史賢華，夏巖磊

(滁州學(xué)院 經(jīng)濟管理系，安徽 滁州 239012)

1 問題的提出

安徽是農(nóng)業(yè)大省，曾經(jīng)率先拉開改革開放大幕，同時安徽也是經(jīng)濟最為落后的省份之一，經(jīng)濟各項指標在國內(nèi)均比較靠后。經(jīng)過改革開放30年的發(fā)展，安徽省國民經(jīng)濟總量和人民生活水平都有了很大的提高，進入21世紀，中共中央又適時提出“中部崛起”戰(zhàn)略，安徽作為中部重鎮(zhèn)，如何抓住機遇提升本省經(jīng)濟實力，促進本省國民經(jīng)濟發(fā)展，是值得我們思考的重大問題。對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長發(fā)揮什么樣的作用問題，一直是國內(nèi)外理論研究的熱點。如果能就安徽省的具體省情找到安徽省出口部門生產(chǎn)對本省國民經(jīng)濟發(fā)展的作用機制，就可以結(jié)合具體情況制定政策，為本省的經(jīng)濟發(fā)展提供一支動力。本文從理論上借助G·Feder(1983)在其代表性論文 《On Exports and Economic Growth》中提出的兩部門模型，分析安徽省出口生產(chǎn)部門對其他部門在技術(shù)、管理等方面的溢出效應(yīng)，探索安徽省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用機制。

2 計量模型的建立

2.1 理論基礎(chǔ)和基本假設(shè)

本文依據(jù)Feder(1982)模型，從供給角度探討安徽省出口生產(chǎn)的外溢效應(yīng)，即針對非出口部門，出口部門所采用的技術(shù)如何外生地提高非出口部門的生產(chǎn)效率。

我們假設(shè)：第一，國民經(jīng)濟分為出口部門和非出口部門；第二，兩個部門均使用勞動力（L）和資本（K）兩種生產(chǎn)要素；第三，出口部門生產(chǎn)要素邊際生產(chǎn)率較非出口部門高，且在兩個部門中生產(chǎn)要素邊際生產(chǎn)率的比率固定；第四，非出口部門的產(chǎn)出受出口部門產(chǎn)出的影響，且這種影響是不變彈性的。

其中，Y是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，下標N和X分別代表非出口部門和出口部門。

通過上述第三條假設(shè)知：

將（2）代入（1）有

由于投資表現(xiàn)為新增資本的投入，勞動力表現(xiàn)為兩個部門勞動力的總和，因此（3）可簡化為：

仍由（2）知：

將（5）代入（4）有：

是固定值。則（6）中

將（7）代入（6）：

將（8）進一步整理為如下形式：

顯然，C4度量的是出口部門的外溢效應(yīng)，因為是出口通過非出口部門彈性關(guān)系影響非出口產(chǎn)出， 而非出口產(chǎn)出又通過影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長。

2.2 計量模型建立和數(shù)據(jù)的說明

以（10）作為基礎(chǔ)模型，建立計量模型如下：

其中，C1表示資本邊際產(chǎn)量 MPK （marginal product）是常數(shù)；C2表示非出口部門產(chǎn)量對勞動不變彈性；C3度量出口部門產(chǎn)出對經(jīng)濟增長的貢獻率；C4度量出口部門外溢；C0為截距項；μ為隨機干擾。

本文考察安徽省出口生產(chǎn)部門的外溢效應(yīng)問題，選擇1993～2008年安徽省數(shù)據(jù)。1993～2007年數(shù)據(jù)來源于《安徽統(tǒng)計年鑒2008》，2008年數(shù)據(jù)來源于安徽統(tǒng)計局網(wǎng)站（www.ahtjj.gov.cn）。所有數(shù)據(jù)均以1993年為基期。其中，的數(shù)值選擇1993年以來支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值中的投資形成率；L選擇各年安徽省分行業(yè)從業(yè)人員總和，為勞動力增長率；出口總值按1993年為基期的居民消費指數(shù) （CPI）調(diào)整后的數(shù)值，為出口產(chǎn)出增長率；Y取以1993年為基期的各年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）指數(shù)。原始數(shù)據(jù)列表略。本文所有檢驗均通過Eviews5.0完成。

3 實證分析

令 INCG=DY/Y，INVT=I/Y，INCL=DL/L，INCXY=（X/Y）/（DX/X），INCXNY=（DX/X）/（N/Y）。 從趨勢圖中可以發(fā)現(xiàn)，變量間相關(guān)性強，而且趨勢較平穩(wěn)，尤其是INCL、INCXY、INCXNY三個變量變動幾乎保持一致。

3.1 平穩(wěn)性檢驗

我們對各個變量分別進行單位根檢驗（Augmented Dickey-Fuller test）,檢驗類型為一階差分項、無趨勢和截距，最大滯后項按施瓦茨（SC）原則選取3。檢驗結(jié)果如表1。

表1 各個變量的單位根檢驗

通過檢驗結(jié)果表可以看出，四個變量的水平值都是不平穩(wěn)的，均存在單位根。但是，經(jīng)過一階差分后，各個變量的差分項在5%水平上通過了檢驗，因此，各個變量是同階單積的，即 DINVT～I(1)、DINCL～I(1)、DINCXY～I(1)、 DINCNY～I(1)。

3.2 協(xié)整檢驗

如果同階單積變量的線性組合式平穩(wěn)的，則稱變量間存在著協(xié)整關(guān)系（cointegrated）。經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗后，由于四個變量間是同階單積的，因此可以認為，四個變量在長期存在均衡關(guān)系。我們采用Johansen和Juselius(1990)提出的以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗回歸系數(shù)的方法，協(xié)整方程采用如下形式：

即序列有截距項ρ0，沒有確定趨勢，其中對上述四個變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果如表2。

表2 各個變量的協(xié)整檢驗

在 5%顯 著 水 平 下 ，DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY的協(xié)整方程表達式為：

表 3 4CE(s):似然比（Log likelihood）185.4628

最大似然值為149.6274，系數(shù)下括號內(nèi)是各系數(shù)的標準差 。 通 過 JJ 檢 驗 建 立 DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY之間的誤差修正項（ECM）:

通過對隨機誤差項vecm進行平穩(wěn)性檢驗，得到隨機誤差 序 列 是 一 階 平 穩(wěn) 的 ， 可 見 DINCG、DINCL、DINVT、DINCXY、DINCXNY四個變量是長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。從式（12）看出，安徽省出口生產(chǎn)部門確實對非生產(chǎn)部門產(chǎn)生溢出效應(yīng)，出口部門生產(chǎn)每增加1%，溢出效應(yīng)使得出口部門通過進口部門進一步影響經(jīng)濟增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.5215%。同時，可以看出，出口對經(jīng)濟增長的直接貢獻不明顯，甚至每增加出口1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值要降低0.2%，這與國內(nèi)其他研究者對于安徽省的研究結(jié)論相符合；但從兩部門整體來看，出口生產(chǎn)通過溢出帶來的GDP的增加要高于減少。

3.3 向量誤差修正模型

我們將協(xié)整和誤差修正模型相結(jié)合，建立向量誤差修正模型?；谖覀兛疾斓拿總€變量的水平值都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是I(1),則誤差修正模型為：

由于我們采集到得數(shù)據(jù)有限，當引入滯后差分項是出現(xiàn)數(shù)據(jù)不足，因此，在包含修正項不含滯后差分項下選擇誤差修正模型為：

表4 海關(guān)出口商品分類金額和比重 （單位：萬美元）

根據(jù)各個變量的數(shù)據(jù)和協(xié)整檢驗的結(jié)果，得到如下的VEC模型：

注意到誤差修正項的系數(shù)向量，反映著變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。而這些系數(shù)均為負值，正好說明誤差修正的反向調(diào)節(jié)機制，代表著對經(jīng)濟增長的變化具有收斂效應(yīng)。一旦短期波動使得國內(nèi)生產(chǎn)總值偏離長期均衡，誤差修正項將以0.57、0.03、4.16、0.024、0.008的速度將起拉回到均衡狀態(tài)。顯然，出口生產(chǎn)對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的調(diào)節(jié)作用不是很大。

4 結(jié)論

從實證分析結(jié)果來看，安徽省出口部門生產(chǎn)的溢出效應(yīng)較明顯，這可能與安徽省出口商品中工業(yè)制成品比重較大有關(guān)。

表4總結(jié)了自2000年以來，安徽省出口商品總值構(gòu)成。工業(yè)制成品的生產(chǎn)涉及國民經(jīng)濟領(lǐng)域若干環(huán)節(jié)，比如從初級產(chǎn)品經(jīng)過生產(chǎn)加工等過程，可以將技術(shù)和管理經(jīng)驗擴散到非生產(chǎn)部門，從而轉(zhuǎn)化為出口部門生產(chǎn)的溢出。

[1]Feder.G.On Exports and Economic Growth[J].Journal of Development Economics，1983，(12).

[2]Haishun Sun,Ashok Parikh.Export and Economic Growth in China[C].Working Paper,Deakin University，1998.

[3]吳振宇.中國出口生產(chǎn)外溢性的實證研究——1996～2001年省際的數(shù)據(jù)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟與技術(shù)經(jīng)濟研究，2004，(1).

[4]吳振宇,沈利生.中國對外貿(mào)易對GDP貢獻的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟，2004，(2).

[5]王認真，邱鳳鳴.安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究——基于1985-2005年的樣本數(shù)據(jù)[J].統(tǒng)計教育，2007，(2).

[6]朱秀敏，張勇.安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].銅陵學(xué)院學(xué)報，2007，(4).

[7]李榮富.對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗——對安徽省 1981-2005 年數(shù)據(jù)的實證分析[J].特區(qū)經(jīng)濟，2007，（4）.

[8]樊超，駱珍珍.安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析[J].經(jīng)濟論壇，2008，（14）.

[9]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模-Eviews應(yīng)用及實例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2007.

[10]古扎拉蒂.計量經(jīng)濟學(xué)基礎(chǔ)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2005.