導(dǎo)語：如何才能寫好一篇外貿(mào)數(shù)據(jù)，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

信用意味著訂單

對(duì)于賣方企業(yè)而言，他在選擇合作對(duì)象時(shí)，看重的并非是這家公司的辦公地點(diǎn)、注冊(cè)時(shí)間，而是企業(yè)的交易能力，也就是曾經(jīng)與誰合作過，貿(mào)易額有多少。

眼下，網(wǎng)購已經(jīng)成了網(wǎng)民的主要購物渠道。但是，在幾年前，淘寶剛剛出現(xiàn)在中國時(shí)，網(wǎng)購并沒有如今這般流行。原因就在于，當(dāng)時(shí)的網(wǎng)購平臺(tái)看上去產(chǎn)品豐富，實(shí)際上則是魚龍混雜。在消費(fèi)者抱怨網(wǎng)購陷阱多時(shí)，淘寶誠信體系上線了，淘寶賣家必須根據(jù)自身的銷售業(yè)績(jī)、服務(wù)態(tài)度等進(jìn)行誠信測(cè)評(píng)，以此在規(guī)避交易過程中的各種亂象。于是，網(wǎng)購開始逐漸邁入誠信經(jīng)營(yíng)階段，網(wǎng)購人群也日益增長(zhǎng)起來了。

如今，同樣的問題也出現(xiàn)在外貿(mào)B2B交易中。對(duì)于外貿(mào)企業(yè)而言，信用二字的分量更重，對(duì)于賣家，它意味著訂單，對(duì)于買家，則意味著金錢。深圳一達(dá)通有限公司（以下簡(jiǎn)稱“一達(dá)通”）作為一家外貿(mào)中介服務(wù)機(jī)構(gòu)，對(duì)買方和賣方的需求十分了解，對(duì)此，其總經(jīng)理魏強(qiáng)在接受網(wǎng)絡(luò)導(dǎo)報(bào)記者采訪時(shí)就表示：“通常，在交易前，外貿(mào)中介服務(wù)公司會(huì)對(duì)企業(yè)進(jìn)行信用評(píng)估，買方企業(yè)可以根據(jù)信用評(píng)估結(jié)果到銀行進(jìn)行貸款，進(jìn)而提前拿到貨品；賣方則要根據(jù)信用交易數(shù)據(jù)爭(zhēng)取訂單，即過往訂單量越大，說明其交易能力越強(qiáng)，因此獲得的訂單就越多?！?/p>

在采訪中，魏強(qiáng)一直強(qiáng)調(diào)信用數(shù)據(jù)的重要性，“對(duì)于賣方企業(yè)而言，他在選擇合作對(duì)象時(shí)，看重的并非是這家公司的辦公地點(diǎn)、注冊(cè)時(shí)間，而是企業(yè)的交易能力，也就是曾經(jīng)與誰合作過，貿(mào)易額有多少?！蔽簭?qiáng)對(duì)網(wǎng)絡(luò)導(dǎo)報(bào)記者說，在擁有200萬用戶的阿里巴巴外貿(mào)交易平臺(tái)，買家總是希望能夠獲得更多有效的賣家信息。然而，相比公司在哪一年注冊(cè)或者辦公室設(shè)在哪里，企業(yè)的銷售能力、銷售規(guī)模，這些信息則顯得更有經(jīng)濟(jì)價(jià)值。

他表示，在這一點(diǎn)上，B2B與B2C存在很大差別，B2C屬于個(gè)人消費(fèi)，是感性的、小額的，而B2B則是企業(yè)與企業(yè)之間的交易，不是買一雙鞋、一件衣服，而是數(shù)以萬計(jì)的商品交易?！罢蛉绱?，誠信交易顯得更為重要?！?/p>

魏強(qiáng)介紹稱，由于不誠信而使企業(yè)利益受侵害的案例不勝枚舉，有的企業(yè)拿了錢不發(fā)貨，或者發(fā)到買家手里的貨有嚴(yán)重質(zhì)量問題；有的企業(yè)收到了貨不給錢，導(dǎo)致賣方企業(yè)“貨財(cái)兩空”?！叭绻茉诮灰字?，把企業(yè)的情況了解透徹，那么交易過程中出現(xiàn)的問題就會(huì)逐漸減少?！蔽簭?qiáng)說。

B2B平臺(tái)從1.0向2.0邁進(jìn)

對(duì)于外貿(mào)中小企業(yè)而言，信用可以轉(zhuǎn)化為數(shù)據(jù)。而當(dāng)這一數(shù)據(jù)由第三方平臺(tái)時(shí)，則既可以滿足買賣雙方對(duì)于信用數(shù)據(jù)的需求，又在數(shù)據(jù)真實(shí)性方面有了進(jìn)一步的保障。

電子商務(wù)的方便之處在于，企業(yè)無需跑到各種交易展覽會(huì)上搜尋賣家，只要把企業(yè)及產(chǎn)品信息到網(wǎng)上，就會(huì)有訂單找上門來。當(dāng)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)的信息真實(shí)性越來越強(qiáng)的時(shí)候，國外買家利用網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)下單的可能性也會(huì)跟著增加。這其中暴露出來的，也是中國網(wǎng)絡(luò)交易誠信度的問題。

“在中國，企業(yè)已經(jīng)認(rèn)同了互聯(lián)網(wǎng)電子商務(wù)的便捷，但是由于互聯(lián)網(wǎng)是虛擬的，買家與賣家的真實(shí)信息基本是靠自己填寫的。在這種情況下，雙方信息的真實(shí)度與有效性就比較差。如果哪一個(gè)平臺(tái)能夠獲取到會(huì)員的有效的、真實(shí)的經(jīng)營(yíng)數(shù)據(jù)的話，那么這個(gè)平臺(tái)就肯定是最熱門的平臺(tái)，因?yàn)榇蠹叶荚敢馊サ侥愕钠脚_(tái)進(jìn)行真實(shí)、可靠的交流?！痹谖簭?qiáng)看來，目前的B2B平臺(tái)還處于1.0版本，一旦出現(xiàn)項(xiàng)目數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)，則是邁向2.0的標(biāo)志。

此外，魏強(qiáng)還指出，對(duì)于當(dāng)下的B2B平臺(tái)而言，數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)將會(huì)有別與B2C的誠信體系認(rèn)證。原因在于，B2C、C2C的信譽(yù)排名出自旗下交易數(shù)據(jù)，用戶通過成交量以及顧客的評(píng)價(jià)進(jìn)行信譽(yù)排名，沒有第三方機(jī)構(gòu)的介入，刷信譽(yù)、虛假購物等制造假數(shù)據(jù)的現(xiàn)象發(fā)生。

一達(dá)通此次推出的數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)，則是來源于其中介服務(wù)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)。在外貿(mào)交易過程中，一達(dá)通主要負(fù)責(zé)外貿(mào)中小企業(yè)的報(bào)關(guān)、報(bào)檢、退稅、物流等服務(wù)，對(duì)企業(yè)的真實(shí)情況了如指掌，為了避免交易過程中出現(xiàn)問題，一達(dá)通在篩選會(huì)員企業(yè)時(shí)所做的準(zhǔn)備工作非常精細(xì)。在此基礎(chǔ)上公布出的貿(mào)易交易數(shù)量、貿(mào)易交易額，一定是真實(shí)可靠的。

對(duì)此，魏強(qiáng)表示：“到那時(shí)，如果一家企業(yè)說自己是大買家，賣家就可以通過第三方數(shù)據(jù)認(rèn)證看到對(duì)方的交易數(shù)據(jù)是否像其所描述的那樣。另外，如果像一達(dá)通這樣的交易的服務(wù)商越來越多，那么我國的外貿(mào)的信用交易就會(huì)越來越廣泛，買家和賣家合理的、真實(shí)的交易狀況也會(huì)越來越好，欺詐情況也會(huì)隨之減少。”

說破“不能說的秘密”

“數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)將會(huì)帶來多方共贏的局面?！蔽簭?qiáng)這樣對(duì)網(wǎng)絡(luò)導(dǎo)報(bào)記者說。數(shù)據(jù)認(rèn)證，一方面使一達(dá)通的服務(wù)對(duì)象——外貿(mào)買家與賣家有了“誠信名片”，另一方面也為電商B2B平臺(tái)下了誠信經(jīng)營(yíng)、誠信交易的決心。

數(shù)據(jù)認(rèn)證雖然有著如此巨大的作用，但是也已成為電商行業(yè)中“不能說的秘密”，比如在電商B2C中，有商家通過虛擬付款、虛擬發(fā)貨的方式刷信譽(yù)，甚至有的企業(yè)為了有良好的信譽(yù)，刷評(píng)價(jià)、刷排名。

在這種情況下，怎樣才能保證B2B平臺(tái)所提供的數(shù)據(jù)是真實(shí)、客觀呢？對(duì)此，魏強(qiáng)介紹道：“在出口的過程中，很重要的一個(gè)過程就是報(bào)海關(guān)、報(bào)稅務(wù)，而海關(guān)和稅務(wù)對(duì)于企業(yè)交易的數(shù)據(jù)要求又是全方位的，這個(gè)數(shù)據(jù)不能作假，一旦有作假現(xiàn)象出現(xiàn)，海關(guān)和稅務(wù)部門都有對(duì)企業(yè)做出相應(yīng)懲罰。這些數(shù)據(jù)必須真實(shí)?！?/p>

此外，記者了解到，本次一達(dá)通推出的數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)，是與阿里巴巴國際站合作推出的，即將此服務(wù)覆蓋于阿里巴巴與一達(dá)通的共同會(huì)員中?！跋硎苓@一服務(wù)的企業(yè)，首先必須要確認(rèn)是阿里巴巴的會(huì)員，然后，也在過去一年內(nèi)曾享受過一達(dá)通的服務(wù)?！币贿_(dá)通數(shù)據(jù)認(rèn)證產(chǎn)品營(yíng)銷副總經(jīng)理彭靜對(duì)網(wǎng)絡(luò)導(dǎo)報(bào)記者說，“企業(yè)無需專門找一達(dá)通特意開通這個(gè)數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)，這些數(shù)據(jù)在一達(dá)通為中小企業(yè)服務(wù)過程中自然生成。只要服務(wù)上述條件，即可在阿里巴巴網(wǎng)站上查看到其交易數(shù)據(jù)。”

不過，在彭靜看來，數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)目前尚處于概念階段，想到產(chǎn)生更大的影響力，需要中小企業(yè)以及外貿(mào)中介服務(wù)商付出更多努力。此外，彭靜認(rèn)為，此次數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)能在阿里巴巴國際站上線，體現(xiàn)了阿里巴巴今年轉(zhuǎn)型的思路，即提升買家的用戶體驗(yàn)和賣家的服務(wù)水平。而第三方服務(wù)平臺(tái)的客觀數(shù)據(jù)評(píng)價(jià)，也會(huì)給一達(dá)通帶來更多的客戶，從而擴(kuò)大規(guī)模。

對(duì)此，魏強(qiáng)也表示贊同，他表示，推出這項(xiàng)服務(wù)，讓外貿(mào)企業(yè)、電商B2B平臺(tái)都能看到，是第一步，目前，一達(dá)通的6000多名會(huì)員已經(jīng)全部覆蓋使用這一認(rèn)證服務(wù)。而后，這項(xiàng)服務(wù)會(huì)隨著其作用的不斷擴(kuò)大，讓更多外貿(mào)企業(yè)參與進(jìn)來。“它不僅能夠改善整個(gè)外貿(mào)交易狀態(tài)，而且，還會(huì)讓賣家通過認(rèn)證，得到更多更好的海外買家。未來，數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)必將實(shí)現(xiàn)外貿(mào)交易多贏局面，讓外貿(mào)交易平臺(tái)開啟誠信時(shí)代?！?/p>

鏈接

一達(dá)通數(shù)據(jù)認(rèn)證服務(wù)一覽

主要內(nèi)容：

企業(yè)年貿(mào)易額、貿(mào)易單量、貿(mào)易地區(qū)、貿(mào)易產(chǎn)品

三大優(yōu)勢(shì)：

幫助企業(yè)贏取優(yōu)質(zhì)訂單

通過查看企業(yè)的真實(shí)性信息，企業(yè)可以開通認(rèn)證展示服務(wù)，自由地讓買家瀏覽器相關(guān)貿(mào)易記錄信息，幫助企業(yè)獲得買家信任。

幫助企業(yè)獲得貿(mào)易融資

通過外貿(mào)B2B平臺(tái)記錄的企業(yè)外貿(mào)的真實(shí)性信息和數(shù)據(jù)，企業(yè)可以憑借此信用記錄申請(qǐng)貿(mào)易融資，接觸外貿(mào)流通資金的困境，幫助企業(yè)快速發(fā)展。

篇2

關(guān)鍵詞：海外華人網(wǎng)絡(luò)；國際貿(mào)易；面版數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F830.59　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1005－0892(2007)09－0099－05

一、現(xiàn)有文獻(xiàn)的回顧

以往關(guān)于海外移民對(duì)一國國際貿(mào)易的影響通常僅考慮移民會(huì)影響移民來源國與東道國之間要素供給的變化，認(rèn)為要素供給的變化會(huì)對(duì)一國的生產(chǎn)，最終也會(huì)對(duì)一國的對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生影響。近年來，由于JamesRaueh等多位學(xué)者的關(guān)注，關(guān)于移民的國際貿(mào)易效應(yīng)的研究正逐步轉(zhuǎn)向?qū)σ泼窬W(wǎng)絡(luò)的其它效應(yīng)的探討。移民網(wǎng)絡(luò)被認(rèn)為可以給買賣雙方提供關(guān)于貿(mào)易機(jī)會(huì)的信息，并且可以提高契約的執(zhí)行能力，從而增進(jìn)國際貿(mào)易的規(guī)模。對(duì)于華人網(wǎng)絡(luò)而言，正如Weidenbaum和Hughes(1996)指出，從事商業(yè)活動(dòng)的華人(華商)遍布世界貿(mào)易的每一個(gè)角落，他們不僅僅生產(chǎn)零部件，進(jìn)行零部件的組裝工作，與此同時(shí)，遍布批發(fā)、金融、外包、交通等行業(yè)……杰出的華商通常會(huì)相互認(rèn)識(shí)并且進(jìn)行相互間交易，通過一種非正式網(wǎng)絡(luò)來進(jìn)行信息傳播而不是通過傳統(tǒng)的渠道，因此海外華人網(wǎng)絡(luò)被認(rèn)為是促進(jìn)中國對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的重要影響因素之一。

表1匯總了近些年本領(lǐng)域的經(jīng)驗(yàn)研究的主要成果。在這些研究中，除了Rauch和Trindade(2002)對(duì)華人網(wǎng)絡(luò)作出分析外，幾乎所有的文章都以母語為英語的國家作為分析對(duì)象。他們?cè)?980年及1990年數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，用截面數(shù)據(jù)回歸分別估計(jì)了海外華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)于差異化產(chǎn)品、有參考價(jià)格的產(chǎn)品以及同質(zhì)性產(chǎn)品的貿(mào)易彈性，但他們僅以雙邊貿(mào)易總量作為被解釋變量，并沒有嚴(yán)格區(qū)分進(jìn)口彈性與出口彈性，因此，其研究仍有待于進(jìn)一步深入。 上述研究得出的結(jié)論基本都認(rèn)同海外移民網(wǎng)絡(luò)對(duì)雙邊貿(mào)易流量存在明顯的促進(jìn)作用，盡管不同的研究得出的估計(jì)結(jié)果可能在相關(guān)程度上存在很大的差別。例如，Gould(1994)、Dunley和Hutchinson(1999，2001)發(fā)現(xiàn)，移民網(wǎng)絡(luò)對(duì)消費(fèi)品貿(mào)易的影響要比對(duì)投入品貿(mào)易的影響要大；Rauch和Tnndade(2002)、Wager，Head和Ries(2002)發(fā)現(xiàn)，移民網(wǎng)絡(luò)對(duì)差異化產(chǎn)品貿(mào)易的估計(jì)系數(shù)要比對(duì)同質(zhì)產(chǎn)品貿(mào)易的估計(jì)系數(shù)要大；Girma和Yu(1000)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)雙方不存在殖民關(guān)系時(shí)。估計(jì)的系數(shù)要更大，而Blanes-Cristobal(2003)卻得出了與其相反的結(jié)論；Ching和Chen(2000)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家移民要比投資者移民對(duì)貿(mào)易的影響更大；Gould(1994)和Wagner、Head和Ries(2002)則發(fā)現(xiàn)，移民網(wǎng)絡(luò)的貿(mào)易彈性會(huì)隨著移民數(shù)量的變化而發(fā)生變化，移民數(shù)量越大，彈性值就越小，它反映出一種邊際遞減規(guī)律。

二、引力模型及其修正

經(jīng)濟(jì)學(xué)家通常應(yīng)用引力模型來討論國與國間的雙邊貿(mào)易流量。引力模型起源于牛頓物理學(xué)中的“引力法則”，即兩個(gè)物體之間的引力與它們各自的質(zhì)量成正比，與它們之間的距離成反比。最先將引力模型成功引入國際經(jīng)濟(jì)學(xué)的是丁伯根(1962)。在國際貿(mào)易的引力模型里，假設(shè)雙邊貿(mào)易流量規(guī)模是兩國經(jīng)濟(jì)總量(和人口)、兩國經(jīng)濟(jì)中心的距離、雙方的貿(mào)易政策等變量的函數(shù)。自20世紀(jì)60年代以來，引力模型已經(jīng)在國際貿(mào)易經(jīng)驗(yàn)研究中獲得了相當(dāng)大的成功。

以往關(guān)于移民網(wǎng)絡(luò)的研究都假定上述各變量對(duì)雙邊貿(mào)易流量的影響對(duì)每個(gè)國家來說都是一致的，據(jù)此，引力模型的方程可表示為(模型各指標(biāo)代碼和指標(biāo)名稱參見表2)：

但是，為了解決引力方程中不可觀察的異質(zhì)性問題，我們決定引入固定影響變截距模型對(duì)系數(shù)重新進(jìn)行估計(jì)，即假設(shè)方程的截距對(duì)于每個(gè)國家來說都是不一樣的。這是因?yàn)椋阂环矫妫鼐喑税▊€(gè)體成員影響和時(shí)間影響因素外，它其實(shí)還包含了很多影響雙邊貿(mào)易流量但又不隨時(shí)間和個(gè)體變化的因素，如雙方間的距離等因素。但方程的自變量不能完全表達(dá)出這部分信息；另一方面，由于每個(gè)國家的移民政策、文化傳統(tǒng)、消費(fèi)習(xí)慣等都是有差別的，因此，假定海外華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)中國與各個(gè)國家的雙邊貿(mào)易流量的影響是一致的假設(shè)是不合理的，據(jù)此，我們將上面的引力方程修正為如下形式：

在上述方程中對(duì)于我們所關(guān)注的海外華人網(wǎng)絡(luò)變量，我們沿用Rauch(2002)對(duì)這一指標(biāo)大小進(jìn)行測(cè)量的方法，即用第t年i國居住國華人人口占當(dāng)?shù)乜側(cè)丝诒壤c當(dāng)年中國華人占中國全人口的比例的乘積來進(jìn)行測(cè)算。

三、樣本與數(shù)據(jù)說明

(一)樣本國家范圍

盡管中國的貿(mào)易伙伴遍布全球，但鑒于其貿(mào)易地理集中度和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以Rauch和Trindade(2002)選取的國家樣本為基礎(chǔ)，一共選取了46個(gè)國家，它們分別是：英國、法國、德國、荷蘭、意大利、西班牙、奧地利、葡萄牙、丹麥、比利時(shí)、挪威、瑞典、芬蘭、瑞士、希臘、愛爾蘭、匈牙利、日本、緬甸、韓國、印度、泰國、新加坡、馬來西亞、菲律賓、印度尼西亞、沙特阿拉伯、巴基斯坦、越南、美國、秘魯、加拿大、巴西、委內(nèi)瑞拉、阿根廷、厄瓜多爾、墨西哥、玻利維亞、巴拉圭、智利、哥倫比亞、烏拉圭、南非、肯尼亞、澳大利亞、新西蘭。

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

鑒于華人人口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文共選取了1980、1985、1990、1994、1999五年的數(shù)據(jù)，其中1980、1990年數(shù)據(jù)來源于Rauch和Trindade(2002)；1985年數(shù)據(jù)來源于《華僑經(jīng)濟(jì)年鑒》(1985，1986年)；1994年數(shù)據(jù)來源于黃潤(rùn)龍(2003)；1999年數(shù)據(jù)來源于臺(tái)灣省對(duì)海外華人華僑的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。雙邊貿(mào)易量數(shù)據(jù)來源于各年份的中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒。各國人口、GDP數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國的“國民賬戶主要總量數(shù)據(jù)庫”。國家間的距離來自省略網(wǎng)站中的“距離計(jì)算器”。殖民關(guān)系來自王榮昌等主編的《世界近現(xiàn)代史》的相關(guān)章節(jié)。此外，在雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)不能獲得的情況下，鑒于無法對(duì)。值取對(duì)數(shù)，故凡遇到0值，均以0.025代替(Kalbasi，2001)。

為了突出我們的分析特點(diǎn)，我們首先運(yùn)用GLS面版數(shù)據(jù)方法對(duì)傳統(tǒng)的引力模型進(jìn)行回歸，分別估計(jì)出海外華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)于中國貿(mào)易總額、出口及進(jìn)口的影響，然后將其與以往文獻(xiàn)的回歸結(jié)果進(jìn)行比較。在此基礎(chǔ)上，我們假設(shè)海外華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)中國與各國的雙邊貿(mào)易的影響并不一致。運(yùn)用經(jīng)修正過的引力模型對(duì)網(wǎng)絡(luò)的貿(mào)易效應(yīng)重新進(jìn)行估計(jì)。

四、引力模型的回歸結(jié)果

(一)對(duì)傳統(tǒng)引力方程(1)－(3)的回歸結(jié)果及其

解釋

從上表可以看出，各變量回歸系數(shù)結(jié)果與預(yù)期的符號(hào)基本一致。雙邊貿(mào)易量與雙邊經(jīng)濟(jì)總規(guī)模(雙邊的乘積)成正比，與雙邊距離成反比；如果雙方存在殖民關(guān)系，則雙邊貿(mào)易流量下降；但是，對(duì)于雙邊人口變量對(duì)雙邊貿(mào)易量的影響，存在著兩種相互對(duì)立的看法，即，一方面，如果一個(gè)國家是自給自足的話，那么其國內(nèi)人口總量與出口呈負(fù)相關(guān)；另一方面，更多的國內(nèi)人口總量會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)分工，因此也會(huì)增加雙邊貿(mào)易的機(jī)會(huì)。由上述回歸系數(shù)為負(fù)可知，上述第一種效應(yīng)的影響要大于第二種效應(yīng)。

針對(duì)我們所關(guān)注的變量，海外華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)中外雙邊貿(mào)易總量的影響系數(shù)的值為0.152，即華人網(wǎng)絡(luò)密度每增加1％，則雙邊貿(mào)易總量增加0.152％，要小于Ranch和丁rindade(2002)得出來的回歸系數(shù)(0.21／0.47)。其中的原因可能是在于，Rauch和Trindade(2002)的分析是以1980年與1990年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的，而本文以1980、1985、1990、1994、1999五個(gè)年度的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，涉及的樣本時(shí)間跨度相對(duì)較大。另一方面，在20世紀(jì)90年代以后，信息通訊技術(shù)的發(fā)展和中國法律制度的完善相對(duì)減弱了華人網(wǎng)絡(luò)在克服信息壁壘方面對(duì)國際貿(mào)易的促進(jìn)作用。

同時(shí)，表3的回歸結(jié)果告訴我們，華人網(wǎng)絡(luò)出口貿(mào)易彈性要比進(jìn)口貿(mào)易彈性小，這與(Ching and Chen，2000)、Wagner，Head and Ries(2002)的研究結(jié)果是一致的。華人網(wǎng)絡(luò)密度每增加1％，則中國向外國出口(進(jìn)口)貿(mào)易總量增加0.124％(0.181％)。

盡管上述對(duì)傳統(tǒng)引力方程的回歸結(jié)果的符號(hào)與我們的預(yù)測(cè)是一致的，但是，我們對(duì)估計(jì)結(jié)果依然存在著質(zhì)疑。理由是，上述引力方程并沒有包括或準(zhǔn)確考慮模型中不可觀察的異質(zhì)性影響。因此，我們應(yīng)對(duì)改進(jìn)后的引力方程(4)－(6)重新進(jìn)行估計(jì)。

(二)修正的引力方程(4)－(6)的回歸結(jié)果及其解釋

對(duì)于我們所關(guān)注的華人網(wǎng)絡(luò)變量，我們把其回歸系數(shù)通過10％顯著性檢驗(yàn)的國家分別匯總到表4、表5、表6：

由表4可以看出，方程回歸系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)的國家中，其系數(shù)的絕對(duì)值普遍要比引力方程(1)－(3)的估計(jì)結(jié)果要大得多，而且，海外華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)中國與不同國家的雙邊貿(mào)易影響的差別是很明顯的，個(gè)別國家的彈性系數(shù)特別大，其原因可能有二：一方面，中國與移民居住國之間的制度、語言、文化差別越大時(shí)，華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)雙邊貿(mào)易的影響也就越大；另一方面，移民網(wǎng)絡(luò)所具有的技術(shù)水平、移民所能提供的信息以及網(wǎng)絡(luò)的契約執(zhí)行能力也往往會(huì)影響彈性系數(shù)Dumlevy，2005)。此外，越南和南非等國彈性系數(shù)出現(xiàn)異常大的彈性值的原因是因?yàn)槌巳A人網(wǎng)絡(luò)本身對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用外，還有可能是在80年代和90年代期間，這些國家與中國的貿(mào)易與移民關(guān)系都處于非正?；碾A段，如越南直到1991年才實(shí)現(xiàn)中越關(guān)系的正?；?，南非直到1998年才與中國建交。而在關(guān)系正常化之前，這些國家與中國的雙邊貿(mào)易量都非常小，但生活在這些國家的海外華人數(shù)目都比較大，因此出現(xiàn)了回歸結(jié)果系數(shù)較大的現(xiàn)象，

從表5可以看出，海外華人網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)了中國對(duì)6個(gè)移民居住國的出口。華人網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)中國出口的作用可以通過移民網(wǎng)絡(luò)的“移民偏好效應(yīng)”與“交易成本效應(yīng)”來進(jìn)行解釋。

所謂“移民偏好效應(yīng)”是指移民在相當(dāng)大程度上存在著對(duì)本國產(chǎn)品的需求依賴，如果移民居住國不能滿足這種消費(fèi)需求的話，則會(huì)促進(jìn)移民居住國從移民來源國的進(jìn)口。所謂“交易成本效應(yīng)”，是指移民網(wǎng)絡(luò)通過減少中外雙邊貿(mào)易的交易成本，從而增加了雙邊的貿(mào)易量。產(chǎn)生“交易成本效應(yīng)”的原因有：第一，移民到達(dá)居住國后會(huì)給當(dāng)?shù)鼐用駧碓S多重要的信息，如中國潛在的市場(chǎng)機(jī)會(huì)、分銷網(wǎng)絡(luò)、交易習(xí)慣、風(fēng)俗民情、政策法律等等，從而減輕了貿(mào)易中的信息問題；第二，由于移民網(wǎng)絡(luò)在國外基本上處于一個(gè)少數(shù)群體的地位，因此相互間的支持與信任變得非常重要，而通過移民網(wǎng)絡(luò)間的貿(mào)易相對(duì)可以減少貿(mào)易中的機(jī)會(huì)主義行為，增強(qiáng)了契約執(zhí)行的力度。

由表5同時(shí)可以看出，海外華人網(wǎng)絡(luò)抑制了中國對(duì)8個(gè)移民居住國的出口。對(duì)于華人網(wǎng)絡(luò)減少中國對(duì)移民居住國的出口量的原因，可以用移民網(wǎng)絡(luò)的“進(jìn)口替代效應(yīng)”來進(jìn)行解釋。即如果居住于移民居住國內(nèi)的移民人數(shù)足夠多的話，由于規(guī)模報(bào)酬遞增的存在，在居住國內(nèi)自主生產(chǎn)產(chǎn)品會(huì)變得比從移民來源國進(jìn)口更有吸引力，因此，他們寧愿自己生產(chǎn)產(chǎn)品而不選擇進(jìn)口(Dunlevey and Hutehison 1999，Girma and Yu2000)。

從上表可以看出，華人網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)了十二個(gè)移民居住國對(duì)中國出口。我們可以用移民網(wǎng)絡(luò)的“出口導(dǎo)向，效應(yīng)”來進(jìn)行解釋：當(dāng)在移民居住國居住的華人達(dá)到一定數(shù)量后，由于移民網(wǎng)絡(luò)的“進(jìn)口替代效應(yīng)”，他們首先會(huì)選擇在移民居住國自主生產(chǎn)來滿足自身需求。并且，在經(jīng)過一段時(shí)間之后，或許是由于規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)或生產(chǎn)成本優(yōu)勢(shì)，再加上海外華人網(wǎng)絡(luò)在商業(yè)信息上的高度適應(yīng)性，便逐漸具備了向中國出口商品的能力。

表6同時(shí)顯示，華人網(wǎng)絡(luò)抑制了十三個(gè)移民居住國對(duì)中國的出口。我們可以用移民網(wǎng)絡(luò)的“生產(chǎn)結(jié)構(gòu)效應(yīng)”來進(jìn)行解釋：由于華人移居到居住國后，導(dǎo)致了移民居住國生產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生了轉(zhuǎn)變，即生產(chǎn)轉(zhuǎn)向了滿足移民需要的非貿(mào)易品。因此，雖然在華人網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部信息流動(dòng)較快，契約執(zhí)行度較強(qiáng)，但是，由于移民偏好及其引致的移民居住國生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化效應(yīng)要比“交易成本”效應(yīng)更顯著。因此，華人網(wǎng)絡(luò)的存在反而減少了移民居住國對(duì)中國的出口。這種情況一般發(fā)生在大量非技術(shù)性華人移民的情形下，因?yàn)榉羌夹g(shù)性移民本身不能帶來太多的信息，但是，他們對(duì)非貿(mào)易品的需求卻引起了居住國生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的改變。

五、結(jié)論

本文用面板數(shù)據(jù)方法對(duì)傳統(tǒng)的引力方程與放寬了約束限制的引力方程分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果有一定的差別，這說明對(duì)引力方程約束條件的限制顯著影響最終得到的結(jié)果。在針對(duì)傳統(tǒng)引力方程的回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)中國與各國貿(mào)易流量的彈性系數(shù)要比以往學(xué)者所得到的彈性系數(shù)要小，而在針對(duì)經(jīng)修正的引力方程且通過顯著性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)，華人網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)中國與移民居住國雙邊貿(mào)易量的國家共有十個(gè)，抑制中國與移民居住國雙邊貿(mào)易量的國家共有十一個(gè)；華人網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)中國對(duì)移民居住國出口的國家共有六個(gè)，抑制中國對(duì)移民居住國出口的國家共有八個(gè)；華人網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)移民居住國對(duì)中國出口的國家共有十二個(gè)，抑制移民居住國對(duì)中國出口的國家共有十三個(gè)。而且，在修正的引力方程情形下得到的彈性系數(shù)絕對(duì)值比從傳統(tǒng)引力方程中得到的彈性系數(shù)要大得多。

然而，對(duì)于沒有通過顯著性檢驗(yàn)的國家而言，我們也并不能否定海外華人網(wǎng)絡(luò)對(duì)于中國與這些國家間的雙邊貿(mào)易所發(fā)生的影響，因?yàn)樵诒疚牡墓烙?jì)中只局限于五年的數(shù)據(jù)，而且移民網(wǎng)絡(luò)對(duì)雙邊貿(mào)易的影響也不僅僅體現(xiàn)在移民的數(shù)量上，移民所具有的技術(shù)水平也發(fā)揮著很大的作用，這方面的研究還有待于進(jìn)一步進(jìn)行拓展和改進(jìn)。

篇3

    關(guān)鍵詞:中日貿(mào)易 外貿(mào)依存度 市場(chǎng)規(guī)模 外商直接投資

    一、前言

    進(jìn)入二十一世紀(jì),特別是中國加入WTO以來,我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與國際市場(chǎng)的關(guān)系日益密切,對(duì)外貿(mào)易的依存度不斷上升。美國的次貸危機(jī)使得世界經(jīng)濟(jì)從增長(zhǎng)走向下坡路,歐債危機(jī)則加劇了世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入危機(jī)的進(jìn)程。在歐美市場(chǎng)都不景氣的情況下,研究亞洲及新興市場(chǎng)對(duì)于中國的發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。日本作為中國在亞洲最大的貿(mào)易國家,日本經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)對(duì)中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要作用。日本對(duì)外直接投資模式的轉(zhuǎn)換發(fā)生了很大的變化,從資源型、成本型轉(zhuǎn)換到目前的綜合(市場(chǎng)+生產(chǎn)+信息) 型。日本對(duì)北美和歐洲等發(fā)達(dá)區(qū)域的直接投資動(dòng)機(jī)的綜合型特征進(jìn)一步強(qiáng)化,對(duì)亞洲直接投資的基本動(dòng)機(jī)從成本型向市場(chǎng)主導(dǎo)的復(fù)合型(市場(chǎng)+生產(chǎn))轉(zhuǎn)換, 而對(duì)華直接投資動(dòng)機(jī)則處于從成本型向生產(chǎn)主導(dǎo)的復(fù)合型(生產(chǎn)+市場(chǎng))的過渡之中(李國平和田邊裕,2003)。同時(shí),中日FTA在日本FTA 戰(zhàn)略中被放在了次要的地位,在中國政府主動(dòng)倡導(dǎo)中日FTA 以后,日本政府也沒有積極地回應(yīng)(劉昌黎,2007)。這種投資類型的轉(zhuǎn)換使得我們對(duì)日本對(duì)華投資抱有謹(jǐn)慎的樂觀(朱六一和蔣雪冬,2005)。中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在一定程度上有日本經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影子,把中日之間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式、經(jīng)濟(jì)周期等進(jìn)行比較并類推可以得出,中國具有泡沫經(jīng)濟(jì)的文化和制度根源。但中國現(xiàn)有政策更多是防止經(jīng)濟(jì)泡沫而非應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)蕭條,繼續(xù)實(shí)施現(xiàn)有政策很可能會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)蕭條(陳睿潔,2011)。

    本文選取了2001 -2010年中日貿(mào)易的相關(guān)數(shù)據(jù),研究?jī)蓢?jīng)濟(jì)從增長(zhǎng)到金融危機(jī)的過程中二者之間的依存度及其影響因素的變動(dòng)情況,這對(duì)于中國對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展乃至國家戰(zhàn)略都具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

    二、中日貿(mào)易的發(fā)展的對(duì)比分析

    (一)中日貿(mào)易整體情況分析

    進(jìn)入二十一世紀(jì)以來,中日貿(mào)易的發(fā)展有著顯著變化,主要表現(xiàn)在以下三個(gè)方面:

    1、中日進(jìn)出口總值比較分析

    2001-2010年,中日兩國的進(jìn)出口總值、出口單項(xiàng)值、進(jìn)口單項(xiàng)值及貿(mào)易差額變化顯著,具體情況如表1所示。

    表1 2001-2010年 中日對(duì)外貿(mào)易變動(dòng)情況 單位:億美元

    數(shù)據(jù)來源:《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002-2011),世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫。

    從進(jìn)出口總值方面看,2001-2003年中國進(jìn)出口總值低于日本,2004年-2010年,中國進(jìn)出口總值高于日本,而日本進(jìn)出口總值呈波動(dòng)變化。出口方面,2001-2008年中國出口呈上升趨勢(shì),2009年受美國“次貸”危機(jī)影響,出口出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。日本出口的總體態(tài)勢(shì)與中國相似,但其增長(zhǎng)速度低于中國,且受危機(jī)的影響更大,出口恢復(fù)得較慢。貿(mào)易差額方面,中國貿(mào)易差額呈波動(dòng)上升趨勢(shì),而日本貿(mào)易差額出現(xiàn)較大反復(fù),這與日本國內(nèi)調(diào)整相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策有關(guān)。

    2、中國對(duì)日本的出口總額及其變動(dòng)情況

    2001-2010年,中國對(duì)日出口呈上升趨勢(shì),具體情況如圖1所示。

    數(shù)據(jù)來源:中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)報(bào)告

    中國對(duì)日出口總體趨勢(shì)趨于平穩(wěn),但變化較為劇烈。2001-2004年,中國對(duì)日出口上升幅度提高,2004-2010年中國對(duì)日出口絕對(duì)數(shù)額增加,但增長(zhǎng)速度起伏較大,2009年受金融危機(jī)的影響出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。

    3、日本對(duì)中國直接投資變動(dòng)情況

    2001-2010年,日對(duì)華投資呈波動(dòng)變化形勢(shì),具體情況如圖1所示。

    數(shù)據(jù)來源:《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002-2011)整理所得。

    2001-2005年,日本對(duì)華投資呈上升趨勢(shì),并且在2005年達(dá)到單年對(duì)華投資的歷史最高點(diǎn),其后受其國內(nèi)產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整及金融危機(jī)的影響,日本對(duì)華直接投資呈總體下降趨勢(shì),但2010年之后預(yù)計(jì)會(huì)出現(xiàn)新的增長(zhǎng)。

    (二)中日外貿(mào)易依存度比較分析

    外貿(mào)依存度是反映一個(gè)地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易活動(dòng)對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響和依賴程度的經(jīng)濟(jì)分析指標(biāo)。從最終需求拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度看,該指標(biāo)還可以反映一個(gè)地區(qū)的外向程度。 外貿(mào)依存度的計(jì)算公式:

    外貿(mào)依存度的數(shù)值越大表明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)國外市場(chǎng)的依賴程度越高,也反映國際市場(chǎng)對(duì)該地區(qū)產(chǎn)品的認(rèn)可程度提高,對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用增強(qiáng)。

    根據(jù)計(jì)算公式,計(jì)算出中國外貿(mào)依存度、日本外貿(mào)依存度及中國對(duì)日本的外貿(mào)依存度,具體情況如表2所示。

    表2 中國、日本的對(duì)外貿(mào)依存度及中國對(duì)日本外貿(mào)依存度的計(jì)算結(jié)果

    數(shù)據(jù)來源:中國GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》并根據(jù)當(dāng)年匯率情況折合成美元;日本GDP數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

    從中日間外貿(mào)依存度的對(duì)比中我們可以看出,中國對(duì)外貿(mào)易依存度正逐年上升,且依存度高于日本;日本對(duì)外貿(mào)易依存度呈上升趨勢(shì),受金融危機(jī)的影響,在2008年之后出現(xiàn)下滑,但隨后仍處于上升趨勢(shì)。從中國對(duì)日本的

    三、中日外貿(mào)依存度的影響因素比較分析

    (一)變量選擇

    1、市場(chǎng)規(guī)模平均水平。市場(chǎng)規(guī)模平均水平影響著兩國對(duì)外貿(mào)易,本文選取中國GDP總量與日本GDP總量的加權(quán)平均值作為市場(chǎng)規(guī)模的平均水平的變量,其計(jì)算公式為:,其中,為日本第t年的GDP總量,為中國的GDP總量。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002-2011)根據(jù)當(dāng)年匯率折合成美元計(jì)算得出。數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部統(tǒng)計(jì)報(bào)告。

    2、市場(chǎng)規(guī)模差距。市場(chǎng)規(guī)模差距對(duì)兩國貿(mào)易有重要影響,本文選取兩國GDP總量差距作為市場(chǎng)規(guī)模差距的變量,其計(jì)算公式為:。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002-2011)根據(jù)當(dāng)年匯率折合成美元計(jì)算得出。數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部統(tǒng)計(jì)報(bào)告。

    3、匯率。匯率是影響出口的重要因素,本文選取日元對(duì)人民幣的匯率為變量,E代表匯率,匯率的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2011)。

    4、外商直接投資。本文選取中方計(jì)算的實(shí)際利用日本直接投資的數(shù)額為變量,FDI代表外商直接投資,數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002-2011)整理所得。

    5、依存度。本文分別選取中國外貿(mào)依存度、日本外貿(mào)依存度和中國對(duì)日本外貿(mào)依存度為變量,其中,Depc代表中國外貿(mào)依存度,Depj代表日本外貿(mào)依存度,Depcj代表中國對(duì)日本的外貿(mào)依存度。本文將分別進(jìn)行回歸分析,并對(duì)結(jié)果進(jìn)行比較分析。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2011)及中國商務(wù)部統(tǒng)計(jì)報(bào)告整理計(jì)算所得。

    (二)實(shí)證過程

    1、樣本數(shù)據(jù)

    本文計(jì)量模型選取的數(shù)據(jù)是2001-2010年中日貿(mào)易的相關(guān)數(shù)據(jù),其中中國貿(mào)易依存度、日本貿(mào)易依存度及中國對(duì)日本貿(mào)易依存度為被解釋變量,市場(chǎng)規(guī)模的平均水平、市場(chǎng)差距、匯率及外商直接投資為解釋變量。

    2、數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

    為了更好的分析等因素對(duì)貿(mào)易依存度的影響,得數(shù)有效的計(jì)量模型,本文對(duì)相關(guān)序列依次進(jìn)行序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)并得出回歸方程。

    (1)單位根檢驗(yàn)

    本文采用Eviews 5.0軟件,運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)市場(chǎng)規(guī)模的平均水平、市場(chǎng)差距、匯率及外商直接投資等時(shí)間序列進(jìn)行單位檢驗(yàn),其檢驗(yàn)結(jié)果如表所示。

    表3 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

    從表3中可以看出,市場(chǎng)規(guī)模的平均水平、匯率、外商直接投資料、中國對(duì)外貿(mào)易依存度、日本對(duì)外貿(mào)易依存度和中國對(duì)日本的貿(mào)易依存度的二階差分1%的顯著水平上是平穩(wěn)的,市場(chǎng)差距的一階差分在1%的顯著上是平穩(wěn)的。

    2、協(xié)整檢驗(yàn)

    為了確定被解釋變量與解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系,本文被解釋變量與各解釋變量間分別作了協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用最小二乘法對(duì)中國外貿(mào)依存度、日本外貿(mào)依存度及中國對(duì)日本外貿(mào)依存度進(jìn)行回歸分析,回歸方程設(shè)定如下:

    殘差估計(jì)值為:

    對(duì)殘差序列的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

    表4 殘差序列RESID檢驗(yàn)值結(jié)果

    從檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出殘差序列的ADF檢驗(yàn)值比顯著水平在10%的臨界值要小,則可以得出:中國對(duì)外貿(mào)易依存度、日本對(duì)外貿(mào)易依存度及中國對(duì)日本貿(mào)易依存度與市場(chǎng)規(guī)模的平均水平、市場(chǎng)差距、匯率及外商直接投資之間存在著協(xié)整關(guān)系。各解釋變量與被解釋變量的協(xié)整方程分別為:

    由協(xié)整方程可以看出,模型的擬合集成度很好,模型整體解釋力顯著。從各變量的參數(shù)來看,市場(chǎng)規(guī)模的平均水平、市場(chǎng)差距對(duì)外貿(mào)依存度有顯著正效應(yīng),外商直接投資對(duì)外貿(mào)依存度有正效應(yīng),匯率變動(dòng)對(duì)外貿(mào)依存度具有負(fù)效應(yīng)。市場(chǎng)差距對(duì)中國外貿(mào)依存度的影響要大于對(duì)日本外貿(mào)依存度的影響。市場(chǎng)規(guī)模的平均水平對(duì)日本外貿(mào)依存度的影響大于對(duì)中國外貿(mào)依存度的影響。匯率變動(dòng)對(duì)中國外貿(mào)依存度的影響更大,而外商直接投資對(duì)中國影響要大于對(duì)日本的影響。市場(chǎng)規(guī)模的平均水平和市場(chǎng)差距對(duì)中國對(duì)日本的外貿(mào)依存度具有著正效應(yīng)。

    四、結(jié)論

篇4

［關(guān)鍵詞］對(duì)外直接投資；對(duì)外貿(mào)易；變參數(shù)模型

［中圖分類號(hào)］F830.59［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］B［文章編號(hào)］1002-2880(2011)01-0042-03

一、 引言

對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系，最早是由R．A．Mundell(1957)提出的，他認(rèn)為存在貿(mào)易壁壘的情況下，貿(mào)易與投資之間具有替代性。Beldelbos 和 Sleuwaegen(1998)的研究支持了R．A．Mundell的結(jié)論，即東道國存在貿(mào)易保護(hù)的情況下，對(duì)外直接投資會(huì)替代東道國進(jìn)口貿(mào)易。然而，隨著跨國公司的發(fā)展，此理論越來越不能解釋貿(mào)易與投資共同發(fā)展的現(xiàn)實(shí)。于是便產(chǎn)生了以K．Kojima(1973)為代表的投資促進(jìn)貿(mào)易理論：貿(mào)易與投資相互促進(jìn)的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論。此外，Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)提出了貿(mào)易和投資之間是互補(bǔ)關(guān)系的補(bǔ)償貿(mào)易模型。聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展會(huì)議《1996年世界投資報(bào)告》從產(chǎn)業(yè)角度總結(jié)了對(duì)外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系，得出貿(mào)易與投資之間的關(guān)系因部門而異的結(jié)論。

隨著我國對(duì)外投資的發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者也越來越多地關(guān)注我國對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系問題。劉恩專(1999)提出投資的貿(mào)易效應(yīng)會(huì)受到投資動(dòng)因、行業(yè)與產(chǎn)品特性等影響。劉紅忠(2001)運(yùn)用鄧寧的對(duì)外直接投資發(fā)展階段理論，分析了我國對(duì)外直接投資的發(fā)展階段。劉志彪(2002)認(rèn)為利潤(rùn)決定了一家公司是選擇出口還是對(duì)外直接投資。李東陽(2002)分析我國對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)主要表現(xiàn)為出口引致效應(yīng)、進(jìn)口轉(zhuǎn)移效應(yīng)、出口替代效應(yīng)和反向進(jìn)口效應(yīng)。蔡銳和劉泉(2004)運(yùn)用嶺回歸方法對(duì)我國對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明我國向發(fā)達(dá)國家的投資對(duì)進(jìn)口促進(jìn)作用比較明顯，而向不發(fā)達(dá)國家的投資對(duì)出口促進(jìn)效應(yīng)更顯著。孫艷紅(2005)對(duì)我國國際貿(mào)易與雙向FDI進(jìn)行分析，表明我國國際貿(mào)易對(duì)雙向FDI有促進(jìn)作用，其中對(duì)引進(jìn)外商直接投資促進(jìn)作用較大，對(duì)我國對(duì)外直接投資影響較小。張如慶(2005)運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型對(duì)我國對(duì)外直接投資和進(jìn)出口之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明進(jìn)口和出口分別與對(duì)外直接投資存在單向因果關(guān)系。李建萍(2007)對(duì)我國不同行業(yè)部門的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行分析，結(jié)果顯示我國對(duì)外直接投資不僅對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模產(chǎn)生影響，而且對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)改善也起到一定作用。李文(2008)從總量和行業(yè)角度分析，結(jié)果表明對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)是正的。

綜上所述，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易的實(shí)證分析主要是利用回歸分析、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、向量誤差修正模型、VAR模型等固定參數(shù)模型來研究，這些都是靜態(tài)分析方法，不能揭示出對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間的動(dòng)態(tài)演變過程和特征。而20世紀(jì)80年代以來，我國的對(duì)外直接投資經(jīng)歷了很大的變化，其與進(jìn)出口之間的關(guān)系也在不斷改變， 因此，本文采用動(dòng)態(tài)系統(tǒng)的狀態(tài)空間模型來建立我國對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易的變參數(shù)模型，試圖從另一個(gè)角度反映我國對(duì)外直接投資的情況，從而更加深入地分析對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系。

二、 變量選取與數(shù)據(jù)說明

關(guān)于我國的對(duì)外直接投資流量，由于無法從國內(nèi)統(tǒng)計(jì)資料中直接獲取各期完整的數(shù)據(jù)；同時(shí)由于商務(wù)部(包括原外經(jīng)貿(mào)部)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)只反映了經(jīng)主管部門批準(zhǔn)或備案過的企業(yè)的對(duì)外直接投資額，而未反映未經(jīng)官方批準(zhǔn)的投資，因此，1980—2008年的我國對(duì)外直接投資流量選用聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)議FDI數(shù)據(jù)庫公布的數(shù)據(jù)(stats．unctad．org/FDI，2010年6月29日)。2009年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)一般使用貿(mào)易開放度來進(jìn)行衡量，最早的貿(mào)易開放度是使用對(duì)外貿(mào)易依存度表示的，即用進(jìn)出口貿(mào)易總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來表示。雖然這種度量方法有一定的局限性，但是簡(jiǎn)單直觀，在實(shí)證分析中一直為研究者廣泛采用。因此，本文選用對(duì)外貿(mào)易依存度作為對(duì)外貿(mào)易的度量指標(biāo)，梁莉(2005)做了相同的處理。1980—2008年的進(jìn)出口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期提供的數(shù)據(jù)。2009年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

對(duì)外直接投資、進(jìn)出口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值分別用ODI、IMEX、GDP表示。對(duì)外貿(mào)易用OPEN表示，并且有OPEN=IMEX/GDP×100。

由于對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)的變換不會(huì)改變數(shù)據(jù)特征，但是卻可以使數(shù)據(jù)趨勢(shì)線性化并在一定程度上消除異方差性問題，因此在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)使用變量的自然對(duì)數(shù)值，分別用LNODI和LNOPEN表示。

高春玲王叢芳：我國對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系——基于變參數(shù)模型的分析

三、 模型構(gòu)建與實(shí)證分析

狀態(tài)空間模型被用來估計(jì)不可觀測(cè)的時(shí)間變量，是動(dòng)態(tài)模型的一般形式，由量測(cè)方程和狀態(tài)方程構(gòu)成。在變量之間建立狀態(tài)空間模型時(shí)，要求變量之間具有協(xié)整關(guān)系，否則所建立的模型將是偽回歸。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么變量必須是同階單整的。因此，首先要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

采用最常用的ADF檢驗(yàn)法對(duì)LNODI和LNOPEN進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，最優(yōu)滯后步長(zhǎng)根據(jù)Schwarz準(zhǔn)則確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。可見，變量LNODI和LNOPEN都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但是其一階差分在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。因此，可以認(rèn)為這兩個(gè)變量都是一階單整序列。

由于協(xié)整關(guān)系只能說明變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是不能確定具體的因果關(guān)系，因此需要進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系。下面采用非平穩(wěn)序列的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法檢驗(yàn)LNODI和LNOPEN之間的因果關(guān)系，以確定狀態(tài)空間模型中變量之間的因果關(guān)系，結(jié)果如表3所示。

可見，我國對(duì)外貿(mào)易是對(duì)外直接投資的格蘭杰原因；但是對(duì)外直接投資不是對(duì)外貿(mào)易的格蘭杰原因。這說明盡管我國的對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系密切，但它們之間也只存在單向因果關(guān)系。

(三)變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示與估計(jì)結(jié)果

1.變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示

通過上述分析可知，對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易之間存在協(xié)整關(guān)系，而且對(duì)外貿(mào)易是對(duì)外直接投資的原因，對(duì)外直接投資不是對(duì)外貿(mào)易的原因。因此，構(gòu)造我國對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間的變參數(shù)的狀態(tài)空間模型如下：

量測(cè)方程： LNODIt=c+αtLNOPENt+ut(1)

狀態(tài)方程： dt=c1ατ1+vt(2)

上式中，LNODIt和LNOPENt是可觀測(cè)變量，變參數(shù)αt隨著時(shí)間而發(fā)生改變，反映了解釋變量對(duì)被解釋變量影響關(guān)系的改變，稱為狀態(tài)向量，是不可觀測(cè)變量，需要利用LNODIt和LNOPENt來進(jìn)行估計(jì)。方程(2)是狀態(tài)方程或轉(zhuǎn)換方程，它描述了狀態(tài)變量的生成過程，在(2)中假設(shè)變參數(shù)αt服從一階自回歸AR(1)模型。ut和vt分別是量測(cè)方程和狀態(tài)方程的擾動(dòng)項(xiàng)。

2.變參數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果

使用Eviews5.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與估計(jì)，利用卡爾曼濾波算法得到變參數(shù)模型(1)和(2)的估計(jì)結(jié)果如下：

量測(cè)方程：LNODIt^=5.2407+αtLNOPENt

篇5

關(guān)鍵詞：對(duì)外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；新常態(tài)

1中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易間關(guān)系分析

1.1指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)處理

本文在研究過程中選擇中國進(jìn)口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為研究對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。本文數(shù)據(jù)選取區(qū)間為我國實(shí)施改革開放國策后的1980年至2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為2014年中國統(tǒng)計(jì)年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和Wind資訊。主要的操作過程為：借助Eviews軟件的統(tǒng)計(jì)和計(jì)量功能，第一步,對(duì)進(jìn)口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值這三個(gè)變量作變化趨勢(shì)分析；第二步，對(duì)進(jìn)口總額、出口總額、出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；第三步，對(duì)進(jìn)口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的影響關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

1.2指標(biāo)實(shí)證分析

1.2.1單位根檢驗(yàn)。通過進(jìn)行ADF檢驗(yàn)可以對(duì)上述指標(biāo)的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，不僅可以減少數(shù)據(jù)的誤差，還能規(guī)避偽回歸的出現(xiàn)，進(jìn)而可以確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)。ADF檢驗(yàn)由以下三個(gè)模型組成：通過采用上述三個(gè)模型進(jìn)行對(duì)采集的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：本文選取的三個(gè)變量在0.95的置信水平下均為非平穩(wěn)的。在5%的顯著性水平下不存在單位根，即為一階平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。1.2.2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。通常地，變更間的協(xié)整關(guān)系可以通過EG檢驗(yàn)得到。結(jié)合上述數(shù)據(jù)，采用該檢驗(yàn)法，分別對(duì)出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：對(duì)外貿(mào)易出口總額、對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間均長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即進(jìn)出口額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用。1.2.3Glanger果關(guān)系檢驗(yàn)。進(jìn)一步地，通過構(gòu)建VAR模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準(zhǔn)確的分析出對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果性影響，而且能夠更加精確的測(cè)算出口貿(mào)易比進(jìn)口貿(mào)易對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的促進(jìn)作用更顯著。

2研究結(jié)論

結(jié)合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等實(shí)證過程，可以得出如下結(jié)論：在較短年份時(shí)期內(nèi)，中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因是對(duì)外貿(mào)易（出口和進(jìn)口）；在較長(zhǎng)的年份期間，出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易均與中國經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)保護(hù)穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步地對(duì)協(xié)整方程進(jìn)行分析，結(jié)果顯示出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易均促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的迅速增長(zhǎng)，但是進(jìn)口貿(mào)易的作用更為顯著。這與《世界發(fā)展報(bào)告》中披露的研究結(jié)果是一致的,各個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既依賴于對(duì)外貿(mào)易,而對(duì)外貿(mào)易的發(fā)達(dá)程度又取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。二者相互作用，彼此影響。

3新常態(tài)下做好對(duì)外貿(mào)易工作推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的若干建議

歷經(jīng)三十多年的改革開放，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展已到了一定的規(guī)模程度，面臨的國際國內(nèi)形勢(shì)均出現(xiàn)了新的變化，在2013年提出了“新常態(tài)”，要求全國上下認(rèn)真思考“新常態(tài)”、盡快適應(yīng)“新常態(tài)”，攻艱克難，努力在新常態(tài)的背景下做好各項(xiàng)工作更好的推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。鑒于此，結(jié)合本文的研究結(jié)論，就新常態(tài)下做好對(duì)外貿(mào)易工作推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提出兩點(diǎn)建議:

3.1擴(kuò)大進(jìn)口，調(diào)配出口，助力供給側(cè)改革

根據(jù)本文研究觀點(diǎn)，相較于出口，進(jìn)口在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面更能發(fā)揮效用，所以應(yīng)適度擴(kuò)大進(jìn)口。當(dāng)然，要避免低水平的重復(fù)引進(jìn)，重點(diǎn)是高新技術(shù)的進(jìn)口，適應(yīng)新常態(tài)下從粗放式資源消耗向質(zhì)量效率、技術(shù)密集轉(zhuǎn)型，通過創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。

3.2優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)

篇6

關(guān)鍵詞：河北?。粎^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；對(duì)外貿(mào)易

1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易的相關(guān)理論

區(qū)域經(jīng)濟(jì)，指在生產(chǎn)要素、商品勞務(wù)不能完全流動(dòng)，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)不完全可分，創(chuàng)新能力具有部分排他性和競(jìng)爭(zhēng)性的前提下，特定區(qū)域的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和經(jīng)濟(jì)關(guān)系的總和。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展就是經(jīng)濟(jì)進(jìn)步，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)方面。

對(duì)外貿(mào)易是指某個(gè)國家或地區(qū)與其他國家或地區(qū)之間所進(jìn)行的商品或服務(wù)的交換活動(dòng)，其本質(zhì)是商品和服務(wù)在世界范圍的跨境轉(zhuǎn)移和重新配置。

對(duì)外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直是理論界爭(zhēng)論的焦點(diǎn)之一。按照的觀點(diǎn)，對(duì)外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，歸根到底是交換與生產(chǎn)的關(guān)系。較系統(tǒng)地論述貿(mào)易發(fā)展利益的古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家，是英國的約翰?穆勒，他第一次明確區(qū)分了貿(mào)易利益和發(fā)展利益。之后的亞當(dāng)?斯密、李嘉圖、俄林等也對(duì)這一觀點(diǎn)進(jìn)行了發(fā)展。其中較為著名的是d?h?羅伯特遜在20世紀(jì)30年代首次提出來的對(duì)外貿(mào)易是“區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)”命題。而到了70年代，克拉維斯提出了對(duì)外貿(mào)易不是增長(zhǎng)的“發(fā)動(dòng)機(jī)”，而只是增長(zhǎng)的“侍女”（handmaiden）的見解。國內(nèi)學(xué)者對(duì)此問題的研究較晚， 大多集中在對(duì)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貿(mào)易的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)上。

我國各省市之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異很大，對(duì)外貿(mào)易對(duì)一個(gè)地區(qū)有推動(dòng)作用不代表對(duì)所有地區(qū)都有推動(dòng)作用。因此， 本文采集了相關(guān)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)， 對(duì)河北省對(duì)外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性進(jìn)行了分析，力求突破以往研究的局限性。

2 對(duì)外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)分析

2.1 衡量指標(biāo)及數(shù)據(jù)的選取

對(duì)外貿(mào)易量指標(biāo)為進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額；衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文選用GDP來衡量，這也是我國常采用的一種衡量指標(biāo)。本文選取1989～2008年進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額與GDP，數(shù)據(jù)來源于2009年經(jīng)濟(jì)年鑒，其中的進(jìn)出口額是采用2008年底人民幣對(duì)美元匯率（6.8252）進(jìn)行處理后得到的，金額單位為億元（人民幣），其具體數(shù)值見表1。

2.2 數(shù)據(jù)的處理過程

本文利用一元線性回歸分析進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，所謂回歸分析法，是在掌握大量觀察數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用數(shù)理統(tǒng)計(jì)方法建立因變量與自變量之間的回歸關(guān)系函數(shù)表達(dá)式（稱回歸方程式）。如果在回歸分析中，只包括一個(gè)自變量和一個(gè)因變量，且二者的關(guān)系可用一條直線近似表示，這種回歸分析稱為一元線性回歸分析，其數(shù)學(xué)公式為yi=a+bxi+εi。本文是利用excel進(jìn)行的數(shù)據(jù)處理，其基本步驟為：

1）利用數(shù)據(jù)建立散點(diǎn)圖，選中數(shù)據(jù)，再依次選擇“插入”-“圖表”，選擇X，Y散列點(diǎn)圖。

2）添加趨勢(shì)線，單擊新生成的X，Y散列點(diǎn)圖，在依次選擇工具欄按鈕“添加趨勢(shì)線”-“類型”中選“線性”，“選項(xiàng)”選擇“顯示公式”和“顯示R平方值”。

3）檢驗(yàn)，給定顯著性水平為0.001，按n-2查相關(guān)系數(shù)臨界值表，查出相應(yīng)的臨界值 ，將相關(guān)系數(shù)R2與其進(jìn)行比較，當(dāng)R2>= 時(shí)，其相關(guān)性水平顯著，說明該模型通過檢驗(yàn)。

2.2.1 進(jìn)口總額與GDP 的回歸分析

設(shè)進(jìn)口總額為自變量，GDP為因變量，分析結(jié)果見下圖：

其中，n=20，查出相應(yīng)的臨界值 =0.6524，R2=0.9108，R2> ，其相關(guān)性水平顯著，即進(jìn)出口總額對(duì)GDP的影響是顯著的。

以上模型從經(jīng)濟(jì)意義上解釋，當(dāng)進(jìn)出口額每增加1個(gè)單位會(huì)給GDP總量帶來6.5465個(gè)單位的增加量。因此，今后應(yīng)重視發(fā)展對(duì)外貿(mào)易充分發(fā)揮對(duì)外貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，增強(qiáng)國民區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能力。

2.2.2 出口總額與GDP 的回歸分析

設(shè)出口總額為自變量，GDP為因變量，分析結(jié)果如下

其中，n=20，查出相應(yīng)的臨界值 =0.6524，R2=0.9228，R2> ，其相關(guān)性水平顯著，即出口總額對(duì)GDP的影響是顯著的。該模型從經(jīng)濟(jì)意義上解釋，當(dāng)出口額每增加1個(gè)單位會(huì)給GDP總量帶來10.405個(gè)單位的增加量。

2.2.3 進(jìn)口總額與GDP 的回歸分析

設(shè)進(jìn)口總額為因變量，GDP為自變量，分析結(jié)果如下。

其中，n=20，查出相應(yīng)的臨界值 =0.6524，R2=0.8802，R2> ，其相關(guān)性水平顯著，即進(jìn)口總額對(duì)GDP的影響是顯著的。該模型從經(jīng)濟(jì)意義上解釋，當(dāng)出口額每增加1個(gè)單位會(huì)給GDP 總量帶來17.454個(gè)單位的增加量。

3 結(jié)論與思考

3.1 結(jié)論

本文對(duì)對(duì)外貿(mào)易整體與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)、出口之間的相關(guān)性進(jìn)行了回歸分析，得出進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的影響，出口和進(jìn)口共同對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。在早期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，出口對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的促進(jìn)作用，但到了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，我們更應(yīng)該注重進(jìn)口貿(mào)易對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

一國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要取決于投資需求、消費(fèi)需求和出口需求三駕馬車， 在其他條件不變時(shí)， 出口的擴(kuò)大意味著有效需求的擴(kuò)大， 從而促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但我們同樣不可忽視進(jìn)口的作用， 河北的進(jìn)口品中有大量的省內(nèi)急需的關(guān)鍵生產(chǎn)設(shè)備、高新技術(shù)和重要原材料， 這些進(jìn)口品有利于促進(jìn)科技進(jìn)步和生產(chǎn)率的提高， 在生產(chǎn)中發(fā)揮了重要作用， 有些進(jìn)口品是直接為出口服務(wù)的，而且我們可以看出就現(xiàn)階段而言，進(jìn)口而對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是最大的。

應(yīng)制定進(jìn)口戰(zhàn)略，把進(jìn)口與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)改造緊密結(jié)合起來，有秩序地促進(jìn)那些經(jīng)濟(jì)建設(shè)急需的資源、原材料及先進(jìn)的設(shè)備和適用技術(shù)進(jìn)口，加快進(jìn)口向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化?？傊谥R(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，面對(duì)對(duì)外貿(mào)易的新趨勢(shì)，對(duì)外貿(mào)易要求的發(fā)展應(yīng)實(shí)現(xiàn)從對(duì)外貿(mào)易觀念的創(chuàng)新到對(duì)外貿(mào)易戰(zhàn)略政策、體制的創(chuàng)新，直到對(duì)外貿(mào)易法制制度、貿(mào)易構(gòu)成和貿(mào)易工具的全面創(chuàng)新。

3.2 思考

雖然我們可以得出，進(jìn)口對(duì)河北省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的影響，但是當(dāng)增加1個(gè)單位的進(jìn)口量和增加1個(gè)單位的出口量時(shí)，那么對(duì)外貿(mào)易總額就增加了2個(gè)單位，可是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量此時(shí)卻存在矛盾，這是我們需要思考的問題。

雖然不能解釋上述原因，但我們至少可以明白：（1）這不是一個(gè)簡(jiǎn)單的加量運(yùn)算；（2）在影響河北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三個(gè)量中，影響最大的是進(jìn)口；（3）雖然進(jìn)口對(duì)河北省的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響最大，但我們不能盲目的去提高進(jìn)口水平，而需要綜合考慮各種因素，制定出一個(gè)合理的增加進(jìn)口的方法策略。

參考文獻(xiàn)：

[1] 于俊年.計(jì)量經(jīng)濟(jì)（第二版）[M].對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)大學(xué)出版社，2007.

[2] 劉榮增等.區(qū)域經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)論綱[M].科學(xué)出版社，2011.

[3] 朱廷，于賓.對(duì)外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：文獻(xiàn)述評(píng)[J].蘭州商學(xué)院學(xué)報(bào)，2006，（5）.

篇7

1長(zhǎng)三角區(qū)域簡(jiǎn)介

長(zhǎng)三角是長(zhǎng)江三角洲的簡(jiǎn)稱，在地里位置上來說，具體是指長(zhǎng)江和錢塘江在入海處沖積成的三角洲，面積約為5萬平方千米左右。該區(qū)域主要包含上海、江蘇、浙江三省(直轄市)的部分或全部區(qū)域，重點(diǎn)是江蘇省東南部和上海市，浙江省東北部。該區(qū)域是我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)勁的地區(qū)之一。

2長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易回顧與分析

長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易在我國對(duì)外貿(mào)易中起到了舉足輕重的作用，這一點(diǎn)可以從國家統(tǒng)計(jì)局貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)司編制的歷年《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》的統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目——“各地區(qū)進(jìn)出口總額(按境內(nèi)目的地、貨源地分)”中反映出來。以2009年(2010年，括弧內(nèi)數(shù)據(jù)為2010年數(shù)據(jù))該年鑒的此項(xiàng)目數(shù)據(jù)為例，上海、江蘇、浙江地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易總額依次為13604208萬美元(17325476萬美元)、20735942萬美元(28144865萬美元)、14767376萬美元(20094364萬美元)；而2009年、2010年中國對(duì)外貿(mào)易總額依次為120161181萬美元(157775432萬美元)。依次計(jì)算出，上海、江蘇、浙江地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易總額占到我國對(duì)外貿(mào)易總額的比重為11.32163%(10.9811%)、17.25677%(17.83856%)、12.28964%(12.73605%)，綜合上海、江蘇、浙江的數(shù)據(jù)可以看到，長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易總額在中國對(duì)外貿(mào)易中的比重為40.86805%(41.55571%)。下面我們就結(jié)合中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)和上海、江蘇、浙江地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，對(duì)長(zhǎng)三角對(duì)外貿(mào)易的特征、趨勢(shì)進(jìn)行深入分析研究。

2.1上海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易特征、趨勢(shì)分析

通過查閱上海地區(qū)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，我們得到上海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的重要數(shù)據(jù)，將上述數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總，可以較為清晰地看出，上海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易自樣本調(diào)查起點(diǎn)(2000年)開始，基本處于穩(wěn)步上升趨勢(shì)(2008~2009年除外)，且上升勢(shì)頭有逐年加快的趨勢(shì)。2007年美國金融危機(jī)對(duì)上海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的破壞性影響在2008年顯現(xiàn)，2008年國家出臺(tái)一系列宏觀調(diào)控政策后，該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易總額止跌回升，目前已經(jīng)成功實(shí)現(xiàn)逆勢(shì)上升。上海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易，對(duì)亞洲地區(qū)的出口總額始終占據(jù)其出口總額的頭把交椅；對(duì)歐洲、美洲地區(qū)的出口總額則穩(wěn)居二三位。對(duì)歐洲、美洲地區(qū)的出口總額差距較小，對(duì)亞洲地區(qū)的出口總額與歐洲、美洲地區(qū)的出口總額相比，差距有逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)。對(duì)非洲、大洋洲及太平洋島嶼的出口總額與對(duì)前三位區(qū)域(亞洲、歐洲、美洲)的出口總額存在較大的差距。由于相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒未提供該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易明細(xì)項(xiàng)數(shù)據(jù)，僅提供了大框架類貿(mào)易數(shù)據(jù)?；谠摂?shù)據(jù)，我們可以看到，上海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易主要集中在四個(gè)方面，它們依次為：一般貿(mào)易、進(jìn)料加工貿(mào)易、來料加工裝配貿(mào)易、其它。其中一般貿(mào)易發(fā)展呈現(xiàn)小幅下滑的態(tài)勢(shì)，截至2010年年底，該年全年的一般貿(mào)易總額占對(duì)外貿(mào)易總額的58%左右；在此同期，進(jìn)料加工貿(mào)易發(fā)展呈現(xiàn)小幅上升的態(tài)勢(shì)，截至2010年年底，該年全年的進(jìn)料加工貿(mào)易總額占對(duì)外貿(mào)易總額的39%左右；在此同期，來料加工裝配貿(mào)易發(fā)展呈現(xiàn)小幅徘徊的態(tài)勢(shì)，截至2010年年底，該年全年的來料加工裝配貿(mào)易總額占對(duì)外貿(mào)易總額的4%左右；其他貿(mào)易所占比重過低。

2.2江蘇地區(qū)對(duì)外貿(mào)易特征、趨勢(shì)分析

江蘇地區(qū)對(duì)外貿(mào)易自樣本調(diào)查起點(diǎn)(2002年)開始，基本處于穩(wěn)步上升趨勢(shì)(2008~2009年除外)，且上升勢(shì)頭有逐年加快的趨勢(shì)。2007年美國金融危機(jī)對(duì)江蘇地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的破壞性影響在2008年顯現(xiàn)，2008年國家出臺(tái)一系列宏觀調(diào)控政策后，該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易總額止跌回升，目前已經(jīng)成功實(shí)現(xiàn)逆勢(shì)上升。江蘇地區(qū)對(duì)外貿(mào)易，對(duì)歐洲地區(qū)的出口總額始終占據(jù)其出口總額的頭把交椅；對(duì)亞洲地區(qū)的出口總額則穩(wěn)居第二位；對(duì)歐洲地區(qū)、北美洲地區(qū)的出口總額居于第三集團(tuán)；對(duì)東盟、拉丁美洲、大洋洲地區(qū)的出口總額居于第四集團(tuán)。每一集團(tuán)間均存在著明顯的差距，集團(tuán)內(nèi)部差距則明顯較小(尤其是第三集團(tuán)內(nèi)部幾乎沒有差距)。從對(duì)外貿(mào)易商品種類來看，江蘇地區(qū)對(duì)外貿(mào)易商品主要集中在：初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)制成品。初級(jí)產(chǎn)品主要包括：食品及活動(dòng)物、飲料及煙類、非食用原料(燃料除外)、礦物燃料、油及有關(guān)原料、動(dòng)植物油、脂及蠟。工業(yè)制成品主要包括：化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品、按原料分類的制成品、機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備、雜項(xiàng)制品。初級(jí)產(chǎn)品在對(duì)外貿(mào)易中的比例在逐漸降低，工業(yè)制成品在對(duì)外貿(mào)易中的比例在逐漸提高。截至到2010年年底，當(dāng)年初級(jí)產(chǎn)品所占對(duì)外貿(mào)易的比例為1.62%；工業(yè)制成品所占對(duì)外貿(mào)易的比例達(dá)到98.38%。在工業(yè)制成品中，化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品、按原料分類的制成品呈現(xiàn)穩(wěn)定發(fā)展的態(tài)勢(shì)，這兩項(xiàng)成品所占該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的比重分別依次穩(wěn)定在6%、13%左右；雜項(xiàng)制品呈現(xiàn)出下滑的態(tài)勢(shì)，其所占該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的比重已經(jīng)從最初的32%(2000年)下降到17%(2010年)；機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備則呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，其所占該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的比重已經(jīng)從最初的37%(2000年)上升到60%(2010年)。

2.3浙江地區(qū)對(duì)外貿(mào)易特征、趨勢(shì)分析

浙江地區(qū)對(duì)外貿(mào)易自樣本調(diào)查起點(diǎn)(2004年)開始，基本處于穩(wěn)步上升趨勢(shì)(2008~2009年除外)，且上升勢(shì)頭有逐年加快的趨勢(shì)。2007年美國金融危機(jī)對(duì)浙江地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的破壞性影響在2008年顯現(xiàn)，2008年國家出臺(tái)一系列宏觀調(diào)控政策后，該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易總額止跌回升，目前已經(jīng)成功實(shí)現(xiàn)逆勢(shì)上升。浙江地區(qū)對(duì)外貿(mào)易，對(duì)亞洲、歐洲地區(qū)的出口總額始終處于其出口總額的第一位；對(duì)北美洲地區(qū)的出口總額則穩(wěn)居第二位；對(duì)其他地區(qū)的出口總額居于第三位。其中對(duì)亞太經(jīng)合組織的出口總額基本占到該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易總額的一半以上，對(duì)歐洲的對(duì)外貿(mào)易也集中在對(duì)歐盟國家展開。每一集團(tuán)間均存在著明顯的差距，集團(tuán)內(nèi)部差距則明顯較小。從對(duì)外貿(mào)易商品種類來看，浙江地區(qū)對(duì)外貿(mào)易商品分為四個(gè)層次(按照出口總額和聚類)，它們依次為：機(jī)電產(chǎn)品、服裝及衣著附件、紡織紗線、織物及制品，高新技術(shù)產(chǎn)品，農(nóng)副產(chǎn)品及其他。其中機(jī)電產(chǎn)品在對(duì)外貿(mào)易中的比例在迅速提高，服裝及衣著附件、紡織紗線、織物及制品在對(duì)外貿(mào)易中的比例在逐漸提高；高新技術(shù)產(chǎn)品在對(duì)外貿(mào)易中的比例有所提高；農(nóng)副產(chǎn)品及其他在對(duì)外貿(mào)易中的比例小幅下挫。截至到2010年年底，當(dāng)年機(jī)電產(chǎn)品所占對(duì)外貿(mào)易的比例為40.59%；服裝及衣著附件、紡織紗線所占對(duì)外貿(mào)易的比例為12.77%；織物及制品所占對(duì)外貿(mào)易的比例為12.75%；高新技術(shù)所占對(duì)外貿(mào)易的比例為7.56%；農(nóng)副產(chǎn)品所占對(duì)外貿(mào)易的比例為4.26%。

#p#分頁標(biāo)題#e# 2.4長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易特征、趨勢(shì)分析

基于上述分析研究我們發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)三角地區(qū)在中國對(duì)外貿(mào)易中起到了舉足輕重的地位。該區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易呈現(xiàn)出以下幾大特征：(1)對(duì)外貿(mào)易對(duì)象較為集中。長(zhǎng)三角地區(qū)對(duì)外貿(mào)易伙伴主要集中在亞太經(jīng)合組織成員國范圍之內(nèi)，與世界其他范圍國家、地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易交流過低。(2)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品科技水平層次過低。長(zhǎng)三角地區(qū)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品主要集中在初次產(chǎn)品和具有較低附加值的非初次產(chǎn)品，高科技產(chǎn)品在長(zhǎng)三角地區(qū)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品中所占比例過低。(3)對(duì)外貿(mào)易抗風(fēng)險(xiǎn)能力較弱。長(zhǎng)三角地區(qū)的重鎮(zhèn)上海、江蘇、浙江對(duì)外貿(mào)易均存在抵御風(fēng)險(xiǎn)能力較弱的現(xiàn)象。2007年美國金融危機(jī)導(dǎo)致該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易急速、全面、大幅度下滑。(4)對(duì)外貿(mào)易自我調(diào)整性較差。長(zhǎng)三角地區(qū)的重鎮(zhèn)上海、江蘇、浙江對(duì)外貿(mào)易在經(jīng)歷2007年美國金融危機(jī)之后，面對(duì)急速下滑的態(tài)勢(shì)，無法通過自我調(diào)整的方式，完成對(duì)外貿(mào)易替代性。只能依賴中央政府的刺激性政策、稅收減免等政策完成產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。從上述四個(gè)方面的深入分析，我們對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的形勢(shì)有了較為全面的認(rèn)識(shí)，下面，我們就根據(jù)分析的結(jié)果，對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易深入發(fā)展提出有針對(duì)性、可操作性強(qiáng)的具體對(duì)策。

篇8

關(guān)鍵詞：吉林省；外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力；進(jìn)出口

一、吉林省外貿(mào)進(jìn)出口總量及所占比重分析

2012年，吉林省全年累計(jì)實(shí)現(xiàn)外貿(mào)進(jìn)出口總值245.72億美元，增長(zhǎng)11.4%。其中，實(shí)現(xiàn)出口總值59.83億美元，增長(zhǎng)19.7%；一般貿(mào)易完成38.07億美元，增長(zhǎng)23.3%；加工貿(mào)易完成13.59億美元，增長(zhǎng)24.2%。實(shí)現(xiàn)進(jìn)口總值185.89億美元，增長(zhǎng)8.9%。一般貿(mào)易完成171.38億美元，增長(zhǎng)7.7%；加工貿(mào)易完成5.27億美元，增長(zhǎng)4.8%。吉林省2008年至2012年進(jìn)口額逐年增加，出口額除2009年較2008年有所下降外，其余年份均有所增加，而且同一年份的進(jìn)口額均高于出口額。吉林省出口總額在全國所占比重非常低，沒有超過0.5%。而且吉林省出口額在全國所占比重2012年較2008年有所下降，從0.33%下降為2012年的0.29%，2009年至2012年吉林省出口總額在全國所占比重變化不大。

二、吉林省外貿(mào)依存度分析

外貿(mào)依存度是一國或一個(gè)地區(qū)的進(jìn)出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值。對(duì)外貿(mào)易依存度能夠能夠反映一國或地區(qū)的市場(chǎng)開放程度，同時(shí)也能揭示一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)對(duì)貿(mào)易的依賴程度。吉林省與全國外貿(mào)依存度具體情況如表2所示。

數(shù)據(jù)來源：《吉林省2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中華人民共和國2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)整理計(jì)算得出。

表2顯示了吉林省歷年來的外貿(mào)依存度變化情況。從2008年至2012年，吉林省外貿(mào)依存度基本上處于12%的水平。同時(shí)也說明了同全國相比，相對(duì)于全國最高水平5042%，吉林省外貿(mào)依存度極低。吉林省外貿(mào)依存度過低顯然不能充分發(fā)揮其參與國際分工的能力，外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用乏力，其不能享受參與國際競(jìng)爭(zhēng)所帶來的經(jīng)濟(jì)利益，相應(yīng)地外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)也受到很大的限制。因此，吉林省的對(duì)外貿(mào)易強(qiáng)度有待加強(qiáng)，外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力還有待進(jìn)一步開發(fā)。

三、吉林省貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)分析

貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)等于出口總額減去進(jìn)口總額的差除以出口總額與進(jìn)口總額的和。它反映某國或地區(qū)生產(chǎn)的某種產(chǎn)品相對(duì)于世界上供應(yīng)的其他國家或地區(qū)的該產(chǎn)品來講，是處于生產(chǎn)效率的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)還是劣勢(shì)以及優(yōu)劣勢(shì)的程度。吉林省貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)經(jīng)過計(jì)算分別為2008年：-2846%；2009年：-4668%；2010年：-4686%；2011年：-5466%；2012年：-513%。由此可以看出，吉林省近5年均為凈進(jìn)口省，貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)均為負(fù)數(shù)，甚至2011年竟達(dá)到了近-55%。這些數(shù)據(jù)表明吉林省的產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力較弱，生產(chǎn)效率低于國際水平。

四、吉林省與其他省份外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)比分析

為了更好地展現(xiàn)吉林省外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力狀況，本文選取了對(duì)外貿(mào)易一直處于領(lǐng)先地位的廣東省以及同樣位于東北地區(qū)的黑龍江省和遼寧省進(jìn)行比較分析。通過對(duì)這些省份對(duì)外貿(mào)易情況的對(duì)比，可以揭示各省份間的差異，對(duì)促進(jìn)吉林省對(duì)外貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展有一定的參考作用。2012年各項(xiàng)指標(biāo)比較結(jié)果具體情況參見表3。

數(shù)據(jù)來源：《吉林省2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《廣東省2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《遼寧省2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《廣黑龍江省2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中華人民共和國2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)整理計(jì)算得出。

從表3可以看出：從總量來看，吉林省2012年的出口總量只占廣東省的104%，兩省相差568153億美元；從地區(qū)出口額占全國出口額比重來看，吉林省低于廣東省近28個(gè)百分點(diǎn)，占全國的比重約為029%；從出口依存度和外貿(mào)依存度來看，吉林省都低于廣東省和全國平均水平；從貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)來看，吉林省的貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)小于0，說明吉林省出口產(chǎn)品缺乏國際競(jìng)爭(zhēng)力，同時(shí)低于廣東省和全國平均水平。

同時(shí)與東三省的其他兩省比較可知，吉林省各項(xiàng)指標(biāo)均低于黑龍江省和遼寧省，與遼寧省的差距更大一些，其對(duì)外貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力不及這兩省。經(jīng)過分析可知，吉林省外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力低于遼寧省和黑龍江省，遠(yuǎn)低于廣東省，也低于全國平均水平，因此，盡快提升吉林省對(duì)外貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力是必需的。（作者單位：吉林工商學(xué)院）

參考文獻(xiàn)

篇9

β系數(shù)是資本資產(chǎn)定價(jià)模型（CAPM）中的重要概念，也是用于衡量證券市場(chǎng)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的重要概念?，F(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中的β系數(shù)必須用過去的數(shù)據(jù)來估計(jì)，因此檢驗(yàn)β系數(shù)的相對(duì)穩(wěn)定性，進(jìn)而才能對(duì)證券市場(chǎng)未來系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行無偏差估計(jì)。因此β系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)對(duì)于認(rèn)識(shí)現(xiàn)實(shí)證券市場(chǎng)情況和估計(jì)資本市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)都具有較大的意義。

【關(guān)鍵詞】

外貿(mào)行業(yè)；資本市場(chǎng)；穩(wěn)定性

1 研究背景

自從資本資產(chǎn)定價(jià)模型誕生以來，β系數(shù)就是用于測(cè)量證券市場(chǎng)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的一個(gè)重要概念，也是資本資產(chǎn)定價(jià)模型中最為重要的參數(shù)之一。β系數(shù)被廣泛應(yīng)用于衡量證券的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，通過對(duì)β系數(shù)的估計(jì)，投資者可以預(yù)測(cè)證券現(xiàn)在或?qū)淼南到y(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)性。就方法論而言，β系數(shù)需要從過去證券市場(chǎng)的收益率數(shù)據(jù)中進(jìn)行估計(jì)，而過去的數(shù)據(jù)估計(jì)出來的只能是過去的β系數(shù)。過去的β系數(shù)要能用于反映現(xiàn)在或?qū)淼娘L(fēng)險(xiǎn)，必須具有一定的穩(wěn)定性。因此，β系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)就顯得非常重要。

我國的股票市場(chǎng)分成了不同板塊、不同行業(yè)，目前證券市場(chǎng)上被業(yè)內(nèi)分析人士和廣大投資者接受并獲廣泛應(yīng)用的分類方法是在進(jìn)行投資時(shí)為了分析方便而逐漸形成的。本案例選取了外貿(mào)行業(yè)作為研究對(duì)象。因此對(duì)外貿(mào)易行業(yè)作為我國經(jīng)濟(jì)的重要支撐，一直是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分。近年以來，我國外貿(mào)繼續(xù)保持快速增長(zhǎng)，呈現(xiàn)出“大進(jìn)大出”的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，貿(mào)易出口增速攀升，出口產(chǎn)品不斷增加，貿(mào)易順差逐漸加大。因此研究貿(mào)易行業(yè)的資本市場(chǎng)β系數(shù)穩(wěn)定性，對(duì)于評(píng)價(jià)研究外貿(mào)行業(yè)資本市場(chǎng)表現(xiàn)和相關(guān)股票預(yù)測(cè)都具有一定意義。

2 研究設(shè)計(jì)

通過對(duì)理論文獻(xiàn)的分析總結(jié)并針對(duì)本案例所要研究的內(nèi)容，最終選擇通過股票的日收益率和市場(chǎng)平均收益率序列利用OLS估計(jì)方法獲得β系數(shù)的回歸擬合值，然后利用CHOW檢驗(yàn)方法對(duì)我國外貿(mào)行業(yè)資本市場(chǎng)β系數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)分析。Eviews具有界面友好、操作簡(jiǎn)單、功能強(qiáng)大、與其他軟件交互性好和結(jié)果易于判讀等優(yōu)良特點(diǎn)，特別對(duì)于計(jì)量分析中的部分模型檢驗(yàn)?zāi)軌蜉^為簡(jiǎn)便的實(shí)現(xiàn)，因此在數(shù)據(jù)分析中廣泛應(yīng)用，本案例中的數(shù)據(jù)分析和模型檢驗(yàn)都能夠通過Eviews軟件較為簡(jiǎn)便的獲得。

2.1 研究模型的設(shè)定

對(duì)β系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)有很多方法，如主要采用描述性統(tǒng)計(jì)分析、轉(zhuǎn)移矩陣分析法、虛擬變量法、White異方差檢驗(yàn)法、非參數(shù)檢驗(yàn)方法、系數(shù)約束的Wald檢驗(yàn)等。本案例根據(jù)沈藝峰（1994）、沈藝峰和陳浪南（1995）、陳周敏（1998）的研究成果，對(duì)本案例的β系數(shù)采用可以克服相關(guān)分析法局限性、能有效檢驗(yàn)β系數(shù)穩(wěn)定性的CHOW檢驗(yàn)法進(jìn)行測(cè)算。CHOW檢驗(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)不同時(shí)間段的β系數(shù)有無發(fā)生穩(wěn)定性變化，因此能夠較好的達(dá)到預(yù)期的研究效果。CHOW穩(wěn)定性檢驗(yàn)的基本思想是將數(shù)據(jù)分成兩個(gè)集合，通過檢驗(yàn)整體估計(jì)與分組估計(jì)的差異，或者通過檢驗(yàn)預(yù)測(cè)值與觀測(cè)值的差異，從而判斷模型的穩(wěn)定性。若兩個(gè)集合差異較大或預(yù)測(cè)值與觀測(cè)值差異較大，則說明模型不具備穩(wěn)定特點(diǎn)。CHOW穩(wěn)定性檢驗(yàn)原假設(shè)HO為兩個(gè)子樣本回歸系數(shù)無顯著變化。構(gòu)建F統(tǒng)計(jì)量：其中N分別是大樣本和兩個(gè)子樣本各自的觀測(cè)值個(gè)數(shù)，k為解釋變量個(gè)數(shù)。如果計(jì)算出F ，α為檢驗(yàn)水平，接受原假設(shè) ，即兩個(gè)子樣本回歸系數(shù)無顯著變化。

2.2 研究的數(shù)據(jù)選擇

中國的股票市場(chǎng)包括深、滬證券交易所，由于這兩個(gè)交易所的經(jīng)營(yíng)、交易的股票不同，交易規(guī)則和各種指數(shù)的計(jì)算存在著很多的差異，很難找出各種指數(shù)等價(jià)的轉(zhuǎn)換方法，所以在選擇數(shù)據(jù)時(shí)，本案例嘗試只選取上海證券交易所的股票數(shù)據(jù)來進(jìn)行研究。表19-1顯示了16只樣本股標(biāo)的基本信息。為了研究β系數(shù)的穩(wěn)定性特征，提高檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，需要較長(zhǎng)的樣本觀測(cè)時(shí)間段。本案例選取了盡可能長(zhǎng)的時(shí)間窗口，最終選取了2005年1月4日至2010年2月22日超過五年的日交易樣本數(shù)據(jù)，并剔除各股停牌的交易日數(shù)據(jù)。研究的單只股票觀測(cè)樣本達(dá)到1100個(gè)以上，16支股票的總觀測(cè)樣本達(dá)到了19068個(gè)，較大的樣本容量為本案例的實(shí)證研究提供了重要支撐。

為了研究外貿(mào)行業(yè)16只股票β系數(shù)的穩(wěn)定性特征，需要對(duì)每只股票進(jìn)行單一模型估計(jì)并進(jìn)行CHOW穩(wěn)定性檢驗(yàn)，因此需要在Eviews工作文件中依次生成16只股票的個(gè)股日收益率序列及其對(duì)應(yīng)的市場(chǎng)日收益率序列。每只股票樣本序列對(duì)象的建立非常相似，此處我們以東方創(chuàng)業(yè)（600278）為例進(jìn)行。在東方創(chuàng)業(yè)（600278）單一指數(shù)回歸模型窗口，以此選擇ViewㄧStability TestsㄧChowBreakpoint Tests命令。彈出如圖19-10所示的Chow Tests 對(duì)話框，在Enter one or more breakpoint dates 欄目下輸入突變點(diǎn)的位置數(shù)，東方創(chuàng)業(yè)（600278）2008年6月第一個(gè)交易日數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)著是第797個(gè)觀測(cè)值，因此輸入797.Regressors to vary across breakpoints 欄目下是進(jìn)行突變點(diǎn)檢驗(yàn)的解釋變量，通常檢驗(yàn)與估計(jì)一致所以此處設(shè)置為默認(rèn)。最后單擊OK按鈕?？梢钥吹浇y(tǒng)計(jì)量的伴隨概率都比較大，因此接受Chow穩(wěn)定性檢驗(yàn)的原假設(shè)，認(rèn)為2008年6月前后東方創(chuàng)業(yè)（600278）股票的模型系數(shù)即β系數(shù)并沒有發(fā)生顯著變化，因此東方創(chuàng)業(yè)（600278）股票β系數(shù)具有穩(wěn)定性。依次對(duì)其他各只股票進(jìn)行Chow穩(wěn)定性檢驗(yàn)操作，最終獲得如表19-4所示的我國外貿(mào)行業(yè)16只股票β系數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果。

3 研究結(jié)論

本文利用Chow檢驗(yàn)方法對(duì)我國外貿(mào)行業(yè)資本市場(chǎng)β系數(shù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明在我國外貿(mào)行業(yè)資本市場(chǎng)貝塔系數(shù)具有相對(duì)穩(wěn)定性，β系數(shù)在相對(duì)短期內(nèi)會(huì)不斷地發(fā)生變化，但是從長(zhǎng)期來看，它總是圍繞某個(gè)均值上下波動(dòng)。通過OLS回歸估計(jì)計(jì)算得到各個(gè)股票的β系數(shù)，可以看到我國外貿(mào)行業(yè)資本市場(chǎng)β系數(shù)圍繞1波動(dòng)，絕大多數(shù)的β系數(shù)大于1，最高達(dá)到了1.31，低值較少，最低在0.8附近浮動(dòng)。表明我國外貿(mào)行業(yè)資本市場(chǎng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)普遍高于市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)水平。風(fēng)險(xiǎn)與收益是相伴而生的，較高的風(fēng)險(xiǎn)也意味著較高于市場(chǎng)平均水平的收益率。因此我國外貿(mào)行業(yè)股票屬于進(jìn)攻型股票。對(duì)β系數(shù)進(jìn)行了Chow穩(wěn)定性檢驗(yàn)。在5%的顯著水平下，為使原假設(shè)HOβ/系數(shù)在兩個(gè)期間存在穩(wěn)定性成立，Chow檢驗(yàn)的F值的伴隨概率需要大于0.05.我國上證外貿(mào)行業(yè)被檢驗(yàn)的16只股票中除了新華錦之外，F(xiàn)值的伴隨概率大于檢驗(yàn)顯著水平5%，應(yīng)該接受Chowa穩(wěn)定性檢驗(yàn)的原假設(shè)HO，認(rèn)為兩個(gè)分期間的貝塔觀察值屬于同一個(gè)回歸模型，即β系數(shù)具有穩(wěn)定性。這與國外學(xué)術(shù)界的普遍看法：“作為β系數(shù)穩(wěn)定性研究的總結(jié)，結(jié)果認(rèn)為單個(gè)股票的β系數(shù)一般是不穩(wěn)定的”并不相同，表明我國外貿(mào)行業(yè)資本市場(chǎng)擁有較為穩(wěn)定的預(yù)期收益模型。

【參考文獻(xiàn)】

篇10

【關(guān)鍵詞】對(duì)外貿(mào)易；誤差修正模型；協(xié)整分析；Grange檢驗(yàn)

一、引言

自改革開放以來，中國對(duì)外貿(mào)易基本保持了以高于國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的速度呈現(xiàn)出高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，成為拉動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素之一。安徽省也從對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展中受益匪淺。在“十二五”期間，作為連接?xùn)|部發(fā)達(dá)城市和西部大開發(fā)地區(qū)的樞紐，對(duì)外貿(mào)易是否能夠成為帶動(dòng)安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“火車頭”，大家都拭目以待。因此，在現(xiàn)階段總結(jié)對(duì)外貿(mào)易為安徽省經(jīng)濟(jì)帶來的好處，并為安徽省未來的發(fā)展提供方向和論據(jù)有著極其重要的意義。

近20年來，大量研究文獻(xiàn)對(duì)有關(guān)對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的假設(shè)命題的經(jīng)驗(yàn)研究，針對(duì)不同的國家和地區(qū)，運(yùn)用不同的數(shù)理模型與分析方法得到的結(jié)論也不盡一致。

從國內(nèi)學(xué)者的文獻(xiàn)我們可以看出，國內(nèi)學(xué)者的研究主要針對(duì)全國對(duì)外貿(mào)易的總體狀況進(jìn)行分析和研究，對(duì)于局部省份的研究并不是大家關(guān)注的重點(diǎn)，對(duì)于像安徽省這樣的中部不太發(fā)達(dá)地區(qū)的研究就更加寥寥無幾了。其次，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究方法相對(duì)落后。許多研究地區(qū)經(jīng)濟(jì)的文獻(xiàn)仍然采用普通最小二乘法（OLS）建立線性回歸模型對(duì)問題進(jìn)行分析。最后，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的研究文獻(xiàn)中，由于地方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的相對(duì)較難收集和整理，因此文章中的數(shù)據(jù)年份較短，一般只有10年左右。

基于以上考慮，我們利用1989～2009年間的安徽省對(duì)外貿(mào)易與GDP數(shù)據(jù)分析兩者之間的協(xié)整關(guān)系，并建立誤差修正模型，分析安徽省對(duì)外貿(mào)易額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

二、對(duì)外貿(mào)易對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量分析

1.對(duì)外貿(mào)易與安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)分析

對(duì)外貿(mào)易的高速發(fā)展直接帶動(dòng)了安徽省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，在對(duì)外貿(mào)易發(fā)生巨大增長(zhǎng)的年份，安徽省的GDP總額也發(fā)生了極大的增長(zhǎng)，這種極其類似的增長(zhǎng)趨勢(shì)說明了安徽省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著極大的內(nèi)在聯(lián)動(dòng)關(guān)系。

為了更準(zhǔn)確的表達(dá)兩者之間的關(guān)系，我們通過計(jì)算對(duì)外貿(mào)易與GDP之間的相關(guān)系數(shù)來體現(xiàn)兩者之間的緊密聯(lián)系。由于數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)變換能反映變量之間的彈性系數(shù)，消除非平穩(wěn)時(shí)間序列的異方差性，為了后面的分析我們對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和對(duì)外貿(mào)易總額（Trade）進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別記為L(zhǎng)nGDP和LnTrade。

首先計(jì)算在考察期內(nèi)同一時(shí)期GDP與Trade的相關(guān)系數(shù)，但考慮到對(duì)外貿(mào)易也具有一定的滯后效應(yīng)，我們另外計(jì)算對(duì)外貿(mào)易總額與GDP滯后一、二期的相關(guān)系數(shù)。從Eviews6.0結(jié)果中有關(guān)數(shù)據(jù)來看，在1989～2009年間對(duì)外貿(mào)易（Trade）與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）具有強(qiáng)烈的相關(guān)性，對(duì)外貿(mào)易（Trade）與同期GDP之間的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.9265，與滯后一期的GDP間的相關(guān)系數(shù)為0.7164。這一計(jì)算結(jié)果表明，安徽省經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展有著極為緊密的聯(lián)系。從同期來看，每單位的貿(mào)易增長(zhǎng)也伴隨著約一個(gè)單位的GDP增長(zhǎng)，即使是前一時(shí)期的貿(mào)易增長(zhǎng)也與下一時(shí)期GDP的上升有著很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)。為了進(jìn)一步分析對(duì)外對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用大小，下面將利用動(dòng)態(tài)誤差修正模型計(jì)量分析安徽省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。

注：DLnGDP和DLnTrade分別表示LnGDP和LnTrade的一階差分序列

2.對(duì)外貿(mào)易與安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的誤差修正模型

（1）單位根檢驗(yàn)

由于GDP和對(duì)外貿(mào)易額的數(shù)據(jù)都屬于時(shí)間序列，本文采用動(dòng)態(tài)時(shí)間序列來分析它們之間的關(guān)系。首先，對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于兩數(shù)據(jù)都具有很強(qiáng)的上升趨勢(shì)，屬于非平穩(wěn)的時(shí)間序列。由于經(jīng)濟(jì)變量的非平穩(wěn)性，使得基于普通回歸方法所估計(jì)的方程可能存在“偽回歸”問題。因此，本文首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)lnGDP和lnTrade進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，經(jīng)Eviews6.0運(yùn)行具體結(jié)果見表1。

從表1可以看出，在5%的顯著性水平上，兩時(shí)間序列是平穩(wěn)的，即lnGDP和lnTrade均是I（1）序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

雖然時(shí)間序列l(wèi)nGDP和lnTrade是平穩(wěn)的，這個(gè)組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文運(yùn)用E-G兩步法對(duì)兩變量lnGDP和lnTrade的時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先運(yùn)用E-G方法進(jìn)行分析，建立協(xié)整回歸模型：

經(jīng)Eviews6.0運(yùn)行得到結(jié)果，協(xié)整方程①的估計(jì)如下：

由上可知，模型的擬合優(yōu)度R2=0.97，D.W.=1.04，F(xiàn)=672.73，P值為0。方程的總體線性關(guān)系成立，方程的變量和常數(shù)在95%的致信度上均通過t值檢驗(yàn)，因此協(xié)整模型①可被采用。為了確定lnGDP和lnTrade序列是否存在協(xié)整關(guān)系，需要檢驗(yàn)①式的殘差序列的平穩(wěn)性。之后，我們運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，的ADF檢驗(yàn)值為-2.534759，小于1%的臨界值-2.685718，可以看出所估計(jì)的是平穩(wěn)的（即沒有單位根）。因此，盡管lnGDP和lnTrade單獨(dú)來看并非平穩(wěn)，但兩者卻存在著協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（3）誤差修正模型的建立

通過協(xié)整檢驗(yàn)可以看出，lnGDP和lnTrade之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，當(dāng)然，在短期內(nèi)也許會(huì)出現(xiàn)失衡。因此，令，利用數(shù)據(jù)構(gòu)建誤差修正模型為：

經(jīng)Eviews6.0運(yùn)行得到估計(jì)結(jié)果得到的誤差修正模型為：

式④中，表示一階差分，表示式①中的殘差的一期滯后值，作為均衡誤差項(xiàng)的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)，而是具有通常性質(zhì)的誤差項(xiàng)。式④把lnGDP和lnTrade的短期動(dòng)態(tài)變化以及前期的“均衡”誤差聯(lián)系起來。在此回歸中，象征中的短期干擾，而誤差糾正項(xiàng)象征著長(zhǎng)期均衡的調(diào)整。在式④中，不存在嚴(yán)重的自相關(guān)，且誤差修正項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。從誤差修正模型各系數(shù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)來看，常數(shù)和的系數(shù)在5%的置信水平上都非常顯著，但在5%的置信水平上不顯著，只在10%置信水平上顯著，這一定水平上說明了短期內(nèi)安徽省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)并不非常明顯。

（4）格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過協(xié)整檢驗(yàn)，表明對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整關(guān)系。但是，這種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系中，對(duì)外貿(mào)易和GDP在波動(dòng)中孰為因孰為果，還是互為因果關(guān)系？這需要對(duì)對(duì)外貿(mào)易和GDP進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)。我們分別取滯后期為1和滯后期為2，對(duì)對(duì)外貿(mào)易和GDP進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。LnGDP和LnTrade具體的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下，安徽省對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有極為明顯地促進(jìn)作用，即對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極的推動(dòng)作用。

3.計(jì)量模型的結(jié)果分析

通過非平穩(wěn)序列的單位根檢驗(yàn)證實(shí)，時(shí)間序列l(wèi)nGDP和lnTrade均是1階單整序列，即lnGDP～I(xiàn)（1），lnTrade～I(xiàn)（1）。通過協(xié)整分析表明，安徽省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。格蘭杰（Granger）檢驗(yàn)也證明了對(duì)外貿(mào)易是安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰因，說明了其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的確有著極大的推動(dòng)作用。

具體來看，協(xié)整模型②的估計(jì)結(jié)果告訴我們，lnGDP和lnTrade之間具有較高的相關(guān)性，假設(shè)其他條件不變，GDP對(duì)Trade的彈性為2.06308（e0.7242），即對(duì)外貿(mào)易額每增加1元，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)2.06308元?？梢?，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用還是很顯著。

另外，從誤差修正模型④可以看出：對(duì)外貿(mào)易的短期波動(dòng)將引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同方向變化，但對(duì)外貿(mào)易的短期影響非常有限；從長(zhǎng)期來看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將短期的非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，如果本期的省內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)偏離長(zhǎng)期均衡值，那么到下一時(shí)期這一偏離度將有約52%得到糾正或清除，全省的GDP總值在受到干擾后將以較快的速度調(diào)整到它的長(zhǎng)期成長(zhǎng)途徑上。

三、政策建議

當(dāng)前，我省對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展處于一個(gè)關(guān)鍵時(shí)期，加快發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，不僅可以直接拉動(dòng)全市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，滿足人民日益增長(zhǎng)的物質(zhì)文化生活需要，開拓就業(yè)門路，提高安徽省的經(jīng)濟(jì)和文化水平；而且有利于促進(jìn)市場(chǎng)的成熟，優(yōu)化資源配置，提高全省經(jīng)濟(jì)整體效益和運(yùn)行質(zhì)量。要采取切實(shí)可行的措施加快發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，從而進(jìn)一步促進(jìn)安徽省對(duì)外貿(mào)易健康發(fā)展和經(jīng)濟(jì)又好有快發(fā)展。因此，我們提出以下幾點(diǎn)建議：

（1）擴(kuò)大安徽省對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模，政府應(yīng)該重點(diǎn)培養(yǎng)一批外向型企業(yè)，讓他們帶動(dòng)起安徽省的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展，這對(duì)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必然是有重要作用的。

（2）調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策，優(yōu)化出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長(zhǎng)方式。目前，安徽省的貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不盡合理，初級(jí)產(chǎn)品和低附加值產(chǎn)品比重過大，高新技術(shù)產(chǎn)品的貿(mào)易比重明顯偏小。因此，當(dāng)務(wù)之急要調(diào)整產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，加快推進(jìn)安徽外貿(mào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，積極扶持培育有國際優(yōu)勢(shì)的品牌，加大附加值高的產(chǎn)品出口，提升出口產(chǎn)品的國際競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)出口增長(zhǎng)方式由傳統(tǒng)的以資源密集型產(chǎn)品為主向以高新技術(shù)型的先進(jìn)制造業(yè)產(chǎn)品為主轉(zhuǎn)變。

（3）對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是一個(gè)長(zhǎng)期的過程。雖然短期較大幅度的增加對(duì)外貿(mào)易額可以在短期內(nèi)取得一定的經(jīng)濟(jì)效益，但是長(zhǎng)期來看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依然會(huì)較快的回到原來的增長(zhǎng)路徑上。因此，我們?cè)跀U(kuò)大對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的同時(shí)更應(yīng)該注重對(duì)外貿(mào)易的質(zhì)量，改變單純追求數(shù)量的對(duì)外貿(mào)易方式，而是將更多的目光著眼于那些有潛力、有前景的產(chǎn)品和項(xiàng)目，以可持續(xù)發(fā)展的眼光來發(fā)展安徽省的對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)。

我們都相信，只要找到了正確的方向和方法，安徽省經(jīng)濟(jì)必然會(huì)實(shí)現(xiàn)騰飛，也許是10年，也許是5年……這一定不會(huì)太遠(yuǎn)。

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作者簡(jiǎn)介：