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本科生畢業(yè)論文（設(shè)計）題目：安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系計量分析系 部 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 學(xué)科門類 經(jīng)濟(jì)學(xué) 專 業(yè) 經(jīng)濟(jì)學(xué) 學(xué) 號 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)增長關(guān)系計量分析摘 要隨著中國改革開放由沿海向內(nèi)地的加速推進(jìn)和國家“中部崛起”戰(zhàn)略的實施，安徽省的區(qū)位優(yōu)勢逐漸顯現(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)計數(shù)據(jù)，構(gòu)建計量模型，通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型等計量手段，實證研究了安徽省出口貿(mào)易增長與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。實證結(jié)果表明安徽省出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長有著積極的促進(jìn)作用，兩者存在長期的均衡關(guān)系，這種長期均衡關(guān)系是在短期動態(tài)調(diào)整的過程中實現(xiàn)的。最后針對實證分析的結(jié)果，如何進(jìn)一步增強(qiáng)安徽省對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(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 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)增長現(xiàn)狀………………………………………1（一）安徽經(jīng)濟(jì)增長現(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)增長關(guān)系長期均衡分析………………………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)增長關(guān)系短期動態(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)增長現(xiàn)狀（一）安徽經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)狀2011 年，安徽省以科學(xué)發(fā)展觀為統(tǒng)領(lǐng)，積極貫徹落實國家宏觀調(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)社會發(fā)展延續(xù)了“十一五”以來后發(fā)快上、積極追趕的態(tài)勢， “十二五”規(guī)劃實施順利開局。 2011 年全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出增勢穩(wěn)、質(zhì)量升、活力強(qiáng)、群眾得實惠的顯著特點(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)入全國上游、中部前列，經(jīng)濟(jì)在增長的快車道上相對加速。2011 年安徽省生產(chǎn)總值達(dá)到 15110.3 億元，按可比價格計算，比上年增長 13.5%，連續(xù)8 年保持兩位數(shù)增長，1990-2011 年年平均增長率高達(dá) 16.1%。分產(chǎn)業(yè)來看，第一產(chǎn)業(yè)增加值 2020.2 億元，增長 4%；第二產(chǎn)業(yè)增加值 8226.4 億元，增長 17.9%；第三產(chǎn)業(yè)增加值 4863.6 億元，增長 10.5%。三大產(chǎn)業(yè)比例為 13.4:54.4:32.2。要素集聚平臺進(jìn)一步壘高，區(qū)域競相發(fā)展活力迸發(fā)。鞏固和擴(kuò)大長三角、央企、知名民營企業(yè)、港澳粵臺合作，實施合肥、蕪湖、馬鞍山三市區(qū)劃調(diào)整，打開合肥向南和蕪湖、馬鞍山跨江發(fā)展新空間，開展合蕪蚌自主創(chuàng)新試驗區(qū)股權(quán)激勵和分紅試點(diǎn)，出臺加快大別山地區(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，區(qū)域經(jīng)濟(jì)競相發(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。去年經(jīng)濟(jì)運(yùn)行受國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響，部分行業(yè)趨于下行。存在的主要問題，一是內(nèi)需支撐力減弱?？鄢飪r因素，前三季度投資和消費(fèi)分別僅增長20.3%和 11.8%，均創(chuàng) 7 年來的同期新低。二是行業(yè)增長分化加重。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、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 個月合計拉低規(guī)模工業(yè)增速 3.3 個百分點(diǎn)，高于同期規(guī)模工業(yè) 2.6 個百分點(diǎn)的降幅，其中汽車工業(yè)增速大幅下降 16.6 個百分點(diǎn)。三是企業(yè)經(jīng)營環(huán)境逐季趨緊。表現(xiàn)為，主營業(yè)務(wù)成本、兩項資金占用、產(chǎn)成品庫存逐季上升，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)利潤增幅分別比一季度、上半年回落 17.4和 12.3 個百分點(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、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅同比分別增長24.7%、33.8%和 59.3%。（二）安徽出口貿(mào)易現(xiàn)狀隨著中國改革開放由沿海向內(nèi)地的加速推進(jìn)和國家“中部崛起”戰(zhàn)略的實施，安徽省的區(qū)位優(yōu)勢逐漸顯現(xiàn)。安徽省市長三角地區(qū)的縱深和腹地，是沿海發(fā)達(dá)地區(qū)江、浙、滬等最毗鄰的一個省。改革開放以來，安徽省外貿(mào)進(jìn)出口額由 1978 年的不足 1000 萬美元，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)見從下表 1-1，從下表可以看出：在出口總額中，初級產(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，在整個出口中占有絕對優(yōu)勢。這說明安徽省出口商品結(jié)構(gòu)一直在不斷改善。在初級產(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，說明一般工業(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、儲運(yùn)提供技術(shù)設(shè)備，在很大程度上反映一個國家（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：%年份初級產(chǎn)品出口占出口總額的比重食品在初級產(chǎn)品出口中所占比重非食品原料在初級產(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)來源：歷年《安徽統(tǒng)計年鑒》匯總2二、安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系長期均衡分析（一）指標(biāo)選取與樣本選擇文章采用出口總額（EX)來反映安徽省出口貿(mào)易狀況，通過宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）反映安徽省經(jīng)濟(jì)增長。樣本數(shù)據(jù)取 1990-2011 年的年度數(shù)據(jù)，共 22 個，見下表 1-2。資料來源于各年的《安徽統(tǒng)計年鑒》和《新中國 50 年統(tǒng)計資料匯編》 ，其中原始數(shù)據(jù)中安徽省出口總額的單位為萬美元，本文利用 1990-2011 年各年度美元對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)中存在的異方差問題，文章對兩變量分別取對數(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)來源：歷年《安徽統(tǒng)計年鑒》和《新中國 50 年統(tǒng)計資料匯編》 。（二）協(xié)整模型建立1、單位根檢驗在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前，需要確定每個序列是否為平穩(wěn)序列，所謂時間序列的非平穩(wěn)性，是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律隨著時間的位移而發(fā)生變化，即生成變量時間序列的隨機(jī)過程的特征隨著時間的變化。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。單位根檢驗方法有多種，在實證研究中較為常用的是 DF 檢驗和 ADF 檢驗。一般地，若非平穩(wěn)過程{Yt}的一階差分為平穩(wěn)的，則稱其為一階單整的，記為 I（1） 。若使一個時間序列變成平穩(wěn)序列，則需對其進(jìn)行兩次差分（即對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（非平穩(wěn)的）時間序列只有經(jīng)過 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 長圖 1-1 安徽省 1990-2011 年出口總額與經(jīng)濟(jì)增長趨勢圖數(shù)據(jù)來源：《安徽省統(tǒng)計年鑒》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)增長變量都有不斷增長的趨勢，并且變動的方向與步調(diào)較為一致，這說明其間可能存在著較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。時間序列有平穩(wěn)性的也有非平穩(wěn)性的，所以直接對兩個非穩(wěn)性的時間序列進(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)行時間序列的平穩(wěn)性檢驗，本文所用的方法是單 ADF 檢驗法，滯后階數(shù)的選擇根椐 AIC 準(zhǔn)則來決定,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)增長平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量 ADF 檢驗值檢驗形式（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 分別表示檢驗時模型帶有常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)。從表 1-3 可以看出，變量 的 ADF 檢驗值 1.053043 大于 5%臨界值-LNGDP3.052169，變量 ADF 檢驗值-0.703182 大于 5%臨界值-3.012363，由此說明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 檢驗值-3.378677 小于 5%臨界值-3.020686，一階差分變量)(4的 ADF 檢驗值-4.466680 小于-3.020686，說明 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。下面就對二者之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。2、協(xié)整檢驗協(xié)整理論是 Granger 提出的關(guān)于非平穩(wěn)時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，多個變量都是非平穩(wěn)序列，例如存在趨勢性、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)。這個線性組合反映了變量之間長期穩(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)系的檢驗與估計的方法與模型，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)建長期關(guān)系模型，即通過水平變量和 OLS 法估計時間序列變量間的關(guān)系。若得到平穩(wěn)的殘差序列，則長期關(guān)系模型變量選擇合理，回歸參數(shù)有意義；其次建立短期動態(tài)關(guān)系，即誤差修正方程。將長期關(guān)系模型各個變量用一階差分形式重新構(gòu)造，并將上長期關(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，直到最適當(dāng)?shù)哪Ｐ驼业綖橹?。?為因變量、 為自變量，對兩變量 和 時間序列關(guān)系進(jìn)LNGDPLNEXLNGDPEX行分析，建立模型如下：（1-1）tEXGDP?????其中 為常數(shù)項，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)增長模型回歸結(jié)果變量 估計值 標(biāo)準(zhǔn)誤差 T值 P值常數(shù)項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)計量F統(tǒng)計量的概率8.0480510.925858-0.829091-0.729905748.10670.000000從上表1-4可見模型的回歸系數(shù) R2 為0.973962和調(diào)整的R 2為0.972660，說明擬合度較高。由回歸系數(shù)T值檢驗結(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，安徽省的出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實， 回歸系數(shù)為0.872意味著出口額每增LNEX5加1個百分點(diǎn)，安徽省GDP將增加0.872個百分點(diǎn)。若 和 具有協(xié)整關(guān)系，則回歸方程中的殘差項應(yīng)該是平穩(wěn)的。檢驗殘差LNGDPEX序列是否是平穩(wěn)序列，對序列殘差項 進(jìn)行單位根檢驗，不含常數(shù)項和趨勢項，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）殘差單位根檢驗結(jié)果表t-值 P值ＡＤＦ檢驗統(tǒng)計量-4.263187 0.00021% 顯著性水平 -2.692358 —5%顯著性水平 -1.960171 —檢驗的臨界值10%顯著性水平 -1.607051 —檢驗結(jié)果顯示 和 之間的回歸方程殘差序列 的 ADF 檢驗統(tǒng)計值-LNGDPEXt?4.263187 小于 1%顯著性水平下的檢驗值-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。檢驗結(jié)果表明： 和 是（1,1）階協(xié)整的，說)0(~It?LNGDPEX明這兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，表明出口每增長 1%，GDP 增長 0.872%，申茜（2007）曾對浙江省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實證分析，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 1%，GDP 將增長 0.631%?？梢?，安徽省GDP 對出口增長的彈性系數(shù)甚至高于浙江省，出口貿(mào)易對安徽省經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用絲毫不低于沿海省份，出口貿(mào)易對安徽省作為中部省份實現(xiàn)“經(jīng)濟(jì)崛起”無疑具有十分重要的意義。此結(jié)論與國內(nèi)外許多學(xué)者達(dá)成共識，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 年間兩個時期 10 個國家的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，得出了出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論 [4]。費(fèi)德（Feder）研究集中分析了出口部門對非出口部門的外部經(jīng)濟(jì)效益，得出了出口部門會對非出口部門的產(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)建計量模型，通過回歸分析，測算安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的數(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，對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的關(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)增長這個結(jié)論的。3、格蘭杰因果關(guān)系檢驗為了進(jìn)一步探討安徽出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系，對安徽出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。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y，即在y關(guān)于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨(dú)立的解釋變量，應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力。此時稱x為y的原因（Granger cause）；如果添加x的滯后變量之后，沒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)增長存在長期同向變動的均衡關(guān)系，對于它們之間的前期信息是否會影響各變量的檔期信息需要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如下表1-6所示。表1-6 變量間的Granger非因果檢驗結(jié)果零假設(shè) F統(tǒng)計值 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從上表可以看出對于 不是 的的Granger的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯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 檢驗結(jié)果表明安徽省出口對經(jīng)濟(jì)增長具有單向的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)計數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論以及 Oranger因果關(guān)系檢驗方法進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明遼寧省出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系并且存在著雙向Granger因果關(guān)系 [7]，兩者有差異說明我國各省發(fā)展水平不同，意味著安徽省出口對經(jīng)濟(jì)增長有著積極的作用，但是經(jīng)濟(jì)增長沒有對安徽省的出口產(chǎn)生很好的反饋?zhàn)饔谩?三、安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系短期動態(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期的穩(wěn)定關(guān)系，而這種長期的穩(wěn)定關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。這種短期動態(tài)的調(diào)整過程就是誤差修正機(jī)制（error correction model，ECM） 。它防止了變量間長期關(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量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。為了便于理解，我們通過一個具體的模型來介紹它的結(jié)構(gòu)。假設(shè)兩變量 X 與 Y 的長期均衡關(guān)系為： 。由于現(xiàn)ttXY????10實經(jīng)濟(jì)中 X 與 Y 很少處在均衡點(diǎn)上，因此實際觀測到的只是 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 的變化以及前一時期的非均衡程度。因為該式含有用 X、Y水平值表示的前期非均衡程度。因此，Y 的值已對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，此式還可以寫成 ，其中 ecm 表示誤差修正ttt ecmXY???1項， [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，表明兩者之間有長期均衡LNGDPE關(guān)系。但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，就可以把協(xié)整回歸中的誤差項看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型把安徽省出口的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。出口貿(mào)易 和經(jīng)濟(jì)增長 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。誤差修正項反映了本期對上期的修正程度。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)計量F統(tǒng)計量的概率0.1492350.077748-2.583664-2.4344476.5977890.007089最終得到誤差修正模型的估計結(jié)果為。 (1-4)ECMLNXDLNGDP3091.)(186975.032.)( ???在模型（1-4）中，差分項反映了變量短期波動的影響。被解釋變量的波動可以分為兩部分：一部分是短期波動，另一部分是長期均衡。從誤差修正模型中可以得知，和 的誤差修正項都通過了顯著性檢驗，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 與出口額可能會偏離它們的長期均衡水平，從模型中（1-4）中可以看出，方程誤差修正項的系數(shù)為 0.186975,即每年安徽省的 GDP 與其長期均衡值的偏差中有 18.6975%被修正，也就是出口每年對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)論本為對安徽省出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行協(xié)整檢驗，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行變量的格蘭杰因果檢驗來分析經(jīng)濟(jì)增長和出口之間的關(guān)系，再進(jìn)行誤差修正分析得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，通過安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系長期均衡分析，檢驗結(jié)果表明：和 是（1,1）階協(xié)整的，說明這兩個變量之間存在長期的動態(tài)均衡關(guān)系，表LNGDPEX明出口每增長 1%，GDP 增長 0.372%，說明出口可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。第二，從格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長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)增長的原因，協(xié)整檢驗中的回歸模型也驗證了這點(diǎn)。這也意味著，改革開放以來，出口貿(mào)易對推動安徽省經(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）中來看，差分項反映了變量 和 短期波動LNGDPEX的影響，因為可能由于某種原因短期出現(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，但是通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)。被解釋變量的波動可以分為兩部分：一部分是短期波動，另一部分是長期均衡。根據(jù)模型的參數(shù)估計量，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)增長將變化 0.186975 %。從誤差修正項ECM 系數(shù)（-0.309931）來看，調(diào)整的力度還比較大。（二）政策建議第一，利用改革開放和對外貿(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)行國家關(guān)于對外貿(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)出口中長期規(guī)劃和發(fā)展戰(zhàn)略；實施全省對外貿(mào)易行業(yè)管理，負(fù)責(zé)全省貨物進(jìn)出口配額計劃的上報、下達(dá)和組織實施；負(fù)責(zé)全省各類企業(yè)外經(jīng)貿(mào)經(jīng)營權(quán)的資格審定、登記工作和生產(chǎn)企業(yè)自營進(jìn)出口經(jīng)營權(quán)登記備案工作；研究擬定和實施全省對外技術(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，定期向省政府報送有關(guān)動態(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)出國團(tuán)組及人員；辦理重要客商、外國商務(wù)官員以及團(tuán)組訪問我省的邀請、聯(lián)系、接待及有關(guān)手續(xù)；負(fù)責(zé)中央外貿(mào)發(fā)展基金項目的申報和風(fēng)險基10金的管理；管理國家和省扶持鼓勵出口等各項外經(jīng)貿(mào)業(yè)務(wù)資金；受權(quán)監(jiān)督、管理直屬單位的國有資產(chǎn)；指導(dǎo)和管理外經(jīng)貿(mào)行業(yè)財務(wù)會計工作；負(fù)責(zé)全省各類外經(jīng)貿(mào)業(yè)務(wù)的統(tǒng)計工作，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)對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易協(xié)會、學(xué)會工作。第二，根據(jù)安徽省東向發(fā)展戰(zhàn)略，繼續(xù)深化改革開放，進(jìn)一步打破地區(qū)封鎖和市場分割，加速市場化進(jìn)程，推動市場多元化戰(zhàn)略 [9]。在鞏固傳統(tǒng)市場的同時，積極開拓新興市場。積極參與聯(lián)合國采購和跨國采購活動，拓展參與國際競爭的新空間。我省應(yīng)精心組織好廣交會、華交會等大型國內(nèi)展會，有重點(diǎn)地組織企業(yè)參加國際專業(yè)博覽會，充分發(fā)揮國內(nèi)、國際知名展會、博覽會的輻射效應(yīng)，以此為平臺，引導(dǎo)企業(yè)大力開拓國際市場；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)揮勞動力資源密集的優(yōu)勢，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)競爭能力 [10]。同時積極引進(jìn)區(qū)域內(nèi)緊缺的資源包括國外先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備，提高進(jìn)出口部門對區(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)升級和優(yōu)化對高素質(zhì)人才的需求。11參考文獻(xiàn)[1] 詹長征.安徽省對外貿(mào)易增長方式轉(zhuǎn)變的思考[J].科技信息，2011， （9）：5－8.[2] 魏林.安徽省出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析[J].黑龍江對外貿(mào)易，2009， （5）：23－25.[3] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與 Eviews 應(yīng)用[M].北京：中國統(tǒng)計出版和社，2002，174－185.[4] Balassa. 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