湖南省加工貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

姚金華 郝漢韜 閆少璽

【摘 要】本文以湖南省的加工貿(mào)易為考察對(duì)象，重點(diǎn)選取了加工貿(mào)易對(duì)湖南省GDP增長(zhǎng)的拉動(dòng)度和加工貿(mào)易進(jìn)出口總額與湖南省GDP的線性回歸為考察對(duì)象，對(duì)加工貿(mào)易推動(dòng)湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析，得出了湖南省加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的正向拉動(dòng)作用，但貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度還不高的結(jié)論。

【關(guān)鍵詞】加工貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；實(shí)證分析

一、實(shí)證分析

1.拉動(dòng)度

加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)度是指GDP增長(zhǎng)率中有幾個(gè)百分點(diǎn)是由加工貿(mào)易貢獻(xiàn)的，用加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度與GDP增長(zhǎng)率之積表示，即拉動(dòng)度=（△X-△M）×GDP增長(zhǎng)率/△GDP，統(tǒng)計(jì)如下表：

從統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)分析，雖然湖南省加工貿(mào)易一直處于順差，但加工貿(mào)易對(duì)GDP增長(zhǎng)的拉動(dòng)度卻很小，甚至在2001年、2002年和2009年幾度出現(xiàn)負(fù)拉動(dòng)。其原因主要在于當(dāng)時(shí)湖南省加工貿(mào)易集中在國(guó)有企業(yè)，不少民營(yíng)企業(yè)剛剛發(fā)展或參與加工貿(mào)易，因此需要大量進(jìn)口加工設(shè)備，導(dǎo)致順差減小，即凈出口出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，從而形成負(fù)拉動(dòng)；此外，2009年的金融危機(jī)影響也體現(xiàn)在了湖南省的加工貿(mào)易中，導(dǎo)致了2009年的負(fù)拉動(dòng)。從2003年開始，由于大部分民營(yíng)企業(yè)開始有了自己的生產(chǎn)線，一些外資也逐漸投入湖南的加工貿(mào)易業(yè)務(wù)，再加上政府開始對(duì)加工貿(mào)易的重視，使湖南省加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成正拉動(dòng)，拉動(dòng)力度體現(xiàn)有總體加強(qiáng)趨勢(shì)。

2.線性回歸

本文選取湖南省的地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，湖南省加工貿(mào)易進(jìn)出口總額（PTV）表示加工貿(mào)易額，選取區(qū)間為2001-2011年11年的年度數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)（表2）。為考察加工貿(mào)易與湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，擬建立如下回歸方程：

lnGDPt=c1 + c2lnPTVt+εt （1）

其中，c1表示常數(shù)項(xiàng)，c2表示回歸系數(shù)，εi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

在進(jìn)行線性回歸之前，為了避免偽回歸，先對(duì)時(shí)間序列GDP和PTV取對(duì)數(shù)后進(jìn)行單位根經(jīng)驗(yàn)來判斷其平穩(wěn)性。本文使用Eviews5.0軟件，通過ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)各個(gè)變量的水平值和一階差分項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)過程選用Akaike Info Criterion標(biāo)準(zhǔn)來選擇滯后項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量lnGDP、lnPTV均為一階平穩(wěn)序列，此二變量之間可能存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

由方程（1）得出： lnGDP = 5.7270 + 0.8228*lnPTV （2）

（26.1293） （15.1049）

R2 =0.9620 F=228.1570 D.W=1.5510檢驗(yàn)結(jié)果顯示，擬合優(yōu)度為0.9620，說明模型擬合較好。D.W檢驗(yàn)值為1.5510，說明基本不存在自相關(guān)。F統(tǒng)計(jì)值達(dá)到了228.1570的較高顯著水平，說明回歸模型中所有回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可知，湖南省加工貿(mào)易進(jìn)出口額與湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著正相關(guān)關(guān)系，加工貿(mào)易進(jìn)出口額每增加1%，GDP相應(yīng)增長(zhǎng)0.82%，由此可見，加工貿(mào)易湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的的推動(dòng)作用。

現(xiàn)進(jìn)一步對(duì)殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，由2得殘差序列et=lnGDPt-5.7270-0.8228lnPTVt，把et 看作一個(gè)時(shí)間序列，利用單位根檢驗(yàn)得ADF檢驗(yàn)值為-2.3647，5%臨界值為-1.9823，由于ADF檢驗(yàn)值的絕對(duì)值大于臨界值，所以在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即殘差序列平穩(wěn)，加工貿(mào)易額與湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

二、結(jié)論

通過以上實(shí)證分析，可總結(jié)出以下幾個(gè)結(jié)論：湖南省加工貿(mào)易規(guī)模在逐年擴(kuò)大，但由于地處內(nèi)陸，現(xiàn)今規(guī)模仍比較?。缓鲜〖庸べQ(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度和拉動(dòng)度較低，這反映了加工貿(mào)易不是湖南省帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)的主要方式。原因在于湖南省加工貿(mào)易起步較晚，基礎(chǔ)薄弱，技術(shù)水平低，加工的產(chǎn)品大部分還是附加值低的產(chǎn)品（如玩具、服裝、小五金等）；加工貿(mào)易總額與湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡或協(xié)整關(guān)系，加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能起到積極的正向拉動(dòng)作用。

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作者簡(jiǎn)介：

姚金華（1989—），漢，蘭州商學(xué)院國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，碩士。