毕业设计论文武汉城市圈外贸出口与经济增长研究.docx
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毕业设计论文武汉城市圈外贸出口与经济增长研究
武汉城市圈外贸出口与经济增长研究
摘要：
随着武汉城市圈改革发展关键期的到来，对城市圈经济增长源动力的认识至关重要。
由此本文致力于探讨城市圈经济增长和外贸出口的关系。
针对国际上不同方法和角度研究所产生的结果的差异性，本文对来自于湖北省统计年鉴的从2001年自2010的GDP和出口数据进行计量分析，包括平稳性分析、协整性分析、Grange因果关系研究，同时要进行模型OLS估计和误差修正。
以此实证分析论证经济增长与出口的关系。
研究结果表明，武汉城市圈经济增长与出口存在双向的因果关系，即出口是经济增长的原因，经济增长也是出口的原因。
关键词：
经济增长；出口；实证分析
目录
一、前言1
（一）本论文的研究目的及意义1
（二）国内外的研究动态1
（三）本论文的综合研究方法4
二、武汉城市圈经济发展程度与外贸出口现状4
（一）经济发展程度4
（二）外贸出口发展情况5
三、外贸出口与经济增长基本联系分析5
四、武汉城市圈外贸出口与经济增长关系的实证分析7
（一）平稳性分析7
（二）Granger因果关系研究9
（三）模型OLS估计10
（四）误差修正模型12
五、建议及解决办法13
（一）力求加强外贸出口以促进经济的增长13
（二）力求加快武汉城市圈经济发展的步伐以增强外贸出口能力。
15
一、前言
（一）本论文的研究目的及意义
外贸出口与经济增长的关系一直是国内外相关人士的重点研究对象，由于国内外学者对对外贸易与经济增长关系的研究由于研究方式的多样化和研究方法的不尽相同，得出的结果也不尽相同。
其任何一方的观点都只能作为参考。
此外，由于研究范围的过于宽泛，研究结果在具有自己特色的地方不具有普遍代表性。
而武汉城市圈相对于学者普遍研究的国家范围来说是一个小的研究对象，如果不细化就不可能得到精确结果。
因此，本文精确于出口与经济增长，而非进出口就是为了剔除进口的影响而直接得到两者最根本的关系。
经济增长的衡量因素很多，本文把GDP作为经济增长的直接数据代表，通过《湖北省统计年鉴》充分收集武汉城市圈历年的GDP和出口额。
利用武汉城市圈的时间序列数据对外贸出口与经济增长进行计量分析以得出武汉城市圈外贸出口与经济增长关系的结果并分析在武汉城市圈内，外贸出口和经济增长存在这种关系的内在原因。
并提出自己的见解。
在实际中，这样的研究对于武汉城市圈的发展有重要意义。
特别是在武汉城市圈还在改革发展的今天，经济结构调整刻不容缓，明确自己的经济发展方向和优势对挖掘潜力有重要作用。
本文对于贸易战略发展方向有借鉴意义，其重要性不言而喻。
（二）国内外的研究动态
1、国外研究动态
国际上有关对外贸易与经济发展的关系理论的论证和研究从来没间断过。
对外贸易是否促进了经济增长一直是整个经济学界不断争论的焦点。
众多经济学家在不同的角度采用了不同的方法进行了论证。
整体来看，主要可以分成三种理论：
乐观促进论；悲观阻碍论；折衷论。
乐观促进论
这一论的支持者认为对外贸易可以促进经济增长。
而关于这一理论最早可以追溯到晚期的重商主义时期，认为贵金属（货币）是衡量财富的唯一标准。
而增加的办法除了开采金银矿以外，对外贸易是货币财富的真正的来源，并且要确保贸易顺差，这样才可以使外国的金银流入本国。
（1）亚当·斯密（AdamSmith）有关“剩余产品出路”（ventforsurplus）学说支持了这一观点，并在《国富论》（TheWealthofNations）中认为研究经济增长问题必然涉及对外贸易问题。
（2）大卫·李嘉图（DavidRicardo）在比较优势理论中提出了所有参与国际贸易与国际分工的国家都有利益可图。
（3）Cooden（1960）的“供给启动”论从供给的角度分析了对外贸易是如何促进经济增长的。
（4）Ricard（1817）的“比较优势“理论和“Heckscher-Ohlin”（1993）模型等从静态的角度分析了各个国家按照比较优势分工并进行国际贸易能够优化资源配置。
从而增加各国产出。
（5）罗伯特逊（Robertson）等人总结前人的观点于1937年首次提出“外贸是经济增长的发动机”（engineforgrowth）理论。
（6）克鲁格曼（Krugman）1979年的“新贸易”理论从动态的角度支持对外贸易促进经济增长这一论断。
（7）Keynes（1936）的“对外贸易乘数”理论从需求的角度支持对外贸易促进经济增长的命题。
悲观阻碍论
偏向于阻碍论的学者认为对外贸易的收益者主要是发达国家，而对于发展中国家来说，对外贸易不仅不是发展中国家经济增长的发动机，而且还对发展中国家起到一定的负作用，是“反发动机”。
（1）巴格瓦蒂（Bhagwati）提出了“贫困化增长”理论，认为大国经济增长引起不发达国家贸易条件严重恶化，以致社会福利下降程度远远高于人均产量增加对社会福利的改善程度，最终会出现越增长越贫困的结果；
（2）Rodrik（1999）认为内生增长理论还有一个结论是当国际贸易推动一国的产业从非动态比较优势部门发展时，国际贸易会持久的减少该国的经济增长速度。
（3）普雷维什（Prebisch）提出了中心—外围理论，认为世界经济分为两个部分,处在外围的是技术的模仿者和被动接受者，而处在中心的是技术的创新和传播者，由于发展程度、技术进步及传播机制不同，长此以往使得外围与中心的贫困差距越来越大，由此可以看出，国际贸易成为了发展中国家——外围的落后原因。
折衷论
折衷主义理论则是认为对外贸易并不一定会促进经济增长，对外贸易只是在一定条件下会促进经济增长。
克拉维斯（1970）提出的比较流行的折中观点，认为对外贸易仅仅是经济增长的“侍女”，对外贸易并不是经济增长的自主发动机。
2、国内研究现状
自1978年改革开放以来，我国经济不断增长，贸易显著发展。
许多的经济学家和学者对贸易和经济增长的关系进行了研究。
有两种对立的观点：
一是认为对外贸易与经济增长有直接关系。
（1）贾金思（1998）运用国民经济核算体系（SNA）恒等式演变的增量公式来计算外贸对经济增长是否有拉动作用，分析得出外贸对经济增长的拉动作用是通过净出口体现出来的；
（2）沈程翔（1999）、董秘刚（2000）、周申（2001）等人的结论表明中国的对外贸易促进了经济增长；林毅夫、李勇军（2001）用联立方程组的方法，分析1981-2000年间出口对经济增长的直接和间接作用，更为全面地认识了外贸对我国经济增长的贡献程度。
（3）李晶（2005）根据1978-2003年我国进出口和国民生产总值的数据，论证发现二者之间存在长期稳定的关系，从而揭示了进出口贸易对我国国民经济增长起着显著的作用。
另外认为对外贸易与经济增长没有直接关系的学者也进行了论证。
（1）刘晓鹏（2001）利用协整分析与误差修正模型对我国对外贸易与经济增长的关系进行了研究。
从对外贸易与GDP增长率的相关性入手，通过对我国1980-1998年的有关数据进行计量分析，得出出口增长对经济增长的影响却不显著的结果；
（2）杨全发和舒元（1998）利用巴拉萨和费德等人建立的模型对1978-1995年的有关数据进行实证分析，并把出口商品分为初级产品和主要制成品，进一步研究出口商品对我国经济增长的影响，最后得出了出口贸易就整体而言对经济增长的促进作用不显著的结论；孙焱林（2000）的研究发现经济增长和出口的关系没有统计显著性。
（三）本论文的综合研究方法
综合起来国际上有三种研究方法：
一是利用跨国横截面数据对对外贸易和经济增长等变量进行分析的的最小二乘法，相关学者如Tyler（1981）。
第二种是利用国家或地区的时间序列数据对对外贸易与经济增长进行协整检验，因果分析等，如沈程翔（1999）。
第三种是用前二种方法组成的面板数据检验，如Harrison等。
方法的不同也产生了差异较大的结果。
本文主要通过考量时间序列数据对外贸出口与经济增长进行平稳性检验、协整性检验和Granger因果关系检验，以达到通过计量分析得出武汉城市圈外贸出口与经济增长关系的结果。
二、武汉城市圈经济发展程度与外贸出口现状
（一）经济发展程度
武汉城市圈发展态势一直较良好。
根据2010年湖北省统计年鉴，2009年城市圈GDP实现地区生产总值8000.41亿元，占湖北省的62%，高出上年0.5个百分点。
全社会固定资产投资5177.44亿元，占全省的63%，低于上年1.5个百分点。
城市圈规模以上工业增加值为2923亿元，占全省的比例为61.6%。
社会消费品零售额为3729.15亿元，约占全省比例为63%，低于上年0.5个百分点。
规模以上工业企业实现利税总额914.99亿元，增长17.8%，其中，利润总额462.32亿元，增长36.9%。
地方财政一般预算收入445.86亿元，占全省54.7%，高出上年0.4个百分点。
城镇居民人均可支配收入15057元，高出这一年全省平均水平4.8个百分点，农村居民人均纯收入5191元，为全省平均水平的103.1%，高出上年2.9个百分点。
自2007年12月获批成为全国“两型社会”建设综合配套改革试验区以来3年多武汉城市圈紧扣资源节约型和环境友好型社会建设开展综合配套改革试点，破除深层次的体制机制障碍，促进经济发展与人口、资源、环境相协调，“先行先试、率先突破”的浓厚氛围已经形成，产业格局和经济结构正在向资源节约和环境友好的“两型化”目标调整，成为带动区域经济快速发展的增长极。
（二）外贸出口发展情况
2008年全球经济危机的情况下，武汉海关传出的数据显示，武汉城市圈已成我省对外贸易的重地，1月至2月9市对外贸易开局良好，进出口总值占全省的82.6％。
据统计，1月至2月，“1+8”城市圈对外贸易快速增长，外贸进出口总值23.8亿美元，比去年同期增长36％，对全省对外贸易进出口增长贡献率为77.8％。
其中，出口12.2亿美元，增长41％；进口11.6亿美元，增长31％。
对外贸易中，欧盟成为第一大贸易伙伴，双边贸易总额为6亿美元，日本、美国分居第二、第三，双边贸易总额分别为2.1亿美元和1.8亿美元。
到2009年全球经济影响还很深的情况下，全国外贸出口额普遍出现负增长的情况下，仙桃市外贸出口总额比去上年增长28.2%。
在利用外资方面，城市圈城市都有增长。
而2011年前十个月，武汉城市圈的出口额已超过百亿美元。
三、外贸出口与经济增长基本联系分析
以下武汉城市圈的总GDP和出口额是来自于湖北省统计年鉴有关武汉、仙桃、潜江、天门、鄂州、黄石、咸宁、孝感、黄冈九个城市的数据。
其中，外贸出口额单位原为万美元，现在以1美元兑换人民币6.34元的当前（2011—11——4）外汇牌价将它化成人民币数额。
表12001—2010年GDP和出口额
GDP（亿元）
出口总额（亿元）
2001
2722
89.09
2002
2977.54
103.05
2003
3295.76
129.63
2004
3805.9
163.30
2005
3999.75
215.27
2006
4599.78
311.71
2007
5556.74
401.20
2008
6972.11
568.82
2009
8000.41
475.56
2010
9635.76
640.89
注：
资料来源于2002－2011年湖北省统计年鉴
图1外贸出口EX与GDP趋势图
上图为反映外贸出口与GDP的趋势图，时间为2001年到2010年。
上方的线为GDP，下方的线为EX。
直观可以看出GDP的增长势头明显，而外贸出口有增长，但增速不明显。
基于对上图中的趋势，在下文中将重点进行关系的论证，以得出它们的内在联系。
表22001—2010年GDP和出口额的对数结果
LGDP
LEX
2001
7.9091
4.4896
2002
7.9988
4.6352
2003
8.1004
4.8647
2004
8.2443
5.0955
2005
8.2939
5.3719
2006
8.4337
5.7420
2007
8.6227
5.9945
2008
8.8496
6.3436
2009
8.9872
6.1645
2010
9.1732
6.4629
注：
其中GDP对数化后为LGDP，出口对数化为LEX
上表中的数据取对数是为了减少数据波动。
为了准确探索贸易出口与经济增长之间的关系，本文会在下文中运用大量的时间序列数据进行研究。
四、武汉城市圈外贸出口与经济增长关系的实证分析
（一）平稳性分析
1、平稳序列的单位根检验
在进行时间序列分析前，我们需要知道生成序列的随机过程是否随时间变化。
如果随机变量不随时间变化，即过程是平稳的，则可用确定系数方程过程来将时间序列模型化，且方程的数据可以利用序列的过去数据估计得到。
由于本文各变量的时间序列可能具有非平稳性，因此，我们先对各变量进行单位根平稳性检验，若为非平稳，就要采用协整检验分析各个变量之间的关系。
在协整检验检验的基础上，再进行Granger因果关系检验。
时间序列的平稳性检验，我们通常使用的就是单位根检验。
而它可分为DF、ADF、PP三种时间序列平稳性检验方法。
在一般的检验中，常常因为序列存在高阶滞后相关而破坏了随机扰动项
是白噪声的假设，ADF检验对此进行了改进。
它假定序列
服从AR（p）的过程。
ADF检验假设与DF检验在实际操作中的参数p的具体情况而定。
以下为ADF检验。
序列LGDP的ADF检验结果
NullHypothesis:
LGDPhasaunitroot
Exogenous:
None
LagLength:
0（AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=1）
t-Statistic
Prob.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
8.254406
1.0000
Testcriticalvalues:
1%level
-2.847250
5%level
-1.988198
10%level
-1.600140
检验t统计量是8.254406，小于1%的临界值-2.847250，拒绝原假设，认为原序列ADF不存在单位根。
序列LGDP的ADF检验的辅助方程估计与检验结果
AugmentedDickey-FullerTestEquation
DependentVariable:
D（LGDP）
Method:
LeastSquares
Date:
11/26/11Time:
15:
23
Sample（adjusted）:
20022010
Includedobservations:
9afteradjustments
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
LGDP（-1）
0.016885
0.002046
8.254406
0.0000
R-squared
0.125651
Meandependentvar
0.140457
AdjustedR-squared
0.125651
S.D.dependentvar
0.055059
S.E.ofregression
0.051484
Akaikeinfocriterion
-2.990642
Sumsquaredresid
0.021205
Schwarzcriterion
-2.968728
Loglikelihood
14.45789
Durbin-Watsonstat
1.569240
AIC和SC准则是评价检验效果的有效手段。
本例中D.W.值为1.569240.接近2.所以前面检测有效，同时再进行LEX的ADF检验。
序列LEX的ADF检验结果
NullHypothesis:
LEXhasaunitroot
Exogenous:
None
LagLength:
0（AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=1）
t-Statistic
Prob.*
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
3.732204
0.9988
Testcriticalvalues:
1%level
-2.847250
5%level
-1.988198
10%level
-1.600140
检验t统计量是 3.732204，小于1%的临界值-2.847250，拒绝原假设，认为原序列ADF不存在单位根。
序列LEX的ADF检验的辅助方程估计与检验结果原理同上，在此不重复。
（二）Granger因果关系研究
协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。
Granger（1969）提出的因果关系检验可以解决此类问题。
其基本原理是：
在做y对其他变量（包括自身的过去值）的回归时，如果把x的滞后值包括进来能显著地改进对y的预测，我们就说X是Y的（葛兰杰）原因；类似的定义Y是X的（葛兰杰）原因。
LOG（GDP）与LOG（EX）的葛兰杰因果关系检验
PairwiseGrangerCausalityTests
Date:
11/26/11Time:
16:
07
Sample:
20012010
Lags:
2
NullHypothesis:
Obs
F-Statistic
Probability
LEXdoesnotGrangerCauseLGDP
8
3.80789
0.15023
LGDPdoesnotGrangerCauseLEX
2.85743
0.20197
我们根据赤池信息准AIC确定各变量的滞后阶数为2；对各变量的因果关系检验如表所示。
从表中可以看出，在5%显著性水平上，经济增长与出口存在双向的因果关系，即出口是经济增长的原因，经济增长也是出口的原因。
（三）模型OLS估计
建立一元回归模型的一般形式，方程为
，现用普通最小二乘法来描述GDP和出口的关系，即LGDP和LEX,具体结果如下：
以GDP为被解释变量，EX为解释变量
DependentVariable:
LGDP
Method:
LeastSquares
Date:
11/26/11Time:
16:
25
Sample:
20012010
Includedobservations:
10
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
5.276965
0.297108
17.76111
0.0000
LEX
0.577250
0.053445
10.80092
0.0000
R-squared
0.935825
Meandependentvar
8.461335
AdjustedR-squared
0.927804
S.D.dependentvar
0.432721
S.E.ofregression
0.116270
Akaikeinfocriterion
-1.288953
Sumsquaredresid
0.108149
Schwarzcriterion
-1.228436
Loglikelihood
8.444764
F-statistic
116.6598
Durbin-Watsonstat
0.734058
Prob（F-statistic）
0.000005
=0.935825，说明总离差平方和的93.58%被样本回归直线解释，仅有6.42%未被解释，因此，样本回归直线对样本拟合优度很高。
给出显著水平
=0.05，查自由度
=10—2=8，查t分布表
（8）<
，与此同时
，所以回归系数均显著不为零，即LEX对LGDP有显著影响，所以外贸出口对经济增长有显著影响。
可以看出模型是比较好的。
以EX为被解释变量，GDP为解释变量
DependentVariable:
LEX
Method:
LeastSquares
Date:
11/26/11Time:
16:
28
Sample:
20012010
Includedobservations:
10
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-8.200885
1.271509
-6.449724
0.0002
LGDP
1.621178
0.150096
10.80092
0.0000
R-squared
0.935825
Meandependentvar
5.516448
AdjustedR-squared
0.927804
S.D.dependentvar
0.725173
S.E.ofregression
0.194850
Akaikeinfocriterion
-0.256320
Sumsquaredresid
0.303731
Schwarzcriterion
-0.195803
Loglikelihood
3.281600
F-statistic
116.6598
Durbin-Watsonstat
0.751053
Prob（F-statistic）
0.000005
以EX为被解释变量，GDP为解释变量所得结果如上表，
=0.935825，说明总离差平方和的93.58%被样本回归直线解释，仅有6.42%未被解释，因此，
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