紡織品服裝貿易和經濟增長探討論文
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論文摘要：我國紡織品服裝出口與經濟增長之聞具有相互促進作用。紡織品服裝進口對紡織品服裝出口具有明顯的促進作用。紡織品服裝進口對經濟增長的貢獻大于出口的貢獻。我國要加強自主創新，改變紡織品服裝出口依賴于進口的局面：不斷提高經濟增長的紡織品服裝出口彈性．促進我國經濟的快速發展
1相關文獻回顧及評價
對外貿易與經濟增長的相互關系問題一直是經濟學界關注的焦點問題．如Edwardsf1998)通過對30個發展中國家1970—1983年的數據進行檢驗．認為開放的國家伴隨著經濟的高增長n1。Kwanh和Cosomities(1990)以中國1952～1985年的數據為樣本，運用Granger因果檢驗方法，發現出口與產出之間互為因果關系嘲。隨著我國對外貿易的飛速發展．國內眾多學者對我國對外貿易與經濟增長之間的關系進行了實證研究，許和連、賴明勇f2001)采用協整檢驗和格蘭杰因果檢驗方法，對中國19781998年的出口與經濟增長關系進行了實證分析，結果表明，GDP、出口與貿易條件之問存在長期的穩定均衡關系t31。石傳玉，王亞菲，王可等(2003)對1952—2000年間我國GDP與進出口的有關數據進行協整分析．發現進口增長對我國經濟增長具有較大的促進作用．而出口增長對經濟增長的影響不顯著州。對經濟增長與我國紡織品貿易的關系研究，目前有少量學者正在逐漸涉人。姜延書，付韶軍，白小偉等(2006)以我國1985—2004年的統計數據為樣本，實證結果表明：我國紡織工業經濟增長、紡織品出口和紡織品國內需求之間存在著比較穩定的協整關系魄。
上述專家學者研究問題的方法和結論對本文研究具有極其重要的指導作用。然而．目前研究還存在一定的局限性：第一．有些研究基本上是采用回歸分析方法，而對于時間序列數據的回歸分析必須以樣本數據的平穩性為前提條件．對非平穩性的時間序列直接應用回歸分析有可能產生“偽回歸”，從而得出錯誤的結論；第二，一般的定量研究，對模型的可靠性(尤其自相關性、異方差性等)沒有做進一步的檢驗，得到的研究結論可信度差；第三，簡單的回歸易于把解釋變量和被解釋變量相混淆，把不存在因果關系的變量經過“偽回歸”后做出因果關系分析：第四，由于經濟增長與紡織品服裝進口、出口之間存在交互作用，采用單方程經濟模型，一方面，不便于分析兩個以上變量之間的交互影響，另一方面，易產生變量的內生性偏差。因此，有必要通過多方程模型來分析兩個以上變量之間的交互影響關系。
2研究方法
20世紀70、80年代，Granger和Newbo|d通過多次模擬分析．發現非平穩的時間序列變量會造成“偽回歸”現象，因此對非平穩時間序列不能直接應用傳統的最小二乘回歸。
Enger和Granger提出了隨機時間序列分析方法。這一方法的基礎思想是：如果兩個或兩個以上的變量值呈現非平穩性，但它們是同階單整的．變量之問有可能存在某種長期穩定關系，即協整關系。本文基于這一理論考察我國紡織品服裝貿易與GDP之間是否存在長期穩定關系。本文的分析方法具體如下。
單位根檢驗。最常見的時問數列的平穩性檢驗就是單位根檢驗。本文將采用ADF(AugmentedDickey—Fuller)法檢驗變量的平穩性。對于非平穩的變量還需要檢驗其差分的平穩性。如果變量的n階差分是平穩的，則稱此變量是n階單整，記為I(n)。所有變量同階單整是變量之間存在協整關系和因果關系的必要條件。
因果關系檢驗。Granger(1969)提出的因果關系檢驗解決了變量之間是否及如何構成因果關系的問題。其基本原理是：在做Y對其他變量(包括自身的過去值)的回歸時，如果把X的滯后值包括進來能顯著地改進對Y的預測，就可以說x變化是Y變化的原因。
聯立方程組模型。對于聯立方程組模型中的單方程(即結構式方程)。只有在可識別的條件下才能被估計，結構式方程是否可以識別存在如下定理：在一個含有M個聯立方程組的模型中．一個方程如果能被識別，該方程所排除的前定變量的個數必須不少于它所含有的內生變量的個數減1，即：K—k≥in一1(其中K為模型中前定變量的個數，k為給定方程中前定變量的個數，m為給定方程內生變量的個數)，對于可以識別的方程組模型，一般可以用二階段最小二乘法來進行估計[91。根據估計結果，還有必要從擬合優度、F檢驗統計量值、樣本回歸系數的t檢驗值，是否存在自相關、異方差性等方面，對模型的可靠性做進一步的分析。
本文以1985～2005年為統計樣本，應用格蘭杰因果關系分析法及聯立方程組模型，分別考察我國紡織品服裝貿易與我國GDP之間的因果關系，以及他們之間的交互影響關系。在實證研究結果基礎上，最后給出研究的結論和政策啟示。
3實證分析
3．1樣本數據的建立
本文選取的樣本區間是1985～2005年。我國的GDP(支出法)、紡織品服裝進口額(M)、出口額(x)的數據均來自2006年《中國統計年鑒》、(2005／2006中國紡織T業發展報告》以及歷年《中國紡織工業年鑒》。按照年平均匯價(中間價)將當年進口額、出口額美元價格折算為當年人民幣價格。為了消除數據系列的不平穩性。用GDP縮減指數(以1985年為基期)將我國GDP、紡織品服裝進口額、出口額進行調整。南于樣本區間大，統計數據多，這里省去模型應用的原始統計數據及計算結果(如果需要，可向作者索取)，直接給出我國GDP、紡織品服裝出口額、進口額(單位均為億元)的自然對數值，分別用lnGDP、lnX、lnM表示(見表1)。
3．2變量的平穩性檢驗
應用Eviews軟件，對表1巾的lnGDP、lnX、lnM序列分別進行單位根檢驗，檢驗結果表2。從表2可以看，通過相應的檢驗方式，各變量的ADF檢驗統計量值均小對應的1％或者5％臨界值，表明各變量均是平穩的；此，各變量都是0階單整系列，于是進一步檢驗變量之間的因果關系。
3．3因果關系檢驗
對變量lnGDP分別與lnX、lnM進行因果關系檢驗，觀察
他們之間的因果關系。Granger因果關系檢驗對設定的滯后階數很敏感，在對不同滯后期的檢驗結果進行評價時．一般地以AIC或SC取值最小，同時考慮檢驗模型中隨機干擾項不存在序列相關性為依據I。檢驗結果見表3，檢驗的模型均不存在1階和2階自相關性。從表3看出，在5％顯著水平下，我同紡織品服裝進口變化是我國GDP變化的原因．而我國GDP變化不是我國紡織品服裝進口變化的原因。我國紡織品服裝進口變化是出口變化的原因．而我國紡織品服裝出口變化不是進口變化的原因。在10％顯著水平下。我國紡織品服裝出口變化與我國GDP變化互為因果關系?；诖藱z驗結果可以確定：在模型中，lmM應為自變量，lnGDP、lnX既可為自變量也可為因變量
3、4聯立方程組模型的建立、識別和估計由于本文研究目的是分析我國紡織品服裝貿易與經濟增長的交互作用，又根據因果關系分析的結論，經過反復試驗法，并且把存在自相關的模型進行校正，引入滯后一期的lnGDP作為滯后內生變量，建立如下聯立方程組模型的基本形式。
lnGDPL=0【(I+0【IlnX+0【2lnGDP¨+[1(1)
lnGDP=13olnM+p．1nGDP¨+p2AR(1)+(2)
lnX=-y0+-yIlnM+^y2lnGDP+(3)
根據本文的研究方法所述，上方程組中，先決變量為lnM和lnGDPK=2，式(1)、式(2)、式(3)中k值分別為1、2、1，對應的m值分別為2、1、2，則式(1)、式(2)、式(3)均為恰
好識別方程，用二階段最小二乘法來進行估計，結果見式(4)、式(5)和式(6)。
lnGDP,=0．6177+0．10481nX+0．87461nGDP¨+I(4)
t：(2．5958)(2．3668)(16．3409)校正的R=0．9984D．W．=1．1914F=6012．916Prob．=0．000
lnGDP~=0．06891nM~+0．96971nGDP+0．7841AR(1)+tx2(5)
t：(2．2901)(55．5992)(6．6323)校正的R=0．9985D．W．=1．5131
lnX=一2．7949+0．31531nM+0．79441nGDPl=o(6)
t：(一3．2132)(3．3901)(6．1301)校正的RZ=_0．9646D．W．=1．0920F=258．799Prob；0．000
3．5對模型結果的分析
從式(4)、式(5)、式(6)的結果看，擬合優度均在96％以上。在5％的顯著水平下，樣本的回歸系數都是顯著的。從經濟意義上考慮，樣本的回歸系數符號是合理的。對式(4)、式(5)、式(6)的殘差進行LM檢驗，在5％的顯著水平下，LM(1)檢驗相伴概率分別為0．0857、0．4402、0．0695．表明模型均不存在一階自相關。對式(4)、式(5)、式(6)的殘差進行異方差性White檢驗，在5％的顯著水平下，檢驗相伴概率分別為0．1463、0．1044，0．7006，表明式(4)、式(5)、式(6)均不存在異方差，說明模型是有效的。
從長期來看，式(4)結果表明，lnGDP關于lnX的長期彈性為0．8357(0．1048／(1—0．8746))，如果我國紡織品服裝出口額(實際值，下同)每增長1％，我國實際GDP會增長0．84％((1+1％)0．8357-1]x100％)左右。式(5)結果表明，lnGDP關于lnM的長期彈性為2．2739(0．0689／(1—0．9697))，如果我國紡織品服裝進口額每增長1％。我國實際GDP會增長2．29％左右。因此．紡織品服裝進口對GDP增長的貢獻大于紡織品服裝出口的貢獻。同時，式(6)結果表明，lnX關于lnM的長期彈性為0．3153．如果我國紡織品服裝進口額每增長1％，我國紡織品服裝出口額會增長0-31％左右。lnX關于lnGDP的長期彈性為0．7944，如果我國實際GDP每增長1％，我國紡織品服裝出口額會增長0．79％左右。我國紡織品服裝出口對GDP增長的貢獻大于GDP增長對紡織品服裝出口的貢獻。超級秘書網
4研究結論、原因分析和政策啟示
4．1研究結論及原因分析
(1)我國紡織品服裝出口與經濟增長之間具有相互促進作用。原因在于：一方面，出口是拉動一國經濟增長的三駕馬車之一，紡織品服裝出口是我國商品出口的重要來源，紡織品服裝出口促進了我國經濟增長。另一方面，我國經濟增長加快了我國紡織工業的技術進步、產業結構升級，推動了我國紡織產業的發展，促進了我國紡織品服裝的出口。
(2)我國紡織品服裝進口對經濟增長具有明顯地促進作用。理由在于：一是我國紡織生產上所需的紡織原材料及高級服裝面料等的進口．產生的技術溢出效應．促進了我國紡織相關產業的快速發展，從而促進了我國經濟增長。二是進口到我國的部分紡織品服裝很快轉化為最終消費，進一步刺激了投資需求，推動了我國經濟增長。
(3)我國紡織品服裝進口對出口具有促進作用。原因在于：一是我國紡織品服裝出口加工貿易在出口中占有相當的比重．比如2005年我國紡織品服裝進料、來料加工貿易占出口的26-3％．加工出口對我國紡織品服裝出口具有重要促進作用。二是我國許多紡織行業產品出口所需的紡織原材料及高級服裝面料等依賴于進口，比如目前我國每年要進口幾十億美元的外國面料。因此。紡織品服裝進口變化是出口變化的原因，進口對出口具有促進作用。(4)我國紡織品服裝進口對經濟增長的貢獻大于紡織品服裝出口的貢獻。其主要原因在于：一方面，我國是科技相對落后的國家，我國許多與紡織有關的先進技術對外依賴程度還相當高。另一方面，我國紡織產業還處在世界生產價值鏈的末端，諸如設計、產品開發、印染后整理、品牌營銷等與國外相比還存在較大差距，真正具有高附加值的產品出口不多。因此，相對紡織品服裝進口來講．出口對經濟增長的貢獻較小。
4．2政筻啟示
(1)加強自主創新，改變我國要紡織品服裝出口依賴于進口的局面。要提高我國紡織服裝產業的國際競爭力，僅僅依賴于低成本勞動力資源優勢。不可能將比較優勢轉化為競爭優勢。只有加強自主創新，依靠技術進步．占據紡織品服裝生產價值鏈的高端，才是提高我國紡織品國際競爭力的必由之路。我國要在紡織原材料和高級面料等新產品開發、印染后整理、服裝品牌發展等薄弱環節上，加大研發力度，加強自主創新，同時建立技術引進、消化、吸收、創新的良性循環機制．穩步提高我國紡織服裝產品在國際市場上的占有率，這既是緊迫任務，也是長期戰略選擇。
(2)提高經濟增長的紡織品服裝出口彈性。促進我國經濟的快速發展。我國紡織業要堅持以經濟效益為中心。以市場為導向，以產品及技術創新為動力，加大改革力度，加快產業升級，大力培育新的經濟增長點，提高企業核心競爭力，達到提高紡織產業的國際競爭力，促進紡織業由量的擴張向質的提高方面轉變，經濟增長方式由粗放經營向集約化經營方向邁進，提高經濟增長的紡織品服裝出口彈性，實現我國由紡織大國向紡織強國的跨越，促進我國經濟的快速發展。
