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        中國進(jìn)出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析

        2012-04-29 00:00:00李京曉李華
        現(xiàn)代管理科學(xué) 2012年4期

        摘要:文章基于1978-2008年的數(shù)據(jù),利用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函型,研究經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)口和出口關(guān)系的同時,解釋了勞動力及資本對經(jīng)濟(jì)的影響。實證分析的結(jié)論是GDP與進(jìn)出口總額存在明顯的正相關(guān)性,進(jìn)口存在比出口更為明顯的正相關(guān)性。脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析顯示,盡管存在短期和長期Granger因果關(guān)系的變量相同,但短期和長期的具體效應(yīng)卻有較大差異。

        關(guān)鍵詞:進(jìn)出口;經(jīng)濟(jì)增長;協(xié)整檢驗;格蘭杰檢驗

        一、 引言

        本文主要從柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型出發(fā),把進(jìn)口占GDP的比重、出口占GDP的比重這兩個結(jié)構(gòu)變量與勞動力、資本等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素并列地作為生產(chǎn)投入來考察進(jìn)出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響,利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析,檢驗?zāi)P驮O(shè)定的合理性和長期關(guān)系識別約束的有效性,在此基礎(chǔ)上有效實施Granger長期因果檢驗。

        二、 樣本數(shù)據(jù)選擇及模型確定

        本文所使用的數(shù)據(jù)為1978年~2008年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國統(tǒng)計署Aggregate National Accounts數(shù)據(jù)庫,在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上,采用出口占GDP的比重(X)、進(jìn)口占GDP的比重(M)來反映對外貿(mào)易情況,用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,各數(shù)據(jù)均以1990年為基期。

        模型的基本框架

        研究投入要素與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),其基本形式如下:

        Y=F(K,L)=AKαLβ

        其中Y為產(chǎn)出,A是常數(shù),K為資本投入量,L為勞動力投入量,α為資本對產(chǎn)出的彈性系數(shù),β為勞動力對產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

        模型中A反映了除資本和勞動以外其他因素對產(chǎn)出的貢獻(xiàn),主要反映技術(shù)水平和制度、結(jié)構(gòu)等因素。一些文獻(xiàn)引入測度人力資本的替代變量對Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行擴展,考察人力資本積累對經(jīng)濟(jì)的作用。此類方法在本質(zhì)上是將相應(yīng)變量從A中分離出來進(jìn)行研究。根據(jù)相似的思路,也可將進(jìn)出口結(jié)構(gòu)因素從A中分離出來,將函數(shù)形式擴展為:

        Y=AKαLβxγmδ

        其中x和m分別為出口和進(jìn)口占GDP的比重,即出口依存度和進(jìn)口依存度,γ和δ分別為二者的產(chǎn)出彈性。選擇比重而不是絕對數(shù)量作為Y的解釋變量理由有二:一是在國民經(jīng)濟(jì)核算中,凈進(jìn)出口額本身就是GDP的構(gòu)成部分;二是如果將A定義為技術(shù)、制度或結(jié)構(gòu)變量的話,用比重形式x和m來考察貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)不僅具有合理性,而且不會對原Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)量綱產(chǎn)生影響。

        對方程兩邊取自然對數(shù),同時引入誤差項e和時間向量t,可以獲得線性計量模型:LnYt=LnA+αLnKt+βLnLt+γLnxt+δLnmt+et

        1. 資本存量的測算。測算資本存量的基本公式為:

        Kt=It/pi+(1-αt)Kt-1

        其中Kt為t年的實際資本存量,Kt-1為t-1年的實際資本存量,pi為固定資產(chǎn)投資價格指數(shù),It為t年的名義投資,αt為t年的固定資產(chǎn)折舊率。在確定了資本存量的初始值以及實際凈投資后,便可給出各年的實際資本存量。

        中國早期的固定資產(chǎn)存量,統(tǒng)計年鑒上沒有公布,能夠查到的只有全民所有制企業(yè)的固定資產(chǎn)原值和凈值數(shù)據(jù)。本研究依據(jù)張軍、章元(2003)的估計結(jié)果得到1978年全國固定資產(chǎn)存量的初始值,并將其轉(zhuǎn)換為以1990年為基期的實際人民幣價值。同樣,假定每年的資本折舊率均為5%,以1990年為基期的各年固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)由聯(lián)合國統(tǒng)計署Aggregate National Accounts數(shù)據(jù)庫提供。按照與張軍、章元(2003)相同的方法,可以得到中國1978年~2008年固定資產(chǎn)存量的實際人民幣價值。

        2. 勞動力估算。在市場經(jīng)濟(jì)條件下,勞動者工資報酬能比較合理地反映勞動投入的變化。在我國,由于分配體制不合理和缺乏市場機制的調(diào)節(jié),工資報酬難以準(zhǔn)確地反映勞動投入的變化。從較長時間看,由于社會發(fā)展、科技水平進(jìn)步、勞動者教育水平提高,勞動質(zhì)量是有所提高的;由于社會文明進(jìn)步,勞動時間和勞動強度會減少;三者相抵,用勞動者人數(shù)代替勞動投入量變動,誤差估計不會很大,因此,采用年末就業(yè)人數(shù)來代替勞動投入量。本文的勞動力投入量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒2009》1978年~2008年的就業(yè)人員數(shù)。

        三、 實證分析結(jié)果

        1. 平穩(wěn)性檢驗。由于直接對非平穩(wěn)序列進(jìn)行OLS估計可能存在謬回歸問題,因此在對時間序列Ln(Y)、Ln(X)、Ln(M)、Ln(K)和 Ln(L)進(jìn)行協(xié)整檢驗之前,必須先對時間序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)進(jìn)行單位根檢驗。因為協(xié)整關(guān)系意味著不同序列含有共同趨勢,這要求序列必須含有相應(yīng)的隨機趨勢。本研究采用增廣Dicky-Fuller(ADF)檢驗方法,并且借鑒龐德良、洪宇(2009)協(xié)整檢驗的思路。關(guān)于ADF單位根檢驗的具體模型形式,筆者先是假定存在線性確定趨勢和截距項,若截距項無法在0.05水平下通過顯著性檢驗,則對含有趨勢項的模型進(jìn)行檢驗;若趨勢項仍然無法在0.05水平下顯著,則確定模型不含附加項。ADF單位根檢驗的基礎(chǔ)是向量自回歸模型,因而筆者根據(jù)SC準(zhǔn)則選取最優(yōu)滯后期數(shù)。對原序列及其一階差分序列進(jìn)行ADF單位根檢驗的結(jié)果如表1所示。

        單位根檢驗結(jié)果表明:所有水平序列均無法在0.05顯著水平下拒絕存在單位根的原假設(shè),而其一階差分序列都是平穩(wěn)變量。換言之,本研究所使用的變量均為I(1)即一階單整過程,不能直接進(jìn)行OLS估計;但由于它們都是同階單整,可以通過協(xié)整關(guān)系檢驗考察變量之間是否存在長期均衡協(xié)整關(guān)系。

        2. Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。本研究涉及到5個變量,不能用Engle-Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗,因此筆者選用Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗對滯后期數(shù)和模型形式非常敏感,因此筆者沒有預(yù)先假設(shè)某一特定的滯后期數(shù)及模型形式,以保障分析客觀性。

        協(xié)整關(guān)系檢驗最優(yōu)滯后期數(shù)由無約束向量自回歸(VAR)模型確定。由于采用了年度數(shù)據(jù)、樣本容量較小,本研究建立最大滯后階數(shù)為3的無約束VAR模型,根據(jù)AIC和SC最小信息準(zhǔn)則,確定VAR的最優(yōu)滯后階數(shù)p=3。按照協(xié)整關(guān)系檢驗最優(yōu)滯后期數(shù)為p-1的原則,確定Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗的滯后期數(shù)為2。

        根據(jù)模型是否包括截距項和趨勢項,協(xié)整關(guān)系檢驗具體形式存在5種可能:(1)序列和協(xié)整方程既無截距又無確定趨勢;(2)序列無截距,協(xié)整方程有截距;(3)序列與協(xié)整方程均有截距;(4)序列僅有截距、協(xié)整方程有確定趨勢;(5)序列和協(xié)整方程有二次趨勢項。筆者對每種形式進(jìn)行檢驗,若特征值跡統(tǒng)計量以及最大特征根在0.01水平拒絕協(xié)整秩r=0原假設(shè),則變量之間至少存在一種協(xié)整關(guān)系。表2匯總報告5種模型形式檢驗結(jié)果。

        檢驗結(jié)果表明每一種模型都有可能存在多個協(xié)整關(guān)系,而不同模型的估計結(jié)果可能存在較大差異。為解決這一問題,筆者基于上述5種模型形式分別構(gòu)建相應(yīng)向量誤差修正模型(VECM),表2下半部分給出了對5組VECM的模型形式分別進(jìn)行整體評價的AIC和SC統(tǒng)計量,兩種信息準(zhǔn)則統(tǒng)計量都判斷協(xié)整檢驗的最優(yōu)模型形式為“序列和協(xié)整方程有二次趨勢項”。由此得到反映長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程為:

        lnY=0.0738lnX+0.1365lnM+0.5605lnL+0.5298lnK+0.01@trend+3.404

        [1.8239] [3.9989] [4.0561] [2.9711]

        由上式可知,T統(tǒng)計量顯示所有四個變量均可以顯著地進(jìn)入?yún)f(xié)整方程。與預(yù)期相符的是固定資本和勞動力對GDP的系數(shù)均顯著為正,進(jìn)口與出口對經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)作用,且進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的拉動作用超過了出口。可以看到,進(jìn)口每增加1%,GDP將增加0.137%個單位,而出口每增加1%,GDP只增加0.074%個單位。

        3. 基于誤差修正模型的Granger檢驗。

        (1)誤差修正模型。根據(jù)Granger定理,如果非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則可以建立VECM。

        ECM=lnY-0.073 8lnX-0.136 5lnM-0.560 5lnL-0.529 8lnK-0.01@trend-3.404

        其中,ECM是VECM的誤差修正項,反映由短期偏離向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的過程,GDP、資本與勞動力變量的ECM均為負(fù)值,符合反向修正機制。

        (2)短期Granger檢驗。短期Granger非因果關(guān)系檢驗通過對各VECM自變量滯后項的弱外生性進(jìn)行Wald檢驗實現(xiàn),若χ2統(tǒng)計量伴隨概率小于5%,則拒絕短期Granger非因果關(guān)系的原假設(shè)。表3給出了基于誤差修正模型短期Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果。

        由短期Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果知,對于lnY、lnX和lnM三個變量而言,進(jìn)口、出口均是GDP的短期Granger原因,驗證了進(jìn)口和出口對我國經(jīng)濟(jì)增長有拉動作用的結(jié)論。同時,出口、進(jìn)口與GDP互為因果,且資本與勞動力互為因果。

        需要指出,表3中Granger檢驗的結(jié)果僅僅反映了一個變量能否用于另一變量的向前一期預(yù)測,即便承認(rèn)原因發(fā)生在結(jié)果之前,且不考慮前瞻行為、外生性和重要變量遺漏等問題影響,我們也不能將這里的檢驗結(jié)果與一般意義因果關(guān)系聯(lián)系起來。因為系統(tǒng)中除“原因”和“結(jié)果”外,還存在其他輔助變量,從而變量之間的相互影響可能是間接的。例如,表3的輸出結(jié)果表明,出口對進(jìn)口的向前一期預(yù)測沒有幫助,但出口可能會通過GDP間接影響進(jìn)口的向前多期預(yù)測。因此,為深入研究各變量之間因果關(guān)系,還需要進(jìn)行長期因果檢驗。

        (3)長期Granger檢驗。長期Granger非因果關(guān)系檢驗通過對各VECM的誤差修正項ECM與自變量的滯后項的Wald聯(lián)合顯著性檢驗進(jìn)行,若F統(tǒng)計量的伴隨概率小于5%,則拒絕長期Granger非因果關(guān)系的原假設(shè)。表4報告了長期Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果。

        與短期Granger非因果關(guān)系不同,資本也是GDP增長長期Granger原因,并且,GDP、進(jìn)口、出口和勞動力均是資本長期Granger原因。通過表4,我們可以知道進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)影響的途徑。進(jìn)口是資本的原因,而資本又是GDP的原因,因此,進(jìn)口通過資本的傳導(dǎo)在長期起到促進(jìn)GDP增長的作用。同樣地,出口亦是資本的原因,資本是GDP的原因,從而最終拉動GDP的增長。

        4. 脈沖響應(yīng)函數(shù)。協(xié)整分析以及基于短期和長期Granger非因果關(guān)系檢驗揭示了變量之間的關(guān)系,但一個變量作用于另一變量的動態(tài)特征也是本研究關(guān)注的問題。為考察存在Granger因果關(guān)系變量之間相互影響的時間路徑,筆者以誤差修正模型為基礎(chǔ),采用正交化處理和Cholesky分解方法建立脈沖響應(yīng)函數(shù)模型。通過在VECM模型誤差項上施加創(chuàng)新沖擊,可以用脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線來刻畫內(nèi)生變量沖擊效應(yīng)的時間路徑。

        由于短期和長期Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果基本一致,筆者以作為Granger原因的內(nèi)生變量一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊,來考察作為Granger結(jié)果的變量的脈沖響應(yīng)??紤]到篇幅問題,僅給出進(jìn)出口對GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線,如圖1和圖2所示。

        首先,出口lnX一單位標(biāo)準(zhǔn)差創(chuàng)新對lnY沖擊效應(yīng)在短期和長期不同。滯后3期出口增加對GDP具有負(fù)效應(yīng),但其后效應(yīng)則轉(zhuǎn)變?yōu)檎?。因此,出口增加雖然在短期內(nèi)會對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)向影響,但從長期來看則對GDP有促進(jìn)作用。在5期達(dá)到了最大效應(yīng),從第10期開始趨于收斂。

        第二,進(jìn)口lnM對lnY影響在長期和短期也不同,滯后2.5期左右,進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊效應(yīng)開始從負(fù)轉(zhuǎn)正,在第10期后趨于收斂。這說明進(jìn)口增加會推動GDP增長,作為對外貿(mào)易的一方面,其作用不容忽視。

        第三,資本lnK對lnY影響同樣有長期正效應(yīng)。在前4期,資本增加對GDP正向促進(jìn)作用逐步提高。通常,經(jīng)濟(jì)發(fā)展初始階段,資本的增加是十分重要的;在經(jīng)濟(jì)增長的工業(yè)化階段,資本的相對作用會下降,并被技術(shù)進(jìn)步所取代。

        第四,勞動力lnL對lnY的影響也存在長期正效應(yīng),但滯后1期勞動力增加對GDP具有的促進(jìn)作用是下降的,可以理解在邊際收益遞減作用下,勞動力增加,產(chǎn)出增加量減少。從第2期開始是一個波動式上升的過程,其累積效應(yīng)始終為正。一方面,隨著勞動力的不斷投入,勞動力價格降低,利潤率提高,從而對經(jīng)濟(jì)增長起到推動作用;另一方面,從新增長理論出發(fā),專業(yè)化利益的存在會使自給自足的經(jīng)濟(jì)向勞動分工方向發(fā)展,而勞動分工水平?jīng)Q定經(jīng)濟(jì)增長率。

        四、 結(jié)論

        本研究的實證結(jié)果在一定程度上很好地驗證了進(jìn)口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的推動作用,對經(jīng)濟(jì)政策的制定有重要借鑒意義。長期以來,學(xué)術(shù)界和實際部門都存在重視出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中的作用,而低估進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用的傾向。然而,這是一種誤解。進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易都能對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生推動作用。本研究的協(xié)整方程顯示,中國進(jìn)口依存度的產(chǎn)出彈性大于出口依存度的產(chǎn)出彈性。同時,通過格蘭杰因果關(guān)系分析可知,進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用在一定程度上是通過促進(jìn)資本積累實現(xiàn)的,而資本是技術(shù)的重要載體之一,通過資本品的進(jìn)口從而促進(jìn)資本積累和技術(shù)進(jìn)步,會推動經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長。

        因此,對我國現(xiàn)行具有重商主義性質(zhì)的外貿(mào)政策要進(jìn)行重新的審視與定位,應(yīng)該在擴大出口的同時,加快進(jìn)口體制改革。今后的政策重點應(yīng)該是在科學(xué)研究和正確把握不同進(jìn)口產(chǎn)品對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)拉動高低的基礎(chǔ)上,從進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的角度決定進(jìn)口政策的重點。當(dāng)前經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期,我國面臨的主要問題是基礎(chǔ)性材料和能源需求的不斷增長與國內(nèi)長期有效供給嚴(yán)重不足之間的矛盾,因此,我國現(xiàn)實的選擇是適度依托國際市場,通過進(jìn)口貿(mào)易途徑來彌補我國的資源供給不足,構(gòu)建我國生產(chǎn)資源安全供應(yīng)體系,保證我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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        作者簡介:李京曉,南開大學(xué)濱海開發(fā)研究院博士生;李華,遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院規(guī)制經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生。

        收稿日期:2012-02-17。

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