安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系計(jì)量分析論文

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本科生畢業(yè)論文（設(shè)計(jì)）題目：安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系計(jì)量分析系 部 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 學(xué)科門(mén)類 經(jīng)濟(jì)學(xué) 專 業(yè) 經(jīng)濟(jì)學(xué) 學(xué) 號(hào) 姓 名 指導(dǎo)教師 年 5 月 25 日裝訂線安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系計(jì)量分析摘 要隨著中國(guó)改革開(kāi)放由沿海向內(nèi)地的加速推進(jìn)和國(guó)家“中部崛起”戰(zhàn)略的實(shí)施，安徽省的區(qū)位優(yōu)勢(shì)逐漸顯現(xiàn)。文章在系統(tǒng)梳理安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，利用安徽省 1990-2011 年的出口額和 GDP 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建計(jì)量模型，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型等計(jì)量手段，實(shí)證研究了安徽省出口貿(mào)易增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明安徽省出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的促進(jìn)作用，兩者存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)調(diào)整的過(guò)程中實(shí)現(xiàn)的。最后針對(duì)實(shí)證分析的結(jié)果，如何進(jìn)一步增強(qiáng)安徽省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，本文給出相關(guān)政策建議。關(guān)鍵詞：安徽省 出口貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 協(xié)整分析ABSTRACT With China’s reform and opening up coastal areas to promote the acceleration of the Mainland and the state of the “Rise of Central China” strategy implementation, the location advantages of Anhui Province is gradually becoming apparent. Article in the system combing Anhui Province exports and economic growth in the status quo on the basis of Anhui Province, 1990-2011, exports and GDP statistics to build econometric models, unit root test, cointegration test, Granger causality test the error correction model and measurement instruments, the empirical relationship between Anhui exports and economic growth. The empirical results show that the export trade in Anhui Province has a positive role in promoting economic growth, both long-term dynamic adjustment process. Finally, the empirical results of the analysis, how to further enhance the role of Anhui foreign trade on economic growth, this paper presents relevant policy recommendations.Keywords: Anhui province Export trade Economic growth Cointegration analysis目 錄一、安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀………………………………………1（一）安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀………………………………………………………1（二）安徽出口貿(mào)易現(xiàn)狀………………………………………………………1 二、安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系長(zhǎng)期均衡分析………………………3（一）指標(biāo)選取與樣本選擇……………………………………………………3（二）回歸模型建立……………………………………………………………3三、安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系短期動(dòng)態(tài)調(diào)整分析…………………8（一）誤差修正模型原理………………………………………………………8（二）誤差修正模型……………………………………………………………8 四、結(jié)論與政策建議………………………………………………………10（一）結(jié)論………………………………………………………………………10（二）政策建議…………………………………………………………………10參考文獻(xiàn) …………………………………………………………………120一、安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀（一）安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀2011 年，安徽省以科學(xué)發(fā)展觀為統(tǒng)領(lǐng)，積極貫徹落實(shí)國(guó)家宏觀調(diào)控政策，加大發(fā)展方式轉(zhuǎn)變力度，加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，加強(qiáng)物價(jià)調(diào)控，有效化解復(fù)雜的宏觀環(huán)境、政策推力減弱、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中矛盾增多等影響，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展延續(xù)了“十一五”以來(lái)后發(fā)快上、積極追趕的態(tài)勢(shì)， “十二五”規(guī)劃實(shí)施順利開(kāi)局。 2011 年全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出增勢(shì)穩(wěn)、質(zhì)量升、活力強(qiáng)、群眾得實(shí)惠的顯著特點(diǎn)，GDP、規(guī)模工業(yè)、固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)居民收入等指標(biāo)增速位次進(jìn)入全國(guó)上游、中部前列，經(jīng)濟(jì)在增長(zhǎng)的快車(chē)道上相對(duì)加速。2011 年安徽省生產(chǎn)總值達(dá)到 15110.3 億元，按可比價(jià)格計(jì)算，比上年增長(zhǎng) 13.5%，連續(xù)8 年保持兩位數(shù)增長(zhǎng)，1990-2011 年年平均增長(zhǎng)率高達(dá) 16.1%。分產(chǎn)業(yè)來(lái)看，第一產(chǎn)業(yè)增加值 2020.2 億元，增長(zhǎng) 4%；第二產(chǎn)業(yè)增加值 8226.4 億元，增長(zhǎng) 17.9%；第三產(chǎn)業(yè)增加值 4863.6 億元，增長(zhǎng) 10.5%。三大產(chǎn)業(yè)比例為 13.4:54.4:32.2。要素集聚平臺(tái)進(jìn)一步壘高，區(qū)域競(jìng)相發(fā)展活力迸發(fā)。鞏固和擴(kuò)大長(zhǎng)三角、央企、知名民營(yíng)企業(yè)、港澳粵臺(tái)合作，實(shí)施合肥、蕪湖、馬鞍山三市區(qū)劃調(diào)整，打開(kāi)合肥向南和蕪湖、馬鞍山跨江發(fā)展新空間，開(kāi)展合蕪蚌自主創(chuàng)新試驗(yàn)區(qū)股權(quán)激勵(lì)和分紅試點(diǎn)，出臺(tái)加快大別山地區(qū)發(fā)展措施，深入推進(jìn)皖北振興建設(shè)，構(gòu)建起覆蓋全省的多層次要素集聚平臺(tái)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)競(jìng)相發(fā)展。前三季度，合肥經(jīng)濟(jì)首位度上升到 22%，蕪湖經(jīng)濟(jì)增速連續(xù)兩年居全省第一，宿州、蚌埠、亳州、阜陽(yáng)經(jīng)濟(jì)增速居全省位次同比前移，安慶、馬鞍山經(jīng)濟(jì)總量有望突破千億，全省千億 GDP 城市上升到 4 個(gè)。去年經(jīng)濟(jì)運(yùn)行受?chē)?guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響，部分行業(yè)趨于下行。存在的主要問(wèn)題，一是內(nèi)需支撐力減弱?？鄢飪r(jià)因素，前三季度投資和消費(fèi)分別僅增長(zhǎng)20.3%和 11.8%，均創(chuàng) 7 年來(lái)的同期新低。二是行業(yè)增長(zhǎng)分化加重。家電、電子信息、家具、紡織等與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移高度相關(guān)行業(yè)領(lǐng)漲，汽車(chē)、農(nóng)副產(chǎn)品加工、鋼鐵、煤炭、有色、建材等支柱產(chǎn)業(yè)增速全面滑坡，前 10 個(gè)月合計(jì)拉低規(guī)模工業(yè)增速 3.3 個(gè)百分點(diǎn)，高于同期規(guī)模工業(yè) 2.6 個(gè)百分點(diǎn)的降幅，其中汽車(chē)工業(yè)增速大幅下降 16.6 個(gè)百分點(diǎn)。三是企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境逐季趨緊。表現(xiàn)為，主營(yíng)業(yè)務(wù)成本、兩項(xiàng)資金占用、產(chǎn)成品庫(kù)存逐季上升，融資難、融資貴、資金周轉(zhuǎn)慢“三碰頭” ， “高進(jìn)低出”的價(jià)格差、年末 PPI 跳水式降幅嚴(yán)重侵蝕著企業(yè)盈利能力和生產(chǎn)的穩(wěn)定性，企業(yè)利潤(rùn)增幅分別比一季度、上半年回落 17.4和 12.3 個(gè)百分點(diǎn)，虧損額增幅由一季度 44.8%、上半年 47.9%上升到前三季度 118.1%，同期企業(yè)應(yīng)交稅金明顯增加，前三季度增值稅、營(yíng)業(yè)稅、企業(yè)所得稅同比分別增長(zhǎng)24.7%、33.8%和 59.3%。（二）安徽出口貿(mào)易現(xiàn)狀隨著中國(guó)改革開(kāi)放由沿海向內(nèi)地的加速推進(jìn)和國(guó)家“中部崛起”戰(zhàn)略的實(shí)施，安徽省的區(qū)位優(yōu)勢(shì)逐漸顯現(xiàn)。安徽省市長(zhǎng)三角地區(qū)的縱深和腹地，是沿海發(fā)達(dá)地區(qū)江、浙、滬等最毗鄰的一個(gè)省。改革開(kāi)放以來(lái)，安徽省外貿(mào)進(jìn)出口額由 1978 年的不足 1000 萬(wàn)美元，發(fā)展到 2011 年的 313.4 億美元。出口商品結(jié)構(gòu)也在不斷變化，2000-2010 年安徽省1主要出口商品結(jié)構(gòu)見(jiàn)從下表 1-1，從下表可以看出：在出口總額中，初級(jí)產(chǎn)品出口比重不斷下降，而工業(yè)制成品出口比重不斷上升，在整個(gè)出口中占有絕對(duì)優(yōu)勢(shì)。這說(shuō)明安徽省出口商品結(jié)構(gòu)一直在不斷改善。在初級(jí)產(chǎn)品口中，主要是食品和非食品原料的出口。在工業(yè)制成品中，占有絕大份額的是紡織產(chǎn)品、橡膠制品等一般工業(yè)制成品，其次是機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備的出口。紡織產(chǎn)品、橡膠等一般工業(yè)制成品的出口有不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，說(shuō)明一般工業(yè)制成品的生產(chǎn)仍是只能回收的比較優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)。機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備為產(chǎn)品的生產(chǎn)、制造、儲(chǔ)運(yùn)提供技術(shù)設(shè)備，在很大程度上反映一個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）的整體技術(shù)水平。機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備在工業(yè)制成品出口中的份額不斷穩(wěn)步增加，表明安徽省出口的工業(yè)制成品的技術(shù)水平正在不斷提升 [1]。表 1-1 2000-2010 年安徽省主要出口商品結(jié)構(gòu) 單位：%年份初級(jí)產(chǎn)品出口占出口總額的比重食品在初級(jí)產(chǎn)品出口中所占比重非食品原料在初級(jí)產(chǎn)品出口中所占比重工業(yè)制成品出口在出口總額中所占比重紡織產(chǎn)品、橡膠制品等在工業(yè)制成品出口中所占比重機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備在工業(yè)制成品出口中所占比重2000 13.3 62.4 35.3 86.7 38.5 13.52001 12.1 58.9 37.5 87.9 35.4 17.72002 11.3 64.0 33.1 88.7 34.9 18.52003 11.5 57.6 39.7 88.5 31.0 23.92004 7.9 62.7 32.8 92.1 44.3 26.62005 7.1 71.8 38.6 92.9 42.7 29.52006 6.2 66.6 32.8 93.8 45.0 30.12007 8.4 43.0 21.2 91.6 39.4 34.92008 8.6 38.0 20.9 91.4 37.4 35.22009 9.5 45.4 20.3 90.5 35.8 32.92010 6.3 60.9 38.3 93.7 24.2 36.3數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》匯總2二、安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系長(zhǎng)期均衡分析（一）指標(biāo)選取與樣本選擇文章采用出口總額（EX)來(lái)反映安徽省出口貿(mào)易狀況，通過(guò)宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。樣本數(shù)據(jù)取 1990-2011 年的年度數(shù)據(jù)，共 22 個(gè)，見(jiàn)下表 1-2。資料來(lái)源于各年的《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó) 50 年統(tǒng)計(jì)資料匯編》 ，其中原始數(shù)據(jù)中安徽省出口總額的單位為萬(wàn)美元，本文利用 1990-2011 年各年度美元對(duì)人民幣年平均匯率將原始數(shù)據(jù)折算成人民幣，單位為億元 [2]。為了能夠較好地克服 GDP 和出口數(shù)據(jù)中存在的異方差問(wèn)題，文章對(duì)兩變量分別取對(duì)數(shù)并用 和 表示。LNGDPEX表 1-2 安徽省 1990-2011 年度出口總額（EX）和生產(chǎn)總值（GDP）年份 出口總額（EX)(億元） GDP（億元） 年份 出口總額（EX)(億元） GDP（億元）1990 31.29 658.00 2001 188.9 3246.71 1991 37.51 663.50 2002 203.07 3519.72 1992 45.84 801.20 2003 253.63 3923.11 1993 55.55 1037.14 2004 325.82 4759.30 1994 109.99 1320.43 2005 425.18 5350.17 1995 116.38 1810.66 2006 545.08 6112.50 1996 109.25 2093.30 2007 671.04 7360.92 1997 128.31 2347.32 2008 788.81 8851.66 1998 123.02 2542.96 2009 607.15 10062.82 1999 138.79 2712.34 2010 840.41 13313.04 2000 179.81 2902.09 2011 1103.61 15110.30 數(shù)據(jù)來(lái)源：歷年《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó) 50 年統(tǒng)計(jì)資料匯編》 。（二）協(xié)整模型建立1、單位根檢驗(yàn)在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，需要確定每個(gè)序列是否為平穩(wěn)序列，所謂時(shí)間序列的非平穩(wěn)性，是指時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律隨著時(shí)間的位移而發(fā)生變化，即生成變量時(shí)間序列的隨機(jī)過(guò)程的特征隨著時(shí)間的變化。如果序列存在單位根，則序列為非平穩(wěn)序列，反之為平穩(wěn)序列。單位根檢驗(yàn)方法有多種，在實(shí)證研究中較為常用的是 DF 檢驗(yàn)和 ADF 檢驗(yàn)。一般地，若非平穩(wěn)過(guò)程{Yt}的一階差分為平穩(wěn)的，則稱其為一階單整的，記為 I（1） 。若使一個(gè)時(shí)間序列變成平穩(wěn)序列，則需對(duì)其進(jìn)行兩次差分（即對(duì)一階差分再取一階差分） ，則稱之位二階單整序列。一般地，若一個(gè)（非平穩(wěn)的）時(shí)間序列只有經(jīng)過(guò) d 次差分才能變成平穩(wěn)3序列，則稱之為 d 階單整序列，并記為 。)(~dIYt02000400060008000100001200014000160001990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010年 份億元出 口 總 額經(jīng) 濟(jì) 增 長(zhǎng)圖 1-1 安徽省 1990-2011 年出口總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)圖數(shù)據(jù)來(lái)源：《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》匯總從上圖 1-1 可以直觀地看出，安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，并且變動(dòng)的方向與步調(diào)較為一致，這說(shuō)明其間可能存在著較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。時(shí)間序列有平穩(wěn)性的也有非平穩(wěn)性的，所以直接對(duì)兩個(gè)非穩(wěn)性的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，將有可能引起“偽回歸”的現(xiàn)象。所以在回歸之前有必要先進(jìn)行時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文所用的方法是單 ADF 檢驗(yàn)法，滯后階數(shù)的選擇根椐 AIC 準(zhǔn)則來(lái)決定,下表 1-3 由 Eviews 處理得到。表 1-3 安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量 ADF 檢驗(yàn)值檢驗(yàn)形式（c,t,n） 5%臨界值 結(jié)論LNGDP 1.053043 c,t,4 -3.052169 非平穩(wěn)LNEX -0.703182 c,t,4 -3.012363 非平穩(wěn)DLNGDP -3.378677 c,0,4 -3.020686 平穩(wěn)DLNEX -4.466680 c,0,4 -3.020686 平穩(wěn)注：c、t、n 分別表示檢驗(yàn)時(shí)模型帶有常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。從表 1-3 可以看出，變量 的 ADF 檢驗(yàn)值 1.053043 大于 5%臨界值-LNGDP3.052169，變量 ADF 檢驗(yàn)值-0.703182 大于 5%臨界值-3.012363，由此說(shuō)明LEX和 是非平穩(wěn)的變量，不能直接運(yùn)用 OLS 分析；但其一階差分變量LNGDP的 ADF 檢驗(yàn)值-3.378677 小于 5%臨界值-3.020686，一階差分變量)(4的 ADF 檢驗(yàn)值-4.466680 小于-3.020686，說(shuō)明 和 一階差分變量)(LNEXD LNGDPEX是平穩(wěn)的。正由于 和 都是一階單整，因而表明變量 和 之間LGDPNEXLN符合存在協(xié)整關(guān)系的條件，可能存在協(xié)整關(guān)系。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可運(yùn)用回歸分析。下面就對(duì)二者之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。2、協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整理論是 Granger 提出的關(guān)于非平穩(wěn)時(shí)間序列建模的一種理論，其基本思想是：在經(jīng)濟(jì)中有這樣一類現(xiàn)象，多個(gè)變量都是非平穩(wěn)序列，例如存在趨勢(shì)性、季節(jié)性等，但這些變量的某種線性組合卻可以保持平穩(wěn)。這個(gè)線性組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系。目前有很多關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)的方法與模型，如 EG 兩步法、Johansen 極大似然法、Bayes 方法等等 [3]。文章擬采用 EG 兩步法，首先構(gòu)建長(zhǎng)期關(guān)系模型，即通過(guò)水平變量和 OLS 法估計(jì)時(shí)間序列變量間的關(guān)系。若得到平穩(wěn)的殘差序列，則長(zhǎng)期關(guān)系模型變量選擇合理，回歸參數(shù)有意義；其次建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即誤差修正方程。將長(zhǎng)期關(guān)系模型各個(gè)變量用一階差分形式重新構(gòu)造，并將上長(zhǎng)期關(guān)系模型的殘差序列作為解釋變量引入。逐步剔除不顯著項(xiàng)，直到最適當(dāng)?shù)哪Ｐ驼业綖橹?。?為因變量、 為自變量，對(duì)兩變量 和 時(shí)間序列關(guān)系進(jìn)LNGDPLNEXLNGDPEX行分析，建立模型如下：（1-1）tEXGDP?????其中 為常數(shù)項(xiàng)，由于 和 都是一階單整序列，可用 OLS 法進(jìn)行協(xié)整回歸，?如下表 1-4，得到方程如下：（1-2）tLNLN872.0436.表1-4 安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型回歸結(jié)果變量 估計(jì)值 標(biāo)準(zhǔn)誤差 T值 P值常數(shù)項(xiàng)LNEX3.4360120.8716040.1717510.03186720.0058227.351540.00000.0000R2調(diào)整的R 2回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差殘差平方和極大似然對(duì)數(shù)D-W值0.9739620.9726600.1530890.46872311.120001.029336被解釋變量均值被解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差A(yù)IC值SC值F統(tǒng)計(jì)量F統(tǒng)計(jì)量的概率8.0480510.925858-0.829091-0.729905748.10670.000000從上表1-4可見(jiàn)模型的回歸系數(shù) R2 為0.973962和調(diào)整的R 2為0.972660，說(shuō)明擬合度較高。由回歸系數(shù)T值檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，出口貿(mào)易額X的系數(shù)是顯著的。由F統(tǒng)計(jì)值等于748.1067可知回歸方程在總體上也是顯著的。由此可以說(shuō)，安徽省的出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)， 回歸系數(shù)為0.872意味著出口額每增LNEX5加1個(gè)百分點(diǎn)，安徽省GDP將增加0.872個(gè)百分點(diǎn)。若 和 具有協(xié)整關(guān)系，則回歸方程中的殘差項(xiàng)應(yīng)該是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)殘差LNGDPEX序列是否是平穩(wěn)序列，對(duì)序列殘差項(xiàng) 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，由 SICt?準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，其結(jié)果如下表 1-5。表1-5 模型（1-2）殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果表t-值 P值ＡＤＦ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-4.263187 0.00021% 顯著性水平 -2.692358 —5%顯著性水平 -1.960171 —檢驗(yàn)的臨界值10%顯著性水平 -1.607051 —檢驗(yàn)結(jié)果顯示 和 之間的回歸方程殘差序列 的 ADF 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值-LNGDPEXt?4.263187 小于 1%顯著性水平下的檢驗(yàn)值-2.692358，拒絕原假設(shè)，殘差序列 不存在單t?位根，即 為平穩(wěn)序列。檢驗(yàn)結(jié)果表明： 和 是（1,1）階協(xié)整的，說(shuō))0(~It?LNGDPEX明這兩個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，表明出口每增長(zhǎng) 1%，GDP 增長(zhǎng) 0.872%，申茜（2007）曾對(duì)浙江省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，其運(yùn)用的回歸模型與本文類似，得出的結(jié)論是：浙江省出口總額每增長(zhǎng) 1%，GDP 將增長(zhǎng) 0.631%。可見(jiàn)，安徽省GDP 對(duì)出口增長(zhǎng)的彈性系數(shù)甚至高于浙江省，出口貿(mào)易對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用絲毫不低于沿海省份，出口貿(mào)易對(duì)安徽省作為中部省份實(shí)現(xiàn)“經(jīng)濟(jì)崛起”無(wú)疑具有十分重要的意義。此結(jié)論與國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者達(dá)成共識(shí)，例如巴拉薩(Balassa)運(yùn)用函數(shù)的線性回歸模型，并分別選取了 1960-1966 年間以及 1967-1973 年間兩個(gè)時(shí)期 10 個(gè)國(guó)家的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出了出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論 [4]。費(fèi)德（Feder）研究集中分析了出口部門(mén)對(duì)非出口部門(mén)的外部經(jīng)濟(jì)效益，得出了出口部門(mén)會(huì)對(duì)非出口部門(mén)的產(chǎn)生外部經(jīng)濟(jì)效益。從而揭示了出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用的 [5]。魏林利用安徽省 1981-2007 的出口總額和 GDP 系列數(shù)據(jù)，構(gòu)建計(jì)量模型，通過(guò)回歸分析，測(cè)算安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的數(shù)量關(guān)系，得出應(yīng)加大加工貿(mào)易的發(fā)展力度，繼續(xù)實(shí)施品牌戰(zhàn)略，加強(qiáng)科技興貿(mào)，以促進(jìn)安徽省經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展 [6]。由此看來(lái)，對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究發(fā)展到今天，大家都采用了較多的研究方法，他們都是支持出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這個(gè)結(jié)論的。3、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)為了進(jìn)一步探討安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，對(duì)安徽出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系的定義是如果x是引起y變化的原因，則x應(yīng)該有助于預(yù)測(cè)y，即在y關(guān)于y過(guò)去值的回歸中，添加x的過(guò)去值作為獨(dú)立的解釋變量，應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力。此時(shí)稱x為y的原因（Granger cause）；如果添加x的滯后變量之后，沒(méi)有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱x不是y的原因。根據(jù)上述協(xié)整分析，得出6安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期同向變動(dòng)的均衡關(guān)系，對(duì)于它們之間的前期信息是否會(huì)影響各變量的檔期信息需要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表1-6所示。表1-6 變量間的Granger非因果檢驗(yàn)結(jié)果零假設(shè) F統(tǒng)計(jì)值 P值LNGDP不是LNEX的原因 1.20312 0.28716LNEX不是 LNGDP的原因 5.86679 0.02621注：滯后期為1從上表可以看出對(duì)于 不是 的的Granger的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)LNGDPLEX誤的概率是29%，表明 不是 的Granger 成因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)。不是 的Granger原因檢驗(yàn)的概率為2.6% ，表明至少在95%的置信水平下，可LNEXP以認(rèn)為 是 的 Granger成因。Granger 檢驗(yàn)結(jié)果表明安徽省出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有單向的Granger因果關(guān)系，但是魏丹和王厚雙選用遼寧省1985-2009年出口貿(mào)易額和GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論以及 Oranger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明遼寧省出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系并且存在著雙向Granger因果關(guān)系 [7]，兩者有差異說(shuō)明我國(guó)各省發(fā)展水平不同，意味著安徽省出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的作用，但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有對(duì)安徽省的出口產(chǎn)生很好的反饋?zhàn)饔谩?三、安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系短期動(dòng)態(tài)調(diào)整分析（一）誤差修正模型原理若變量是協(xié)整的，則表明變量間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，而這種長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持。這種短期動(dòng)態(tài)的調(diào)整過(guò)程就是誤差修正機(jī)制（error correction model，ECM） 。它防止了變量間長(zhǎng)期關(guān)系的偏差在規(guī)模上或數(shù)量上的擴(kuò)大。ECM 是一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。為了便于理解，我們通過(guò)一個(gè)具體的模型來(lái)介紹它的結(jié)構(gòu)。假設(shè)兩變量 X 與 Y 的長(zhǎng)期均衡關(guān)系為： 。由于現(xiàn)ttXY????10實(shí)經(jīng)濟(jì)中 X 與 Y 很少處在均衡點(diǎn)上，因此實(shí)際觀測(cè)到的只是 X 與 Y 間的短期的或非均衡的關(guān)系，假設(shè)具有如下(1,1)階分布滯后形式 。該模型ttttt ?????1210顯示出第 t 期的 Y 值，不僅與 X 的變化有關(guān)，而且與 t-1 期 X 與 Y 的狀態(tài)值有關(guān)。由于變量可能是非平穩(wěn)的，因此不能直接運(yùn)用 OLS 法，對(duì)上述分布滯后模型適當(dāng)變形得：。其中11011 )(????????ttttXY )1/((),1/(,1210 ?????????????此式表明：Y 的變化決定于 X 的變化以及前一時(shí)期的非均衡程度。因?yàn)樵撌胶杏?X、Y水平值表示的前期非均衡程度。因此，Y 的值已對(duì)前期的非均衡程度作出了修正。此式稱為一階誤差修正模型，此式還可以寫(xiě)成 ，其中 ecm 表示誤差修正ttt ecmXY???1項(xiàng)， [8]。11?????tttttY，（二）誤差修正模型前面我們已經(jīng)確定了變量 和 之間存在協(xié)整，表明兩者之間有長(zhǎng)期均衡LNGDPE關(guān)系。但從短期來(lái)看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，就可以把協(xié)整回歸中的誤差項(xiàng)看做均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型把安徽省出口的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)。出口貿(mào)易 和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 的差分序列為： )(EX)( 。11;)( ???? tttt LNGDPLPLND分別以 為被解釋變量，以 為解釋變量，構(gòu)建的誤差修正)(GDPECMX和)(模型如下：(1-3)tNC??????)(估計(jì)回歸模型式（1-3） ，結(jié)果如下表 1-7 所示。結(jié)果顯示方程回歸的決定系數(shù) R2 等于 0.422995 較低，可能是缺省了滯后變量所致，但不影響已有變量間的關(guān)系。誤差修正項(xiàng)反映了本期對(duì)上期的修正程度。8表1-7 誤差修正模型回歸結(jié)果變量 回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)誤差 T值 P值常數(shù)項(xiàng)D(LNEX)ECM0.1163250.186975-0.3099310.0191900.0793120.0947086.0618612.357457-3.2724920.00000.02990.0042R２調(diào)整的R ２回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)差殘差平方和極大似然對(duì)數(shù)D-W值0.4229950.3588830.0622530.06975730.128471.438148被解釋變量均值r被解釋變量標(biāo)準(zhǔn)差A(yù)IC值SC值F統(tǒng)計(jì)量F統(tǒng)計(jì)量的概率0.1492350.077748-2.583664-2.4344476.5977890.007089最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果為。 (1-4)ECMLNXDLNGDP3091.)(186975.032.)( ???在模型（1-4）中，差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響。被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期波動(dòng)，另一部分是長(zhǎng)期均衡。從誤差修正模型中可以得知，和 的誤差修正項(xiàng)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且誤差修正系數(shù)都為負(fù)數(shù)，)()(LEX符合反向修正機(jī)制。由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，因而它表明在短期內(nèi)安徽省 GDP 與出口額可能會(huì)偏離它們的長(zhǎng)期均衡水平，從模型中（1-4）中可以看出，方程誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為 0.186975,即每年安徽省的 GDP 與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中有 18.6975%被修正，也就是出口每年對(duì)上一年的非均衡偏離的糾正程度為 18.6975%。可以看出，安徽省 GDP 與出口額的偏差糾正速度還是比較大的。9四、結(jié)論與政策建議（一）結(jié)論本為對(duì)安徽省出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行變量的格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和出口之間的關(guān)系，再進(jìn)行誤差修正分析得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，通過(guò)安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系長(zhǎng)期均衡分析，檢驗(yàn)結(jié)果表明：和 是（1,1）階協(xié)整的，說(shuō)明這兩個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，表LNGDPEX明出口每增長(zhǎng) 1%，GDP 增長(zhǎng) 0.372%，說(shuō)明出口可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二，從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單向因果關(guān)系，即出口貿(mào)易是安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，協(xié)整檢驗(yàn)中的回歸模型也驗(yàn)證了這點(diǎn)。這也意味著，改革開(kāi)放以來(lái)，出口貿(mào)易對(duì)推動(dòng)安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著不可低估的作用。因此，加大出口貿(mào)易的力度有利于安徽省的經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。第三，從誤差修正模型（1-4）中來(lái)看，差分項(xiàng)反映了變量 和 短期波動(dòng)LNGDPEX的影響，因?yàn)榭赡苡捎谀撤N原因短期出現(xiàn)了偏離現(xiàn)象，比如由于 2008 年全世界金融危機(jī)影響，安徽省出口貿(mào)易短期有所下降，但是通過(guò)對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)。被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期波動(dòng)，另一部分是長(zhǎng)期均衡。根據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)量，短期內(nèi)安徽省出口貿(mào)易總額的變化將引起安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相同方向的變化，如果安徽省出口總額變化 1%，則安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將變化 0.186975 %。從誤差修正項(xiàng)ECM 系數(shù)（-0.309931）來(lái)看，調(diào)整的力度還比較大。（二）政策建議第一，利用改革開(kāi)放和對(duì)外貿(mào)易的機(jī)遇，加強(qiáng)政府公共服務(wù)的職能，繼續(xù)改造政府政策質(zhì)量。貫徹執(zhí)行國(guó)家關(guān)于對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)合作和外商投資的方針、政策、法規(guī)；研究擬定和執(zhí)行全省外貿(mào)進(jìn)出口中長(zhǎng)期規(guī)劃和發(fā)展戰(zhàn)略；實(shí)施全省對(duì)外貿(mào)易行業(yè)管理，負(fù)責(zé)全省貨物進(jìn)出口配額計(jì)劃的上報(bào)、下達(dá)和組織實(shí)施；負(fù)責(zé)全省各類企業(yè)外經(jīng)貿(mào)經(jīng)營(yíng)權(quán)的資格審定、登記工作和生產(chǎn)企業(yè)自營(yíng)進(jìn)出口經(jīng)營(yíng)權(quán)登記備案工作；研究擬定和實(shí)施全省對(duì)外技術(shù)貿(mào)易的政策、管理規(guī)章；負(fù)責(zé)全省技術(shù)產(chǎn)品、成套設(shè)備、機(jī)電產(chǎn)品、高新技術(shù)產(chǎn)品的出口和申報(bào)政策性信貸的聯(lián)絡(luò)工作；宏觀指導(dǎo)全省外商投資工作；分析、研究全省外商投資情況，定期向省政府報(bào)送有關(guān)動(dòng)態(tài)；研究擬定和執(zhí)行外商投資的管理規(guī)章；按照有關(guān)規(guī)定審核、審批經(jīng)貿(mào)出國(guó)團(tuán)組及人員；辦理重要客商、外國(guó)商務(wù)官員以及團(tuán)組訪問(wèn)我省的邀請(qǐng)、聯(lián)系、接待及有關(guān)手續(xù)；負(fù)責(zé)中央外貿(mào)發(fā)展基金項(xiàng)目的申報(bào)和風(fēng)險(xiǎn)基10金的管理；管理國(guó)家和省扶持鼓勵(lì)出口等各項(xiàng)外經(jīng)貿(mào)業(yè)務(wù)資金；受權(quán)監(jiān)督、管理直屬單位的國(guó)有資產(chǎn)；指導(dǎo)和管理外經(jīng)貿(mào)行業(yè)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)工作；負(fù)責(zé)全省各類外經(jīng)貿(mào)業(yè)務(wù)的統(tǒng)計(jì)工作，提供信息咨詢服務(wù)；負(fù)責(zé)外經(jīng)貿(mào)標(biāo)準(zhǔn)化、信息化工作；指導(dǎo)有關(guān)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易協(xié)會(huì)、學(xué)會(huì)工作。第二，根據(jù)安徽省東向發(fā)展戰(zhàn)略，繼續(xù)深化改革開(kāi)放，進(jìn)一步打破地區(qū)封鎖和市場(chǎng)分割，加速市場(chǎng)化進(jìn)程，推動(dòng)市場(chǎng)多元化戰(zhàn)略 [9]。在鞏固傳統(tǒng)市場(chǎng)的同時(shí)，積極開(kāi)拓新興市場(chǎng)。積極參與聯(lián)合國(guó)采購(gòu)和跨國(guó)采購(gòu)活動(dòng)，拓展參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的新空間。我省應(yīng)精心組織好廣交會(huì)、華交會(huì)等大型國(guó)內(nèi)展會(huì)，有重點(diǎn)地組織企業(yè)參加國(guó)際專業(yè)博覽會(huì)，充分發(fā)揮國(guó)內(nèi)、國(guó)際知名展會(huì)、博覽會(huì)的輻射效應(yīng)，以此為平臺(tái)，引導(dǎo)企業(yè)大力開(kāi)拓國(guó)際市場(chǎng)；改善出口商品結(jié)構(gòu)加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的步伐，提高出口商品檔次、效益，使出口結(jié)構(gòu)從根本上得到調(diào)整和優(yōu)化。第三，積極承接?xùn)|部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移，以發(fā)揮勞動(dòng)力資源密集的優(yōu)勢(shì)，減緩就業(yè)壓力，充分利用工業(yè)制成品出口和外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)，優(yōu)化區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)能力 [10]。同時(shí)積極引進(jìn)區(qū)域內(nèi)緊缺的資源包括國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備，提高進(jìn)出口部門(mén)對(duì)區(qū)域內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)進(jìn)程穩(wěn)步推進(jìn)的背景下，繼續(xù)加大高等教育投入，促進(jìn)基礎(chǔ)研究和知識(shí)創(chuàng)新，增加高質(zhì)量人力資本的供給，以滿足產(chǎn)業(yè)升級(jí)和優(yōu)化對(duì)高素質(zhì)人才的需求。11參考文獻(xiàn)[1] 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