導(dǎo)語：如何才能寫好一篇對外進出口貿(mào)易，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關(guān)鍵詞：對外直接投資；進出口貿(mào)易；影響機制；面板格蘭杰因果檢驗

基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。

作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學(xué)跨國公司研究中心、南開大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易系教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟學(xué)博士，主要從事國際經(jīng)濟學(xué)研究；宋 平(1987-)，女，山東濟寧人，南開大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易系碩士研究生，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究。

中圖分類號：F720 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、問題的提出與文獻綜述

國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系一直是理論界關(guān)注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進出口貿(mào)易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進外資的步伐，規(guī)模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發(fā)展，2010年我國對外直接投資首次達到680億美元，位居世界第五。在這一背景下，研究不斷發(fā)展擴大的對外直接投資對進出口貿(mào)易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關(guān)系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿(mào)易發(fā)展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經(jīng)貿(mào)政策的制定具有現(xiàn)實借鑒意義。

Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿(mào)易間的關(guān)系，在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反，Kojima（1978）的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論提出了國際直接投資與貿(mào)易的互補關(guān)系。目前多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，從理論上分析國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系不存在確定的結(jié)論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結(jié)果。

與理論研究相類似，有關(guān)對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究也沒有統(tǒng)一的結(jié)論。國外有關(guān)對外直接投資與進出口貿(mào)易關(guān)系的實證文獻大多以發(fā)達國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結(jié)論看，主要有3類：一類支持替代關(guān)系，一類支持互補關(guān)系，還有一類認(rèn)為結(jié)果不確定，但以驗證互補效應(yīng)的居多。在國內(nèi)的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產(chǎn)業(yè)理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發(fā)達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關(guān)系則不顯著；中國對非發(fā)達國家的直接投資對進口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運用協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認(rèn)為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關(guān)系，對外直接投資不是進出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，指出二者為互補關(guān)系，雖然后者認(rèn)為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協(xié)整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，但二者對短期的效應(yīng)持不同觀點。

綜上所述，有關(guān)我國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究還相對較少，并且結(jié)論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制進行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內(nèi)學(xué)者大多使用時間序列或截面數(shù)據(jù)，利用傳統(tǒng)的引力模型以及協(xié)整和誤差修正模型進行分析，而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家（地區(qū)）直接投資和進出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用動態(tài)VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進出口貿(mào)易的關(guān)系。

二、對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制

（一）對外直接投資對出口的影響

圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產(chǎn)建設(shè)時，一般需要從母公司購買資本設(shè)備、原材料等；另一方面，在國外子公司經(jīng)營過程中，可能在較長時期內(nèi)從母國進口零部件和中間產(chǎn)品，從而對出口形成持續(xù)性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業(yè)這一效應(yīng)更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進作用：以擴大和開辟海外市場、以為出口服務(wù)為目的的市場導(dǎo)向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區(qū)）設(shè)立貿(mào)易服務(wù)機構(gòu)，構(gòu)筑國際市場營銷網(wǎng)絡(luò)可以促使出口增加；資源導(dǎo)向型對外直接投資帶動了開采所需設(shè)備和相關(guān)產(chǎn)品的出口，并且隨著母國進口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資可以獲得反向技術(shù)溢出效應(yīng)，提高母國產(chǎn)品的技術(shù)含量和出口競爭力。

圖1 對外直接投資的出口促進效應(yīng)

對外直接投資對出口既有促進作用，也有替代作用。首先，無論是為規(guī)避貿(mào)易壁壘或?qū)鴥?nèi)生產(chǎn)能力過剩、市場相對飽和的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外而進行的市場導(dǎo)向型對外直接投資，還是為降低生產(chǎn)與運輸成本進行效率導(dǎo)向型對外直接投資，生產(chǎn)基地轉(zhuǎn)移到國外后，在東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品將直接在當(dāng)?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷到其他國家，從而替代母國同類產(chǎn)品的出口。其次，東道國企業(yè)利用技術(shù)擴散與模仿大量生產(chǎn)該產(chǎn)品，替代進口甚至進行出口，進一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構(gòu)在東道國的當(dāng)?shù)夭少徱矔娲竾虚g產(chǎn)品的出口。

圖2 對外直接投資的出口替代效應(yīng)

（二）對外直接投資對進口的影響

與出口的情況相類似，對外直接投資對進口貿(mào)易規(guī)模的影響也有兩方面：在進口促進作用方面，資源導(dǎo)向型對外直接投資以開發(fā)國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產(chǎn)品的進口；效率導(dǎo)向型對外直接投資將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本更低的國家后，有可能將東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷回母國以滿足國內(nèi)需求；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資在國外開發(fā)和生產(chǎn)出技術(shù)與知識密集型產(chǎn)品后，可能通過公司內(nèi)貿(mào)易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面，如果企業(yè)認(rèn)為通過直接投資在國外購買原材料進行生產(chǎn)比進口生產(chǎn)所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進口；如果企業(yè)通過技術(shù)導(dǎo)向型投資代替通過高技術(shù)產(chǎn)品進口來獲取技術(shù)，就有可能減少母國部分高技術(shù)產(chǎn)品的進口。

圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應(yīng)

（三）中國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的直觀分析

基于上述對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)加以直觀分析。

中國的對外直接投資起步于改革開放以后，早期投資的主要目的是為外貿(mào)服務(wù)，勞務(wù)工程承包也是當(dāng)時的主營項目。20世紀(jì)90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進行對外投資，投資目的比較單純，經(jīng)營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進的發(fā)展，復(fù)雜的經(jīng)營方式開始出現(xiàn)。目前，中國對外直接投資“市場導(dǎo)向型”、“資源導(dǎo)向型”、“效率導(dǎo)向型”等投資動機都存在，但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看，行業(yè)多元而聚集度較高，截至2010年末，我國對外直接投資覆蓋了國民經(jīng)濟所有行業(yè)類別，其中存量在100億美元以上的行業(yè)包括商務(wù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、交通運輸業(yè)和制造業(yè)，這6個行業(yè)占據(jù)我國對外直接投資存量總額的88.3%。④

由于在我國的對外直接投資中為商品貿(mào)易提供便利的服務(wù)類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)以及批發(fā)和零售業(yè)的投資超過50%，可以預(yù)計，我國對外直接投資對貿(mào)易特別是出口貿(mào)易應(yīng)有較強的促進作用。此外，采礦業(yè)在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業(yè)的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進口產(chǎn)生雙向的拉動作用。但是，我們也應(yīng)注意到，我國對外直接投資的動機與產(chǎn)業(yè)分布呈現(xiàn)多元化趨勢，制造業(yè)及其他行業(yè)多種動機的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進口，產(chǎn)生正向和反向的貿(mào)易效應(yīng)。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿(mào)易規(guī)模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進口貿(mào)易規(guī)模的影響進行實證檢驗。

三、中國對外直接投資對進出口貿(mào)易影響的實證分析

（一）實證方法與模型設(shè)定

筆者應(yīng)用Hurlin等（2001）提出的固定系數(shù)面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，這一方法是基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸（VAR）過程實現(xiàn)的。

為檢驗對外直接投資與出口的關(guān)系，建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩(wěn)性的影響，模型中的變量均采用對數(shù)形式。

其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質(zhì)性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈［1,N］，模型自回歸系數(shù)γ(k)和回歸系數(shù)β(k)i是不變的，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。

方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態(tài)面板，需要對其進行差分估計。由于方程存在內(nèi)生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數(shù)的顯著性，然后根據(jù)GMM估計結(jié)果，對上述模型進行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關(guān)系。

其中，imp為我國的進口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進口的影響，方程（4）考察進口對對外直接投資的影響，進口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。

（二）樣本數(shù)據(jù)及來源

筆者根據(jù)世界各國的經(jīng)濟地理特點，按照《中國統(tǒng)計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區(qū)的105個樣本國家（地區(qū)）進行研究。

筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區(qū)）的對外直接投資和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證分析。我國對各個國家（地區(qū)）的進出口數(shù)據(jù)取自1994年~2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了增強檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進行面板單位根檢驗，使用的軟件為Eviews6.1，結(jié)果見表1。

對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結(jié)果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

檢驗方法lnofdi統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnexp統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnimp統(tǒng)計量P值結(jié)論LLC -18.36120.0000平穩(wěn)-4.169340.0000平穩(wěn)-9.639560.0000平穩(wěn)IPS-13.7620.0000平穩(wěn)-14.17930.0000平穩(wěn)-7.212420.0000平穩(wěn)Fisher-ADF515.5720.0000平穩(wěn)456.4800.0000平穩(wěn)385.103 0.0000平穩(wěn)Fisher-PP596.9120.0000平穩(wěn)521.7710.0000平穩(wěn)441.8890.0000平穩(wěn)

和出口、進口變量都是穩(wěn)定的，因此，無需對變量之間的關(guān)系進行協(xié)整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進口的關(guān)系進行格蘭杰因果檢驗。

（四）面板格蘭杰因果檢驗結(jié)果

1．對外直接投資與出口的關(guān)系

筆者根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)確定最佳滯后期，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。

筆者分別對方程（1）、（2）進行動態(tài)面板廣義矩估計，在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令，由于最佳滯后期為2，因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量，即選取D.lnexpit－2作為D.lnexpit－1的工具變量，選取D.lnofdiit－2，作為D.lnofdiit－1的工具變量，使用GMM兩步估計法，估計結(jié)果如表2所示。

由表2中對方程（1）的估計結(jié)果可見，lnofdi一階滯后項的系數(shù)為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數(shù)為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進效應(yīng)。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數(shù)都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。

筆者對對外直接投資和出口的關(guān)系進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關(guān)系；備擇假設(shè)H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關(guān)系。表2中對方程（1）的估計結(jié)果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數(shù)在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即lnofdi滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。

由表2中對方程（2）的回歸結(jié)果可見，lnexp一階滯后項的系數(shù)為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數(shù)為0.041，P值為0.034，在5%的統(tǒng)計水平下都是顯著的，所以原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

2.對外直接投資與進口的關(guān)系

分別對方程（3）、（4）進行GMM估計。根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量，使用GMM兩步估計法，利用stata11.0軟件進行估計，結(jié)果如表3所示。

由表3中對方程（3）的估計結(jié)果看出，lnofdiit-1的系數(shù)為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數(shù)為0.045，P值為0.011，在5%水平下均顯著，這說明我國對外直接投資對進口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進口具有促進效應(yīng)。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數(shù)均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設(shè)，即對外直接投資是進口變化的格蘭杰原因。

由表3中對方程（4）的估計結(jié)果看出，lnimp一階滯后項的系數(shù)為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數(shù)為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，進口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國的對外直接投資對進口具有帶動作用，即進口額會隨著對外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關(guān)系。

（五）實證結(jié)果分析

由上文對外直接投資與出口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統(tǒng)計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進作用。總體看來，我國對外直接投資對出口貿(mào)易的促進作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿(mào)易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。

由對外直接投資與進口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和進口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，尤其是對外直接投資對進口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導(dǎo)向型投資促進了資源性產(chǎn)品的進口，而將其他類型的對外直接投資考慮進來，投資與進口貿(mào)易總體上也呈現(xiàn)互補關(guān)系。

四、結(jié)論與政策建議

我國對外直接投資與出口及進口之間均存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，對外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的,對出口和進口均有促進作用，這一結(jié)果與我國當(dāng)前對外直接投資以市場開拓和資源引進等為主要目的的現(xiàn)實密切相關(guān)。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規(guī)模還相對較小，對貿(mào)易（特別是出口）產(chǎn)生的創(chuàng)造效應(yīng)還較為有限。因此，如何促進對外直接投資的健康發(fā)展，并發(fā)揮其與貿(mào)易的良性互動關(guān)系，是我國需要解決的重要問題。

我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極發(fā)展對外直接投資，有效利用國際、國內(nèi)2個市場、2種資源，充分發(fā)揮對外直接投資對貿(mào)易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產(chǎn)可以帶動設(shè)備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展所需的資源，獲取一些高新技術(shù)與先進的管理經(jīng)驗等，帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)水平提升，不斷提高本國企業(yè)和產(chǎn)品的國際競爭力。

在擴大對外直接投資規(guī)模的同時，我國還應(yīng)調(diào)整對外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量。以制造業(yè)的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業(yè)，生產(chǎn)附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產(chǎn)品附加值較高和后向關(guān)聯(lián)度強的行業(yè)，如機械制造業(yè)，由于其技術(shù)是與原材料、零部件等高度結(jié)合的，因此這類行業(yè)的對外直接投資具有明顯的出口創(chuàng)造效應(yīng)。另外，可以增加技術(shù)導(dǎo)向型的對外直接投資，利用獲取的先進技術(shù)制造深加工產(chǎn)品并出口，以提高產(chǎn)品的附加值，擴大出口的效益。

① 對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)包括對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿(mào)易之間的替代或互補關(guān)系。

② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。

③ 根據(jù)Vernon的產(chǎn)品生命周期理論，創(chuàng)新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿(mào)易，而后又創(chuàng)造了母國從東道國的進口貿(mào)易。

④ 商務(wù)部，國家統(tǒng)計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在傳統(tǒng)Granger因果檢驗思想的基礎(chǔ)上，于2001年率先提出了固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法，并在2004年進一步提出固定系數(shù)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎(chǔ)上給出了差分的廣義矩估計法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結(jié)果。

參考文獻：

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(編校：薛 平)

An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;

2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)

篇2

[關(guān)鍵詞] 外商直接投資 進出口貿(mào)易 協(xié)整檢驗

隨著經(jīng)濟全球化程度的逐步實現(xiàn)，各國之間的經(jīng)濟往來越來越密切，國際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系,以及進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系成為了20世紀(jì)70年代以來國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰(zhàn)略重鎮(zhèn)，有著獨特的歷史傳統(tǒng)、地理位置和自然資源。改革開放，特別是近年來，湖北省積極引進外資、大力發(fā)展對外貿(mào)易。然而，雖然其近幾年的貿(mào)易額一直居于中部六省的前列，與東部沿海省市相比，仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法，運用OLS法和協(xié)整檢驗得到FDI與進出口貿(mào)易之間的關(guān)系，以期得出正確結(jié)論，為湖北對外貿(mào)易的增長獻計獻策。

一、國內(nèi)外文獻綜述

迄今為止，各國對外貿(mào)易與FDI關(guān)系的研究為數(shù)眾多。理論分析所得出的代表性結(jié)論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關(guān)系理論;二是以小島清為代表的相互補充關(guān)系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關(guān)系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿(mào)易有促進作用。

二、實證分析

由于湖北省對外貿(mào)易起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完整，樣本設(shè)定在1986年～2006年之間。本文選取湖北省統(tǒng)計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資，以出口額(EX）、進口額(IM)來衡量對外貿(mào)易。由于FDI在中國發(fā)揮作用時，中國吸收能力存在時滯問題，所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內(nèi)外商直接投資總和（AFDI）。同時經(jīng)濟增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來衡量湖北省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。

1.數(shù)據(jù)處理。單位根檢驗?zāi)Ｐ徒⒃谡龖B(tài)分布假設(shè)上的，但檢驗卻發(fā)現(xiàn)變量不顯著具有正態(tài)性，所以取各數(shù)據(jù)的自然對數(shù)，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數(shù)據(jù)均滿足正態(tài)分布。

2.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性。因為當(dāng)數(shù)據(jù)非平穩(wěn)時，有可能存在偽回歸,需要進行協(xié)整檢驗。對序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)以在95%的顯著性水平上，ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整。可見,序列l(wèi)nGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩(wěn)的。

3.協(xié)整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法，同時考慮考察變量之間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)DW值與t值，用后向回歸法進一步篩選變量，刪除t值不顯著的變量，得出估計模型如下：

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此時，對兩個殘差序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)它們是平穩(wěn)的置信度為95%，可以認(rèn)為模型變量間有協(xié)整關(guān)系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著，模型擬合優(yōu)度較高，兩個回歸方程的殘差序列都是平穩(wěn)的，由協(xié)整定理可知數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系，即湖北省外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型，將長期和短期結(jié)合起來：

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由參數(shù)的t檢驗可知，滯后殘差項的系數(shù)都顯著不為0，說明模型的動態(tài)調(diào)整具有穩(wěn)定性。協(xié)整關(guān)系對EX和IM的增長起到了反向修正作用，彈性系數(shù)為-1.3559和-1.42937。

三、結(jié)論

FDI、GDP與進出口貿(mào)易額IM，EX之間存在穩(wěn)定顯著的均衡關(guān)系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿(mào)易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現(xiàn)有的貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)不變,當(dāng)外資積累達到一定水平時,國際貿(mào)易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。同時,由于生產(chǎn)和銷售本地化的實現(xiàn)，進口額將大大減少。

“中部崛起”，最關(guān)鍵的是實現(xiàn)經(jīng)濟的崛起，因此發(fā)展外貿(mào)易事業(yè)的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時，不能忽視了我們在外貿(mào)易模式和結(jié)構(gòu)上存在的問題；要積極制定各種相關(guān)政策，提高政府部門辦事效率，完善服務(wù)體系吸引外資；同時大力推動本土企業(yè)的技術(shù)化，創(chuàng)新化進程，提高企業(yè)的綜合競爭能力，實現(xiàn)湖北省在經(jīng)濟上的騰飛。

參考文獻:

[1]高 峰 高 越:外國直接投資與我國進出口貿(mào)易的關(guān)系――基于不同貿(mào)易方式的實證分析國際貿(mào)易問題[J].2006

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篇3

關(guān)鍵詞:進口貿(mào)易;技術(shù)溢出效應(yīng);研究綜述

中圖分類號:F74

文獻標(biāo)識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)07-0120-01

技術(shù)溢出是指通過技術(shù)的非自愿擴散,促進了當(dāng)?shù)丶夹g(shù)和生產(chǎn)力水平的提高,是技術(shù)外在性的一種表現(xiàn)。20世紀(jì)80年代以來,對進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的研究引起了經(jīng)濟學(xué)界的廣泛關(guān)注,其中國外學(xué)者取得了較為豐富的理論和實踐成果。

1 國外關(guān)于進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的理論基礎(chǔ)

1.1 新增長理論中的技術(shù)溢出效應(yīng)

新增長理論將技術(shù)進步內(nèi)生化,認(rèn)為技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的最終源泉,它是由研發(fā)投入、人力資本、干中學(xué)以及勞動分工等各種內(nèi)生因素決定的,其中基于外部性效應(yīng)的內(nèi)生增長模型已成為刻畫技術(shù)進步的一條重要線索。

Arrow (1962)最早用知識的外部性揭示了溢出效應(yīng)對經(jīng)濟增長的作用。他認(rèn)為技術(shù)是從學(xué)習(xí)過程中獲得的,而學(xué)習(xí)來自于實踐經(jīng)驗以及生產(chǎn)投資活動。他假定技術(shù)進步或生產(chǎn)率的提高是資本積累的副產(chǎn)品,即投資具有溢出效應(yīng),進行投資的廠商可以通過積累經(jīng)驗來提高生產(chǎn)率,其他廠商也可以通過“學(xué)習(xí)”提高生產(chǎn)率。

Romer (1986)沿著Arrow的內(nèi)生技術(shù)進步理論,提出了知識溢出模型。他強調(diào)知識的外部性,其具有的溢出效應(yīng)使得任何廠商所生產(chǎn)的知識都能提高全社會的生產(chǎn)率,由此帶來的遞增報酬是經(jīng)濟增長的主要源泉,而資本的邊際生產(chǎn)率不會因固定生產(chǎn)要素的存在而遞減,內(nèi)生的技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的動力。

Lucas (1988)構(gòu)建了一個人力資本外部性增長模型,將人力資本內(nèi)生化,假定人力資本是人們在生產(chǎn)過程中“邊干邊學(xué)”的結(jié)果,指出整個經(jīng)濟系統(tǒng)的外部性是由人力資本的溢出效應(yīng)造成的。

根據(jù)新增長理論,技術(shù)創(chuàng)新是推動生產(chǎn)率提高的核心因素,創(chuàng)新活動的顯著特征是具有溢出效應(yīng)和外部收益。如果對外貿(mào)易能夠促進一國的創(chuàng)新活動,便能促進該國的經(jīng)濟增長。

1.2 新貿(mào)易理論中的技術(shù)溢出效應(yīng)

20世紀(jì)80年代初,新貿(mào)易理論開始將進口貿(mào)易作為主要因素來解釋技術(shù)進步,認(rèn)為進口貿(mào)易是促進技術(shù)進步的一個重要因素。在將技術(shù)內(nèi)生化的同時把經(jīng)濟增長引入這一分析框架,研究技術(shù)變動、進口貿(mào)易、經(jīng)濟增長三者間的互動關(guān)系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次運用一般均衡模型分析開放經(jīng)濟中貿(mào)易、增長和技術(shù)進步之間的關(guān)系。研究表明,進口貿(mào)易作為物化型技術(shù)溢出渠道,不僅可以引進國外高質(zhì)量的最終制成品,而且可以通過引進國外先進的中間產(chǎn)品來提高本國最終產(chǎn)品的技術(shù)含量,改善進口國的技術(shù)吸收能力,從而促進進口國生產(chǎn)率的提高。一國通過進口貿(mào)易往往能更直接分享到貿(mào)易伙伴國R&D投入的成果進而促進本國全要素生產(chǎn)率的提高。

2 國外對進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)的實證研究回顧

Grossman and Helpman,在1991年《全球經(jīng)濟中的創(chuàng)新與增長》一書中,運用Lucas的兩部門內(nèi)生經(jīng)濟增長模型,分析了中間產(chǎn)品貿(mào)易和最終產(chǎn)品貿(mào)易對長期經(jīng)濟增長的影響。發(fā)現(xiàn),貿(mào)易的開放促進了國內(nèi)資源在物質(zhì)生產(chǎn)部門和知識產(chǎn)品生產(chǎn)部門之間的要素優(yōu)化配置,從而促進了經(jīng)濟增長。

Coe和Helpman ( 1995 )使用雙邊進口份額作為權(quán)重構(gòu)造國外R&D存量,采用21個國家的面板數(shù)據(jù),考察進口貿(mào)易對國際技術(shù)溢出和TFP增長的影響。研究表明:一國的TFP不僅取決于本國的國內(nèi)R&D資本,還依賴于國外的R&D存量,國外的R&D存量可以通過貿(mào)易的方式對國內(nèi)的GDP產(chǎn)生正面作用,一國的貿(mào)易開放度越高,所獲得的國際技術(shù)溢出效應(yīng)越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)論文中的數(shù)據(jù),分析美國R&D資本存量怎樣通過出口和對外FDI影響其余20個工業(yè)化國家,認(rèn)為美國R&D的確通過上述渠道給其他國家?guī)硎找妗?/p>

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基礎(chǔ)上引入了進口滲透率和人力資本存量作為變量,采用77個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù),驗證了貿(mào)易伙伴國R&D資本存量對發(fā)展中國家全要素生產(chǎn)率的影響。

Misa Okabe (2002)選取東亞七國為樣本,考察OECD國家R&D投入對發(fā)展中國家TFP的影響,最終證實了進口貿(mào)易技術(shù)溢出對TFP增長的促進作用。

Jakob (2005)運用國內(nèi)人口數(shù)量將國內(nèi)技術(shù)存量進行標(biāo)準(zhǔn)化,用國外實際GDP對國外技術(shù)存量進行平減,以人均進口量作為權(quán)重對國外R&D進行加權(quán),采用13個OECD國家的面板數(shù)據(jù),實證檢驗結(jié)果表明進口貿(mào)易技術(shù)溢出能夠給OECD國家?guī)?00%的TFP增長。

3 進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)影晌因素研究回顧

盡管國際貿(mào)易作為國際技術(shù)溢出的一個渠道已經(jīng)得到了廣泛的認(rèn)同,但對不同國家和地區(qū)的實證檢驗表明,技術(shù)溢出的效果存在很大的差異性,國際貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)溢出要受到許多因素的制約:

第一,人力資本存量。人力資本以勞動者為載體,體現(xiàn)了勞動者的素質(zhì)和技能,是技術(shù)進步的重要源泉。人力資本的積累一方面直接促進了本國的技術(shù)進步,另一方面可以增強吸收貿(mào)易溢出的先進技術(shù)知識的能力,從而更有效地分享國外的 R&D 成果,提升本國的全要素生產(chǎn)率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基礎(chǔ)上引入進口滲透率和人力資本變量,采用77個欠發(fā)達國家的面板數(shù)據(jù)進行分析,結(jié)論表明,發(fā)展中國家的TFP與其工業(yè)化的貿(mào)易伙伴國的R&D以及本國的人力資本存量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通過增加進口滲透率變量,同樣使用OECD國家的數(shù)據(jù),證明了進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)對這些國家經(jīng)濟增長的重要性。他們認(rèn)為,國內(nèi)R&D存量和人力資本才是國外技術(shù)外溢的關(guān)鍵。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力資本,采用52 個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù),研究5 個 OECD 國家的技術(shù)溢出效應(yīng),檢驗結(jié)論表明人力資本對進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)具有顯著的促進作用。

第二,地理因素。由于商品貿(mào)易存在與地理距離正相關(guān)的運輸成本,貿(mào)易的發(fā)生量與貿(mào)易伙伴國之間的地理距離成反向關(guān)系。因此,地理距離對貿(mào)易量具有一定的限制作用,從而對國際技術(shù)溢出具有一定的負(fù)面影響。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)從區(qū)域貿(mào)易協(xié)議(RTA)的角度研究了南北貿(mào)易的技術(shù)擴散效應(yīng)。他們分別檢驗了國際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)對韓國、墨西哥和波蘭等國 TFP 的影響,結(jié)果表明技術(shù)溢出的效果具有“區(qū)域化”的特點,即韓國、墨西哥和波蘭分別主要從其同日本、美國和歐盟之間的貿(mào)易中獲益,其原因可能是RTA 下的貿(mào)易伙伴之間的貿(mào)易量較大或是距離近、運輸成本較低。

Keller (2002)在引入地理距離指數(shù)化衰減函數(shù)對經(jīng)合組織成員國間的國際技術(shù)溢出進行分析后發(fā)現(xiàn),國際技術(shù)溢出程度確實與地理距離成反向關(guān)系。

第三,貿(mào)易結(jié)構(gòu)。貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同樣會對進口貿(mào)易技術(shù)溢出產(chǎn)生影響,不同的貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致不同的技術(shù)擴散效應(yīng)。

Keller ( 2001)指出,在OECD國家80%的制造業(yè)的研發(fā)集中于四類ISIC產(chǎn)業(yè):化學(xué)產(chǎn)品、電子的和非電子的機械、運輸設(shè)備,國際貿(mào)易技術(shù)擴散效應(yīng)的發(fā)揮因為產(chǎn)業(yè)的不同而有差異。

Blyde (2001)研究發(fā)現(xiàn)OECD的進口貿(mào)易比拉丁美洲的進口具有更強的擴散效應(yīng),原因是OECD的進口貿(mào)易產(chǎn)品比拉丁美洲的進口產(chǎn)品有更高的技術(shù)含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行業(yè)按照研發(fā)的密集程度分為高、低兩類,結(jié)果發(fā)現(xiàn)高研發(fā)密集的行業(yè)主要受益于北――南之間的R&D擴散,而低研發(fā)密集的行業(yè)主要受益于南――南之間的技術(shù)擴散。

參考文獻

篇4

關(guān)鍵詞：進出口；貿(mào)易；路徑；轉(zhuǎn)型；升級

一、我國進出口貿(mào)易發(fā)展中存在的問題

（1）貿(mào)易順差太大，貿(mào)易摩擦增多。我國進出口貿(mào)易順差最先起源于歐美國家，還有東亞新興經(jīng)濟體和我國之間產(chǎn)生的。我國需要從其他國家采購各種原材料以及零配件，還有一些中間產(chǎn)品，經(jīng)過組裝之后賣到國外。因此，把提高成本以及亞洲對歐美國家產(chǎn)生的貿(mào)易順差直接轉(zhuǎn)嫁給了我國，這就是我國針對歐美等國家產(chǎn)生的貿(mào)易順差最為主要的來源。另外，隨著人民幣不斷升值，受到世界金融危機的影響，原材料成本不斷上升，和各國之間的貿(mào)易摩擦也在逐漸增多。

（2）進出口貿(mào)易處于產(chǎn)業(yè)鏈低端，經(jīng)濟效益低下。我國進出口貿(mào)易企業(yè)在資本還有技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)當(dāng)中經(jīng)歷的大部分都屬于勞動密集型環(huán)節(jié)，重點在產(chǎn)品研發(fā)以及設(shè)計，還有制造以及銷售，還有運輸以及售后等不同的環(huán)節(jié)共同組成了整個產(chǎn)業(yè)鏈條，并且在這個產(chǎn)業(yè)鏈條中只進行對零部件做出簡單的進出口。隨著進出口貿(mào)易國外增值率其增長速度不斷放緩，所以我國進出口貿(mào)易的經(jīng)濟效益也是比較低下的。大部分的高額利潤都被國外企業(yè)拿走了。我國進出口貿(mào)易大部分的是依靠出售低生產(chǎn)要素的產(chǎn)品來獲得低價回報的，隨著技術(shù)密集型以及資本密集型類別的產(chǎn)品占據(jù)的市場比例越來越大，我國在進出口方面有著較低的附加值，目前還處于產(chǎn)業(yè)鏈以及價值鏈的最底端。

（3）對外依賴性以及依附性較強。造成我國進出口貿(mào)易依賴性以及依附性不斷增強的最主要的原因在于我國進出口貿(mào)易的快速發(fā)展。一直以來，我國的進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)出快速增長的趨勢。因此，這種模式在很大程度上就決定了我國進出口貿(mào)易的依存度比較高的根本原因所在。到目前為止，我國進出口貿(mào)易總體形勢呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的態(tài)勢，但是，一旦出現(xiàn)進出口貿(mào)易價格波動，對于國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展以及穩(wěn)定都是非常不利的。

二、我國進出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級路徑

（1）基于產(chǎn)品層面的轉(zhuǎn)型升級。主要從微觀層面來分析我國進出口貿(mào)易實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。把所有的進出口商品都按照具體的進出口方式進行分類，主要可以分為禁止類以及限制類，還有允許類等等。用此辦法來限制我國進出口產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)水平以及生產(chǎn)工藝水平較為落后的境況，并且對于容易引起出現(xiàn)貿(mào)易摩擦的產(chǎn)品，應(yīng)該不斷優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，全面促進進出口產(chǎn)品貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。

（2）基于產(chǎn)業(yè)層面的轉(zhuǎn)型升級。進出口貿(mào)易在整個產(chǎn)業(yè)層面進行轉(zhuǎn)型升級主要是通過進出口貿(mào)易產(chǎn)品實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級作為基本條件的，這同時也是進出口貿(mào)易產(chǎn)品實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級最為直接的表現(xiàn)。另外，進出口貿(mào)易產(chǎn)品主要是由勞動密集型產(chǎn)品以及資源密集型產(chǎn)品逐步轉(zhuǎn)向資本以及技術(shù)密集型產(chǎn)品方面實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級的，目的在于帶動我國進出口貿(mào)易由原先的資源密集型以及勞動密集型逐步轉(zhuǎn)向資本以及技術(shù)密集型方面轉(zhuǎn)變，大部分的進出口企業(yè)尤其是在產(chǎn)品工業(yè)流程方面實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級對于帶動國內(nèi)進出口貿(mào)易實現(xiàn)價值鏈由先前的低端環(huán)節(jié)逐步轉(zhuǎn)向高端環(huán)節(jié)方面升級有著十分重要的作用，并且還能夠更進一步地拉長整個價值鏈進入到產(chǎn)業(yè)發(fā)展領(lǐng)域，有效帶動進出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)升級。

（3）基于區(qū)域?qū)用娴霓D(zhuǎn)型升級。從整個區(qū)域?qū)用鎭砜矗覈M出口貿(mào)易要實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級就應(yīng)該針對當(dāng)前進出口貿(mào)易存在較為嚴(yán)重的區(qū)域分布不均勻這一問題做好解決，全面促進我國進出口貿(mào)易區(qū)域性經(jīng)濟獲得協(xié)調(diào)性發(fā)展。進出口貿(mào)易表現(xiàn)在區(qū)域?qū)用嫔系漠a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級主要體現(xiàn)在我國東南沿海區(qū)域，這些地區(qū)的進出口貿(mào)易相比較中西部地區(qū)而言存在著較大差距。因此，全面實現(xiàn)我國進出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級還應(yīng)該讓進出口貿(mào)易體現(xiàn)在產(chǎn)品層面以及產(chǎn)業(yè)層面這兩個方面都做到轉(zhuǎn)型升級，并且不同的區(qū)域都應(yīng)該同時實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，不同區(qū)域之間還應(yīng)該建立起優(yōu)勢互補以及相互聯(lián)系的國際貿(mào)易產(chǎn)業(yè)價值鏈。

三、小結(jié)

目前，進出口貿(mào)易仍是我國參與國際分工和國際貿(mào)易的重要方式，我國不能否定也不能放棄發(fā)展進出口貿(mào)易，而要繼續(xù)將進出口貿(mào)易作為我國的重要貿(mào)易戰(zhàn)略。但是，中國作為一個經(jīng)濟大國，不能僅僅依靠傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢實現(xiàn)國家經(jīng)濟的長期發(fā)展，也不能依靠勞動密集型進出口貿(mào)易實現(xiàn)從貿(mào)易大國到貿(mào)易強國的轉(zhuǎn)變。因此，我國進出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級面臨巨大壓力，對進出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級路徑的研究具有重要的理論意義與現(xiàn)實意義。

參考文獻：

[1] 吳百福，徐小薇.國學(xué)精品課教材：進出口貿(mào)易實務(wù)教程[M].格致出版社，上海人民出版社，2011.

篇5

摘 要：以2004年1月-2007年6月全國進出口總額、進口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本，運用相關(guān)分析、單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差 分解技術(shù)等方法，對體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表 明：體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在較高關(guān)聯(lián)度，且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的 均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。體育用品出口貿(mào)易不是我國 進出口貿(mào)易和出口貿(mào)易增長的原因，而進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易卻是體育用品出口貿(mào)易增長的 原因，體育用品出口貿(mào)易與進口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效 應(yīng)較弱”。進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出 口貿(mào)易對我國進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度均維持在較低的水平。

關(guān)鍵詞：體育用品；出口；進出口貿(mào)易；互動關(guān)系；實證研究；中國

中圖分類號：G80-05文獻標(biāo)識碼：A文章編號 ：1007-3612(2009)03-0020-05

A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade

CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe

(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;

2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)

Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.

Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China

在我國進出口貿(mào)易與體育用品出口貿(mào)易雙重因素的作用下，國內(nèi)社會經(jīng)濟發(fā)展水平得到 較大幅度提高?；诖吮尘?，本研究選取體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易為研究對象， 驗證二者之間的互動關(guān)系，把握其內(nèi)在作用機制，實現(xiàn)共同繁榮發(fā)展目標(biāo)，進一步促進我國 經(jīng)濟發(fā)展，有著重要的現(xiàn)實意義。近年來，關(guān)于體育用品的研究成果頗多，但大部分還是純 粹的定性描 述，多以抽象的語言概括為主，定量與定性相結(jié)合的實證性研究成果甚少。鑒于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度數(shù)據(jù)，運用多種計量經(jīng)濟學(xué)分析方法，重點考察體育用品出 口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系，考證二者之間的彼此貢獻程度。旨在為進一步明確體 育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易之間的量化關(guān)系，完善體育用品出口貿(mào)易發(fā)展策略，不斷 壯大中國進出口貿(mào)易規(guī)模，提高國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，進而提升國內(nèi)整體競爭實力提供理 論參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區(qū)間值。以我國進出口貿(mào)易總額、進口貿(mào)易總額 、出口貿(mào)易總額和體育用品出口貿(mào)易總額共42個月度數(shù)據(jù)為具體分析指標(biāo)，數(shù)據(jù)分別源于《 中經(jīng)專網(wǎng)》（newibe.cei.省略）和《中國統(tǒng)計》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

從《中國統(tǒng)計》和《中經(jīng)專網(wǎng)》獲取國家進出口貿(mào)易總額、進口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額與體育用品出口貿(mào)易總額42個月度數(shù)據(jù)。同時，參考相關(guān)經(jīng)濟學(xué)研究論文35篇，查閱計量經(jīng)濟學(xué)專著5本，為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數(shù)理統(tǒng)計法

分別運用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews5.0和社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件SPSS12.0對數(shù)據(jù)資料進行收集整理，并完成對數(shù)據(jù)必要的數(shù)理統(tǒng)計處理。

2 國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系研究

通過總結(jié)國內(nèi)外關(guān)于體育用品分類的相關(guān)研究文獻[10-11]，本文現(xiàn)將中國與歐洲 國家關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系簡要列出（表1）。

由國內(nèi)外關(guān)于體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系（表1）可發(fā)現(xiàn)，目前我國對體育用品的分類尚沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，主要包含5大產(chǎn)品分類系列，而每一產(chǎn)品分類中又包括不同的產(chǎn)品內(nèi)容。近些年，國內(nèi)針對體育用品的分類現(xiàn)狀，國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講，這些分類不夠系統(tǒng)，彼此間界定比較模糊，主要適用于商業(yè)目的?？v觀歐洲國家對體育用品的分類結(jié)構(gòu)體系，該分類體系簡單、清晰、明了，故其對本研究具有較大借鑒意義。

3 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的總體情況分析

運用社會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易與體育用 品出口貿(mào)易的時間動態(tài)序列圖（Time Sequence Charts），如圖1所示。

從圖1看出，從2004年1月～2007年6月我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易總額有著相同的周期性波動規(guī)律，在每年1～3月之間均會出現(xiàn)進出口貿(mào)易經(jīng)濟的低谷期，但調(diào)整期限較短，對外貿(mào)易經(jīng)濟能迅速恢復(fù)初始增長狀態(tài)。中國體育用品出口貿(mào)易也同樣具有相似的變化規(guī)律，但從數(shù)量規(guī)模上講，體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易還存在著非常大的差距，其所占國內(nèi)進出口貿(mào)易份額偏低。

4 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的相關(guān)分析

為初步明確體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的關(guān)聯(lián)程度，運用社 會學(xué)統(tǒng)計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿(mào)易經(jīng)濟指標(biāo)進行皮爾遜相關(guān)分析（Pearson Co rrelation），結(jié)果如表2所示。

由表2可知，我國體育用品出口貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0 .828、0.826和0.805，均達到較高關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

5 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易互動關(guān)系的計量分析

對體育用品出口貿(mào)易與我國進出口貿(mào)易的互動關(guān)系進行計量分析的步驟如下：1） 對中國進 出口總額、出口總額、進口總額與體育用品出口額取自然對數(shù)值，分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 對這4個時間序列指標(biāo)進行單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）；3） 對體育用 品出口貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系進行檢驗；4） 對體育用品出口 貿(mào)易與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易進行格蘭杰因果關(guān)系驗證；5） 采用脈沖響應(yīng)函數(shù) 分析我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)；6）

運用方差分解技術(shù)考察體育用品出口貿(mào)易對進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度。

5.1 單位根檢驗（平穩(wěn)性檢驗）

在對該4個時間序列指標(biāo)取自然對數(shù)值之后，采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩(wěn)性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表3所示。

從表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統(tǒng)計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ，即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗，全為非平穩(wěn)時間序列。綜合考慮時間趨勢因素，并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進行一階差分處理，差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗，說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

5.2 協(xié)整關(guān)系檢驗 本研究采 用E-G（Engle-Granger）兩步法，用一個變量（LNTYCK）對其它3個變量（LNJCK、LNCK、LN JK）分別作對數(shù)回歸，并根據(jù)回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結(jié)果，判斷體育用品出口 貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）進行協(xié)整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成，結(jié)果如表4、表5所示。

注： R表示判定系數(shù)，AdjustedR表示調(diào)整判定系數(shù)，S.E表示標(biāo)準(zhǔn)誤差，F(xiàn) -statistic表示模型的F檢驗值，Prob表示顯著性概率。

1） 由變量組LNJCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強（R=68.85%），并具有顯著性意義（P

2） 從變量組LNCK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型看出，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力較強（R=68.44%），模型存在顯著性意義（P

3） 由變量組LNJK、LNTYCK的協(xié)整回歸模型可知，模型擬合優(yōu)度較高，解釋能力略低于前兩個模型（R =64.20%），也具有顯著性意義（P

5.3 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求變量必須是平穩(wěn)的[14]，經(jīng)ADF統(tǒng)計量檢驗，得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩(wěn)時間序列，故可對該4個變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則，本文確定滯后期為2，采用Eviews5.0軟件進行處理，結(jié)果如表7所示。

由表7可知，對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易不是我國進出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為4.25 389，顯著性概率P小于0.05，拒絕原假設(shè)，說明進出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值偏小，顯著性概率P也大于0.05，因此接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易也不是中國出口貿(mào)易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值為3.89 591，顯著性概率P小于0.05，由此拒絕原假設(shè)，說明出口貿(mào)易同樣也是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計值均較小，顯著性概率P大于0.05，故接受原假設(shè)，表明體育用品出口貿(mào)易與我國進口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出，因受中國體育用品業(yè)發(fā)展內(nèi)外環(huán)境的影響，體育用品出口貿(mào)易的規(guī)模還差強人意，但其經(jīng)濟效益還有待于進一步提高。因此，近些年，體育用品出口貿(mào)易的快速發(fā)展并不是我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易增長的直接原因，而進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易的發(fā)展卻對體育用品出口貿(mào)易增長產(chǎn)生了積極作用。

5.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是基于向量自回歸（VAR）模型得出的，主要反映來自隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對隨機擾動的動態(tài)反映，顯示任意變量的隨機擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態(tài)過程[14-15]。本文運用脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse response functions）重點考察 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。

進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，必須構(gòu)建理想的VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小化原則，借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進行反復(fù)比較，結(jié)果如表7所示，從中選出AIC和SC值最小的VAR模型，即3個向量自回歸模型的滯后期均為5，說明滯后期為5時，3個向量自回歸模型（LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK）的回歸效果最為理想。

根據(jù)上述3個VAR（5）模型，研究運用模擬沖擊法，對模型系統(tǒng)施加一個外部沖擊，借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應(yīng)，考察中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易的反應(yīng)狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易對來自體育用品出口貿(mào)易增長一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)。

分析圖2、圖3與圖4可得出，在短時期內(nèi)，體育用品出口貿(mào)易的變動會對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易產(chǎn)生較大影響，即在1～3期之間，體育用品出口貿(mào)易增長的波動對中國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易增長的波動產(chǎn)生直接作用。但從長遠來看，體育用品出口貿(mào)易增長的波動并未對進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響?；诖?，研究認(rèn)為我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長期效應(yīng)較弱”。

5.5 方差分解技術(shù)

方差分解（Variance decomposition）技術(shù)也是根據(jù)VAR模型得來的，其可將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動（K步預(yù)測方差）按其成因分解為與各方程新息（Innovation）相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術(shù)的主要目的是考察體育用品出口貿(mào)易在不同時期對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的具體貢獻程度。借助Eviews5.0軟件進行計算，結(jié)果如表8所示。

由表8可知，我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào) 易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，解釋能力分別達84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿(mào)易擾動項的沖擊影響的成分較低，其對中國進出口貿(mào)易事業(yè)的貢獻程度 均維持在較低的水平，解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%，說明體育用品出口貿(mào)易 對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的貢獻程度非常有限。

6 結(jié) 論

1） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的總體情況分析得出，我國進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易、進口貿(mào)易及體育用品出口貿(mào)易保持著持續(xù)增長態(tài)勢，但存在周期性波動。從數(shù)量規(guī) 模上講，體育用品出口總額與進出口總額、出口總額、進口總額還存在著非常大的差距，所 占中國進出口貿(mào)易的份額偏低。

2） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的相關(guān)分析表明，我國體育用品出口貿(mào)易與 進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易的相關(guān)系數(shù)分別為0.828、0.826和0.805，均達到較高 的關(guān)聯(lián)程度，且具有非常顯著性意義（P

3） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的單位根檢驗顯示，我國進出口貿(mào)易、出口 貿(mào)易、進口貿(mào)易和體育用品出口貿(mào)易的自然對數(shù)時間序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均為一階單整I(1)序列。

4） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的協(xié)整關(guān)系檢驗可知，體育用品出口貿(mào)易與 我國進出口貿(mào)易不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡 關(guān)系。

5） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，體育用品出口 貿(mào)易不是進出口貿(mào)易增長的原因，而進出口貿(mào)易則是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育用 品出口貿(mào)易也不是出口貿(mào)易增長的原因，但出口貿(mào)易是體育用品出口貿(mào)易增長的原因；體育 用品出口貿(mào)易與進口貿(mào)易不存在任何單向上的格蘭杰因果關(guān)系。

6） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析得出，我國進出口貿(mào)易 、出口貿(mào)易與進口貿(mào)易對體育用品出口貿(mào)易增長波動的總體響應(yīng)表現(xiàn)為“短期效應(yīng)明顯，長 期效應(yīng)較弱”。

7） 體育用品出口貿(mào)易與中國進出口貿(mào)易的方差分解技術(shù)說明，我國進出口貿(mào)易、出 口貿(mào)易與進口貿(mào)易增長的波動主要歸因于自身因素，體育用品出口貿(mào)易對進出口貿(mào)易事業(yè)的 貢獻程度均維持在較低的水平，說明體育用品出口貿(mào)易對我國進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易和進口 貿(mào)易的貢獻程度非常有限。

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篇6

關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；經(jīng)濟增長；動態(tài)影響；實證分析

改革開放以來，我國進出口貿(mào)易取得了快速發(fā)展，對我國經(jīng)濟的增長起到了一定的促進作用。盡管國內(nèi)學(xué)者在考察我國進出口貿(mào)易時，做了很多研究，但是在已有的研究中，大多都忽視了進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長隨時間變化的動態(tài)特征。隨著我國對外貿(mào)易規(guī)模和方式的轉(zhuǎn)變，考察我國進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響，不僅是對現(xiàn)有研究的一個有益補充，還可以為進一步提高我國對外開放水平、轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式等提供有用的經(jīng)驗依據(jù)。本文以吉林省進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系為研究對象，著重探討吉林省進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的動態(tài)作用，從實證角度，科學(xué)、客觀地研究二者的相互關(guān)系，分析對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動作用。

1 吉林省進出口貿(mào)易發(fā)展概況

吉林省的進出口貿(mào)易，相比于東部沿海地區(qū)較為落后。自20世紀(jì)八十年代以來，隨著國家外貿(mào)體制和政策的不斷改革調(diào)整，吉林省對外貿(mào)易的發(fā)展呈現(xiàn)出波浪式的上升態(tài)勢。從1978年到1994年，進出口總額大體保持著穩(wěn)步的持續(xù)增長，尤其是進入到九十年代以來，年增長率均在40%以上，但總體上貿(mào)易規(guī)模比較小，1994年達到361，209萬美元頂峰后，由于受到國家有關(guān)政策的影響，如糧食出口配額的變動調(diào)整、汽車整車特征認(rèn)證及國產(chǎn)化政策等，再加上自身存在的結(jié)構(gòu)矛盾問題，對外貿(mào)易總額出現(xiàn)了下滑，1995年進出口貿(mào)易總額為271，474萬美元，同比下降24.8%。隨后在東南亞經(jīng)濟危機的沖擊下，對外貿(mào)易持續(xù)惡化，到1998年末進出口貿(mào)易總額為165，282萬美元，同比下降10.9%，跌至谷底。但在國家積極的經(jīng)濟刺激恢復(fù)政策中，吉林省自身進行積極地調(diào)整，在1999年，進出口貿(mào)易總額恢復(fù)上升的發(fā)展趨勢，而且在2000年以來，隨著中國成功加入wto之后，在不斷融入到世界市場的發(fā)展過程中，吉林省的對外貿(mào)易也取得了快速的發(fā)展，在進出口貿(mào)易總體規(guī)模上有了很大的提高，截止到2010年末，外貿(mào)總額已達168.46億美元。

這些年來，吉林省進出口貿(mào)易對全省經(jīng)濟的貢獻不斷提升，影響大幅提高。據(jù)測算，吉林省進出口每增加1億美元可以拉動gdp增加48.9億元人民幣。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示， 吉林省2010年全年累計實現(xiàn)外貿(mào)進出口總值168.46億美元，比2009年增長43.5%。其中實現(xiàn)出口總值44.76億美元，增長43.2%；實現(xiàn)進口總值123.70億美元，增長43.5%。而2010年吉林省實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值8，577.06元，按可比價格計算，比上年增長13.7%?？梢?，在開放經(jīng)濟條件下對外貿(mào)易為吉林省經(jīng)濟增長作出了重要貢獻。下面將通過實證分析詳細探討吉林省進出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長間的關(guān)系。

2 實證分析過程

2.1 數(shù)據(jù)描述

經(jīng)濟增長是指一個國家（地區(qū)）在一定時期內(nèi)包括產(chǎn)品和勞務(wù)在內(nèi)的產(chǎn)出的增長。因此， 本文擬選取gdp總量作為衡量經(jīng)濟增長的指標(biāo)，分別用x代表出口貿(mào)易額、m代表進口貿(mào)易額，三者均以人民幣為單位進行相關(guān)計算。所選取的樣本區(qū)間為 1978-2010年。對采用的吉林省歷年地區(qū)生產(chǎn)總值（gdp）、出口貿(mào)易額（x）、進口貿(mào)易額（m） 的相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理，將gdp、x、m各變量轉(zhuǎn)換為實際值，基期為1978年（1978=100）。其中，1978-2010年間gdp、x與m的實際數(shù)據(jù)如下表1所示。

2.2 平穩(wěn)性檢驗

由圖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規(guī)律波動性和隨著時間變化而不斷增長的趨勢性，這主要是由于數(shù)據(jù)中異方差的存在和非隨機因素的影響。

為避免數(shù)量級的差別，得到彈性的估計結(jié)果，考慮到數(shù)據(jù)的自然對數(shù)不改變原來的因果關(guān)系，并能使趨勢線性化，這在一定程度上可以消除時間序列中異方差的影響， 提高模型的擬合程度，所以我們用gdp、m與x變量的對數(shù)形式進行分析，分別用lngdp、lnx與lnm加以表示，如圖2所示。

從圖2可以看出，取對數(shù)后的lngdp、lnm和lnx的波動較為平滑，但變化趨勢仍然存在。為了消除這種趨勢性，有效的方法是將對數(shù)轉(zhuǎn)換后的變量水平序列l(wèi)ngdp、lnm和lnx進行一階差分，差分后的dlngdp、dlnm和

dlnx序列見圖3。

從圖3可以看出，經(jīng)過差分后的變量序列仍存在某種趨勢性，為了使數(shù)據(jù)生成的隨機過程更加平緩，對變量水平序列l(wèi)ngdp、lnm和lnx在一階差分的基礎(chǔ)上再進行一次差分即進行二階差分得到差分序列ddlngdp、ddlnm和ddlnx，其序列見圖4。

adf檢驗結(jié)果表明，變量序列l(wèi)ngdp、lnm和lnx在1%、5%和10%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的，它們的一階差分dlngdp、 dlnm、dlnx中dlngdp在1%、5%和10%的顯著水平上都是不平穩(wěn)的，而dlnm在1%、5%和10%的顯著水平上都是平穩(wěn)的，dlnx在 5%和10%上是平穩(wěn)的。它們的二階差分即ddlngdp、ddlnx和ddlnm在各顯著水平上都是平穩(wěn)的，這和上述為消除gdp、x和m變動的不平穩(wěn)性而進行的圖形分析基本一致。這說明吉林省生產(chǎn)總值、進口和出口總額取對數(shù)后的變量序列是非平穩(wěn)的，進行一階差分后進口、出口都變成了平穩(wěn)序列，生產(chǎn)總值經(jīng)過二階差分后也變成了平穩(wěn)序列。因而，需要對吉林省進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額和生產(chǎn)總值作進一步的協(xié)整檢驗，以判明它們之間長期是否存在協(xié)整性或者是否存在動態(tài)均衡關(guān)系。

2.3 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是對非平穩(wěn)時序變量之間是否存在著長期均衡關(guān)系進行考察，在這里要對lngdp、lnx、lnm進行協(xié)整分析。常用的協(xié)整方法包括 engle和granger于1987年提出的eg兩步檢驗法及johansen協(xié)整檢驗法，前者適用于雙變量檢驗，后者適用于多變量檢驗，本文采用eg 兩步法，分別對lngdp和lnx、lngdp和lnm進行回歸分析。 　從協(xié)整理論的思想來看，因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列，這個殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的。因此，檢驗一組變量間是否存在協(xié)整關(guān)系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)序列。

運用普通最小二乘法對lngdp和lnm、lngdp和lnx兩組變量進行回歸。得到2個方程后對方程的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

從表3中可知，e1的adf檢驗統(tǒng)計值-3.974257小于1%、5%和10%顯著水平下的臨界值，可認(rèn)為殘差序列e1為平穩(wěn)序列，表明 lngdp和lnm間存在協(xié)整關(guān)系；而e2的adf檢驗統(tǒng)計值均大于各顯著水平下的臨界值，e2為不平穩(wěn)序列，即lngdp和lnx之間不存在協(xié)整關(guān)系。將所得到的結(jié)果整理為表4。

由表4中看出，對吉林省而言，其進口貿(mào)易額與經(jīng)濟增長存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系，而出口貿(mào)易額與經(jīng)濟增長間不存在這種協(xié)整關(guān)系。但是，協(xié)整檢驗的結(jié)果只能表明變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并不意味著變量間必然存在因果關(guān)系，即是說進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，并非兩者間就一定存在具體的因果關(guān)系。進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長是否真的有明顯影響，經(jīng)濟增長對進出口貿(mào)易的影響又是如何？ 這需要通過下一步的因果關(guān)系檢驗來驗證。

2.4 因果關(guān)系檢驗

為了進一步說明兩組變量之間的因果關(guān)系，這里將對變量進行g(shù)ranger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表5。

（1）吉林省進口不能拉動經(jīng)濟增長，應(yīng)調(diào)整進口結(jié)構(gòu)。

根據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗，吉林省的進口與經(jīng)濟增長間存在協(xié)整關(guān)系，即長期穩(wěn)定的關(guān)系。根據(jù)granger因果關(guān)系檢驗，經(jīng)濟增長是進口的 granger原因，但進口不是吉林省經(jīng)濟增長的granger原因，說明吉林省的經(jīng)濟增長帶動了進口貿(mào)易的發(fā)展，而進口貿(mào)易卻沒有對經(jīng)濟增長帶來良好的促進作用。吉林省工業(yè)以汽車制造及化工等重工業(yè)為主，但進口產(chǎn)品中卻仍以重工業(yè)產(chǎn)品為主。因此，吉林省應(yīng)改變現(xiàn)有的進口貿(mào)易模式，積極加大高新技術(shù)、重要原材料以及生產(chǎn)設(shè)備等有利于吉林省經(jīng)濟快速增長的進口商品的經(jīng)濟比重。

（2）吉林省經(jīng)濟增長不能帶動出口，出口也不能有效拉動經(jīng)濟增長。

根據(jù)granger因果關(guān)系檢驗，吉林省經(jīng)濟增長不是吉林省出口的granger原因， 吉林省出口也不是吉林省經(jīng)濟增長的granger原因。吉林省的經(jīng)濟增長模式并非出口貿(mào)易型，出口貿(mào)易對吉林省經(jīng)濟增長的促進作用并沒有真正發(fā)揮出來，出口商品主要集中在附加價值較低的勞動密集型產(chǎn)品上，而且與吉林省的主導(dǎo)行業(yè)沒有密切關(guān)聯(lián)。附加價值較低的勞動密集型產(chǎn)品從長期看無法有效提高吉林省出口貿(mào)易的總體水平， 且由于吉林省出口產(chǎn)品市場過于集中等客觀事實，將進一步導(dǎo)致出口貿(mào)易風(fēng)險的加大。

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篇7

【關(guān)鍵詞】農(nóng)副產(chǎn)品 中歐進出口貿(mào)易 貿(mào)易對比 國際競爭力

1 引言

入世以來，中歐抓住契機迅速發(fā)展農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易，然而貿(mào)易額占雙方貿(mào)易總額的比重并不理想，還處于緩慢發(fā)展的階段，歐盟國家對中國實行非關(guān)稅壁壘如綠色貿(mào)易壁壘限制中國農(nóng)副產(chǎn)品的進口，這些苛刻條件使得中國農(nóng)副產(chǎn)品的進出口得不到充分發(fā)揮其優(yōu)勢，也給我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易帶來巨大挑戰(zhàn)。我國農(nóng)副產(chǎn)品的生產(chǎn)具有悠久的歷史，但生產(chǎn)技術(shù)尚比不上歐盟國家，初級加工產(chǎn)品在質(zhì)量上易遭受歐盟國家的高標(biāo)準(zhǔn)準(zhǔn)入制度的限制。

2 中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易對比分析

2.1中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易特點分析

中國的土地資源在總量上比起歐盟國家要多得多，加上中國幾千年的種植文明使得農(nóng)產(chǎn)品和農(nóng)副產(chǎn)品在中國人飲食的結(jié)構(gòu)中占據(jù)著不可動搖的地位，在產(chǎn)量上具有優(yōu)勢，而歐盟國家國土面積較小，經(jīng)濟卻相對發(fā)達，在生產(chǎn)農(nóng)副產(chǎn)品的技術(shù)質(zhì)量上又遠超過我國的生產(chǎn)技術(shù)。中歐農(nóng)副產(chǎn)品的出口貿(mào)易有以下特點：

（1）雙方農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易在世界市場上呈互補狀態(tài)。在2013年以后雙方農(nóng)產(chǎn)品對世界出口結(jié)構(gòu)相似程度仍然呈現(xiàn)下降趨勢，雙方的進出口貿(mào)易互補性會更強，促使中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易來往更頻繁。歐盟與中國農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易往來之間的互補還體現(xiàn)在谷物制品、油制品、水產(chǎn)品加工以及生鮮加工產(chǎn)品上：中國主要對外進口的奶制品和油料是歐洲聯(lián)盟國家重點出口產(chǎn)品，而歐盟主要進口的生鮮產(chǎn)品和水產(chǎn)品加工產(chǎn)品又是中國出口最多的。

（2）中歐在一些農(nóng)副產(chǎn)品的出口中是相P聯(lián)的。中國對日、美、韓、歐盟等出口農(nóng)產(chǎn)品數(shù)額較大；歐盟農(nóng)產(chǎn)品重點出口到美、俄、中、日、瑞士，由此可見中歐農(nóng)產(chǎn)品出口具有一定聯(lián)系，但不能說雙方在出口結(jié)構(gòu)上就相近形成競爭對手，相反，中歐在出口中形成競爭的產(chǎn)品更少，只有部分農(nóng)副產(chǎn)品能形成對比。

2.2中歐主要的農(nóng)副產(chǎn)品進出口種類對比分析

（1）我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易種類

2015年1-12月，我國的農(nóng)產(chǎn)品及副產(chǎn)品進出口額達到1875.6億美元，較2013年增加8.7億美元。我國近三年油料物產(chǎn)品的進口額居高，食用油籽在2014年進口額達到最高445億美元，食用油略有下降，最高為2013年進口額89.4億美元?？傮w來說，幾種主要進口的農(nóng)副產(chǎn)品均有所下滑，生鮮果蔬產(chǎn)品進口額較為平均。

（2）歐盟國家農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易種類

皮革、嬰兒食品、奶粉和乳清是歐盟對外出口的重點產(chǎn)品；主要進口農(nóng)產(chǎn)品及副產(chǎn)品有熱帶生鮮果蔬和調(diào)味料等產(chǎn)品。歐盟國家每年大量引進的產(chǎn)品很大一部分為季節(jié)性產(chǎn)品，由此可知，中歐農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易種類集中于使用油類、水果類和嬰兒食品，中國進口率降低，而出口增加，而歐盟則對中國的進口逐步增加。

3 歐盟國家對中國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響因素

3.1 歐盟國家綠色貿(mào)易壁壘對中國農(nóng)副產(chǎn)品出口的影響

綠色壁壘又被稱為環(huán)境壁壘，是非關(guān)稅壁壘措施的一種體現(xiàn)，歐盟國家為實現(xiàn)自身的貿(mào)易利益而指定一系列措施保護內(nèi)部貿(mào)易，阻礙他國向本國出口產(chǎn)品削減本國自身的利益，是不正當(dāng)?shù)木G色壁壘。正因為我國農(nóng)副產(chǎn)品價格相對更低使得歐盟國家對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口一直存在質(zhì)疑，近年來對我國大量農(nóng)產(chǎn)品出口的危機意識日趨提高，對環(huán)境保護問題也呈現(xiàn)出日益重視的趨勢，使得歐盟成員國紛紛打著環(huán)境保護、生態(tài)健康的旗號對我國的農(nóng)副產(chǎn)品進口嚴(yán)格檢查，但我國不具備更為先進的設(shè)備來進行檢驗，還無法達到歐盟國家的準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，這就導(dǎo)致我國的農(nóng)副產(chǎn)品市場被排擠，出口達不到預(yù)期。

3.2 歐盟技術(shù)貿(mào)易壁壘對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口的影響

歐盟在發(fā)展時技術(shù)設(shè)備設(shè)施和技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)均已經(jīng)有了很成熟的一系列體系，法規(guī)健全、標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一。其通常會采用比國際通用還高的水準(zhǔn)來限制進口達到貿(mào)易保護，一些標(biāo)準(zhǔn)明顯帶有歧視性，甚至有專門針對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口的。農(nóng)副產(chǎn)品進入歐盟的過程中，一般都會經(jīng)歷繁冗的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)和極為精細的檢驗檢疫標(biāo)準(zhǔn)檢驗。進入的產(chǎn)品必須符合歐盟內(nèi)部設(shè)置的標(biāo)準(zhǔn)才可以歐盟市場在市場上流通，有些產(chǎn)品即使能夠進入市場也不一定能夠在市場上放心銷售。同時，技術(shù)貿(mào)易壁壘的實施會增加我國農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)加工的成本，為成功進入歐盟市場，不得不提高技術(shù)設(shè)施設(shè)備的運用，增強農(nóng)副產(chǎn)品檢驗檢疫技術(shù)，在生產(chǎn)、加工、儲藏等各環(huán)節(jié)都需要投入大量人力無力進去，有時候往往投入了大量成本依然無法達到其進口要求，導(dǎo)致成本增加，創(chuàng)匯減少。

3.3 歐盟的CAP對中歐農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的影響

所謂的歐盟CAP即是歐洲共同農(nóng)業(yè)政策，是第二次世界大戰(zhàn)后歐共體為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)復(fù)蘇、維護成員國的利益而制定的提高農(nóng)民生產(chǎn)積極的計劃。歐盟CAP政策三項基本原則實質(zhì)上是以歐洲聯(lián)盟為貿(mào)易中心，旨在內(nèi)部開放貿(mào)易、保障出口而限制他國的進口、排外色彩的政策，通常對外建立聯(lián)盟統(tǒng)一的對外關(guān)稅壁壘和非關(guān)稅壁壘。我國向歐盟出口農(nóng)副產(chǎn)品遭受嚴(yán)格的質(zhì)量把關(guān)和價格戰(zhàn)，致使我國出口困難加大，加上我國出口政策優(yōu)惠并不如歐盟國家那么成熟，歐盟國家出口有相應(yīng)的健全完善的出口補貼政策，這對我國農(nóng)副產(chǎn)品出口貿(mào)易來說是不占優(yōu)勢的。

4 我國對發(fā)展中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的對策和建議

4.1 借鑒歐盟國家的質(zhì)量監(jiān)管機制，建立健全我國安全質(zhì)量監(jiān)管體系

農(nóng)業(yè)部在r副產(chǎn)品質(zhì)量安全管理體系標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)方面共了294項無公害食品行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，但現(xiàn)階段我國農(nóng)副產(chǎn)品質(zhì)量安全標(biāo)準(zhǔn)體系的建設(shè)還需要更加完善。為提高農(nóng)副產(chǎn)品的出口份額，政府可以幫扶企業(yè)實現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，安排專業(yè)人員到發(fā)達國家學(xué)習(xí)以借鑒發(fā)達國家完善的質(zhì)量安全標(biāo)準(zhǔn)；充分利用媒體等宣傳手段加大對農(nóng)副產(chǎn)品質(zhì)量安全的宣傳工作，提高有關(guān)部門參與質(zhì)量安全的積極性；在注重標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量時也狠抓質(zhì)量，制定更全面的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)體系，提升農(nóng)副產(chǎn)品的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)水平以及質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。

4.2 加大對農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)和貿(mào)易的資金投入力度

歐盟國家對我國的農(nóng)副產(chǎn)品安全質(zhì)量一直存在質(zhì)疑，加上我國農(nóng)副產(chǎn)品價格普遍偏高，對歐的進出口貿(mào)易雖有所增加但是增長速度較緩慢，出口補貼不高。在歐盟國家實行的共同農(nóng)業(yè)政策補貼農(nóng)副產(chǎn)品出口力度相當(dāng)大，相當(dāng)于財政支出的四分之一，鼓勵農(nóng)副產(chǎn)品出口，實行健全的制度進口農(nóng)副產(chǎn)品保證農(nóng)副產(chǎn)品的質(zhì)量。我國可以加大對農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)和貿(mào)易的資金投入，生產(chǎn)高質(zhì)量、高品質(zhì)的農(nóng)副產(chǎn)品。

4.3 加強農(nóng)副產(chǎn)品信息數(shù)據(jù)庫建設(shè)

隨著電子計算機的快速發(fā)展，信息數(shù)據(jù)庫建設(shè)更新速度隨之加快，可以建立專門的用于農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計分析中歐農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易，加快農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的互補性，分析歐盟農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的優(yōu)勢和劣勢，幫助我國制定合理有效的對歐貿(mào)易政策。通過對數(shù)據(jù)庫的分析還可以了解我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的短板，對歐盟農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易的研究有利于我國研究歐盟農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的走向，降低我國向歐盟出口農(nóng)副產(chǎn)品被扣留或歐盟停止進口的風(fēng)險，一定程度上可以對中歐貿(mào)易的摩擦起到緩沖作用。

4.4 培育大型農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易中心

在政府加大對農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售的大力投入外，企業(yè)也從自身的利益角度考慮如何加大中國農(nóng)副產(chǎn)品的出口創(chuàng)匯。為了增大農(nóng)副產(chǎn)品的對外出口，企業(yè)在政府的幫助下可以培養(yǎng)大型農(nóng)副產(chǎn)品進出口貿(mào)易集散中心，搞活農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易市場，合作農(nóng)副產(chǎn)品供銷商，建立起一支底子較硬的進出口貿(mào)易團隊，各大經(jīng)銷商可以在互相學(xué)習(xí)、競爭中提高農(nóng)副產(chǎn)品出口的質(zhì)量。

5 結(jié)論

通過分析中歐雙方農(nóng)副產(chǎn)品的進出口貿(mào)易，中歐農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易程度正在不斷加深，持續(xù)合作的趨勢加強，但是中國農(nóng)副產(chǎn)品在生產(chǎn)和加工上缺乏核心技術(shù)，很容易遭到歐盟國家的非關(guān)稅壁壘影響，不利于我國農(nóng)副產(chǎn)品出口。我國農(nóng)副產(chǎn)品的進出口貿(mào)易應(yīng)該形成“政府扶持，公司與農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社一體”的生產(chǎn)銷售品牌化和高質(zhì)量化。中國是農(nóng)業(yè)大國，我國農(nóng)副產(chǎn)品在質(zhì)量上和加工技術(shù)上都沒有競爭力，這使得我國的對外出口不占優(yōu)勢。通過對比分析我國農(nóng)副產(chǎn)品貿(mào)易的劣勢和短板，制定相應(yīng)措施，增加我國農(nóng)副產(chǎn)品進出口的貿(mào)易份額。

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篇8

關(guān)鍵詞：實際匯率 對外貿(mào)易 城鄉(xiāng)就業(yè) 結(jié)構(gòu)VAR

引言

改革開放以來，中國GDP每年以8%-12%左右的速度不斷增加，2009 年，我國一般貿(mào)易出口和加工貿(mào)易出口增長同比下降 20.1%和 13.1%，進口增長比率同比下降 6.7%和 14.8%， 外部需求減少和匯率升值的雙重沖擊對我國的一般貿(mào)易出口和加工貿(mào)易進口影響顯得更為明顯。受國際經(jīng)濟形勢的影響，2012年以來，中國經(jīng)濟增速有所放慢，GDP增長率前三季度分別是8.1%、7.6%、7.4%，2013年前三季度GDP增加速度達到7.8%，經(jīng)濟增長中絕大部分的是由對外貿(mào)易帶來的。今年上半年，我國進出口總值12.51萬億元人民幣（折合19976.9億美元），扣除匯率因素后同比增長8.6%。其中出口6.59萬億元人民幣，增長10.4%；進口5.92萬億人民幣，增長6.7%；貿(mào)易順差6770.6億元人民幣，擴大58.5%。巨大的貿(mào)易余額對人民幣升值帶來了壓力。

從2005年開始，人民幣對美元的累計升值已經(jīng)達11%，國際清算銀行（BIS）公布的9月人民幣實際有效匯率（REER）指數(shù)較8月出現(xiàn)小幅升值，而REER累積升值，對我國出口增速帶來明顯的抑制作用，由于匯率變化的滯后效應(yīng)，強勢的人民幣將繼續(xù)對未來出口增長構(gòu)成壓制。REER升值反映了本國國際收支盈余，外匯供給大于外匯需求，同時也是對一國勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長的反映。美元的疲軟可能將持續(xù)下去，在這種情況下經(jīng)濟的增長將更加依賴于國內(nèi)需求的增長，同時需要有靈活的匯率政策來加以應(yīng)對。此外，如果經(jīng)濟增長可以更多體現(xiàn)在服務(wù)業(yè)的發(fā)展上，就將進一步帶動城市化進程，將會進一步帶動消費和就業(yè)的增長。2012年以來，我國實施了積極的就業(yè)政策，但是盡管如此，由于經(jīng)濟形勢對就業(yè)產(chǎn)生一定的滯后影響，2013年就業(yè)形勢仍然面臨著較大的壓力。

因此，人民幣實際匯率的變動是否對中國就業(yè)形勢產(chǎn)生影響，進出口貿(mào)易的變化是否會對中國就業(yè)形勢帶來影響，以及影響程度如何，在中國經(jīng)濟市場形勢下如何實施匯率政策以及貿(mào)易政策來緩解我國就業(yè)問題是值得目前探討的重點。

文獻回顧

匯率變動對進出口貿(mào)易的影響的研究，一直是經(jīng)濟學(xué)研究的熱點。國外學(xué)者Morten O. Ravn（2010）等人通過面板SVAR研究發(fā)現(xiàn)政府支出的增加帶來私人消費的增加、惡化貿(mào)易平衡、以及有效匯率的貶值。Mehmet Ivrendi等（2010）通過SVECM模型研究貨幣沖擊、貿(mào)易平衡以及匯率之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)緊縮性貨幣政策導(dǎo)致價格水平下降，產(chǎn)出的減少，匯率升值，在短期改善貿(mào)易平衡。學(xué)者Kazunobu Hayakawa（2009）對東亞洲匯率波動和國際貿(mào)易的關(guān)系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)東亞洲中間產(chǎn)品貿(mào)易受匯率波動的影響更為嚴(yán)重，并且負(fù)面影響程度大于關(guān)稅對貿(mào)易的影響。

馬歇爾-勒納條件認(rèn)為任何一個國家只有在其進口商品國內(nèi)的市場需求價格彈性與其出口商品國外的市場需求價格彈性之和大于1時，其貨幣對外幣的貶值及由此帶來的進出口商品價格的漲跌才能改善外匯收支的狀況；兩者之和小于 1，外匯收支會惡化；兩者之和等于1，外匯收支狀況不變。盧向前和戴國強等（2005）的研究發(fā)現(xiàn)馬歇爾-勒納條件在中國成立。谷宇、高鐵梅（2007）從人民幣匯率波動性與進出口關(guān)系的研究認(rèn)為人民幣匯率波動性將對出口產(chǎn)生負(fù)向沖擊的結(jié)果。李廣眾和Voon（2004）關(guān)注了匯率波動性對制造業(yè)不同部門的影響，他們的研究表明匯率波動性對制造業(yè)中各細分行業(yè)出口的影響是不同的，并不都表現(xiàn)為負(fù)向沖擊。葉芳、朱孟楠（2012）運用面板數(shù)據(jù)研究表明，人民幣有效匯率對進出口貿(mào)易的影響存在區(qū)域差異，但總體而言，人民幣匯率對進出口的影響并不大。黃錦明（2010）通過實證分析發(fā)展中國的進口貿(mào)易在長期內(nèi)主要受國內(nèi)收入和人民幣實際有效匯率水平的影響。在短期，只有進口貿(mào)易和人民幣實際有效匯率存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

關(guān)于貿(mào)易與就業(yè)的理論，比較典型的理論有H-O-S理論，認(rèn)為國家生產(chǎn)要素稟賦之間的差異是導(dǎo)致國家之間形成貿(mào)易關(guān)系的主要原因。對于發(fā)達國家而言，資金、技術(shù)相對豐裕，勞動力成本高昂且相對稀缺，而發(fā)展中國家，資金、技術(shù)相對短缺，勞動力成本相對低廉而且豐富。由此，發(fā)展中國家的勞動力情況會隨著國際貿(mào)易的影響而變化，并且能夠反過來影響國際貿(mào)易政策的變化。其次有凱恩斯的貿(mào)易乘數(shù)理論，認(rèn)為貿(mào)易順差能夠通過增加投資需求和消費需求來增加國內(nèi)有效需求，從而增加國民收入和提高國內(nèi)就業(yè)水平。有國外學(xué)者認(rèn)為對外貿(mào)易發(fā)展提高了企業(yè)的篩選意愿和勞動者搜尋工作的匹配成本，從而降低了就業(yè)水平。AlessIia lo Turco（2013）認(rèn)為進口和出口之間存在互補效應(yīng)，這在高貿(mào)易強度的公司得到加強，只有高強度出口似乎才能促進勞動力技能升級，公司國際化帶來的就業(yè)效應(yīng)對公司生產(chǎn)規(guī)模帶來積極的影響。國內(nèi)學(xué)者對國際貿(mào)易與就業(yè)的影響的研究主要是實證研究，馮其云、朱彤（2012）利用中國 2001-2010 年的省級面板數(shù)據(jù)，分析中國東、中、西部對外貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的差異，認(rèn)為進口的就業(yè)效應(yīng)具有區(qū)域差異性，出口對各地區(qū)的就業(yè)均為顯著正向效應(yīng)。陳昊（2011）運用面板數(shù)據(jù)從進口、出口、貿(mào)易順差三個層面考察對外貿(mào)易對中國城鎮(zhèn)就業(yè)水平當(dāng)期和滯后影響的調(diào)整，認(rèn)為中國對外貿(mào)易的就業(yè)抵消效應(yīng)依然明顯，且存在時滯摩擦。還有學(xué)者通過地方性的對外貿(mào)易與就業(yè)的實證的研究發(fā)展，短期內(nèi)對外貿(mào)易出口不僅沒有促進就業(yè)增長，反而對失業(yè)人數(shù)增加有較大的影響。

通過文獻回顧發(fā)現(xiàn)，不少學(xué)者研究匯率與進出口的關(guān)系，但很少將其對就業(yè)的影響包括進去；盡管不少學(xué)者研究就業(yè)的問題，但很少考慮匯率變動的因素。匯率變化影響一國的進出口，而進出口貿(mào)易的變化又通過要素價格影響勞動力市場，進而影響就業(yè)。鑒于人民幣匯率、進出口、GDP 和就業(yè)之間客觀存在的內(nèi)生性關(guān)系，本文通過構(gòu)建結(jié)構(gòu) VAR 模型對其動態(tài)的影響進行研究。

數(shù)據(jù)描述和分析

（一）數(shù)據(jù)描述

本文選取1980-2011年度數(shù)據(jù)。實際匯率采用了 IMF 的實際有效匯REER指數(shù)，人民幣對主要國家貨幣加權(quán)實際匯率更能綜合反映人民幣匯率的波動。與其他匯率指標(biāo)相比，實際有效匯率能更好地反映匯率變動對進出口貿(mào)易的影響，此外，實際有效匯率還能更好地表示出匯率的波動性。REER 的數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（IMF）的 IFS數(shù)據(jù)庫。對外開放程度 IMP，用進出口額占 GDP 的比重來表示，城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異（DUR）用城鄉(xiāng)就業(yè)人數(shù)之比來表示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為消除異方差的影響，所有變量均進行了對數(shù)化處理。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗及模型穩(wěn)定性檢驗

SVAR模型是在VAR模型的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，所以為了避免偽回歸現(xiàn)象，需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF檢驗，根據(jù)AIC和SC原則，確定最佳滯后階數(shù)為1階，所以可以建立VAR模型，進一步確定SVAR模型進行參數(shù)約束，識別SVAR模型。單位根檢驗結(jié)果如表1所示，本文研究采用EVIEWS6.0進行。

單位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；0指檢驗方程不包括常數(shù)項或時間趨勢項。滯后階數(shù)根據(jù) SIC準(zhǔn)則自動選擇。

根據(jù)表1， REER、EXP、DUR在1%的顯著性水平是一階差分平穩(wěn)的，即各序列均為一階單整序列。因此，需要對模型中的變量進行協(xié)整檢驗。本文采Johanson協(xié)整檢驗來檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趨f(xié)整關(guān)系，其結(jié)果顯示在5%的顯著性水平下至少存在一個協(xié)整方程，模型中各內(nèi)生變量之間具有協(xié)整關(guān)系。另外，被估計的模型所有根的模小于并且位于單位圓內(nèi)，如圖1所示，因此模型是穩(wěn)定的。

實證分析―SVAR模型的識別

結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型是研究變量間動態(tài)沖擊效應(yīng)較成熟的方法，它是基于向量自回歸（VAR）模型提出的。一個n元p階的SVAR模型：

若A可逆，則

其中，

一般而言，簡化式殘差μt是結(jié)構(gòu)式殘差εt的線性組合，是一種復(fù)合沖擊。對于n元p階SVAR模型，需對結(jié)構(gòu)式施加n（n-1）/2限制條件才能識別結(jié)構(gòu)沖擊。本文建立的SVAR模型含有3個內(nèi)生變量，即n =3，需施加3個約束條件。本文采用 Amisano & Giannini（1997）提出的AB模型來識別結(jié)構(gòu)沖擊，即分別對A、B矩陣施加短期約束，將B設(shè)為單位矩陣，A矩陣的主對角元素設(shè)為1，本文SVAR中變量的排列順序為：實際匯率、貿(mào)易開放程度、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)。一般根據(jù)經(jīng)濟理論有長期和短期約束，長期約束最簡單的就是零約束，本文所選取的三個變量之間有著較強的相互影響關(guān)系，因此選擇短期約束，根據(jù)經(jīng)濟意義，約束條件為：進出口貿(mào)易對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響具有滯后性，根據(jù)實際情況，可以認(rèn)為進出口貿(mào)易與我國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間當(dāng)期不存在相互影響，所以a23=0，a32=0，實際有效匯率REER對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)可能產(chǎn)生影響，但是可以認(rèn)為當(dāng)期不存在影響，所以a31=0，應(yīng)用EVIEWS6.0對三個模型分別進行估計，從而可得矩陣A的解。

結(jié)果分析

（一）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應(yīng)，本文選取默認(rèn)滯后期為10。根據(jù)圖2所示，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量對人民幣實際有效匯率的沖擊起初是沒有響應(yīng)的，但從第二期開始逐漸變?yōu)樨?fù)，到第3期開始逐漸趨于平緩，接近于-0.2個百分點，這說明人民幣實際有效匯率對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異幾乎沒有影響，但后期會增加就業(yè)結(jié)構(gòu)差異，并從長遠來看，人民幣實際有效匯率會擴大城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異。圖3表明，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量一直呈現(xiàn)下降的趨勢，這可能是馬歇爾-勒納條件在中國的實際應(yīng)用相吻合，隨著中國經(jīng)濟市場化進程逐步深入，市場體制、匯率調(diào)節(jié)的作用越來越大。

進出口貿(mào)易沖擊對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的影響如圖4和圖5所示，圖4中，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異對進出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)首先是正的，并且在第三期達到最大，之后開始下降，長期來看，接近于0.4個百分點，這表明，進出口貿(mào)易短期內(nèi)擴大了就業(yè)結(jié)構(gòu)差異，但從長期來看，進出口貿(mào)易的發(fā)展控制了就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增加。這與凱恩斯貿(mào)易乘數(shù)理論一致，在這期間，城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量是不斷增加，如圖5所示。

（二）方差分解分析

應(yīng)函數(shù)描述的是SVAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，以進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。表2 是跨期為20的城鄉(xiāng)就業(yè)差異增量的方差分解。從表2看出，人民幣實際有效匯率對城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的影響是逐期增強的，而進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響先是迅速增強，然后增加速度變緩，但是預(yù)測依然有增加的趨勢。由表2可以明顯看出，進出口貿(mào)易對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的作用明顯大于人民幣實際有效匯率對就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響，如在第20期，就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量的預(yù)測方差48.5%可以由進出口貿(mào)易的變動來解釋，而只有10.1%可以由人民幣實際有效匯率來解釋，這可能是匯率影響進出口，從而影響國內(nèi)城鄉(xiāng)就業(yè)需要一定的時滯。

結(jié)論

短期內(nèi)人民幣實際匯率對城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)沒有影響（城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的增量對實際有效匯率沖擊的響應(yīng)在短期內(nèi)接近于零），但是從長期來看，實際有效匯率加劇了城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異（城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異增量對實際有效匯率沖擊的響應(yīng)長期內(nèi)為負(fù)增長）。進出口貿(mào)易的發(fā)展在短期能夠迅速擴大我國城鄉(xiāng)就業(yè)差異，但長期來看，進出口貿(mào)易對就業(yè)差異的影響將會一直存在（城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差距增量對進出口貿(mào)易沖擊的響應(yīng)長期內(nèi)趨于穩(wěn)定不變）。

從以上結(jié)論可以看出，人民幣有效匯率雖然對我國城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響不大，但在面對人民幣升值壓力的情況下，政府也不能忽視對宏觀經(jīng)濟的調(diào)控，要理性地看待人民幣升值。進出口貿(mào)易的發(fā)展對城鄉(xiāng)就業(yè)的作用逐步增強，近年來，我國外貿(mào)依存度達到60%以上，在國內(nèi)消費持續(xù)低迷的今天，出口拉動就業(yè)的道路已經(jīng)成為我們解決就業(yè)問題的重要途徑之一，但也不能完全依靠對外貿(mào)易來解決就業(yè)問題，在當(dāng)前人力資源的供求出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性矛盾時，要滿足經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的要求，必須充分調(diào)動人力資源的積極性、增加科技教育投入提高勞動者素質(zhì)來緩解我國緊張的就業(yè)形勢。政府要改變觀念，響應(yīng)構(gòu)建和諧社會的思想，要促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的貿(mào)易發(fā)展，以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)帶動小城鎮(zhèn)和農(nóng)村的發(fā)展，以此來減少農(nóng)村剩余勞動力，解決農(nóng)村失業(yè)問題，最終縮小城鄉(xiāng)差距。

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篇9

【關(guān)鍵詞】進出口貿(mào)易 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 Granger因果關(guān)系檢驗

一、引言

自改革開放多年來，我國進出口貿(mào)易獲得了巨大的發(fā)展，進出口市場分布逐漸向多元化發(fā)展，我國積極主動地通過出口貨物結(jié)構(gòu)出口方式及出口區(qū)域結(jié)構(gòu)的的調(diào)整，降低進出口風(fēng)險，實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定的增長。林毅夫和李永軍（2001）采用聯(lián)立方程組模型，證實出口有利于經(jīng)濟的增長，羅伯特.遜提出了“對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機”的命題，那么基于這些貿(mào)易理論是否適用于正在發(fā)展的重慶市呢？必須結(jié)合重慶實際經(jīng)濟發(fā)展進行實證分析。重慶市是西部地區(qū)唯一的直轄市、國家中心城市，需要發(fā)揮在兩大經(jīng)濟帶建設(shè)中的樞紐和支點作用，在對外貿(mào)易中取得了顯著成績，據(jù)海關(guān)統(tǒng)計，2004年全市進出口總額達到38.6億美元，比上年增長48.7%。其中，出口20.9億美元，增長31.9%，高于全市GDP增長幅度，進口17.66億美元，增長14.9%。2006年重慶市積極應(yīng)對國際貿(mào)易出現(xiàn)的新情況，實現(xiàn)全年外貿(mào)進出口總額54.7億美元，比上年增長27.4%。其中，出口33.5億美元，增長33%。2007年重慶的進出口貿(mào)易總量僅60億美元，根據(jù)以上統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以確定進出口總額與經(jīng)濟增長存在著某種關(guān)系?！笆濉逼陂g，重慶市提出進出口貿(mào)易達到上千億美元的更高目標(biāo)，近年來重慶吸引外資高速增長，日漸改善基礎(chǔ)設(shè)施，優(yōu)惠政策，便利資源要素，吸引跨國公司進行新的戰(zhàn)略布局，重慶正在朝著目標(biāo)奮進。

二、實證分析

（一）變量的選取及數(shù)據(jù)處理。

本文以重慶市進出口總值（萬美元）作為解釋變量（用X表示），地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）作為被解釋變量（用Y表示）。由于數(shù)據(jù)的缺失，樣本數(shù)據(jù)選取1987年至2010年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自于《重慶統(tǒng)計年鑒》。其中變量時間序列可能是非平穩(wěn)序列，構(gòu)建的計量模型可能產(chǎn)生“偽回歸”，所以需要對各變量時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，因為數(shù)據(jù)的自然數(shù)對數(shù)變換不會改變原來的協(xié)整關(guān)系，并且會消除時間序列數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象，使其趨勢線性化。所以對上述各個變量取對數(shù)，以消除數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性，變量GDP（地區(qū)生產(chǎn)總值）、IE（進出口總值）取對數(shù)lnY、lnX，用、表示變量GDP、IE一階差分，用、表示二階差分，取5%臨界值進行研究。

通過上述的數(shù)據(jù)處理，可以通過Eviews7.0繪制出處理后的lnY 和lnX 的散點圖，見圖1 ：

由圖1可知：根據(jù)散點圖可以看出進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值大致呈現(xiàn)上升趨勢。隨著進出口總額的增加，重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值不斷的增加，兩者的變動的方向基本一致。進而進出口總值的增加有利于經(jīng)濟健康持續(xù)的增長。

（二）單位根檢驗。

首先在進行計量經(jīng)濟模型之前，必須確保兩變量序列是平穩(wěn)的，因此使用單位根方法檢驗變量GDP、IE的平穩(wěn)性，我們采用ADF檢驗方法，lnY、lnX分別進行單位根檢驗，如果水平序列是非平穩(wěn)的，就要進行一階或者二階差分來檢驗平穩(wěn)性，利用Eviews7.0，檢驗結(jié)果見表1：

由表1分析可得lnY、lnX在水平序列下不能拒絕單位根假設(shè)，因此是非平穩(wěn)的序列，經(jīng)過一階差分后，lnX序列拒絕了單位根假設(shè)，是平穩(wěn)的序列，但是lnY不是平穩(wěn)序列，所以進行二階差分。二階差分后，lnY和 lnX在5%的顯著水平下，兩變量序列顯著平穩(wěn)。

（三）模型的建立。

由散點圖分析可知，隨著進出口總值的增加，重慶市經(jīng)濟增長（GDP）越快，分析重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值隨進出口總值的數(shù)量規(guī)律性，可以建立如下計量經(jīng)濟模型：

（四）協(xié)整分析。

協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，從協(xié)整理論的思想來看，被解釋變量能被解釋變量的線性組合所解釋，兩者之間在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列，這個殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的，因此，檢驗一組變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)序列。用Eviews7.0軟件進行殘差分析如表2：

由表3可知，殘差的水平序列在5%的置信區(qū)間水平是非平穩(wěn)的，在一階差分和二階差分的序列是平穩(wěn)的，所以認(rèn)為估計殘差序列是平穩(wěn)的，計量經(jīng)濟模型的設(shè)定是合理的，因此lnY與lnX兩序列存在協(xié)整關(guān)系，因變量與自變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從回歸分析中可以看出lnY與lnX之間具有較高的相關(guān)性。對上述方程的經(jīng)濟意義的解釋是： 假設(shè)在其他條件不變的情況下，進出口總值（IE）每增加1%，對應(yīng)的生產(chǎn)總值（GDP）將增長1.019%，由此可見，重慶進出口對經(jīng)濟增長具有較強的拉動作用。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗。

Granger因果檢驗解決了lnX是否引起lnY的問題，也就是lnY能夠在多大程度上被過去的lnX解釋，加入lnX的滯后值是否使解釋程度提高，如果lnX在lnY的預(yù)測中有幫助的話，就可以說lnX領(lǐng)先于lnY。檢驗結(jié)果見表3：

由表3得出結(jié)果：在10%顯著水平上，滯后階數(shù)為1時，拒絕原假設(shè)，即進出口總值是引起經(jīng)濟增長（GDP）的Granger原因，反之不成立，所以進出口總值與經(jīng)濟增長（GDP）是一個單向相關(guān)關(guān)系。

三、結(jié)論與政策性建議

（一）結(jié)論。

第一：本文基于重慶市1987～2010年進出口總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗，兩個變量序列是平穩(wěn)的，并且兩者存在一種長期穩(wěn)定均衡的關(guān)系，重慶市進出口總額（IE）越多，經(jīng)濟增長越快（GDP）。

第二：根據(jù)計量經(jīng)濟模型方程和Granger因果關(guān)系檢驗，重慶進出口與重慶生產(chǎn)總值之間存在一個單向相關(guān)關(guān)系。進出口總值是經(jīng)濟增長（GDP）的原因，反之不成立。

（二）政策性建議。

1.進出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化：從本市經(jīng)濟整體發(fā)展的需要出發(fā)，挖掘進出口總量背后深層次的貿(mào)易結(jié)構(gòu)問題，切實推進進出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，實現(xiàn)外貿(mào)發(fā)展同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的良性互動，促進進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻。

2.技術(shù)發(fā)展：本市應(yīng)關(guān)注進出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和層次，拓展進出口發(fā)展的空間，根據(jù)國際國內(nèi)環(huán)境的變化，利用各類機會采取有效方式，繼續(xù)保持進出口適度增長，進而促進經(jīng)濟的增長。

3.品牌、創(chuàng)新、改革：重慶市競爭性企業(yè)為了獲得國際市場和實現(xiàn)品牌擴張進行進出口貿(mào)易，這就需要企業(yè)引進高新技術(shù)，打造具有影響力的品牌，實行營銷網(wǎng)絡(luò)等方式，打開對外貿(mào)易市場，堅持制度創(chuàng)新，深化體制改革，推動地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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篇10

關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；經(jīng)濟增長方式；相關(guān)分析

從1980年開始，我國的經(jīng)濟迅速發(fā)展，從全方位、深層次及多領(lǐng)域?qū)嵤ν忾_放，這對我國的經(jīng)濟發(fā)展起到了至關(guān)重要的作用，在這其中尤以進出口貿(mào)易效果顯著。國內(nèi)外學(xué)者對進出口貿(mào)易與國家經(jīng)濟的發(fā)展關(guān)系進行了大量的實證性研究，最后綜合各學(xué)者的研究數(shù)據(jù)顯示，在不改變其他因素的影響情況下，密集型技術(shù)產(chǎn)品的貿(mào)易順差能夠?qū)DP的增長產(chǎn)生積極的促進意義。但之前的研究通常都只針對單方面的進口或出口進行研究，驗證其對經(jīng)濟增長的作用，故本研究通過闡述進出口雙方面的影響確定其與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

一、我國進出口貿(mào)易現(xiàn)狀

在我國實施改革開放之后，對外開放的程度不斷的深入和擴大，我國的進出口貿(mào)易快速增長，在世界上引起廣泛關(guān)注，一些資本主義國家不惜通過一些卑鄙手段遏制我國經(jīng)濟的增長。在改革開放后的30年間，我國的出口額實現(xiàn)了從百億美元到萬億美元的長足進步，平均年增長率更是高達15.5%；隨著出口額的增長，我國的進口額也實現(xiàn)了百億美元到萬億美元的增長，其中年增長率略低于出口年增長率，約為14.7%。在這期間，我國的GDP增長也十分顯著，從千億元人民幣增長到十萬億元人民幣的程度，年增長率與出口額增長率相當(dāng)，同為15.5%。在我國加入世界貿(mào)易組織之后，我國的經(jīng)濟迎來了第二次飛速增長，千禧年之后我國的出口貿(mào)易總量的年增長率更是突飛猛進，高達19.3%。通過以上數(shù)據(jù)研究能夠發(fā)現(xiàn)，我國的進出口貿(mào)易通GDP增長呈正向相關(guān)，表現(xiàn)出互相促進和互相影響的關(guān)系。外貿(mào)依存度是指國民經(jīng)濟對對外貿(mào)易的依賴程度，通過該指標(biāo)能夠衡量對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用。

通過以上分析能夠發(fā)現(xiàn)，我國的外貿(mào)依存度在逐年提高，據(jù)統(tǒng)計顯示，我國的外貿(mào)依存度從改革開放初期的12.5%到千禧年提高到了33.3%，在2010年更是提高到了50.6%，通過以上數(shù)據(jù)都能看出，我國的進出口貿(mào)易在促進經(jīng)濟的增長上起到了至關(guān)重要的作用。

我國目前的貿(mào)易結(jié)構(gòu)最初以中初級產(chǎn)品為主，通過這樣一個出口商品結(jié)構(gòu)能夠看出我國在改革開放之初賺去商品的附加值較低。但是隨著我國經(jīng)濟技術(shù)及工業(yè)技術(shù)的發(fā)展，現(xiàn)在我國工業(yè)制成品的比重已經(jīng)大幅提升，有能力有實力賺去更高的產(chǎn)品附加值，同時我國的競爭能力也在逐漸提高。據(jù)統(tǒng)計我國改革開放初期的初級產(chǎn)品出口額占出口總額的比重高達50%，而在經(jīng)歷了30年的改革開放之后，我國的初級產(chǎn)品的出口權(quán)重已經(jīng)降低到不足5%，這使得我國現(xiàn)在具有極強的國際市場競爭能力。到了2004年，我國的進口工業(yè)制成品比重開始下降，這一方面說明我國對進口依賴已經(jīng)降低了。

二、實證分析我國進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的相關(guān)性

1.數(shù)據(jù)處理。本研究選取我國改革開放后30年的進出口額、出口額、進口額和國內(nèi)生產(chǎn)總值作為數(shù)據(jù)，所選取的數(shù)據(jù)均出自《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.基于時間序列的驗證。首先進行平穩(wěn)性驗證，之后進行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗的基本思路為：若兩個以上的同階時間向量均顯示較為不平穩(wěn)，但它們的一種或多種線性組合卻顯示著及其平穩(wěn)的特性，則證明這兩個時間向量具有協(xié)整關(guān)系。檢驗兩個向量間是否存在協(xié)整關(guān)系一般通過EG階段方法和JJ法，而對于多變量進行協(xié)整檢驗則選用JJ法具有一定的運算優(yōu)勢。通過該方法進行計算能夠?qū)φ麄€系統(tǒng)進行估計，根據(jù)其特征最大值系統(tǒng)計量能夠進行判斷，以確定其間是否存在協(xié)整關(guān)系。在計算過程中若出現(xiàn)計量數(shù)值超過臨界值，則原有假設(shè)，若未出現(xiàn)此情況則認(rèn)為該假設(shè)成立。通過這種方法進行計算與EG法比較具有的顯著優(yōu)勢就是能夠找到多個向量間的協(xié)整關(guān)系。在其具有5%的臨界值的情況下，協(xié)整方程的假設(shè)進行逐次檢驗，因統(tǒng)計計量超過了臨界值，故該假設(shè)，認(rèn)為此三個變量之間是存在協(xié)整關(guān)系的。

在此之后通過因果關(guān)系檢驗驗證以上論點，以上的協(xié)整檢驗已經(jīng)證明我國的GDP與進出口存在一定的均衡關(guān)系，但其是否構(gòu)成因果關(guān)系則還需要進一步論證。為了提高該論據(jù)的效果，必須對此檢驗設(shè)定一個準(zhǔn)確的自由度，通過因果關(guān)系檢驗，證明與進口的關(guān)系存在1%的因果關(guān)系，這證明我國的經(jīng)濟增長是由進口進行推動的，而我國的經(jīng)濟增長則對進口不具有推動作用；同時對出口進行檢驗，結(jié)果顯示，我國經(jīng)濟增長是由出口推動的，但我國的經(jīng)濟增長對我國的產(chǎn)品出口不具有推動作用。但對于進口與出口關(guān)系的分析則顯示，我國進口是出口增長的原因，而出口對于進口沒有推動作用。故通過以上數(shù)據(jù)證實，我國的進出口都對我國經(jīng)濟增長具有推動作用，但我國的經(jīng)濟增長并不推動我國產(chǎn)品的進出口。

三、結(jié)束語

綜上所述，通過對我國進出口貿(mào)易與經(jīng)濟運行軌跡進行分析，計算出我國對外貿(mào)的依存度、貢獻率等指標(biāo)；另外通過協(xié)整檢驗和因果分析對我國的進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系。通過以上分析具有以下結(jié)論：首先我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值與進出口是單整序列；其次通過協(xié)整檢驗證明我國雖然國內(nèi)生產(chǎn)總值與進出口之間具有較平穩(wěn)的關(guān)系，但其內(nèi)部存在穩(wěn)定機制，我國的經(jīng)濟增長與出口正向相關(guān)；從因果檢驗的數(shù)據(jù)顯示能夠看出，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值與出口存在單向相關(guān)，同時國內(nèi)生產(chǎn)總值與進口也存在單向相關(guān)性。

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