1、中國最龐大的數(shù)據(jù)庫下載對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的再考察林毅夫李永軍北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心 100871No.C20010082001年8月14日內(nèi)容提要：本文試圖重新評價對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。文章認(rèn)為，傳統(tǒng)的會計(jì)恒等式估計(jì)方法由于沒有區(qū)分進(jìn)口與出口在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中所發(fā)揮的不同作用因而傾向于低估外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用。針對傳統(tǒng)方法的這一缺陷，文章提出了改進(jìn)的方法并利用回歸分析來重新估計(jì)對外貿(mào)易的貢獻(xiàn)程度。按此方法的估計(jì)結(jié)果表明，九十年代以來外貿(mào)出口增長10%，基本上能夠推動GDP增長1%。關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長、增長核算、對外貿(mào)易、出口Title: A re-examination of i

2、nternational trades contribution to Chinas economic growthAbstract: Many studies, based on an accounting equation of gross domestic product, found that the contribution of international trade to Chinaseconomic growth in the past 20 years was minimal and in the year of 2000 was negative. In this pape

3、r, we re-examine the issue and found that those studies under estimate trades contribution to GDP growth due to their neglect of exports indirect impact on domestic consumption and investment. We suggest a new estimation method and find that a ten percent increase in export will result in a one perc

4、ent increase in GDP, if both the direct and indirect contributions are considered. Key words: Economic growth, International trade, Export, Growth Accounting改革開放以來，我國的對外貿(mào)易取得了飛速的發(fā)展。對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系也因此成為理論界關(guān)心的熱點(diǎn)問題。對該問題的討論大致包括如下兩個方面：第一，對出口與經(jīng)濟(jì)增長之間因果關(guān)系的討論。這種討論致力于區(qū)分是出口增長推動了經(jīng)濟(jì)的增長還是經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長帶動了出口的增長。第二，對外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長

5、之間關(guān)系的實(shí)際測算。這種研究一般承認(rèn)出口的增長推動了經(jīng)濟(jì)的增長，并在此基礎(chǔ)上利用各種方法測算對外貿(mào)易的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度。本文的討論屬于后者。文章認(rèn)為，傳統(tǒng)的對外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的測算方法存在一定缺陷。由于該缺陷的存在，該測算方法傾向于低估對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。為了彌補(bǔ)這種缺陷，文章將對測算方法的改進(jìn)提出自己的建議。一、傳統(tǒng)方法的缺陷傳統(tǒng)的計(jì)算方法從下面的國民收入恒等式出發(fā)來考察外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度：其中，分別代表國民收入、消費(fèi)、投資、政府支出、出口和進(jìn)口。上式兩邊分別對時間求導(dǎo)可得：其中，其余類似。對（2）式進(jìn)行簡單的運(yùn)算可得：這里，為凈出口。（3）式中分別為各個變量的增長

6、率，則分別表示消費(fèi)、投資、政府支出、凈出口在國民收入中所占的比例。因此，（3）式表示了收入恒等式中的各個組成部分?jǐn)?shù)量上的變化對總的國民收入增長的影響。根據(jù)該式，我們可以核算凈出口的變化與經(jīng)濟(jì)增長之間的直接關(guān)系。在文獻(xiàn)中，GDP增長率分解到凈出口的部分，即（或者）經(jīng)常被稱為外貿(mào)增長對GDP的拉動度，而該部分占GDP增長率的百分比，即（或者）則被稱為外貿(mào)對GDP增長的貢獻(xiàn)度。表1：我國GDP增長率的分解(單位：%)年 份G D P增長率增 長 率 分 解年 份G D P增長率增 長 率 分 解消 費(fèi)投 資凈出口消 費(fèi)投 資凈出口19811982198319841985198619871988198

7、919905.3212.119.5212.3811.3910.2410.6611.262.885.325.726.796.197.477.625.515.417.592.301.23-0.963.704.075.738.443.332.634.900.710.030.571.63-0.74-0.82-4.671.402.62-1.23-0.134.0619911992199319941995199619971998199920008.8312.6816.4413.959.7410.258.768.106.728.565.197.726.437.335.317.064.745.315.595.6

8、83.276.6613.363.123.902.542.002.432.083.080.37-1.70-3.363.500.530.652.010.36-0.95-0.19數(shù)據(jù)來源：根據(jù)歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒“全國支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值”中的數(shù)據(jù)計(jì)算得出。從名義GDP到實(shí)際GDP的折算使用的價格指數(shù)為消費(fèi)者物價指數(shù)，基年定為1978年。下同。注：由于我們使用的是“支出法國民生產(chǎn)總值”的相應(yīng)數(shù)據(jù)，表中計(jì)算所得歷年經(jīng)濟(jì)增長率與直接使用部門法“國民生產(chǎn)總值”數(shù)據(jù)計(jì)算結(jié)果有一定差異。比如，按照后者，2000年的經(jīng)濟(jì)增長率為8%，按照前者該年增長率則為8.56%。這是因?yàn)樵撃曛С龇▏裆a(chǎn)總值大于部門法國民生產(chǎn)總

9、值。表1給出了我們根據(jù)（3）式運(yùn)用近年來的實(shí)際數(shù)據(jù)運(yùn)算的結(jié)果。在實(shí)際計(jì)算過程中, 由于我國政府所公布的支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值統(tǒng)計(jì)資料中沒有單獨(dú)的政府支出G，而則指總消費(fèi)，包括居民消費(fèi)和政府消費(fèi)；則指總投資，包括企業(yè)投資和政府直接用于資本形成的支出，因此，我們將（3）式調(diào)整為： 其中，其余類似。相應(yīng)地，支出法國民收入恒等式（即（1）式）變?yōu)椋荷鲜龇椒ㄊ呛饬繉ν赓Q(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長影響程度的最常用的方式，也是一種最簡便的方式。但是，按照這種方法衡量外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度卻存在很大缺陷。其主要的缺陷在于，使用這種方法測算的“外貿(mào)貢獻(xiàn)度”指標(biāo)有低估外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)程度的嫌疑。按照表1的數(shù)據(jù)，1981-2000

10、這20年中GDP增長率的簡單平均約為9.66%，但凈出口對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率即表1中分解到凈出口的部分的簡單平均卻只有0.19%。按照這種“貢獻(xiàn)度”水平，對外貿(mào)易的變化似乎不應(yīng)該對整個經(jīng)濟(jì)增長造成巨大影響。但是，我們對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程的直接觀察卻往往使我們得出相反的結(jié)論出口滑坡往往是造成經(jīng)濟(jì)增長率下降的重要影響因素。實(shí)際上，傳統(tǒng)方法對“外貿(mào)貢獻(xiàn)度”的測量僅僅是直接從國民收入恒等式出發(fā)的一種會計(jì)核算。這種核算的缺陷在于，它只能揭示某一年度經(jīng)濟(jì)增長與消費(fèi)、投資和凈出口各個變量之間的直接的數(shù)字關(guān)系，卻沒有反映消費(fèi)、投資、出口和進(jìn)口四個經(jīng)濟(jì)變量之間的內(nèi)部聯(lián)系。從理論的角度講，如表2的簡單回歸分析所示，出口變動

11、不僅會在很大程度上影響進(jìn)口，而且也會對消費(fèi)和投資有顯著的影響。因此，在計(jì)算對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響時，如果僅僅考慮到凈出口的直接影響，卻沒有考慮到出口對投資和消費(fèi)的影響，那么我們的計(jì)算就存在低估對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長影響作用的可能性。表2：出口變化對進(jìn)口、消費(fèi)和投資的影響模型設(shè)定回歸結(jié)果注：（1）數(shù)據(jù)的時間跨度為1979-2000，因此樣本觀測值。（2）簡單的回歸結(jié)果表明各個方程都存在擾動項(xiàng)自相關(guān)現(xiàn)象，因此我們假定自相關(guān)的性質(zhì)為然后依次估計(jì)自相關(guān)系數(shù)和解釋變量系數(shù)直到迭代過程收斂。上述結(jié)果即為迭代過程的最終結(jié)果。二、對傳統(tǒng)方法的改進(jìn)根據(jù)上文的討論，為了正確地測算對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，我們必

12、須深入探討出口和進(jìn)口兩個變量的性質(zhì)以及出口、進(jìn)口、消費(fèi)和投資這些變量之間的相互關(guān)系。首先，我們必須注意到，出口與進(jìn)口是兩個性質(zhì)迥然不同的變量。與進(jìn)口相比，出口更多地受到一個經(jīng)濟(jì)體外部因素的影響，比如，出口增長在很大程度上受到國際市場需求和其他國家經(jīng)濟(jì)政策變動的影響。而進(jìn)口的變動則更多地受到經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部因素的影響。其次，出口和進(jìn)口與其他變量的關(guān)系也有很大差別。一般來說，進(jìn)口同時受到國內(nèi)消費(fèi)、投資和出口需求的影響，而出口的變化可能同時對國內(nèi)消費(fèi)、投資、進(jìn)口三個變量造成影響。這是因?yàn)椋海?）出口增長通過增加出口部門就業(yè)人員的收入刺激消費(fèi)增加；（2）出口增加提高出口企業(yè)贏利的前景，因而可能直接推動出口企

13、業(yè)投資的增加，同時，如（1）所論，出口的增加會增加國內(nèi)消費(fèi)需求從而間接刺激國內(nèi)生產(chǎn)企業(yè)投資的增加以滿足增加了的消費(fèi)需求；此外，（3）出口的增加造成了中間產(chǎn)品需求的增加從而直接促進(jìn)進(jìn)口的增加。在我國現(xiàn)在的發(fā)展階段上，許多出口企業(yè)屬于來料加工企業(yè)并且許多企業(yè)需要進(jìn)口國外先進(jìn)的資本設(shè)備，因此這一影響的作用非常大。當(dāng)然，出口增加也會通過增加國內(nèi)的消費(fèi)和投資需求從而間接地造成進(jìn)口需求的增加。基于上述分析，通過國內(nèi)生產(chǎn)總值恒等式來簡單地計(jì)算凈出口對國民收入影響的方法就不是分析對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長影響的適當(dāng)方法。為了準(zhǔn)確地衡量對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響，我們必須考慮到如下兩個原則：第一，必須考慮到出口和進(jìn)口在經(jīng)

14、濟(jì)運(yùn)行過程中所發(fā)揮的不同作用；第二，必須考慮到變量之間的相互影響以便全面地衡量對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用。由于出口在很大程度上可以被看作一個外生決定的變量，而進(jìn)口則主要是一個內(nèi)生變量，我們認(rèn)為，為了考察對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用必須首先弄清出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用。這種影響作用又包括兩個方面：第一，直接影響。按照國民收入恒等式（即式（1）或者式（5），出口是國民收入的一個組成部分。出口的增長必然直接導(dǎo)致國民收入的增長。第二，間接影響。由于出口增加會刺激消費(fèi)、投資和進(jìn)口增加，而消費(fèi)、投資的增加會導(dǎo)致國民收入增加，進(jìn)口增加則減少國民收入，我們在考慮出口變動對經(jīng)濟(jì)的全部影響時必須綜合考慮它通過對

15、消費(fèi)、投資和進(jìn)口變量的影響而對國民收入造成的影響。按照上述思路，為了測算出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，我們必須首先考察出口變動與GDP變動之間的關(guān)系。為此，我們設(shè)計(jì)了一個回歸模型。該模型的特點(diǎn)如下：（1）在模型中，出口被當(dāng)作一個主要的外生變量來處理，而進(jìn)口（和消費(fèi)、投資變量）則是系統(tǒng)中的內(nèi)生變量；（2）根據(jù)上面的討論，該模型為一個聯(lián)立方程組模型。模型包括四個方程，即國民收入恒等式和消費(fèi)、投資、進(jìn)口函數(shù)。（3）對于消費(fèi)函數(shù)、投資函數(shù)和進(jìn)口函數(shù)的設(shè)定，我們基本上采用標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)定方法。三個函數(shù)的設(shè)定方法大致如下：消費(fèi)函數(shù)：我們假定消費(fèi)決定于居民的持久收入，并假定居民對持久收入的預(yù)期按照適應(yīng)性預(yù)期的方式進(jìn)

16、行調(diào)整。以表示居民的持久收入，則：按照上式并使用Koyck變換（參見Gujarati, 1995, pp594-611），消費(fèi)函數(shù)的一個線性模型可以表示為：投資函數(shù)：關(guān)于投資函數(shù)的理論是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中最困難也最有爭議的部分。從理論上說，投資決定與企業(yè)家對企業(yè)經(jīng)營前景的預(yù)期密切相關(guān)。但是，迄今為止的經(jīng)濟(jì)理論仍然沒有能夠很好地將這種預(yù)期模型化。因此，這里我們采用一種最簡單的假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)中投資的規(guī)模決定于經(jīng)濟(jì)的總體規(guī)模和利率水平。我們同樣采用一個線性模型來描述投資函數(shù)，即，這里，為時期t的真實(shí)利率水平。進(jìn)口函數(shù)：我們假定進(jìn)口取決于國內(nèi)總需求和匯率水平。由于總需求的各個部分對進(jìn)口需求的影響程度可能不一樣

17、，所以進(jìn)口函數(shù)的設(shè)定如下。這里，我們同樣使用了一個線性模型。其中，表示時期t的實(shí)際有效匯率水平。式（5）、（7）、（8）、（9）合在一起構(gòu)成了一個多元線性方程組。通過對該方程組的估計(jì)，我們可以得到一個簡化式的估計(jì)結(jié)果：根據(jù)該簡化式估計(jì)結(jié)果，我們將得到出口變化對GDP的最終貢獻(xiàn)程度。由于而出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的直接拉動度為（或者），出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的最終貢獻(xiàn)率就是（或者）。三、改進(jìn)后的估計(jì)現(xiàn)在，我們按照第二部分給出的模型采用1978-2000年間的相應(yīng)數(shù)據(jù)來進(jìn)行估計(jì)。數(shù)據(jù)來源大致如下：GDP、投資、消費(fèi)、進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)來自歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒，并使用消費(fèi)者物價指數(shù)將名義值轉(zhuǎn)化為實(shí)際值；利率數(shù)據(jù)來自歷

18、年中國金融年鑒的一年期固定資產(chǎn)貸款利率數(shù)據(jù)，并使用消費(fèi)者物價指數(shù)將其轉(zhuǎn)化為真實(shí)利率水平。匯率采用人民幣的多邊實(shí)際有效匯率，其計(jì)算方法參照了魏巍賢（1999）。在估計(jì)方法上，我們使用了多種聯(lián)立方程組估計(jì)方法，包括普通最小二乘法（OLS）、兩段最小二乘法（2SLS）、三段最小二乘法（3SLS）、似不相關(guān)估計(jì)（SUR）、有限信息最小二乘法（LIML）和完全信息最小二乘法（FIML）。目的是根據(jù)不同估計(jì)方法估計(jì)結(jié)果所提供的信息來判定最佳的估計(jì)方法。我們首先按照第二部分所給出的方程組進(jìn)行估計(jì)（以下稱作“估計(jì)1”）。估計(jì)結(jié)果表明，結(jié)構(gòu)式中的各個變量對被解釋變量的影響都是顯著的；各個方程的F值和R2也都比較

19、理想。對方程擾動項(xiàng)的dw檢驗(yàn)結(jié)果因估計(jì)方法不同而有所不同，但是多數(shù)估計(jì)都比較理想 對偶爾出現(xiàn)的dw檢驗(yàn)不能通過的現(xiàn)象本文沒有進(jìn)行處理。讀者通過對下文的閱讀可以了解我們這樣做的原因。我們將主要通過對各種估計(jì)方法的對比來判斷出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，因此，如果按照對應(yīng)的其他估計(jì)方法dw檢驗(yàn)?zāi)軌蛲ㄟ^，我們就能夠通過對比來確定擾動項(xiàng)自相關(guān)對沒有通過dw檢驗(yàn)的方程估計(jì)結(jié)果的影響程度。表3給出了這一估計(jì)的簡化式結(jié)果。結(jié)構(gòu)式 對偶爾出現(xiàn)的dw檢驗(yàn)不能通過的現(xiàn)象本文沒有進(jìn)行處理。讀者通過對下文的閱讀可以了解我們這樣做的原因。我們將主要通過對各種估計(jì)方法的對比來判斷出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，因此，如果按

20、照對應(yīng)的其他估計(jì)方法dw檢驗(yàn)?zāi)軌蛲ㄟ^，我們就能夠通過對比來確定擾動項(xiàng)自相關(guān)對沒有通過dw檢驗(yàn)的方程估計(jì)結(jié)果的影響程度。表3：“估計(jì)1”的簡化式結(jié)果估計(jì)方法簡化式估計(jì)結(jié)果OLS2SLSLIML3SLSSUR 注：（1）由于篇幅關(guān)系，這里僅僅列出簡化式估計(jì)結(jié)果的第一個方程。 （2）SAS估計(jì)結(jié)果表明FIML估計(jì)的迭代過程沒有在規(guī)定的步數(shù)內(nèi)收斂， 所以這里不再列出其估計(jì)結(jié)果。（下同。）對表3的考察發(fā)現(xiàn)，多數(shù)估計(jì)方法所得結(jié)果中都大于1。根據(jù)筆者的直覺，這一估計(jì)可能有夸大出口對經(jīng)濟(jì)增長影響程度的嫌疑。對結(jié)構(gòu)式估計(jì)結(jié)果（參見附錄）的考察發(fā)現(xiàn)，“估計(jì)1”結(jié)果中進(jìn)口函數(shù)中消費(fèi)變量的系數(shù)都是負(fù)值。這顯然是與經(jīng)濟(jì)

21、理論的預(yù)測方向相反的。因此，我們檢查了該函數(shù)回歸矩陣的性質(zhì)，發(fā)現(xiàn)其條件數(shù)為43.86，即存在嚴(yán)重的多重共線性。這樣，表3所給出的估計(jì)結(jié)果就是不可靠的。為了得到準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果，我們必須適當(dāng)?shù)靥幚砘貧w中的多重共線性問題。由于我們所使用的模型為一個線性方程組模型，這使得對多重共線性問題的處理變得異常復(fù)雜。因此，我們放棄了對多重共線性問題的直接處理，轉(zhuǎn)而去估計(jì)兩個新的方程組。這兩個方程組與原有方程組的差別在于，我們將其中的進(jìn)口函數(shù)分別設(shè)定為：和 顯然，如果原方程組的設(shè)定是正確的，使用式（12）或（13）替換原方程組中的進(jìn)口函數(shù)會得到有偏的回歸結(jié)果。（這里我們不妨稱使用式（12）替代后的回歸結(jié)果為“估計(jì)

22、2”，相應(yīng)地，使用式（13）替代后的回歸結(jié)果為“估計(jì)3”。）但是，我們可以預(yù)計(jì)，“估計(jì)2”會夸大出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的影響，“估計(jì)3”則可能低估出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的影響。這是因?yàn)椋海?）按照前面的分析，出口對進(jìn)口的影響越大，它對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用就會越??；（2）從理論上說，在出口方程中，消費(fèi)、投資和出口的增長對進(jìn)口的影響都是正向的，而實(shí)際有效匯率的影響則是負(fù)向的。如果在模型中剔除具有正向影響的消費(fèi)和投資變量，回歸結(jié)果就可能把這兩個變量的影響算做出口的影響，因此高估出口變化對進(jìn)口的影響；相反，如果在模型中剔除具有負(fù)向影響的匯率因素，則可能低估出口變化對進(jìn)口的影響。“估計(jì)2”和“估計(jì)3”的簡化式結(jié)果

23、分別反映在下面的表4和表5中，其結(jié)構(gòu)式估計(jì)結(jié)果則在文章后面的附錄中給出。對表4、表5和附錄中所給出結(jié)果的觀察印證了我們上面的推斷。我們發(fā)現(xiàn)，結(jié)構(gòu)式估計(jì)結(jié)果中出口對進(jìn)口影響程度越大，簡化式結(jié)果中出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度就越小。由于估計(jì)3的結(jié)構(gòu)式估計(jì)結(jié)果中穩(wěn)定在0.80的高水平即出口每增加1元會導(dǎo)致進(jìn)口增加0.80元，我們傾向于認(rèn)為，估計(jì)3簡化式估計(jì)結(jié)果中的估計(jì)值也基本上代表了各種估計(jì)方法所得相應(yīng)結(jié)果的最低水平。表4：“估計(jì)2”的簡化式結(jié)果估計(jì)方法簡化式估計(jì)結(jié)果OLS2SLSLIML3SLSSUR表5：“估計(jì)3”的簡化式結(jié)果估計(jì)方法簡化式估計(jì)結(jié)果OLS2SLSLIML3SLSSUR為了最終確定真實(shí)

24、值的大致區(qū)間，我們還要在OLS、2SLS、LIML、3SLS、SUR五種估計(jì)方法之間進(jìn)行選擇。一般來說，對于小樣本情況下的聯(lián)立方程組估計(jì)，2SLS可能比3SLS更為可取。一些孟特卡羅實(shí)驗(yàn)的結(jié)果也已經(jīng)表明，小樣本下的SUR估計(jì)未必比OLS效率更高。（參見高惠璇等，1998，第512頁。）由于我們的估計(jì)使用的是1978-2000年間的相應(yīng)數(shù)據(jù)，樣本觀測值，即它是一個小樣本估計(jì)。所以，我們認(rèn)為2SLS或LIML可能是相對較好的估計(jì)方法。按照表3、4、5并結(jié)合上述討論，我們將的真實(shí)值確定在0.52到0.77之間?，F(xiàn)在我們不妨假定 與這一估計(jì)值相應(yīng)的。按照這一數(shù)值我們可以計(jì)算出歷年中進(jìn)口對出口彈性的平均

25、值。結(jié)果為0.81。可以看出這一結(jié)果很接近表2中的彈性數(shù)值。這也說明估計(jì)值接近該變量估計(jì)值的最低限。即“估計(jì)3”中2SLS的估計(jì)結(jié)果，并根據(jù)前文給出的方法來計(jì)算出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。計(jì)算結(jié)果反映在表6 與這一估計(jì)值相應(yīng)的。按照這一數(shù)值我們可以計(jì)算出歷年中進(jìn)口對出口彈性的平均值。結(jié)果為0.81?？梢钥闯鲞@一結(jié)果很接近表2中的彈性數(shù)值。這也說明估計(jì)值接近該變量估計(jì)值的最低限。表6：按照改進(jìn)后的方法測算的出口貢獻(xiàn)率和外貿(mào)貢獻(xiàn)率 （單位：%）年 份G D P增長率出 口增長率出 口貢獻(xiàn)率外 貿(mào)貢獻(xiàn)率年 份G D P增長率出 口增長率出 口貢獻(xiàn)率外 貿(mào)貢獻(xiàn)率19811982198319841985

26、198619871988198919905.3212.119.5212.3811.3910.2410.6611.262.885.3232.5612.694.8026.2426.4827.9629.267.161.7244.501.050.510.201.021.161.391.690.480.112.851.191.93-0.63-0.21-3.982.223.62-0.95-0.075.7519911992199319941995199619971998199920008.8312.6816.4413.959.7410.258.768.106.728.5620.0913.28-1.3564.

27、565.57-4.6519.622.958.5126.591.771.29-0.135.340.67-0.531.950.320.892.811.42-0.94-3.446.670.920.333.170.55-0.431.48按照表6所給數(shù)值，我們可以計(jì)算出歷年的國內(nèi)生產(chǎn)總值對出口變動的彈性。我們發(fā)現(xiàn)，在九十年代該彈性數(shù)值大致在0.1左右（平均值0.105），即出口每增長10%可以促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長將近1個百分點(diǎn)。該彈性的數(shù)值在八十年代則相對較低。這可能主要是因?yàn)槌隹谡紘鴥?nèi)生產(chǎn)總值的比例隨著時間的變化有增長的趨勢（參見圖1）。八十年代早期，出口占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例低于10%（比如1979年

28、為5.1%），九十年代后期則基本上穩(wěn)定在20%左右（比如2000年為22.9%）。出口占國內(nèi)生產(chǎn)總值比例的增加必然增加出口變動對經(jīng)濟(jì)增長影響的程度。這從另一個角度證明了出口增長對我國經(jīng)濟(jì)的重要性。最后，為了與傳統(tǒng)的計(jì)算外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的方法相比較，我們可以根據(jù)前面的討論來重新定義外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，以便全面地反映出口和進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。這里，我們將外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率重新定義為“凈出口對經(jīng)濟(jì)增長的直接貢獻(xiàn)加上出口通過引致消費(fèi)和投資的增長而對經(jīng)濟(jì)增長作出的貢獻(xiàn)”，其公式為：。表6同時給出了按照這一方法計(jì)算的外貿(mào)貢獻(xiàn)率數(shù)據(jù)。與傳統(tǒng)方法相比，改進(jìn)后的計(jì)算方法由于考慮了出口增長對消費(fèi)和投資

29、的影響，所以在出口增加的年份我們將得到一個比傳統(tǒng)方法更大的貢獻(xiàn)率數(shù)值。比如，按照傳統(tǒng)的計(jì)算方法，1999年和2000年外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率都是負(fù)值。這可能是因?yàn)?，在這兩個年份進(jìn)口都有大幅度增長并且進(jìn)口增長的幅度超過出口。比如與1998年相比，1999年出口增加了8.51%，而進(jìn)口則增加了20.89%。這表明存在出口之外的其他因素（比如擴(kuò)張性財(cái)政政策造成的內(nèi)需增加）刺激了進(jìn)口的增加。按照改進(jìn)后的測算方法，雖然1999年外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)仍然為負(fù)值（-0.43%），但其負(fù)面影響的程度則大大小于舊方法所得數(shù)值（-0.95%）。新方法所計(jì)算的2000年外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率則與傳統(tǒng)方法所得數(shù)值（-

30、0.19%）相反為一個正值（1.48%）。由于2000年雖然進(jìn)口的增加超過30%，但出口增加則接近27%，考慮到出口增加對消費(fèi)和投資的影響作用，2000年外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長有一個正的貢獻(xiàn)率的計(jì)算結(jié)果還是比較可信的。圖1：歷年中出口占GDP的比例（%）結(jié)語傳統(tǒng)的衡量對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)程度的方法由于沒有考慮出口與進(jìn)口在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的不同作用以及經(jīng)濟(jì)變量之間的相互影響關(guān)系所以傾向于低估外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。本文對傳統(tǒng)方法所做改進(jìn)的核心在于：我們強(qiáng)調(diào)必須考慮出口對國民收入恒等式中消費(fèi)和投資兩個部分的影響。只有這樣我們才可能全面地認(rèn)識外貿(mào)對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度。應(yīng)當(dāng)指出，本文的討論并非只是一種數(shù)字游戲

31、。認(rèn)識的不同可能會反映到經(jīng)濟(jì)政策的層面。我們認(rèn)為，對于擴(kuò)大內(nèi)需的政策考慮與對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)的重要性并不矛盾，而對外貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展又與我國能否按照自己經(jīng)濟(jì)的比較優(yōu)勢來調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有重大關(guān)系。由于改進(jìn)后的衡量方法需要通過計(jì)量分析來確定出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，模型的設(shè)定和估計(jì)方法的選擇就可能對結(jié)果產(chǎn)生重大影響。在這方面，本文的模型設(shè)定和估計(jì)方法可能都不能算做最理想的，因此有待進(jìn)一步改進(jìn)。參考文獻(xiàn)：高惠璇等（1998），SAS系統(tǒng)SAS/ETS軟件使用手冊，中國統(tǒng)計(jì)出版社魏巍賢（1999），“中國名義與實(shí)際有效匯率的構(gòu)造與應(yīng)用研究”，統(tǒng)計(jì)研究1999年第6期。Gujarati, D. N. (1

32、995), Basic Economitrics, McGraw-Hill, Inc附錄：“估計(jì)1”“估計(jì)3”的結(jié)構(gòu)式結(jié)果一、“估計(jì)1”的結(jié)構(gòu)式結(jié)果方程解 釋變 量估 計(jì) 方 法OLS2SLSLIML3SLSSUR消費(fèi)Y0.28(5.174)0.22(1.931)0.21(2.763)0.21(2.875)0.33(6.774)C-10.55(5.227)0.68(4.623)0.69(4.692)0.68(4.677)0.46(4.856)投資Y0.41(56.31)0.41(56.05)0.41(56.053)0.41(52.13)0.41(56.477)R-54.27(-4.669)-5

33、3.72(-4.618)-53.72(-4.618)-54.49(-4.724)-52.44(-4.695)進(jìn)口C-0.19(-2.764)-0.32(-2.924)-0.32(-2.924)-0.30(-2.905)-0.30(-4.96)I0.39(3.852)0.67(3.119)0.67(3.119)0.59(3.306)0.49(5.637)X0.52(3.98)0.38(1.89)0.38(1.893)0.46(3.384)0.63(6.041)ER-1.73(-2.981)-1.33（-1.75）-1.32（-1.75）-1.57(-3.12)-1.62(-3.49)注：1、表中

34、省略了常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)值；2、表中上面的數(shù)值為解釋變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果，下面括號中的數(shù)值則是相應(yīng)變量系數(shù)估計(jì)的t統(tǒng)計(jì)量；3、由于方程和估計(jì)方法都很多，考慮到篇幅關(guān)系，這里沒有報(bào)告F值、R2等統(tǒng)計(jì)量。（下同）二、“估計(jì)2”的結(jié)構(gòu)式結(jié)果方程解釋變量估 計(jì) 方 法OLS2SLSLIML3SLSSUR消費(fèi)Y0.28(5.174)0.22(2.866)0.21(2.763)0.16(2.42)0.30(6.092)C-10.55(5.227)0.67(4.623)0.69(4.592)0.78(5.975)0.52(5.554)投資Y0.41(53.36)0.41(56.05)0.41(56.05)0.40(

35、56.243)0.40(56.566)R-54.27(-4.669)-53.72(-4.618)-53.72(-4.618)-40.23(-3.837)-36.20(-3.604)進(jìn)口X0.71(17.971)0.71(17.971)0.71(17.971)0.71(19.899)0.73(19.956)ER-2.28(-3.132)-2.28-（3.13）-2.28(-3.13)-2.14(-3.622)-1.94(-3.116)三、“估計(jì)3”的結(jié)構(gòu)式結(jié)果方程解釋變量估 計(jì) 方 法OLS2SLSLIML3SLSSUR消費(fèi)Y0.28（5.174）0.22（2.866）0.21（2.763）0.22（2.866）0.31（6.389）C-10.55（5.227）0.67（4.623）0.69（4.592）0.68（4.623）0.49（5.126）投資Y0.41（56.313）0.41（-56.05）0.41（-56.05）0.41