導(dǎo)語(yǔ)：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口貿(mào)易論文一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、實(shí)證分析

(一)變量和數(shù)據(jù)選取

本文使用1998-2011年的年度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均取自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省地方統(tǒng)計(jì)年鑒。用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，F(xiàn)DI表示實(shí)際外商直接投資，IE表示進(jìn)出口貿(mào)易(I代表進(jìn)口額，E代表出口額)。為消除統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中價(jià)格變動(dòng)的影響,以變量實(shí)際值進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，故對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理：用1997年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為不變價(jià)格指數(shù)對(duì)GDP、FDI、IE三個(gè)變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢(shì)線性化,消除時(shí)間序列中存在的異方差問(wèn)題,故對(duì)GDP、FDI、IE進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換,變換后的變量分別用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止偽回歸需要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文主要用LLC檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性。分別對(duì)LNGDP、LNFDI、LNIE的水平值和其一階差分(△LnGDP、△LnFDI、△LnIE)進(jìn)行檢驗(yàn),通過(guò)分析可知，1998-2011年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易的時(shí)間序列均為一階單整序列,即為I(1)過(guò)程。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

因?yàn)長(zhǎng)NGDP、LNIE和LNFDI的時(shí)間序列在5%的顯著性水平下是同階單整階數(shù)的,故可進(jìn)行協(xié)整分析。這里我們采用Johanson檢驗(yàn)來(lái)判斷最優(yōu)滯后階數(shù)、變量(取對(duì)數(shù))是否存在協(xié)整關(guān)系及存在協(xié)整向量個(gè)數(shù)。選擇序列有確定性趨勢(shì)而協(xié)整方程只有截距的情況，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：由檢驗(yàn)結(jié)果可知：在1%的顯著水平下，JohansenFisher協(xié)整檢驗(yàn)拒絕了變量FDI、IE與GDP不存在協(xié)整關(guān)系和最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；在5%的顯著水平下，拒絕這三個(gè)變量最多存在兩個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)。這說(shuō)明至少有三個(gè)方程可以用來(lái)描述三個(gè)變量之間的關(guān)系，或者兩兩之間的關(guān)系，即變量FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著協(xié)整關(guān)系。(四)模型構(gòu)建及估計(jì)結(jié)果PanelData模型有三種形式:不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型。建立PanelData模型的第一步便是檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)符合上面哪種PanelData模型，從而避免模型設(shè)定的誤差，改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性[4]。經(jīng)常使用的檢驗(yàn)方法是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：H1：β1=β2=…=βnH2：α1=α2=…=αnβ1=β2=…=βn如果接受假設(shè)H2，則可以認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型，無(wú)需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗(yàn)假設(shè)H1。如果接受假設(shè)H1，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型。構(gòu)建如下F統(tǒng)計(jì)量：F2={(S3-S1)/[(N-1)(K+1)]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]F1={(S2-S1)/[(N-1)K]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)K,N(T-K-1)]其中，S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和，N為截面成員個(gè)數(shù)，T為時(shí)間，K為解釋變量個(gè)數(shù)。根據(jù)EViews6軟件估計(jì)結(jié)果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式設(shè)定檢驗(yàn)方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上兩式計(jì)算得到的兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)量分別為：F2=27.27；F1=3.86。查F分布表，在給定5%的顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值為：F2a(15,66)=1.83，F(xiàn)1a(10,66)=1.98。由于F2>1.83，所以拒絕H2；又由于F1>1.98，所以也拒絕H1。因此，面板數(shù)據(jù)模型采用變系數(shù)的形式。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，面板Hausman檢驗(yàn)Chi-sq統(tǒng)計(jì)值為0.16，其伴隨概率P值為0.92，大于0.05，所以接受原假設(shè)，應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型，即建立中部六省FDI、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的隨機(jī)影響變系數(shù)模型。模型形式為：LnGDPi=αi+β1iLnFDIi+β2iLnIEi+ui,i=1,2,…,6其中，αi為常數(shù)項(xiàng)；β1i、β2i為參數(shù)；ui,為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；i為中部六省標(biāo)識(shí)數(shù)字從1-6，分別對(duì)應(yīng)河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估計(jì)結(jié)果由表3給出：從β1i的估計(jì)值來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正的影響，但影響力度不是很大，即吸引外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用不是很明顯。FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用最明顯的是湖南，模型的回歸系數(shù)為0.4962，即湖南省吸引的FDI每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)拉動(dòng)本省的地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)0.4962個(gè)百分點(diǎn)；其次是河南、安徽、山西分別為0.2872、0.2779、0.1242；而江西和湖北的FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用卻很弱，分別為0.0496、0.0130。從β2i的估計(jì)值來(lái)看，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也具有正的影響，而且與FDI相比，其影響力度更大，即進(jìn)出口貿(mào)易能夠更好的拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用最大的是湖北，模型的回歸系數(shù)為0.7499，表明湖北省的進(jìn)出口貿(mào)易每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)拉動(dòng)本省地區(qū)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)0.7499個(gè)百分點(diǎn)；其次是山西、江西，分別為0.6800、0.5707；相比之下，河南、湖南、安徽的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度不是很大，分別為0.3913、0.3567、0.3419。

二、結(jié)論和建議

通過(guò)中部六省FDI、進(jìn)出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證分析,可知，雖然中部六省的FDI、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間序列均不平穩(wěn)，但其一階差分均平穩(wěn)，所以三者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系；FDI和進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都存在正向影響，但FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度沒(méi)有對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度大。根據(jù)本文的實(shí)證分析,提出如下建議:

(一)進(jìn)一步提高利用外資的質(zhì)量和效率

FDI對(duì)中部六省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用，但外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度卻明顯小于對(duì)外貿(mào)易。所以，中部各省除了要繼續(xù)擴(kuò)大利用外資的總量規(guī)模外，更應(yīng)該重視提高利用外資的質(zhì)量和效率[3]：一要注意承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過(guò)程中的取舍，注重自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化，減少盲目性；二要根據(jù)自身優(yōu)勢(shì)，打造核心產(chǎn)業(yè)，集中資源辦大事；三要注意本地區(qū)內(nèi)部利用外資的合理布局，形成梯次分明的產(chǎn)業(yè)格局。

(二)增強(qiáng)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)力

中部六省的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用都很明顯，故六省要充分利用這一優(yōu)勢(shì)，大力發(fā)展進(jìn)出口貿(mào)易，以拉動(dòng)本地經(jīng)濟(jì)更好、更快發(fā)展。一方面，要提高對(duì)發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)的重視程度，努力提高對(duì)外開(kāi)放水平，把穩(wěn)定外需、穩(wěn)定出口作為保增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿5]；另一方面，要促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，加快轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長(zhǎng)方式，鼓勵(lì)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)與優(yōu)勢(shì)產(chǎn)品對(duì)外出口，尤其是自身的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，以出口為導(dǎo)向來(lái)倒逼本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)換代。

(三)注重經(jīng)濟(jì)軟環(huán)境建設(shè)

目前，中部六省在硬件環(huán)境上已經(jīng)取得了顯著發(fā)展，而相對(duì)應(yīng)的軟環(huán)境還有待進(jìn)一步提高。首先要營(yíng)造一個(gè)開(kāi)放、競(jìng)爭(zhēng)、有序的市場(chǎng)環(huán)境，保持吸引外商投資和發(fā)展對(duì)外貿(mào)易政策的穩(wěn)定性、連續(xù)性，外資政策及相關(guān)法律的穩(wěn)定性對(duì)于引進(jìn)外資和發(fā)展對(duì)外貿(mào)易至關(guān)重要[6]。其次，完善政府各部門的服務(wù)效率，樹(shù)立為企業(yè)服務(wù)的理念，對(duì)內(nèi)外企業(yè)一視同仁，依法管理，規(guī)范市場(chǎng)秩序，避免市場(chǎng)分割，改革行政管理體制，強(qiáng)化市場(chǎng)價(jià)格導(dǎo)向功能等。

作者：馮雪艷李全亮單位：信陽(yáng)師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院