對外貿(mào)易對我國GDP影響的研究實證分析

中國加入WTO之后，對外開放程度更加開放，對外貿(mào)易在一國經(jīng)濟發(fā)展中的影響將會變得更大，但究竟其影響度對一國GDP和經(jīng)濟增長到底如何？這一問題成為國際貿(mào)易研究的熱點，因此本文選取2001～2015年我國進出口總額對我國GDP的影響研究。其重在了解我國加入WTO我國GDP的增長狀況。

一、 國內(nèi)外文獻綜述

Ibrahim、Izani、Mac Phee、R.Craig （2003）通過對30多個國家對外貿(mào)易和這些國家經(jīng)濟增長之間關(guān)系應(yīng)用模型進行檢驗，說明了對于影響協(xié)整結(jié)果不穩(wěn)定的時間序列，出口貿(mào)易發(fā)展能夠促進該國經(jīng)濟增長的國家占一半以上，存在外部效應(yīng)的國家也將近一半。

夏晶（2013）得出進出口貿(mào)易與我國的居民收入之間存在著相互關(guān)系，她分析對外貿(mào)易增長情況與我國居民收入增長之間關(guān)系是利用的時間序列模型。

通過相關(guān)文獻的閱讀，在研究對外貿(mào)易中，很多學(xué)者都只是研究進口總額或者出口總額單個方面對中國經(jīng)濟增長的貢獻度，并沒有充分把進出口總額作為研究對象來全面研究它們對中國GDP的貢獻或者影響度。

二、指標的選取及數(shù)據(jù)來源

本文以2001～2015年為研究期，以進出口貿(mào)易總額作為解釋變量，以國民生產(chǎn)總值（GDP）作為被解釋變量，來研究進出口總額對國民生產(chǎn)總值的影響，其中，進出口貿(mào)易總額作為對外貿(mào)易衡量指標，國民生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟增長衡量指標。為了消除研究數(shù)據(jù)中時間序列數(shù)據(jù)異方差的問題，對GDP、JCK進行對數(shù)處理得到經(jīng)濟增長、進出口貿(mào)易總額指標LnGDP和LnJCK。

本文研究數(shù)據(jù)通過《中國統(tǒng)計年鑒》整理而得。

三、VAR模型檢驗

（一） 模型的選擇

本文為分析對外貿(mào)易與GDP之間的動態(tài)關(guān)系，采用單變量時間序列分析，VAR模型表達式為：

注：Yt是k維內(nèi)生變量向量，Xt是d維外生變量向量，p和q分別是內(nèi)生變量和外生變量的滯后階數(shù)，，和是待估計的參數(shù)矩陣，Ut是隨機誤差項。

（二） 模型構(gòu)建及檢驗結(jié)果

由于我們運用VAR模型進行研究，因此我們建立了模型如下：

LnGDP=C+a LnJCK+ц

因此方程結(jié)果為LnGDP= 0.029 + 0.2310 LnJCK

通過對表1的結(jié)果分析，其R2擬合優(yōu)度很高，調(diào)整后的擬合優(yōu)度依然超過0.9以上，表明方程結(jié)果很適合，且P=0，也同樣說明選取的回歸方程以及回歸結(jié)果是適合的，符合我們的假設(shè)與模型的選擇。

四、平穩(wěn)性檢驗及協(xié)整檢驗

（一）平穩(wěn)性檢驗

（2）采用ADF檢驗方法

（二）協(xié)整檢驗

（2）檢驗類型（c，t，p）中，c表示常數(shù)項，t表示趨勢項，p表示滯后階數(shù)。

檢驗結(jié)果如圖表3所示，協(xié)整檢驗存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗

檢驗結(jié)果見表4所示，可知JCK總額對GDP有影響，但其并沒有方向因果關(guān)系。

（四）脈沖響應(yīng)

從右上角圖可以看出，進出口總額對GDP并沒有明顯的滯后效應(yīng)，進出口總額明顯會對GDP有一個明顯的帶動作用，但與此同時，這種帶動作用并不能一直持續(xù)，經(jīng)濟增長將會逐漸回歸平穩(wěn)。

從左下角圖可以看出， GDP增長并不一定必然帶動進出口總額的增加。

五、結(jié)論

基于對外貿(mào)易對我國GDP影響的實證研究分析，我們得到如下幾條建議：第一，從實證結(jié)果來看，對外貿(mào)易對我國GDP增長有著較為顯著的影響，且這種影響具有正向作用。第二，盡管對外貿(mào)易對GDP有著正向的影響，但這種影響是在短期內(nèi)會有增長持續(xù)增長，不會持續(xù)增加，說明對外貿(mào)易對GDP增長有一定的局限性，并不是經(jīng)濟增長的主要原因。第三，對外貿(mào)易會引起GDP的增加，但GDP 的增加卻并不一定會影響對外貿(mào)易。（作者單位為鄭州大學(xué)）