摘 要：随着我国对外贸易规模和方式的转变，探讨进出口贸易对经济增长的动态影响，不仅是对现有研究的一个有益补充，而且可以为制定相关措施提供有用的经验依据。本文通过详细探讨吉林省进出口贸易和经济增长间的关系，从实证分析角度，科学、客观地研究二者的相互关系，分析对外贸易对经济增长的拉动作用。
关键词：进出口贸易；经济增长；动态影响；实证分析
改革开放以来，我国进出口贸易取得了快速发展，对我国经济的增长起到了一定的促进作用。尽管国内学者在考察我国进出口贸易时，做了很多研究，但是在已有的研究中，大多都忽视了进出口贸易对经济增长随时间变化的动态特征。随着我国对外贸易规模和方式的转变，考察我国进出口贸易对经济增长的动态影响，不仅是对现有研究的一个有益补充，还可以为进一步提高我国对外开放水平、转变贸易增长方式等提供有用的经验依据。本文以吉林省进出口贸易与经济增长的关系为研究对象，着重探讨吉林省进出口贸易对经济增长的动态作用，从实证角度，科学、客观地研究二者的相互关系，分析对外贸易对经济增长的拉动作用。
1 吉林省进出口贸易发展概况
吉林省的进出口贸易，相比于东部沿海地区较为落后。自20世纪八十年代以来，随着国家外贸体制和政策的不断改革调整，吉林省对外贸易的发展呈现出波浪式的上升态势。从1978年到1994年，进出口总额大体保持着稳步的持续增长，尤其是进入到九十年代以来，年增长率均在40%以上，但总体上贸易规模比较小，1994年达到361，209万美元顶峰后，由于受到国家有关政策的影响，如粮食出口配额的变动调整、汽车整车特征认证及国产化政策等，再加上自身存在的结构矛盾问题，对外贸易总额出现了下滑，1995年进出口贸易总额为271，474万美元，同比下降24.8%。Www.11665.COM随后在东南亚经济危机的冲击下，对外贸易持续恶化，到1998年末进出口贸易总额为165，282万美元，同比下降10.9%，跌至谷底。但在国家积极的经济刺激恢复政策中，吉林省自身进行积极地调整，在1999年，进出口贸易总额恢复上升的发展趋势，而且在2000年以来，随着中国成功加入wto之后，在不断融入到世界市场的发展过程中，吉林省的对外贸易也取得了快速的发展，在进出口贸易总体规模上有了很大的提高，截止到2010年末，外贸总额已达168.46亿美元。
这些年来，吉林省进出口贸易对全省经济的贡献不断提升，影响大幅提高。据测算，吉林省进出口每增加1亿美元可以拉动gdp增加48.9亿元人民币。统计数据显示， 吉林省2010年全年累计实现外贸进出口总值168.46亿美元，比2009年增长43.5%。其中实现出口总值44.76亿美元，增长43.2%；实现进口总值123.70亿美元，增长43.5%。而2010年吉林省实现地区生产总值8，577.06元，按可比价格计算，比上年增长13.7%。可见，在开放经济条件下对外贸易为吉林省经济增长作出了重要贡献。下面将通过实证分析详细探讨吉林省进出口贸易和经济增长间的关系。
2 实证分析过程
2.1 数据描述
经济增长是指一个国家（地区）在一定时期内包括产品和劳务在内的产出的增长。因此， 本文拟选取gdp总量作为衡量经济增长的指标，分别用x代表出口贸易额、m代表进口贸易额，三者均以人民币为单位进行相关计算。所选取的样本区间为 1978-2010年。对采用的吉林省历年地区生产总值（gdp）、出口贸易额（x）、进口贸易额（m） 的相关数据进行处理，将gdp、x、m各变量转换为实际值，基期为1978年（1978=100）。其中，1978-2010年间gdp、x与m的实际数据如下表1所示。
2.2 平稳性检验
由图1可以看出，吉林省1978-2010年的gdp、x和m序列水平值呈出一定的不规律波动性和随着时间变化而不断增长的趋势性，这主要是由于数据中异方差的存在和非随机因素的影响。
为避免数量级的差别，得到弹性的估计结果，考虑到数据的自然对数不改变原来的因果关系，并能使趋势线性化，这在一定程度上可以消除时间序列中异方差的影响， 提高模型的拟合程度，所以我们用gdp、m与x变量的对数形式进行分析，分别用lngdp、lnx与lnm加以表示，如图2所示。
从图2可以看出，取对数后的lngdp、lnm和lnx的波动较为平滑，但变化趋势仍然存在。为了消除这种趋势性，有效的方法是将对数转换后的变量水平序列lngdp、lnm和lnx进行一阶差分，差分后的dlngdp、dlnm和
dlnx序列见图3。
从图3可以看出，经过差分后的变量序列仍存在某种趋势性，为了使数据生成的随机过程更加平缓，对变量水平序列lngdp、lnm和lnx在一阶差分的基础上再进行一次差分即进行二阶差分得到差分序列ddlngdp、ddlnm和ddlnx，其序列见图4。
adf检验结果表明，变量序列lngdp、lnm和lnx在1%、5%和10%的显著水平上都是非平稳的，它们的一阶差分dlngdp、 dlnm、dlnx中dlngdp在1%、5%和10%的显著水平上都是不平稳的，而dlnm在1%、5%和10%的显著水平上都是平稳的，dlnx在 5%和10%上是平稳的。它们的二阶差分即ddlngdp、ddlnx和ddlnm在各显著水平上都是平稳的，这和上述为消除gdp、x和m变动的不平稳性而进行的图形分析基本一致。这说明吉林省生产总值、进口和出口总额取对数后的变量序列是非平稳的，进行一阶差分后进口、出口都变成了平稳序列，生产总值经过二阶差分后也变成了平稳序列。因而，需要对吉林省进口贸易额、出口贸易额和生产总值作进一步的协整检验，以判明它们之间长期是否存在协整性或者是否存在动态均衡关系。
2.3 协整检验
协整检验是对非平稳时序变量之间是否存在着长期均衡关系进行考察，在这里要对lngdp、lnx、lnm进行协整分析。常用的协整方法包括 engle和granger于1987年提出的eg两步检验法及johansen协整检验法，前者适用于双变量检验，后者适用于多变量检验，本文采用eg 两步法，分别对lngdp和lnx、lngdp和lnm进行回归分析。 从协整理论的思想来看，因变量能被自变量的线性组合所解释，两者间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。因此，检验一组变量间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。
运用普通最小二乘法对lngdp和lnm、lngdp和lnx两组变量进行回归。得到2个方程后对方程的残差序列进行平稳性检验，检验结果见表3。
从表3中可知，e1的adf检验统计值-3.974257小于1%、5%和10%显著水平下的临界值，可认为残差序列e1为平稳序列，表明 lngdp和lnm间存在协整关系；而e2的adf检验统计值均大于各显著水平下的临界值，e2为不平稳序列，即lngdp和lnx之间不存在协整关系。将所得到的结果整理为表4。
由表4中看出，对吉林省而言，其进口贸易额与经济增长存在着长期稳定的均衡关系，即协整关系，而出口贸易额与经济增长间不存在这种协整关系。但是，协整检验的结果只能表明变量间存在长期稳定的均衡关系，并不意味着变量间必然存在因果关系，即是说进口贸易与经济增长之间存在协整关系，并非两者间就一定存在具体的因果关系。进出口贸易对经济增长是否真的有明显影响，经济增长对进出口贸易的影响又是如何？ 这需要通过下一步的因果关系检验来验证。
2.4 因果关系检验
为了进一步说明两组变量之间的因果关系，这里将对变量进行granger因果关系检验，结果见表5。
（1）吉林省进口不能拉动经济增长，应调整进口结构。
根据协整关系检验，吉林省的进口与经济增长间存在协整关系，即长期稳定的关系。根据granger因果关系检验，经济增长是进口的 granger原因，但进口不是吉林省经济增长的granger原因，说明吉林省的经济增长带动了进口贸易的发展，而进口贸易却没有对经济增长带来良好的促进作用。吉林省工业以汽车制造及化工等重工业为主，但进口产品中却仍以重工业产品为主。因此，吉林省应改变现有的进口贸易模式，积极加大高新技术、重要原材料以及生产设备等有利于吉林省经济快速增长的进口商品的经济比重。
（2）吉林省经济增长不能带动出口，出口也不能有效拉动经济增长。
根据granger因果关系检验，吉林省经济增长不是吉林省出口的granger原因， 吉林省出口也不是吉林省经济增长的granger原因。吉林省的经济增长模式并非出口贸易型，出口贸易对吉林省经济增长的促进作用并没有真正发挥出来，出口商品主要集中在附加价值较低的劳动密集型产品上，而且与吉林省的主导行业没有密切关联。附加价值较低的劳动密集型产品从长期看无法有效提高吉林省出口贸易的总体水平， 且由于吉林省出口产品市场过于集中等客观事实，将进一步导致出口贸易风险的加大。
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