中的进口出口变量，最后通过实证分析的方法进行研究；第三，本文将沿线国家限定为伊朗、科威特、沙特阿拉伯、巴林、卡塔尔、阿曼、斯里兰卡、印度、巴基斯坦、孟加拉国、老挝、印度尼西亚、马来西亚、泰国、缅甸、菲律宾、柬埔寨、新加坡、文莱、越南。根据地域因素将沿线国家划分为海湾国家、南亚国家和东盟国家，分别研究中国与三个区域国家的贸易对中国经济增长的贡献。

我国与“海上丝绸之路”沿线国家贸易概况

1993-2015年间，我国与海上丝绸之路沿线三个区域国家贸易量整体呈现上升趋势，其中我国与东盟国家贸易量最高，其次为海湾国家和南亚国家。

1993-1999年间，我国与海湾国家的进出口贸易均处于较低水平，并且保持平稳。1999年后，进口和出口开始出现增长，同时进口开始大于出口，并随着时间的推移差距开始加大。2008-2009年间由于金融危机的影响，进口出现明显的下降，在2009年后开始回增，与此同时出口保持缓慢增长，但始终低于进口。

在1993-2001年间，我国与南亚国家的进出口贸易一直处于较低水平，并无明显增长趋势。在2001年后，进出口值均开始增长并且出口始终大于进口。2008-2009年间受金融危机的影响，进出口值均有下降情况出现。2009年后，出口开始回增并保持较快增长，但进口在2010年出现短暂增长后开始下降。

1993-2015年我国与东盟国家进出口贸易情况总体呈平稳上升趋势。在1993-2001年间，进口和出口均处于较低水平，并且差距不明显。2001-2008年间进口和出口增长明显，在此期间进口略大于出口。2008-2009年间受金融危机的影响，进出口均出现下降，但第二年后开始回增。2010-2013年间进口大于出口，但在2013年后进口保持平稳不变，出口增长迅速，导致出口明显大于进口。

数据的选取及模型的建立

（一）数据选取

本文中的1993-2015年国内生产总值以及进出口数据来自于《中国统计年鉴》。用进口额（M）和出口额（X）分别反映进口和出口贸易情况，用国内生产总值（GDP）反映经济增长。选取我国的消费（C）、投资（I）以及政府购买（G）作为控制变量，投资（I）用全社会固定资产投资来表示，消费（C）用社会消费品零售总额来表示，政府购买（G）用国家财政支出来表示，这三项数据来源于中国国家统计局官网。endprint

（二）模型建立

为了避免我国GDP和进出口贸易数据存在异方差性，将各边量取对数。LNGDP、LNX和LNM分别指我国的国内生产总值、出口和进口，LNC、LNI和LNG分别表示消费，投资和政府购买。因此，我国GDP和“海上丝绸之路”沿线国家的进口和出口贸易的初步线性回归方程为：

其中， α为常数项， β、χ 、δ 、ε 、 φ分别为系数。当i=1时，LNX1、LNM1指我国与海湾国家的出口和进口；i=2时，LNX2、LNM2指我国与南亚国家的出口和进口；同理i=3时，LNX3和LNM3指我国与东盟国家的出口和进口。

模型估计与结果

回归分析是依据数据的变化规律进行统计分析，所以在回归分析之前应当保证时间序列数据具有确定的趋势，从而避免产生“伪回归”现象。因此需要对时间序列数据进行相应的平稳性检驗，平稳性检验过程有单位根检验和协整检验。

（一）单位根检验

单位根检验法当中，常用的有PP检验和ADF检验，本文采用的检验法为ADF检验法。利用Eviews6.0，通过ADF检验法来检验LNGDP、LNXi、LNMi、LNC、LNI和LNG序列的平稳性，再对变量进行一阶和二阶差分，如果在检验结果中，拒绝单位根存在的原假设，说明此序列是平稳的，反之就说明不平稳。检验结果如表1所示，通过ADF检验法，在二阶差分之后，变量均为平稳序列，即ADF检验值均小于5%的临界值，因此各变量是二阶单整。

通过表1结果，可以得出控制变量LNC、LNI和LNG在二阶差分时平稳，拒绝存在单位根的假设，变量LNGDP、LNX1、LNM1、LNX2、LNM2、LNX3和LNM3均在一阶差分后平稳，拒绝存在单位根的原假设，因此变量均平稳。

（二）协整检验

在协整检验中，前提要求序列平稳，并且协整检验是对要回归方程的残差进行检验，即要求残差序列在平稳的情况下，才可以说明方程中的自变量以及因变量之间存在协整关系，并进行下一步的分析，否则就不存在协整关系。通过上述结果可以得出，相应序列平稳，可以进行协整检验。协整检验方法常用的较多，在这里采用Johansen检验法进行分析，以LNGDP为因变量，其余变量为自变量，结果如表2、表3、表4所示。

通过上述协整检验的结果，可以发现变量之间存在协整关系，即在95%的置信水平下，拒绝不存在协整关系的原假设，因此变量之间均存在长期均衡关系。

（三）格兰杰因果分析

经过协整检验后，确认了模型中的变量都存在协整关系，接下来要对序列进行Granger因果检验。通过Granger因果检验法，可以进一步明确变量之间的因果关系，因此可以通过Granger因果检验判断进口和出口是否是促进我国经济增长的原因，并对三个模型中的自变量进行进一步的筛选。进出口变量以及我国GDP变量的Granger因果检验结果如表5所示。

从表5中可以看出：我国对海湾国家的出口和进口均是我国GDP增长的单向Granger原因，因此对海湾国家的贸易与经济增长回归分析的模型中，进口和出口的变量不变；我国对南亚国家的进口和出口是我国GDP增长的单向Granger原因，所以在相关模型中，自变量保持不变；出口X3是我国GDP增长的Granger原因，但进口M3却不是，因此在相关模型中去除自变量中的LNM3，并对去除后的变量再次进行Johansen检验，通过检验结果可知在置信水平为95%时，我国GDP与对东盟国家的出口以及我国消费、投资和政府购买之间存在长期均衡关系，因此可以进行回归分析。

（四）模型回归结果

经过Granger因果分析后，对原有模型进行修改，将分析对GDP增长有Granger原因的自变量，修改后的模型如下所示：

模型1：

模型2：

模型3：

模型1、2、3分别表示我国同海湾国家、南亚国家以及东盟国家进出口贸易研究模型，并对模型进行回归，若存在自相关时采用广义差分法进行修正，确保回归残差序列平稳，最后分别将模型1、2、3进行LM检验，结果如下：

模型1的回归结果：

模型2的回归结果：

对模型3修正自相关后的回归结果：

对上述回归结果进行LM检验后可知，回归残差序列平稳，因此序列间具有协整关系，回归结果具有参考性。

（五）结果分析

模型1的回归结果中， LNX1的回归系数为0.142且显著，说明对海湾国家的出口促进了我国的经济增长，即出口每变动1%，我国GDP同向变动0.142%； LNM1的回归系数同样显著，为0.06，即进口每变动1%，我国GDP同向变动0.06%。结合海湾国家现状分析，由于海湾国家气候条件较为恶劣，制造业基础薄弱，但盛产石油，国家十分富裕，加上人口增长迅速，经济建设规模庞大，因此海湾国家对工业制成品以及建筑服务等需求十分庞大，出口产品以石油为主。而我国在改革开放后经济迅速发展，工业制造和建筑工程承包的能力迅速提高，对石油等能源的需求也与日递增，因此我国与海湾国家的贸易存在极大的互补性，2009年起我国成为海湾国家的第一大石油进口国。由于出口产品的特殊性，反过来会促进我国工业、制造业和建筑业等的发展，从而我国与海湾国家的进出口贸易对我国的经济增长会起到明显的促进作用。

模型2的回归结果中，LNX2、LNM2的回归系数都显著，分别为0.1044、0.0499，说明我国同南亚国家的出口每变动1%，我国GDP同向变动0.1044%；进口每变动1%，我国GDP同向变动0.0499%。目前，南亚国家生活水平并不高，因此对产品的需求量较大，导致我国对南亚国家的出口量近年来增长迅速。但南亚国家盛产金属、橡胶以及矿石等产品，我国从南亚国家的进口产品中，这类产品占绝大多数。在我国对海湾国和南亚国家的进口产品中，较大部分产品能极大满足我国经济发展的能源需求，特别是工业的发展导致我国对这些国家的进口对我国经济增长具有促进作用。endprint

模型3修正自相关后的回归结果中，LNX3系数为0.1192且显著，即我国同东盟国家出口变动1%，我国GDP同向变动0.1192%。在我国同“海上丝绸之路”沿线三个区域国家的出口贸易，均对我国经济增长有正向影响，这与目前主流的出口促进经济增长理论相符。我国与东盟国家的出口贸易对我国GDP增长贡献率0.1192%，小于海湾国对我国贡献的0.142%。虽然东盟是我国仅次于美国和欧盟的第三大贸易伙伴，但由于我国与东盟国家在出口的产品种类上都有极大的相似性，因此二者也存在很大的竞争关系。与此同时，我国对东盟国家出口的产品集中在机电产品、纺织品、农产品和钢材等，这些产品的出口对我国经济增长的促进作用有限，因此我国对东盟国家的出口对我国的经济增长贡献率会低于海湾国家的贡献率。

结论

本文根据国民收入恒等式，将政府采购（G）、投资（I）和消费（C）作为控制变量，并运用Granger因果关系检验和回归分析，对1993-2015年间我国与“海上丝绸之路”沿线国家的进出口贸易对我国经济增长的贡献率进行了实证分析。得出以下结论：我国与海湾国家的进出口贸易中，我国对海湾国家的出口对我国的经济增长贡献率为0.142%，进口对我国的经济增长贡献率为0.06%；我国与南亚国家的进出口贸易中，我国对南亚国家的出口对我国经济增长的贡献率为0.1044%，进口对我国的经济增长贡献率0.0499%；我国与东盟国家的进出口贸易中，出口对我国经济增长贡献率为0.1192%。

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2.林毅夫，李永军.必要的修正——对外贸易与经济增长关系的再考察[J].国际贸易，2001（9）

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