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        中國出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響

        2014-04-29 14:10:38賈喜越
        中國市場 2014年2期

        [摘 要]本文采用1983—2010年中國出口額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù),運(yùn)用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型,研究中國出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果顯示:出口貿(mào)易與GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系和顯著的格蘭杰因果關(guān)系。

        [關(guān)鍵詞]出口貿(mào)易;協(xié)整檢驗(yàn);誤差修正模型

        [中圖分類號]F123 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1005-6432(2014)2-0085-02

        1 引 言

        改革開放以來,中國的出口貿(mào)易總額高速增長。出口額由1983年的438.30億元增長到2010年的107022.80億元,年均增長率為15.85%。與此同時,中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也取得較快提高,GDP總量從1983年的5962.65億元增長到2010年的401202.03億元,年均增長率為10.45%。這兩者都保持著較快增長,但出口貿(mào)易的增長與GDP的增長之間是否具有某種數(shù)量關(guān)系、因果關(guān)系和均衡關(guān)系,還有待于進(jìn)一步研究。張文輝、崔志偉以上海市1978—2009年的時間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),利用附加出口的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型研究出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。研究結(jié)果表明,上海市國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動投入、資本存量與出口序列之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。董彥龍以廣東省1990—2008年的年度數(shù)據(jù)為樣本,對廣東省經(jīng)濟(jì)增長水平、一般貿(mào)易出口額和加工貿(mào)易出口額進(jìn)行協(xié)整分析。研究結(jié)果表明,廣東省經(jīng)濟(jì)增長水平與一般貿(mào)易出口額和加工貿(mào)易出口額分別存在唯一的協(xié)整關(guān)系;一般貿(mào)易和加工貿(mào)易出口是經(jīng)濟(jì)增長的單向格蘭杰原因。本文正是在借鑒前人研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上,運(yùn)用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型等計量工具對中國1983—2010年的出口貿(mào)易和GDP之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

        2 理論依據(jù)

        長期以來,國際貿(mào)易在世界經(jīng)濟(jì)中占據(jù)主導(dǎo)地位,對世界各國的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重大影響,被西方學(xué)者稱為促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“發(fā)動機(jī)”。

        外貿(mào)出口的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要表現(xiàn)在以下三個方面:①出口的直接和間接作用。作為總需求的一部分,出口增加能夠直接帶動GDP的增加,并且消費(fèi)、投資、政府支出、進(jìn)口也受其影響,從而間接刺激經(jīng)濟(jì)增長。②出口與外匯儲備。外匯儲備是一個國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要標(biāo)志之一。擁有大量的外匯儲備,對外直接投資規(guī)模就會快速增長,企業(yè)“走出去”的步伐進(jìn)一步加快。③出口與技術(shù)進(jìn)步。出口是外匯收支的主要來源,為進(jìn)口提供了資金支持。通過進(jìn)口獲得所需的先進(jìn)技術(shù)和服務(wù),促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步,從而為長期的經(jīng)濟(jì)增長提供動力。

        3 實(shí)證研究

        3.1 數(shù)據(jù)的來源及處理

        本文選取1983—2010年中國出口額(EX)及國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的年度數(shù)據(jù)作為研究樣本,樣本容量為28。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》,使用的計量分析軟件為EViews 6.0。

        為了增強(qiáng)可比性,剔出通貨膨脹等引起的價格因素對計量結(jié)果的影響,所有名義數(shù)據(jù)指標(biāo)都以1983年居民消費(fèi)價格指數(shù)為基期,處理為實(shí)際數(shù)據(jù)指標(biāo)。另外,為消除時間序列數(shù)據(jù)中一定程度的異方差影響,所有變量均取實(shí)際值的自然對數(shù)形式。其中,LNGDP是GDP的自然對數(shù),LNEX是EX的自然對數(shù),并利用這兩個變量進(jìn)行分析。

        3.2 單位根檢驗(yàn)

        對非平穩(wěn)時間序列進(jìn)行OLS運(yùn)算容易產(chǎn)生“偽回歸”,而在實(shí)踐中遇到的經(jīng)濟(jì)和金融數(shù)據(jù)大多是非平穩(wěn)的時間序列。因此,為避免“偽回歸”的出現(xiàn),必須對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),得到如表1所示的結(jié)果??梢?,LNEX和LNGDP都是一階單整的。

        表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

        2.以上檢驗(yàn)通過AIC準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。

        3.3 協(xié)整

        協(xié)整的基本前提是各變量的單整階數(shù)相同。本文這兩個序列均為一階單整,滿足了這一前提。

        JJ協(xié)整檢驗(yàn)是以VAR(p)模型為基礎(chǔ)的進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的方法。首先確定VAR模型的合適滯后長度。由表2可知,滯后長度確定為7。

        表2 VAR模型的合適滯后長度的確定注:“*”表示從每一列標(biāo)準(zhǔn)中選的滯后數(shù)。

        選擇有截距項和無趨勢項的模型類型,滯后期為7,得到如表3所示估計結(jié)果??梢?,LNEX和LNGDP這兩個序列存在兩個以上的協(xié)整關(guān)系。表明兩者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

        表3 檢驗(yàn)結(jié)果

        3.4 Granger因果檢驗(yàn)

        由表4不難看出,LNGDP和LNEX之間具有很高的相關(guān)性,但三者之間的因果關(guān)系不能確定。

        表4 LNGDP、LNEX和LNFDI之間的相關(guān)系數(shù)

        由于時間序列LNEX和LNGDP之間協(xié)整關(guān)系的存在,因此可以對時間序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。在95%顯著性水平下,GDP增長是EX增長的Granger原因;在90%顯著性水平下,EX增長是GDP增長的Granger原因(見表5)。

        表5 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果3.5 協(xié)整回歸

        以LNGDP為被解釋變量,LNEX為解釋變量,對模型進(jìn)行估計。得如下回歸結(jié)果:

        LNGDP=4.616+0.646LNEX

        (28.068)(32.772)

        R2=0.976 DW=0.552

        可見,模型的回歸結(jié)果是顯著的。出口對GDP影響的彈性系數(shù)為0.646。即LNEX每增加1%,LNGDP增加0.646%。

        以上進(jìn)行的是長期趨勢分析,下面對短期影響做誤差修正模型。得到最終的結(jié)果為:

        ΔLNGDP=-0.098E(-1)+0.142ΔLNEX+0.733ΔLNGDP(-1)

        (-1.634) (3.604) (9.514)

        R2=0.434

        誤差修正模型表明,本期出口增量、上一期GDP增量均對本期GDP增量有正的顯著影響。這從另一個側(cè)面反映了在中國出口對GDP的拉動不僅是長期作用,而且短期效應(yīng)也十分明顯。GDP與出口之間的長期非均衡誤差對GDP增量的調(diào)整為負(fù)影響,當(dāng)短期波動偏離長期均衡時,將以9.8%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

        4 結(jié) 論

        通過上面的實(shí)證分析可以得出以下結(jié)論:

        (1)出口貿(mào)易(LNEX)與國內(nèi)生產(chǎn)總值(LNGDP)之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性,而且都是一階單整序列I(1)。兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,能夠相互影響。

        (2)出口貿(mào)易(LNEX)對經(jīng)濟(jì)增長(LNGDP)影響的彈性系數(shù)為0.646,表明出口額(對數(shù))每增加1%,將會使GDP(對數(shù))增加0.646%。可見,中國出口增長對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的積極作用。

        (3)在95%顯著性水平下,GDP增長是出口增長的Granger原因;在90%顯著性水平下,出口增長是GDP增長的Granger原因。即出口額的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長,反過來經(jīng)濟(jì)增長也使得出口額提高。

        參考文獻(xiàn):

        [1]張文輝,崔順偉.上海市出口與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究——基于上海市1978—2009年的數(shù)據(jù)[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì),2011.

        [2]約翰·梅納德·凱恩斯.就業(yè)、利息和貨幣通論[M].北京:中國社會科學(xué)出版社,2009.

        [3]董彥龍.廣東省一般貿(mào)易出口、加工貿(mào)易出口與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì),2011.

        [4]雷啟振,袁懷宇,付景遠(yuǎn).我國出口與經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)驗(yàn)實(shí)證:1979—2008[J].經(jīng)濟(jì)問題探索,2011(4).

        [5]高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模 EViews 應(yīng)用及實(shí)例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.

        [作者簡介]賈喜越(1987—),女,吉林省吉林市人,山西財經(jīng)大學(xué)碩士。研究方向:多指標(biāo)綜合評價。

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