序論：寫作是一種深度的自我表達(dá)。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇對外貿(mào)易增長的原因范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

關(guān)鍵詞：FDI；對外貿(mào)易；脈沖響應(yīng)；方差分解

中圖分類號：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

1引言

中國改革開放三十年，經(jīng)濟(jì)迅速崛起，如果知道是什么關(guān)鍵因素導(dǎo)致了中國經(jīng)濟(jì)奇跡，這對中國及其他發(fā)展國家有著極大意義，因此，國內(nèi)外不少學(xué)者都對FDI與經(jīng)濟(jì)增；長的關(guān)系做實(shí)證分析。但由于不同學(xué)者選擇的研究方法和數(shù)據(jù)的不同以及不同國家或地區(qū)的貿(mào)易制度、經(jīng)濟(jì)開放程度和相關(guān)優(yōu)惠政策存在差異都導(dǎo)致了實(shí)證分析結(jié)果存在一定的差異。因此筆者選擇使用1990-2015年江蘇省的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解來分析江蘇省的FDI、對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系。

2文獻(xiàn)綜述

許多學(xué)者就FDI、對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做過實(shí)證研究。賀紅波、屠新曙（2005）認(rèn)為FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間具有正相關(guān)關(guān)系，但是經(jīng)濟(jì)增長并不是FDI增長的格蘭杰原因。崔建軍、呂亞萍（2014）利用國內(nèi)30個省、市、自治區(qū)1998～2010年的面板數(shù)據(jù)分析得出FDI對30個省、市、自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長起到了顯著的促進(jìn)效果，然而FDI在各地區(qū)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)影響有所不同。吳漢嵩（2008）我國1978～2006年進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析和比較，得出無論是出口貿(mào)易還是進(jìn)口貿(mào)易都對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用的結(jié)論。張漢東、胡朝麟（2012）認(rèn)為對外貿(mào)易對浙江省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是顯著的，由于進(jìn)出口結(jié)構(gòu)失衡，出口對GDP總量的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于進(jìn)口，且差距有拉大的趨勢。

3模型建立及數(shù)據(jù)說明

3.1數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)來源于1990-2015年的江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒和中國人民銀行。其中，F(xiàn)DI代表外商直接投資，進(jìn)出口總額代表對外貿(mào)易，江蘇省的地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）代表經(jīng)濟(jì)增長。為了使三個變量的單位一致，用每年人民幣對美元的平均匯率對FDI進(jìn)行調(diào)整，使三個變量的單位均為億元。為了數(shù)據(jù)的可比性，用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（1990=100）對實(shí)際外商直接投資和地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行平減。對GDP、FDI和TRADE進(jìn)行對數(shù)化處理以消除原始變量的異方差影響，得到LNGDP，LNFDI，LNTRADE。

3.2模型建立

建立如下的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：

LNGDPt、LNFDIt和LNTRADEt分別表示t時(shí)期的GDP、FDI和對外貿(mào)易額；α1表示LNFDI對GDP的貢獻(xiàn)度，即變動一單位FDI所帶來的GDP的變化值；α2表示變動一單位對外貿(mào)易額所帶來的GDP的變化值；μt表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

4實(shí)證結(jié)果分析

4.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免偽回歸，時(shí)間序列的首要問題是判斷它的平穩(wěn)性。因此本文采用ADF方法對原序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

從表1可知，LNGDP和LNFDI原序列都平穩(wěn)，但LNTRADE原序列非平穩(wěn)，但LNGDP、LNFDI和LNTRADE一階差分序列平穩(wěn)。因此需要通過協(xié)整分析檢驗(yàn)這三個非平穩(wěn)變量的線性組合是否為平穩(wěn)序列，如果是平穩(wěn)序列，可以認(rèn)為這LNGDP、LNFDI和LNTRADE變量之間存在長期均衡關(guān)系。

4.2協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用的是最常見的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

通過統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)判定：LNGDP、LNFDI和LNTRADE之g存在一個協(xié)整關(guān)系，說明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之間存在長期均衡關(guān)系。

4.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

前文的協(xié)整檢驗(yàn)只能說明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之間存在長期均衡關(guān)系，但無法說明三者之間存在的相互影響是正向、逆向或是雙向。本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)來明確LNGDP、LNFDI和LNTRADE三者間的相互關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)利用VAR模型來檢驗(yàn)LNGDP、LNFDI和LNTRADE三個變量的所有滯后項(xiàng)是否對另外一個或兩個變量的當(dāng)期值有影響，如果影響顯著說明該變量對另外一個或兩個變量存在格蘭杰因果關(guān)系。

VAR模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)：

建立VAR模型，并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)圖1可知所有根的模的倒數(shù)均在圓內(nèi)，VAR模型平穩(wěn)。

從表3的結(jié)果可以看出，在短期內(nèi)，F(xiàn)DI是經(jīng)濟(jì)增長的主要原因，而經(jīng)濟(jì)增長卻不是導(dǎo)致FDI增長的主要原因。由此可知，江蘇省吸引外商直接投資的并不是經(jīng)濟(jì)增長，而是一系列優(yōu)惠政策和較高的對外開放程度等其他影響因素。短期內(nèi)對外貿(mào)易是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的主要原因，但經(jīng)濟(jì)增長并不是對外貿(mào)易增長的格蘭杰因果。這主要是由于江蘇省對外貿(mào)易中出口貿(mào)易占大比重，而目前江蘇省出口商品仍主要以缺乏國際競爭力的勞動密集型的產(chǎn)品為主，由此短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長可能帶來人力資本成本的上升而不會導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)密集型產(chǎn)品的迅速發(fā)展，因此短期經(jīng)濟(jì)增長對對外貿(mào)易影響并不顯著。

4.4IRF脈沖響應(yīng)函數(shù)

篇(2)

關(guān)鍵詞：上海對外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整分析；Granger因果關(guān)系分析；誤差修正模型

中圖分類號：F752文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1005-0892(2006)11―0103-05

改革開放以來，上海市對外貿(mào)易發(fā)展迅速，全市進(jìn)出口總額從1976年的20．03億美元增加到2005年的1863．65億美元，年均增長16．35％。對外貿(mào)易進(jìn)口增加尤其顯著，從1978年的1．33億美圓增長到2005年的956．23億美圓。2003-2005年的進(jìn)出口總額分別為1123．97、1600．26和1863．65億美圓，占全國比重分別為13．2％、13．9％、13．1％。而上海在全國經(jīng)濟(jì)中占有舉足輕重的地位，2003-2005年上海市CDP分別為625081、7450．27和9143．95億元，占全國比重分別為5．4％、5．5％、5．O％。隨著上海被確定為中國四個中心和長江三角洲經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，研究上海對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

對外貿(mào)易是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界爭論的焦點(diǎn)。在國內(nèi)外的文獻(xiàn)中，大體上存在三種觀點(diǎn)：促進(jìn)論、阻礙論、折衷論。許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家從不同角度提出了對外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長命題的理論。就對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究領(lǐng)域而言，主要有以下三種方法：一是對跨國或地區(qū)的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行普通最小二乘法(OLS)；二是利用單個國家或地區(qū)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、因果關(guān)系分析等；三是根據(jù)跨國或地區(qū)的截面和時(shí)間序列數(shù)據(jù)混合組成的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。由于采用的研究方法和樣本不同，其結(jié)論也不一致。

1．對跨國或地區(qū)截面數(shù)據(jù)的研究。在早期的實(shí)證研究中，經(jīng)濟(jì)學(xué)者們采用普通最小二乘法(OLS)對跨國或地區(qū)的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果一般都支持出口促進(jìn)增長的觀點(diǎn)。Balassa(1978)利用11個初步工業(yè)化國家1960-1966年和1966-1973年兩個時(shí)期的數(shù)據(jù)，建立開放經(jīng)濟(jì)條件下的出口擴(kuò)張型總量生產(chǎn)函數(shù)，加入勞動力平均增長、國內(nèi)投資占產(chǎn)出的平均比例、外資占產(chǎn)出的平均比例等交量，利用OLS法，對GNP平均增長與出口平均增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出的結(jié)論支持出口促進(jìn)增長。Feder(1983)的研究集中分析了出口部門對非出口部門的外部經(jīng)濟(jì)效益，由此推出著名的Feder模型，結(jié)論同樣支持出口促進(jìn)增長的觀點(diǎn)。早期關(guān)于跨國或地區(qū)截面數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析雖然結(jié)論相似，但其可靠性值得懷疑，這是因?yàn)樵谶x取各國截面數(shù)據(jù)時(shí)沒有考慮到不同國家或地區(qū)間的異質(zhì)性，所選的國家在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)技術(shù)水平以及要素稟賦等方面具有很大的相似性，導(dǎo)致了分析結(jié)論相似。此外，OLS法得出的結(jié)論只能表明對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)性，并不能說明兩者是否存在因果關(guān)系。

2．對單個國家或地區(qū)時(shí)間序列的研究。這類研究利用單個國家或地區(qū)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)等方法，既分析對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系，又分析兩者的因果關(guān)系，得出的結(jié)論各種各樣。Karunaxatne(1994)對澳大利亞1959年第3季度至1992年第2季度的數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙變量的Granger檢驗(yàn)方法得出的結(jié)論是出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)法(IRFS)和預(yù)測誤差方差分解法(FEVDS)分析時(shí)，得出的結(jié)論卻不一樣。Dhawan和Biswal(1999)利用向量自回歸模型(VAR)及JJ協(xié)整分析技術(shù)，分析了印度1961-1993年GDP與出口的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)出口增長帶動經(jīng)濟(jì)增長，但在長期內(nèi)這種關(guān)系并不明顯。

3．對跨國或地區(qū)面板數(shù)據(jù)的研究。Jung和Marshall(1985)分析了37個發(fā)展中國家和地區(qū)1950～1981年出口和GDP的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)有20個國家的出口增長與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在因果關(guān)系，只有以色列存在雙向因果關(guān)系。Ghartey(1993)對美國、日本和我國臺灣省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)美國的GDP是其出口增長的原因；我國臺灣省剛好相反；在日本，兩者互為因果關(guān)系。后兩種方法由于能較好地克服不同國家和地區(qū)之間的異質(zhì)性問題，目前已成為對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究的主流方法。國內(nèi)也有不少學(xué)者考察了中國的對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，也做出了一些成果。楊全發(fā)、舒元(1998)在論述了出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制和條件后，利用Balassa及Feder建立的模型進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明中國出口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用不明顯；沈程翔(1999)根據(jù)1977-1998年中國出口與GDP的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論，檢驗(yàn)了“中國經(jīng)濟(jì)增長的出口導(dǎo)向性”學(xué)說，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國的出口與產(chǎn)業(yè)之間存在雙向的因果關(guān)系，但不存在長期的均衡關(guān)系。宋少華、宋泓明(2001)分析了中國1978～1999年出口與GDP的關(guān)系，認(rèn)為短期內(nèi)出口促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但在長期內(nèi)并不明顯。

以上眾多的學(xué)者運(yùn)用不同的方法進(jìn)行實(shí)證分析，得出了不同的結(jié)論。但筆者認(rèn)為上述研究有以下幾個問題值得探討：

第一，以往的研究僅考慮出口因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響，而未考慮進(jìn)口因素或只是簡單地把進(jìn)口當(dāng)作GDP的一個減量計(jì)算凈出口建立模型，或者根本沒有考慮進(jìn)口因素而建立模型。出口與進(jìn)口是兩個性質(zhì)相差很大的變量，出口更多是受到經(jīng)濟(jì)體外部因素的影響，可以被看作一個外生變量；而進(jìn)口的變動則更多地受到經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部因素的影響，主要是一個內(nèi)生變量，顯然應(yīng)該全面考慮出口與進(jìn)口兩個變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

第二，在以往的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析中，特別是在建立誤差修正模型時(shí)，除了考慮出口以外，沒有同時(shí)考慮消費(fèi)和投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響。而從短期關(guān)系看，一國的經(jīng)濟(jì)增長主要取決于投資需求、消費(fèi)需求和凈出口三個因素。在短期內(nèi)不考慮消費(fèi)和投資對經(jīng)濟(jì)增長影響的誤差修正模型顯然缺乏說服力。

第三，國內(nèi)學(xué)者大多對中國整體的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，對于地區(qū)的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究較少，并且由于我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易發(fā)展水平不同，各地區(qū)的對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系可能與中國整體的特征相異。因此，本文根據(jù)1976-2005年上海市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用主流研究方法。在模型中加入進(jìn)口、消費(fèi)、投資等解釋變量，對上海

市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析，力求突破以往研究的局限性，使得實(shí)證分析結(jié)果更具說服力。

二、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)

選取的變量為國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，對外貿(mào)易進(jìn)口額(IM)，對外貿(mào)易出口額(EX)，居民總消費(fèi)水平(c)，全社會固定投資額(I)，進(jìn)出口值分別用當(dāng)年平均匯率換算為以人民幣為單位的進(jìn)出口值。樣本數(shù)據(jù)為1976年至2005年的年度數(shù)據(jù)，用于分析的數(shù)據(jù)全部來自《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進(jìn)行對數(shù)變換，變換后不改變原序列的協(xié)整關(guān)系。變量的對數(shù)形式表示為LNGDP、LNC、LNI、LNEX、LNIM。

(二)方法

協(xié)整理論是一種新的建模技術(shù)，它從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性人手，探求非平穩(wěn)變量間蘊(yùn)涵的長期均衡關(guān)系。本文運(yùn)用協(xié)整理論時(shí)用到的方法有平穩(wěn)性檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)及誤差修正模型。

1．平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)，傳統(tǒng)上要求所采用的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機(jī)趨勢或確定性趨勢，否則將會產(chǎn)生“偽回歸”問題。但是，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的。為了使回歸有意義，可以對其實(shí)行平穩(wěn)化，采用的方法是對時(shí)間序列進(jìn)行差分，然后對差分序列進(jìn)行回歸。這樣做的缺點(diǎn)是忽略了原時(shí)間序列包含的有用信息，而這些信息對分析問題來說又是必須的。為了解決上述問題，可以采用協(xié)整方法，而要進(jìn)行協(xié)整分析就必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF方法對如下回歸方程中的系數(shù)x進(jìn)行T檢驗(yàn)：

(本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。)

在上式中，是一階差分符號，xt是隨機(jī)誤差項(xiàng)，yt是所研究的時(shí)間序列，m是最佳滯后期數(shù)，這個滯后期數(shù)保證x誤差項(xiàng)的平穩(wěn)性。零假設(shè)H0：yt是一個靠平穩(wěn)序列，當(dāng)x顯著為負(fù)數(shù)時(shí)便拒絕原假設(shè)。在實(shí)際中，回歸的最佳滯后期數(shù)m是不知道的，本文采用Engle

LNC、LNI、LNEX、LNIM影響的短期波動規(guī)律。這說明上海消費(fèi)和對外貿(mào)易與GDP之間存在緊密聯(lián)系，消費(fèi)和對外貿(mào)易對GDP增長具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。(2)式的回歸決定系數(shù)R2較低，可能是缺省了變量的緣故，但這不影響已有變量間的關(guān)系。誤差修正模型表明：在短期內(nèi)，對外貿(mào)易進(jìn)口與投資可能偏離它與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期均衡水平，但它們的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度很快。消費(fèi)、貿(mào)易出口與投資分別以0．34、0．14和0．13的比率影響本年度國內(nèi)生產(chǎn)總值的年增長量，對外貿(mào)易進(jìn)口則以0．02的比率反方向影響GDP。就平均而言，上一年度的非均衡誤差以0．42的比率修正國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的偏離。

四、主要結(jié)論及政策建議

本文對上海1976年至2005年的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口和GDP進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和建立誤差修正模型來分析它們的關(guān)系，得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

1．雖然中國GDP與對外貿(mào)易進(jìn)口、出口之間的關(guān)系是非平穩(wěn)的，但它們之間的線性組合卻是平穩(wěn)的，即它們之間存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。在長期內(nèi)，它表示上海市消費(fèi)、出口、投資每增長1％。GDP將依次增長0．52％、0．42％和0．02％；進(jìn)口每增長l％，GDP將減少0．08％。消費(fèi)和對外貿(mào)易出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)大，而對外貿(mào)易進(jìn)口則是向反方向影響GDP。這說明改革開放以來，引進(jìn)大量國外先進(jìn)的技術(shù)、管理方法和經(jīng)驗(yàn)，對中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了巨大的推動作用，這與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者的普遍觀點(diǎn)一致。另外也反映了由于中國對外貿(mào)易綜合競爭力比較低、對外貿(mào)易人員的素質(zhì)不高等原因?qū)е铝藢ν赓Q(mào)易進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有達(dá)到應(yīng)有的水平。

2．變量之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)表明：對外貿(mào)易進(jìn)口和投資對經(jīng)濟(jì)沒有促進(jìn)作用，但出口和消費(fèi)卻可以促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)的增長；經(jīng)濟(jì)增長對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和服務(wù)貿(mào)易出口、消費(fèi)不構(gòu)成原因，但卻是投資增長的原因。以上結(jié)論的隱含意義在于，上海經(jīng)濟(jì)增長對消費(fèi)和對外貿(mào)易的促進(jìn)作用不明顯，投資和進(jìn)口對上海經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用還沒有發(fā)揮出來。這與中國現(xiàn)實(shí)相符，當(dāng)前中國還處在市場經(jīng)濟(jì)的不斷完善過程中，各種制度包括對外貿(mào)易管理制度比較松散，單純經(jīng)濟(jì)的增長不足以促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。

3．誤差修正模型的分析表明：在短期內(nèi)，對外貿(mào)易進(jìn)口與投資可能偏離它與國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期均衡水平，但它們的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度很快。消費(fèi)、貿(mào)易出口與投資分別以0．34，0．14和0．13的比率影響本年度國內(nèi)生產(chǎn)總值的年增長量，對外貿(mào)易進(jìn)口則以0．02的比率反方向影響GDP。

短期內(nèi)，一國的經(jīng)濟(jì)增長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)了經(jīng)濟(jì)增長。但我們同樣不可忽視進(jìn)口的作用，上海的進(jìn)口品中有大量的市內(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，進(jìn)口同樣可通過影響出口而影響經(jīng)濟(jì)增長。因此，短期內(nèi)，出口和進(jìn)口共同對經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用，把進(jìn)口僅看作GDP的一個減量的認(rèn)識是片面的。雖然上海出口貿(mào)易發(fā)展迅速，出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用明顯，但是，目前上海的出口貿(mào)易還處于以數(shù)量增長為特征的粗放型發(fā)展階段，還存在不少問題，如傳統(tǒng)外貿(mào)體制的制約；出口產(chǎn)品檔次較低，缺乏品牌；出口市場過于集中等。對外貿(mào)易進(jìn)口的促進(jìn)作用還有待于進(jìn)一步發(fā)揮，以實(shí)現(xiàn)上海經(jīng)濟(jì)增長粗放型向集約型的改變。

篇(3)

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；現(xiàn)狀；特點(diǎn)

在當(dāng)前的發(fā)展形勢下，我國對外貿(mào)易發(fā)展隨著國際市場經(jīng)濟(jì)形勢的變化而呈現(xiàn)不同的形態(tài)和趨勢。就目前情況而言，我國對外貿(mào)易的發(fā)展具備一定的優(yōu)勢，但外部影響因素仍然較多，各種原因相互融合，國內(nèi)因素所占的比重越來越大，在企業(yè)經(jīng)營壓力過大的情況下，中國對外貿(mào)易的情況不容樂觀。國際經(jīng)濟(jì)形勢變化不斷，我國對外貿(mào)易存在諸多挑戰(zhàn)和機(jī)遇，且我國對外貿(mào)易發(fā)展存在其顯著地特點(diǎn)。

一、我國對外貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀

我國對外貿(mào)易的現(xiàn)狀是優(yōu)勢和劣勢、機(jī)遇與挑戰(zhàn)并存的局勢。自經(jīng)融危機(jī)以后，世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然處于復(fù)蘇階段，在民眾對商業(yè)市場的逐步恢復(fù)信心的過程中，國際市場金融局勢緊張的問題得到緩解，而私人消費(fèi)與跨國投資也在不同程度的基礎(chǔ)上得到恢復(fù)。在國際形勢大背景的驅(qū)動下，我國對外貿(mào)易呈現(xiàn)的狀態(tài)主要表現(xiàn)分為兩方面來探討。

1、我國對外貿(mào)易的優(yōu)勢

第一，在國際市場的影響之下，我國對外貿(mào)易在新興市場發(fā)展勢頭強(qiáng)勁。根據(jù)商務(wù)部門最新公布的信息，到2010年，中國與新開發(fā)的市場雙邊貿(mào)易強(qiáng)勁，中國已經(jīng)成為貿(mào)易重要的出口市場，根據(jù)相關(guān)的資料顯示，中國已經(jīng)成為繼日本，韓國，東盟，澳大利亞，南非等國家和地區(qū)第一貿(mào)易伙伴與第一出口目的地，歐盟第二大貿(mào)易伙伴和第二出口目的地，是美國第二大貿(mào)易伙伴和第三大出口目的地。

第二，自2010年以來，中國堅(jiān)持應(yīng)對金融危機(jī)對本國經(jīng)濟(jì)的沖擊，在實(shí)施了一系列計(jì)劃之后，中國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)進(jìn)入到快速調(diào)整與發(fā)展的階段，隨著中國的國民經(jīng)濟(jì)向著預(yù)期的方向發(fā)展，中國在國際上的經(jīng)濟(jì)地位進(jìn)一步得到鞏固，已經(jīng)出現(xiàn)回升與穩(wěn)定增長的趨勢。

自十二五之后，一系列規(guī)劃的實(shí)施為經(jīng)濟(jì)諸如了新的活動力，伴隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，工業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級成為工業(yè)增長的另一個主要原因，伴隨著各級金融系統(tǒng)鼓勵民間的投資以推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，中國的經(jīng)濟(jì)獲得了有效的支撐，持續(xù)平穩(wěn)的發(fā)展。

第三，多雙邊經(jīng)貿(mào)合作的主流形勢為我國對外貿(mào)易的發(fā)展也相應(yīng)的提供了良好的市場和相關(guān)的環(huán)境，在國際金融行業(yè)深受打擊的過程中，全球化的基本發(fā)展態(tài)勢依舊沒有根本改變，在多邊貿(mào)易仍然為國際貿(mào)易主流的情況下，產(chǎn)同國際貿(mào)易的持續(xù)發(fā)展，依舊是貿(mào)易發(fā)展的主流。這對于對外貿(mào)易依存度較高的我國而言，亦有利于對外貿(mào)易的繼續(xù)發(fā)展。

第四，國內(nèi)企業(yè)競爭力和活力的繼續(xù)增強(qiáng)是我國對外貿(mào)易行業(yè)繼續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的根本基礎(chǔ)和源泉。經(jīng)過金融危機(jī)的考驗(yàn)，我國對外貿(mào)易企業(yè)整體國際競爭力繼續(xù)提高，伴隨著中國貿(mào)易活力的持續(xù)增強(qiáng)，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整加快，產(chǎn)品檔次與技術(shù)含量和附加值進(jìn)一步提高。

另外，值得提出的是，我國就對外貿(mào)易的人才和資源開發(fā)而言，依舊具有較大競爭優(yōu)勢。人口基數(shù)大，表示可塑性人才的來源較廣；對外貿(mào)易中服務(wù)產(chǎn)業(yè)的開發(fā)力度和貿(mào)易程度不高，這就表示我國服務(wù)業(yè)貿(mào)易的發(fā)展?jié)摿Υ?、可開拓性足。

2、我國對外貿(mào)易的劣勢

第一，我國在對外貿(mào)易中對知識產(chǎn)權(quán)的重視力度和保護(hù)程度不足。需要特別指出的是，在中國加入世界貿(mào)易組織以來，中國經(jīng)濟(jì)的增長也出現(xiàn)了大幅度的提高，中國與美國，日本與歐盟等國家與地區(qū)的國際貿(mào)易摩擦問題也變得愈來愈嚴(yán)峻。中國中小企業(yè)的自主創(chuàng)新能力偏弱，缺乏響應(yīng)的國際競爭力，雖然中國于1982年出臺《商標(biāo)法》，建立了較為完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)法律法規(guī)體系，但直到現(xiàn)今為止，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識在絕大多數(shù)企業(yè)中依舊較為淡薄，也并沒有引起絕大多數(shù)企業(yè)的相關(guān)重視。

伴隨著企業(yè)基本員工的變動，泄露原單位商業(yè)秘密的現(xiàn)象十分普遍。世界貿(mào)易組織《與貿(mào)易有關(guān)的知識產(chǎn)權(quán)協(xié)議》中的最為重要內(nèi)容雖為商業(yè)秘密保護(hù)，中國的相關(guān)法律也對詞做出了相關(guān)具體規(guī)定，但為數(shù)眾多的企業(yè)與個人對商業(yè)機(jī)密的保護(hù)依舊認(rèn)識的不夠深刻。

第二，國際經(jīng)濟(jì)形勢的影響，導(dǎo)致我國對外貿(mào)易外需增長力度不足。由于金融危機(jī)的影響和各國市場競爭的增強(qiáng)，導(dǎo)致我國對外貿(mào)易外需增長減緩。在現(xiàn)階段的發(fā)展?fàn)顟B(tài)下，世界經(jīng)濟(jì)仍然在復(fù)蘇，不確定的因素依舊較多，世界經(jīng)濟(jì)依舊在內(nèi)低位徘徊。2011年二季度以來，大規(guī)模刺激性政策到期或效應(yīng)逐步減弱，美國與日本經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇明顯放緩，歐洲經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇雖然超出預(yù)期，但由于內(nèi)部失衡加劇，后續(xù)增長依舊乏力。

第三，世界貿(mào)易摩擦的不斷升級和各國貿(mào)易保護(hù)政策的加強(qiáng)，導(dǎo)致我國對外貿(mào)易發(fā)展障礙增多。

第四，國際市場競爭的加劇和生產(chǎn)要素成本的提高，也制約著我國對外貿(mào)易你發(fā)展的步伐。

二、我國對外貿(mào)易發(fā)展的特點(diǎn)

1、我國對外貿(mào)易持續(xù)增長自我國加入WTO以來，對外貿(mào)易始終保持者持續(xù)增長的態(tài)勢。盡管金融危機(jī)后，收國際經(jīng)濟(jì)形勢的影響，增長速度有所減緩，但一直保持增長趨勢。

2、我國對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)分布不合理

我國對外貿(mào)易發(fā)展較充分的是加工貿(mào)易，主要的對外貿(mào)易商品集中輕工行業(yè)，如：服裝生產(chǎn)、玩具加工、高科技產(chǎn)品的下游商品加工。而服務(wù)貿(mào)易等產(chǎn)業(yè)發(fā)展還不充分，新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展等開拓力度還不足。

3、我國對外貿(mào)易發(fā)展受外部環(huán)境影響較大

隨著我國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提高和深化，國際環(huán)境對我國對外貿(mào)易的影響程度也在不斷增強(qiáng)，各國政治形勢和經(jīng)濟(jì)格局的變化始終牽動著我國對外貿(mào)易的每一根神經(jīng)弦。

4、我國進(jìn)出口貿(mào)易方式向多樣化發(fā)展

我國進(jìn)出口貿(mào)易方式除了包括一般貿(mào)易、補(bǔ)償貿(mào)易、來料加工貿(mào)易、進(jìn)料加工貿(mào)易、租賃貿(mào)易、易貨貿(mào)易，還包括出料加工貿(mào)易、保稅倉庫進(jìn)出境貨物、保稅區(qū)倉儲沌口貨物等。

結(jié)語：中國對外貿(mào)易在國際市場的影響下，呈現(xiàn)緩慢增長的趨勢。雖然我國對外貿(mào)易發(fā)展一直保持增速，但其發(fā)展存在較多不足，需要改進(jìn)并增強(qiáng)市場競爭力。（作者單位：內(nèi)蒙古師范大學(xué)法政學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] 于海.我國與新興市場貿(mào)易增勢強(qiáng)勁[J].機(jī)械制造，2011，（03）

篇(4)

[關(guān)鍵詞] 對外貿(mào)易依存度 依存度

外貿(mào)易依存度是指一定時(shí)期內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易值與該國同時(shí)期國民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值的對比關(guān)系，它是衡量一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易的依賴程度。近年來，隨著我國對外貿(mào)易的加快發(fā)展，我國的對外貿(mào)易依存度也呈現(xiàn)出不斷上升的勢頭。

自2001年中國加入世界貿(mào)易組織后，對外貿(mào)易在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中的作用日益突出。伴隨著我國對外貿(mào)易規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大，對外貿(mào)易依存度也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于世界外貿(mào)依存度的平均水平。與國際相比較，我國的外貿(mào)依存度呈現(xiàn)出以下四個自身鮮明的特征:(1)我國外貿(mào)依存度的提高與國際發(fā)展趨勢基本保持一致。(2)外貿(mào)依存度持續(xù)增長。(3)我國的出口貿(mào)易依存度一直高于進(jìn)口貿(mào)易依存度。(4)我國對外貿(mào)易依存度的提高同世界經(jīng)濟(jì)增長是同步的。下面來具體分析。

一、中國外貿(mào)依存度過高的原因分析

1.中國對外貿(mào)易的增長速度過快，明顯高于GDP的增速

改革開放以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)融入世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快，中國對外貿(mào)易發(fā)展迅速，從2004年至今對外貿(mào)易規(guī)模穩(wěn)居世界第3位。與此同時(shí)，國內(nèi)GDP則維持在一個相對穩(wěn)定的增速上。所以對外貿(mào)易的增長速度越快，外貿(mào)依存度則越高，可見，中國對外貿(mào)易的快速發(fā)展是導(dǎo)致外貿(mào)依存度持續(xù)走高的直接原因。

2.經(jīng)濟(jì)全球化的加速發(fā)展

經(jīng)濟(jì)全球化的日益深化以及國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不斷改善，為中國對外貿(mào)易的發(fā)展提供了良好的機(jī)遇。中國外貿(mào)依存度的提高與世界經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的發(fā)展趨勢基本吻合。國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢的普遍利好為中國對外貿(mào)易的發(fā)展提供了良好的內(nèi)、外部環(huán)境，極大地拓展了中國進(jìn)出口,特別是出口的空間。

3.中國的貿(mào)易導(dǎo)向戰(zhàn)略

中國一直利用稅收手段鼓勵資本品進(jìn)口，如進(jìn)口設(shè)備稅收的可抵扣、“三減兩免”等優(yōu)惠政策。與此同時(shí)，地方政府出臺的出口補(bǔ)貼和貼息等政策鼓勵了企業(yè)出口，甚至在有些地區(qū)把出口創(chuàng)匯作為考核干部政績的一個主要內(nèi)容，從而導(dǎo)致各地外貿(mào)企業(yè)的出口積極性空前提高。在出口和進(jìn)口的雙向激勵下，中國的進(jìn)出口總量快速上升，貿(mào)易導(dǎo)向戰(zhàn)略推動了外貿(mào)依存度的提高。

4.外商直接投資帶動加工貿(mào)易的迅速發(fā)展

改革開放后，中國成為發(fā)展中國家中最大的吸收外商投資國。很多外商看準(zhǔn)了中國在廉價(jià)勞動力上具有的巨大優(yōu)勢，把中國作為其加工基地，大量開展加工貿(mào)易。加工貿(mào)易是“兩頭在外，一頭在內(nèi)”的一種貿(mào)易方式，其外貿(mào)傾向性大大高于其他企業(yè)。由于加工貿(mào)易的自身特點(diǎn)及其在中國對外貿(mào)易中占據(jù)的較大比重必然導(dǎo)致中國外貿(mào)依存度存在高估。

二、政策建議

1.改變對進(jìn)出口數(shù)量持續(xù)增長的一味追求

要想推動中國從貿(mào)易大國走向貿(mào)易強(qiáng)國，應(yīng)該制定更為合理、符合國情的對外貿(mào)易政策，放棄以追求貿(mào)易目標(biāo)增長為對外貿(mào)易政策核心的一貫做法，建立科學(xué)評判外貿(mào)政策和政策實(shí)施效果的指標(biāo)體系，將“以質(zhì)取勝”確立為整個外貿(mào)政策的核心，追求效益的最大化和能源資源使用的最小化，以利于提升中國整體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量和外貿(mào)核心競爭力。

2.重視國內(nèi)市場對經(jīng)濟(jì)的拉動效應(yīng)

世界經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加速，促使我們必須為經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長提供動力，而動力應(yīng)來源于國內(nèi)和國外兩個市場。過于強(qiáng)調(diào)出口導(dǎo)向、忽視國內(nèi)市場對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用是片面的。因此，應(yīng)在鞏固現(xiàn)有外貿(mào)市場份額的基礎(chǔ)上，在對外貿(mào)易持續(xù)健康增長的同時(shí)，擴(kuò)大國內(nèi)市場對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用和影響，制定兼顧內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)政策，從而避免任何一個市場出現(xiàn)波動時(shí)，對中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行造成不利影響的可能。為此，要使用法律手段，保證全國工資水平的持續(xù)增長，增加國民收入和有效供給，提高內(nèi)需在拉動經(jīng)濟(jì)增長中的作用和地位。

3.加快加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級

盡管加工貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長功不可沒，但目前的加工貿(mào)易仍面臨諸多問題，如企業(yè)核心技術(shù)自主研發(fā)能力不足，產(chǎn)品檔次偏低，缺少高附加值、高新技術(shù)、高創(chuàng)匯的產(chǎn)品，資源和能源浪費(fèi)嚴(yán)重；國內(nèi)加工企業(yè)營銷能力弱，對特定市場依存度過高，易受國際經(jīng)濟(jì)波動影響，抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱等。為此，應(yīng)大力推進(jìn)加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級，促進(jìn)加工企業(yè)增大核心技術(shù)與關(guān)鍵零部件的進(jìn)口，提高國際市場經(jīng)營開拓能力，變中國的加工地位為生產(chǎn)經(jīng)營地位，以提高加工貿(mào)易對國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度。

4.落實(shí)“國民待遇”原則，防止落入“引進(jìn)依賴”陷阱

一方面，按照市場經(jīng)濟(jì)公平競爭和WTO 國民待遇的原則，逐步取消對中資企業(yè)在稅收和銀行貸款上的優(yōu)惠。從長遠(yuǎn)角度改善中國出口商品的結(jié)構(gòu)，提高出口商品的檔次和價(jià)格，增加企業(yè)利潤，改變大量出口資源消耗型和勞動密集型商品的舊格局，提高資源和能源的使用效率。

另一方面，按照中國入世承諾，盡快實(shí)現(xiàn)對外資企業(yè)的國民待遇原則，取消各種“超國民待遇”的優(yōu)惠，通過提高外資進(jìn)入中國市場的門檻來提高外資的質(zhì)量，防止中國經(jīng)濟(jì)落入“引進(jìn)依賴”陷阱。當(dāng)前，國內(nèi)大部分產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)了供大于求、重復(fù)投資、出口增長過快的問題。我國引進(jìn)的5000 多億外國直接投資中，技術(shù)含量較高的投資不到40％，而60％以上的外資屬于規(guī)模小，技術(shù)含量低的。由于我國的勞動密集型商品市場已經(jīng)飽和，因此這些投資所生產(chǎn)的產(chǎn)品只能紛紛涌向國外市場，這就造成了中國勞動密集型產(chǎn)品不斷的大量出口。此外，一些不符合我國產(chǎn)業(yè)政策的外資還嚴(yán)重干擾了我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。因此，對這部分資本必須加強(qiáng)規(guī)范和引導(dǎo)。

參考文獻(xiàn)：

[1]尹冬梅:我國外貿(mào)依存度不斷攀升的原因[J].對外經(jīng)濟(jì)關(guān)系，2007，（60）

篇(5)

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)

一、引言

對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要內(nèi)容。國家十二五規(guī)劃中明確提出了內(nèi)陸開放及推進(jìn)重慶兩江新區(qū)開發(fā)開放。因此對重慶市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的研究具有重要的意義。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系做了大量的實(shí)證分析，Marshall和Jung（1997）對37個發(fā)展中國家和地區(qū)1950-1981年出口和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究結(jié)果表明有20個國家的出口和經(jīng)濟(jì)增長之間不存在因果關(guān)系，16個國家只存在單向的因果關(guān)系，只有一個國家以色列的出口和經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向因果關(guān)系。李坤望、李平（1994）運(yùn)用回歸分析法，得出了出口增長對我國經(jīng)濟(jì)增長存在著積極的影響，但經(jīng)濟(jì)增長對出口增長則沒有影響的結(jié)論。范柏乃、兵（2004）通過回歸分析得出，我國的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著較強(qiáng)的互為因果的關(guān)系。陳偉國、范大良（2004）認(rèn)為進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長存在的是單向的因果關(guān)系。研究文獻(xiàn)雖多，但多是針對全國或東部沿海地區(qū)，對內(nèi)陸或西部地區(qū)的研究較少。本文基于重慶1987-2009年的樣本數(shù)據(jù)，對重慶市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn)。

二、重慶市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展現(xiàn)狀

1987年以來，重慶市的進(jìn)出口貿(mào)易值和GDP總體上保持增長的趨勢，由于受到2008年國際金融危機(jī)的影響，2009年進(jìn)出口貿(mào)易出現(xiàn)下降，但經(jīng)濟(jì)總體上還是增長。1987-2009這22年期間進(jìn)出口貿(mào)易總額年均增長率為19.2%，進(jìn)口和出口額的年均增長率分別為19.6%，18.9%，GDP的年均增長率為17%。受到亞洲金融危機(jī)和2008年國際金融的影響，進(jìn)口額1997、1998年出現(xiàn)下降，出口額1996-1999年總體下降，但是1997年出現(xiàn)反總體趨勢的增長，主要是因?yàn)橹貞c直轄市的成立，使得其出口得到較大幅度的提升。GDP在兩次金融危機(jī)中依然保持增長的趨勢。國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境僅對重慶進(jìn)出口貿(mào)易的影響較大，但對于重慶市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的影響較小，一方面說明了重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要依賴于自身發(fā)展的需求，另一方面也表明了重慶市國際接軌程度較低，對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用相對較弱。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)的選擇與說明

本文采取重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)。相關(guān)變量界定如下：經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)以重慶市的生產(chǎn)總值GDP表示；進(jìn)出口額M，X以當(dāng)年平均匯率計(jì)算為人民幣，當(dāng)年平均匯率數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局。為保證數(shù)據(jù)的可比性和容易得到平穩(wěn)序列而消除可能存在異方差，分別對三個變量取自然對數(shù)，即：LNGDP，LNM，LNX。相對應(yīng)的一次差分分別為D（LNGDP），D（LNM），D（LNX）。

（二）數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Eviews5.0，通過ADF檢驗(yàn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)順序?yàn)椋簭暮谐?shù)項(xiàng)和時(shí)間項(xiàng)模型開始，然后為只含常數(shù)項(xiàng)模型，最后為既不含常數(shù)項(xiàng)也不含時(shí)間項(xiàng)模型。在三種情況下都無法形成穩(wěn)定的時(shí)間序列的，再進(jìn)行一階差分重復(fù)上述檢驗(yàn)過程直到達(dá)到穩(wěn)態(tài)為止。檢驗(yàn)結(jié)果表明，LNGDP、LNM，LNX都是1階單整序列，即都為I（1），因此符合協(xié)整分析條件。其平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，如表1所示。

（三）協(xié)整分析

本文采用Johansen極大似然方法來檢驗(yàn)LNGDP、LNM和LNX之間的協(xié)整關(guān)系，由于協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)際上是一種基于向量自回歸（VAR）的檢驗(yàn)方法，在對外貿(mào)易水平與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的分析之前，先進(jìn)行最優(yōu)滯后項(xiàng)的確定，最優(yōu)滯后階數(shù)為4階。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，如表2所示。

LNGDP與LNM、LNX之間分別存在協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程如下：

LNGDP＝3.880622+0.385729lnx+

（0.09190） （0.12179）

0.5174191nm

（0.13382）

由上方程可知，LNX前的回歸系數(shù)為，表明出口與GDP之間存在正向關(guān)系，GDP對出口的彈性為，而LNM前的回歸系數(shù)為，表明進(jìn)口與GDP之間存在正向關(guān)系，GDP對進(jìn)口的彈性為，因此，進(jìn)口比出口對經(jīng)濟(jì)增長有更強(qiáng)的作用。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即是由貿(mào)易的擴(kuò)張帶來經(jīng)濟(jì)的增長，還是經(jīng)濟(jì)增長帶來貿(mào)易的擴(kuò)張，需要進(jìn)一步驗(yàn)證，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，在5%的顯著水平下，INGDP沒有引致LNM被拒絕，說明至少以95%的概率可以保證經(jīng)濟(jì)增長影響進(jìn)口額。但是對外貿(mào)易不能引致經(jīng)濟(jì)增長的零假設(shè)不能被拒絕，即接受零假設(shè)，說明對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長影響不顯著，經(jīng)濟(jì)增長不能引致出口額的零假設(shè)不能被拒絕，即接受零假設(shè)，說明經(jīng)濟(jì)增長對出口的促進(jìn)作用并不顯著。因此只存在經(jīng)濟(jì)增長引致對外貿(mào)易進(jìn)口增長的單向因果關(guān)系。

四、實(shí)證研究結(jié)論

本文通過對1987-2009年重慶市對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的分析，從以上計(jì)量模型分析結(jié)果可以得出結(jié)論如下。

第一，從平穩(wěn)性檢驗(yàn)的角度，LNGDP、LNX和LNM的一階差分序列平穩(wěn)，重慶市GDP與進(jìn)、出口是二階單整序列。

第二，通過協(xié)整檢驗(yàn)及由此得出的協(xié)整方程表明，雖然重慶市GDP和進(jìn)、出口之間是非平穩(wěn)的，但長期的動態(tài)均衡關(guān)系說明三者之間存在內(nèi)在穩(wěn)定機(jī)制。由協(xié)整關(guān)系式可知，重慶市經(jīng)濟(jì)增長與出口和進(jìn)口之間存在正相關(guān)的關(guān)系，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的作用強(qiáng)于出口。

第三，從格蘭杰因果檢驗(yàn)上看，在5%顯著水平上，重慶市GDP與進(jìn)口存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

1.Michael,M.Exports and Economic Growth: an Imperial Investigation[J].Journal of Development Economics,1997(8).

2.李坤望,李平.出口與中國經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,1994(2).

3.范柏乃,兵.我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系研究[J].國際貿(mào)易問題研究,2004(9).

篇(6)

[關(guān)鍵詞] 對外貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整檢驗(yàn) Granger因果檢驗(yàn)

一、文獻(xiàn)綜述

我國改革開放以來，對外貿(mào)易不斷發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長速度顯著提高，成為全球經(jīng)濟(jì)增長速度最快的國家之一。在經(jīng)濟(jì)學(xué)界，對外貿(mào)易是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一直是一個有爭論的問題。在國內(nèi)外的文獻(xiàn)中，大致存在三種觀點(diǎn)：促進(jìn)論、阻礙論、折衷論。

英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家亞當(dāng)?斯密最早提出了“對外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)”的思想，在此之后，李嘉圖、約翰?穆勒以及D?R?納克斯、勞爾?普雷畢什在他們的著作、模型中都把對外貿(mào)易作為經(jīng)濟(jì)增長的一個重要因素。對外貿(mào)易對一國經(jīng)濟(jì)增長具有不可忽視的作用，是理論研究界已證實(shí)的論點(diǎn)，也是我國經(jīng)濟(jì)學(xué)界普遍認(rèn)同的觀點(diǎn)。近幾年，就我國對外貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用這個問題，國內(nèi)許多學(xué)者做了大量的實(shí)證研究。

20世紀(jì)90年代起，國內(nèi)外學(xué)者開始關(guān)注出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的研究。Kwan&Cotsomitis(1991)最早根據(jù)中國1952年～1985和1952年～1978年兩個樣本期的數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)1952年～1985年期間出口貿(mào)易與中國經(jīng)濟(jì)增長存在雙向因果關(guān)系，而在1952年～1978年期間則不存在這種關(guān)系；李文(1997)運(yùn)用經(jīng)濟(jì)增長模型進(jìn)行了實(shí)證分析，得出由于出口部門的要素生產(chǎn)率高于非出口部門的要素生產(chǎn)率，從而出口增長對我國經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的拉動作用；彭福偉(1999)，張小濟(jì)(1999)從凈出口的角度的實(shí)證分析，得出凈出口與經(jīng)濟(jì)增長并非強(qiáng)度相關(guān)的結(jié)論；賴明勇等(1998)和尹翔碩等(l997)則通過將國民生產(chǎn)總值分為出口產(chǎn)業(yè)部門和非出口產(chǎn)業(yè)部門，并通過簡單線性回歸得出，出口貿(mào)易對非出口部門乃至整個經(jīng)濟(jì)增長推動作用不強(qiáng)的觀點(diǎn)。楊全發(fā)(1998)運(yùn)用巴拉薩和費(fèi)德模型，對我國改革開放以來的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸分析，得出得出制成品出口增長與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，初級產(chǎn)品出口增長與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)；李國柱分析了制度變遷下出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)不同制度下貿(mào)易乘數(shù)并不相等。

對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究方法主要有三種：一是利用橫截面數(shù)據(jù)對對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長等變量進(jìn)行普通最小二乘法；二是利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)對對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長等變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、因果關(guān)系分析等，具體方法有三種：第一，利用有限階的向量自回歸模型（VAR），使用LR統(tǒng)計(jì)量、WALD統(tǒng)計(jì)量、F 統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)；第二， 脈沖響應(yīng)函數(shù)法（IRFs）；第三，預(yù)測誤差方差分解法（FECVDs）。三是利用橫截面和時(shí)間序列數(shù)據(jù)組成的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。后兩種方法現(xiàn)已成為主要的實(shí)證研究方法。

本文采用近年來主流的單位根檢驗(yàn)（ADF 檢驗(yàn)）、Granger檢驗(yàn)和協(xié)整理論，根據(jù)我國1978年～2006年的數(shù)據(jù)，對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，探討我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系，并得出相應(yīng)的結(jié)論。

二、協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

1.樣本的選取及基本特征

本文采用1978年到2006年共29年的年度數(shù)據(jù)，用出口總額(EX)、進(jìn)口總額(IM)和進(jìn)出口總額（TOT）來反映對外貿(mào)易狀況；用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來反映經(jīng)濟(jì)增長，均以現(xiàn)價(jià)形式表示，使用1978年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，以消除物價(jià)因素的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差，為了避免數(shù)據(jù)序列的劇烈波動，分別對四個變量取自然對數(shù)，即:LGDPt=ln(LGDPt/pt)，LEXt(EXt/pt)，LIMt=ln(IMt/pt)，LTOTt=(TOTt/pt)，各變量的變化趨勢見圖1。數(shù)據(jù)表明，1978年以來我國的對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長都保持著一個強(qiáng)勁的增長勢頭，其中在1978年到2007年30年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長15.08%，出口平均增長率為23.45%，進(jìn)口平均增長率為22.01%。

從圖1可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額、進(jìn)口總額和進(jìn)出口總額都隨著時(shí)間的增長而有不斷增長的趨勢，并且變動的方向與步調(diào)較為一致，說明這四個變量都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。我們對各變量進(jìn)行一階差分，分別用LGDP、LEX、LIM、LTOT表示，其變化情況見圖2，從圖2可看出，一階差分后各變量的時(shí)間序列變得較為平穩(wěn)。

對于非平穩(wěn)的時(shí)間序列，如果利用傳統(tǒng)的回歸分析時(shí)，會產(chǎn)生“偽回歸”。 針對此情況，我們首先對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以檢驗(yàn)各變量的時(shí)間序列的平穩(wěn)性，若為非平穩(wěn)，則檢驗(yàn)這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們再對各變量之間是否存在Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.各變量的單位根檢驗(yàn)

在這里我們使用Eviews5.1軟件對各變量分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，所使用的方法為ADF檢驗(yàn)法(Augmented Dickey-Fuller Test)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

注:表示一階差分；（c,t,k）分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢和滯后的階數(shù)，0表示不包括c或t，加入滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)為白噪聲。

由表1可見，原序列的ADF值均大于臨界值，說明原序列在5%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)序列；而一階差分以后的ADF值均小于臨界值，因此，可以認(rèn)為序列經(jīng)過差分后在5%的顯著性水平下達(dá)到平穩(wěn)，即所有變量均為非平穩(wěn)的一階單整過程，我們可以用它做長期協(xié)整分析。

3.變量間的協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整概念是20世紀(jì)80年代由恩格爾-格蘭杰(Engle - Granger)提出的，后來被眾多計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家發(fā)展成為協(xié)整理論和誤差修正模型。關(guān)于協(xié)整檢驗(yàn)的研究已經(jīng)發(fā)展成了兩種主要的方法：一是Engle - Granger兩步檢驗(yàn)法。即首先用最小二乘法對變量進(jìn)行協(xié)整回歸。然后再把協(xié)整回歸所得到的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。若殘差序列是平穩(wěn)的。則說明存在協(xié)整關(guān)系；否則就不存在。第二種是Johansen的極大似然檢驗(yàn)法。通過建立基于最大特征值的似然比統(tǒng)計(jì)量來判別變量之間的協(xié)整關(guān)系。

從以上的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，序列l(wèi)ngdp、lnim、lnex都是一階單整的，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

Johansen(1988)和Johansen&Juselius(1990)提出了似然比檢驗(yàn)方法，對于協(xié)整向量個數(shù)可以構(gòu)造兩個統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)：一個是跡統(tǒng)計(jì)量，一個是最大特征值統(tǒng)計(jì)量。本文采用最大特征值的協(xié)整檢驗(yàn)來分析變量LGDP、LEX、LIM之間的協(xié)整關(guān)系。在使用Johansen程序來檢驗(yàn)變量LGDP、LEX、LIM之間的協(xié)整關(guān)系過程中，其中模型最優(yōu)滯后期的選擇根據(jù)無約束VAR模型的殘差分析而得到，為滯后2階，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

注:Joansen檢驗(yàn)中，選擇序列有線性趨勢且協(xié)整方程僅有截距。

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下， LGDP、LEX、LIM之間存在惟一協(xié)整關(guān)系，即三者之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，估計(jì)出的協(xié)整方程為：

LGDP=1.830679LEX-1.243807LIM+5.018887

（0.25812） （0.27455）

其中括號內(nèi)的數(shù)值為回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差。

協(xié)整方程表明：長期來看，國內(nèi)生產(chǎn)總值與進(jìn)口、出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，出口變量前的系數(shù)為1.830679，說明出口對GDP產(chǎn)生積極的影響，出口與GDP之間是一種正向的關(guān)系，即出口的增加可以帶動GDP的增加，出口每增加1個百分點(diǎn)，GDP將增加1.830679個百分點(diǎn)；進(jìn)口變量前的系數(shù)為-1.243807，說明進(jìn)口對GDP產(chǎn)生消極的影響，進(jìn)口與GDP之間是一種負(fù)向的關(guān)系，即進(jìn)口的增加使得GDP減少，進(jìn)口每增加1個百分點(diǎn)，GDP將減少1.248307個百分點(diǎn)。

4.Granger因果檢驗(yàn)

在這里我們使用Eviews5.1軟件對各變量分別進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：1)LEX不是LGDP的格蘭杰成因，但在5%的顯著性水平下, LGDP是LEX的格蘭杰成因，即在長期內(nèi)GDP的增長是導(dǎo)致出口增長的原因，但出口增長不是GDP增長的原因；2)LIM不是LGDP的格蘭杰成因，而在5%的顯著性水平下，LGDP是LIM的格蘭杰成因，即在長期內(nèi)， GDP的增長將導(dǎo)致進(jìn)口的增長，但進(jìn)口增長不是GDP增長的原因。

三、結(jié)論

根據(jù)上述的實(shí)證研究，對于中國對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文得出如下兩點(diǎn)結(jié)論：

1.因果關(guān)系檢驗(yàn)表明,我國經(jīng)濟(jì)的快速增長是進(jìn)出口貿(mào)易增長的格蘭杰原因，但進(jìn)出口貿(mào)易的增加并不是我國經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰成因。

2.協(xié)整方程表明：我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與進(jìn)口、出口之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即進(jìn)口、出口與GDP之間存在著長期動態(tài)均衡關(guān)系，長期內(nèi)，出口增長帶動我國經(jīng)濟(jì)的增長，但進(jìn)口增長并不能帶到那個我國經(jīng)濟(jì)的增長。

參考文獻(xiàn)：

[1]李小平朱鐘棣:對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗(yàn)――對上海市1978~2001年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004（2）

[2]許啟發(fā)蔣翠俠:對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)分析[J].預(yù)測，2002（2）

[3]李軍:我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2001（5）

篇(7)

關(guān)鍵詞：欠發(fā)達(dá)區(qū)域；對外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；實(shí)證分析；甘肅省

中圖分類號：F127.4文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1003-4161(2007)05-0025-04

1.引言

從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論來分析，對外貿(mào)易、投資、消費(fèi)是拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的三個重要因素，對外貿(mào)易對于一國（或一地區(qū)）的經(jīng)濟(jì)增長有重要的促進(jìn)作用。早期的古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家就闡述了“貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)”，并為發(fā)達(dá)國家的歷史經(jīng)驗(yàn)所證實(shí)，對于當(dāng)今發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長仍然具有適應(yīng)性。外貿(mào)不僅可以擴(kuò)大欠發(fā)達(dá)區(qū)域的總產(chǎn)出和出口，而且可以換回經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本品及中間產(chǎn)品，為欠發(fā)達(dá)區(qū)域?qū)嵭泄I(yè)化、改變傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、提高專業(yè)化水平、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供必要的條件。所以，對外貿(mào)易與國民經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系問題也就成為理論研究和實(shí)踐發(fā)展過程中探討的熱點(diǎn)問題。本文旨在分析對外貿(mào)易與甘肅省經(jīng)濟(jì)增長之間的數(shù)量關(guān)系，試圖測度出對外貿(mào)易對甘肅經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，使我們對甘肅省外貿(mào)的現(xiàn)狀有一個真實(shí)的認(rèn)識，并對結(jié)果進(jìn)行分析與討論，進(jìn)而提出類似區(qū)域通過對外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)政策建議。

2.計(jì)量模型及回歸分析

在進(jìn)行傳統(tǒng)的回歸分析時(shí),要求所選用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的,以避免由于“變化趨勢”存在而導(dǎo)致的“偽回歸問題”。但大多數(shù)情況下,時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的,不滿足傳統(tǒng)回歸分析中對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的假定。計(jì)量分析時(shí),首先要對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用甘肅省1978年~2005年的海關(guān)及外匯管理統(tǒng)計(jì)資料，通過對進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性分析，以計(jì)量角度具體分析對外貿(mào)易對甘肅經(jīng)濟(jì)增長過程中所起的作用。由于本文僅僅分析進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)分析，假定其他因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響不變或影響是穩(wěn)定的，由此可以用一元線性回歸模型來討論。用Y表示GDP，Z表示進(jìn)出口總額，IM表示進(jìn)口額，EX表示出口額，α為常數(shù)項(xiàng)，β為系數(shù)，е為誤差項(xiàng)，建立一元線性回歸模型，利用相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS方法，借助SPSS軟件進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：

從相關(guān)系數(shù)來看，GDP與進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額都具有顯著的相關(guān)性。其中，進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額與GDP的相關(guān)性分別達(dá)到了0.935、0.881和0.950。

模型擬合值R2=0.875，F(xiàn)檢驗(yàn)值：F=174.42＞F0.01=7.72

說明模型總體線性擬和程度較好，R的平方為0.875,證明自變量對經(jīng)濟(jì)增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，這一回歸方程表示，甘肅省進(jìn)出口總額每增加1億元，可以增加11.747億元的GDP。

說明模型總體線性擬和程度較好，R的平方為0.777,證明自變量對經(jīng)濟(jì)增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，這一回歸方程表示，甘肅省每進(jìn)口1億元，可以增加27.124億元的GDP。

在開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國的經(jīng)濟(jì)分為出口部門和非出口部門，用公式表示為Y=D+EX，D表示為非出口部門，其中Y本身包含了EX部分，所以在具體分析出口總額對經(jīng)濟(jì)增長的影響時(shí)，采用非出口部門和出口總額的數(shù)據(jù)。

說明模型總體線性擬和程度較好，R的平方為0.900,證明自變量對經(jīng)濟(jì)增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，這一回歸方程表示，甘肅省每出口1億元，可以增加18.704億元的GDP。

為具體測度甘肅省GDP經(jīng)濟(jì)增長的出口彈性和進(jìn)口彈性，建立兩個對數(shù)模型，并用同樣的方法進(jìn)行估計(jì)，以下是估計(jì)的結(jié)果：

說明模型總體線性擬和程度好，R的平方為0.929,證明自變量對經(jīng)濟(jì)增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，出口每增加一個單位，GDP增加0.633個單位。

系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差T檢驗(yàn)值顯著性水平(Constant)5.2930.07273.303.000IM0.5040.03415.023.000

說明模型總體線性擬和程度好，R的平方為0.911,證明自變量對經(jīng)濟(jì)增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，進(jìn)口每增加一個單位，GDP增加0.504個單位。

3.對模型結(jié)果和討論

3.1 結(jié)果的解釋

通過對以上模型的分析，可以對甘肅省對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長有更具體的了解，其中進(jìn)出口總額、進(jìn)口額和出口額對GDP的邊際產(chǎn)量達(dá)到了11.747、27.124、18.704單位，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國的1.520、2.944和3.119單位，甚至高出出口大省廣東省對外貿(mào)易對GDP的邊際產(chǎn)量6.585、14.911和11.629單位，由此可以從量化的角度判斷：擴(kuò)大對外貿(mào)易對甘肅省的經(jīng)濟(jì)增長具有重要的推動作用。具體分析進(jìn)口額和出口額對GDP的邊際產(chǎn)出，可以看出進(jìn)口對GDP的增長明顯高于出口的影響，高出8.42個單位。從模型4、5中得出甘肅省GDP的出口彈性和進(jìn)口彈性分別為0.633和0.504，低于單位彈性，主要是因?yàn)楦拭C省進(jìn)出口商品以初級產(chǎn)品為主，在對外貿(mào)易中占據(jù)了絕對的比重，長期保持在80%以上，且主要集中在礦產(chǎn)品、化工產(chǎn)品以及金屬制品三項(xiàng)，占對外貿(mào)易總額的76.8%，而我國對外貿(mào)易中初級產(chǎn)品在進(jìn)出口總額所占比重只有不足20%。由于初級產(chǎn)品生產(chǎn)中技術(shù)落后，生產(chǎn)率提高緩慢，同時(shí)發(fā)達(dá)國家對初級產(chǎn)品需求彈性低，加之替代品的開發(fā)和貿(mào)易保護(hù)主義障礙，使初級產(chǎn)品在對外貿(mào)易中處于不利的地位?？傮w上分析，雖然甘肅省對外貿(mào)易在改革開放后快速發(fā)展，但是主要集中在初級產(chǎn)品，且外貿(mào)進(jìn)出口總額偏小，其對GDP總量增長的貢獻(xiàn)偏低。

通過對對外貿(mào)易各個因素的絕對數(shù)量與相對數(shù)量的回歸分析，從這些結(jié)果中我們可以得出以下結(jié)論:對外貿(mào)易對甘肅省的GDP增長有較強(qiáng)的促進(jìn)和拉動作用，同時(shí)進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的拉動作用要明顯高于出口。在對外貿(mào)易中，進(jìn)口與出口是兩個同樣重要的部分，進(jìn)口對甘肅經(jīng)濟(jì)增長所具有的拉動作用，甚至還超過了出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的作用，這也從實(shí)證的角度對甘肅省自改革開放以來一直強(qiáng)調(diào)的進(jìn)出口拉動經(jīng)濟(jì)增長的觀點(diǎn)有了重新認(rèn)識。結(jié)合甘肅省的實(shí)際情況，我們認(rèn)為主要原因是:

(l)對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長是非平穩(wěn)的，但是從長期來看，它們之間卻構(gòu)成長期的均衡關(guān)系。雖然出口能帶來GDP的提高，但因?yàn)楝F(xiàn)階段，甘肅省的制成品出口主要集中于一些低層次產(chǎn)品，在制成品出口方面甘肅省并不存在比較優(yōu)勢，這樣出口的進(jìn)一步擴(kuò)大便不能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生強(qiáng)有力的促進(jìn)作用。由于進(jìn)口國內(nèi)稀缺的先進(jìn)設(shè)備和產(chǎn)品零部件可以與本省豐富的勞動力資源相結(jié)合，充分利用省內(nèi)勞動力成本低的優(yōu)勢。同時(shí)，也可以增加投資和居民消費(fèi)，所以對經(jīng)濟(jì)的快速增長有明顯促進(jìn)作用。

(2)通過進(jìn)口，可以加劇競爭，促進(jìn)省內(nèi)相關(guān)企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品更新，技術(shù)升級和提高生產(chǎn)效率，盡管增加進(jìn)口可能在短時(shí)間內(nèi)對國內(nèi)企業(yè)造成一定沖擊，但競爭可以帶來高效率和整體競爭力的提升，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在強(qiáng)調(diào)出口的同時(shí)，必須考慮進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果顯示，進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長也起著十分重要的拉動作用。

(3)進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長主要是因?yàn)?，從長期角度分析，經(jīng)濟(jì)增長的主要因素是要素供給的增加和技術(shù)生產(chǎn)率的提高。進(jìn)口中往往包括大量先進(jìn)的設(shè)備和先進(jìn)技術(shù)，會促使科技進(jìn)步和生產(chǎn)率的提高，從而促進(jìn)GDP的增長。因?yàn)檫@需要一個過程，所以進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮作用的時(shí)滯性也就能理解了。也就是說，通過進(jìn)口，可以引進(jìn)國外的先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)和科學(xué)的管理思想和經(jīng)驗(yàn)，從而，減少甘肅省的資源浪費(fèi)，提高企業(yè)生產(chǎn)效率，促進(jìn)甘肅省經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。

3.2 模型的不足與討論

（1）對甘肅省進(jìn)出口進(jìn)行簡單的線性回歸分析的方法并不完美,這是因?yàn)檫M(jìn)、出口和GDP這三個變量均為非平穩(wěn)序列,對非平穩(wěn)序列進(jìn)行線性回歸本身在計(jì)量方法上就可能存在偽回歸的問題,從而導(dǎo)致回歸模型回歸的結(jié)果其解釋意義需進(jìn)一步完善。

（2）相關(guān)關(guān)系并非因果關(guān)系,甘肅省進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長的正相關(guān)關(guān)系,有可能是因?yàn)檫M(jìn)出口擴(kuò)張促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長,也有可能是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長推動了進(jìn)出口的增加，也有可能是伴隨開放政策的其他宏觀經(jīng)濟(jì)政策的支持導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長。因此,本文以進(jìn)、出口和GDP總量回歸分析為主要手段的實(shí)證研究也需要進(jìn)一步完善。如果要從實(shí)證的角度解決甘肅省貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系這一難題,必須對進(jìn)出口、GDP進(jìn)行進(jìn)一步的分解,如GDP增長的哪一部分是進(jìn)、出口所致,哪一部分是國內(nèi)自身因素所致,而這在統(tǒng)計(jì)資料和技術(shù)分析方面還有一定的難度。

4.政策含義與對策建議

對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長理論在西方經(jīng)濟(jì)理論中占有重要地位，其中較為經(jīng)典的理論是“對外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長發(fā)動機(jī)學(xué)說”和“對外貿(mào)易乘數(shù)理論”。許多西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家都認(rèn)為，對外貿(mào)易不僅能夠使世界資源得到更有效的配置，從而使貿(mào)易各方都能夠直接受益，還會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接和間接的影響。因此，世界大多數(shù)國家都將對外貿(mào)易，特別是出口貿(mào)易作為國民經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展戰(zhàn)略。我們有理由相信,隨著經(jīng)濟(jì)一體化和全球化趨勢的不斷深入，對外貿(mào)易的作用將會越來越大。前發(fā)達(dá)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)仍在騰飛,兌現(xiàn)入世承諾之后市場化和自由化程度會不斷的提高,宏觀環(huán)境對欠發(fā)達(dá)區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的推動作用將會是全面和深遠(yuǎn)的,而其效應(yīng)目前尚未完全體現(xiàn)。因此，欠發(fā)達(dá)區(qū)域的對外貿(mào)易仍然能夠以較高的速度發(fā)展,規(guī)模和質(zhì)量及其貿(mào)易結(jié)構(gòu)也存在廣闊的提升和優(yōu)化空間,對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)作用將會更加明顯。通過對甘肅省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長影響因素的理論和實(shí)證分析，考慮到甘肅省長期的經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，我們對甘肅省經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展對外貿(mào)易的關(guān)系提出以下思路和建議。

4.1 大力發(fā)展對外貿(mào)易

根據(jù)本文的計(jì)量模型分析，甘肅省經(jīng)濟(jì)的快速增長導(dǎo)致了進(jìn)出口貿(mào)易的增長，這就從一個側(cè)面反映了甘肅省作為一個欠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸省份,其經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對對外貿(mào)易的發(fā)展起著越來越重要的作用。中國境內(nèi)巨大的需求市場,是拉動甘肅省經(jīng)濟(jì)增長的基本原因之一,進(jìn)而甘肅省經(jīng)濟(jì)的增長又拉動了省內(nèi)進(jìn)出口貿(mào)易的增加。對外貿(mào)易對甘肅省經(jīng)濟(jì)增長的邊際產(chǎn)量比較高，擴(kuò)大進(jìn)出口對于提高甘肅省GDP的增長具有明顯的正相關(guān)。由于甘肅省的對外貿(mào)易額偏低，外貿(mào)依存度不足10%，與全國60%―70%的水平還有明顯差距。說明對外貿(mào)易還存在較大的發(fā)展空間，增加進(jìn)出口將是加快甘肅省經(jīng)濟(jì)增長的重要環(huán)節(jié)。甘肅省要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長,在實(shí)施出口導(dǎo)向貿(mào)易戰(zhàn)略時(shí),應(yīng)著重提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加值,刺激技術(shù)進(jìn)步,并充分發(fā)揮外貿(mào)出口的乘數(shù)效應(yīng),拉動國民經(jīng)濟(jì)增長,但同時(shí)也應(yīng)更多地關(guān)注省內(nèi)其他因素對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

4.2 優(yōu)化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)

盡管外貿(mào)的規(guī)模對甘肅省經(jīng)濟(jì)的增長具有很大的推動作用,但是我們在重視規(guī)模的同時(shí)也要重視質(zhì)量。甘肅省目前存在的問題是外貿(mào)結(jié)構(gòu)失衡,效益低下，出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)比較落后,大多是附加值低的產(chǎn)品,而且以勞動密集型為主,而資本技術(shù)密集型的產(chǎn)品所占比重寥寥無幾；甘肅省進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不合理，偏重于初級產(chǎn)品，屬于技術(shù)落后、簡單加工的傳統(tǒng)模式，世界市場需求旺盛的產(chǎn)品甘肅省難以提供,大量的過剩產(chǎn)品需要壓低價(jià)格才能出口換匯，外貿(mào)仍處于粗放式數(shù)量增長型發(fā)展，工業(yè)制成品比重偏低，機(jī)器、機(jī)械、電子產(chǎn)品等具有高附加值的產(chǎn)品所占份額低，在貿(mào)易中處于不利地位，加之多年對礦產(chǎn)品的過度開發(fā)和低效利用，大量資源已瀕臨枯竭，進(jìn)一步削弱了甘肅省產(chǎn)品在國際市場的競爭力。改善甘肅出口結(jié)構(gòu)是當(dāng)務(wù)之急,了解市場的需求并順應(yīng)需求,是提高甘肅外貿(mào)質(zhì)量,增強(qiáng)其對經(jīng)濟(jì)增長拉動作用的必經(jīng)之路。因此，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大工業(yè)制成品的比重，將是改變甘肅省對外貿(mào)易額偏低、對GDP增長拉動作用較小現(xiàn)狀的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。

4.3 培育新的貿(mào)易增長點(diǎn)

改革開放的實(shí)踐證明，民營企業(yè)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，對擴(kuò)大對外貿(mào)易起到了重要的作用，其發(fā)展的快慢是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的標(biāo)志。雖然甘肅省的民營企業(yè)改革開放后有了明顯的發(fā)展，特別是近幾年更是快速發(fā)展，從2000年占對外貿(mào)易總額1.9%上升到2005年的16.75%，平均增長72.26%，但是國有企業(yè)仍在對外貿(mào)易中占有70%以上的份額，這一比例與沿海發(fā)達(dá)地區(qū)截然相反。所以甘肅省對外貿(mào)易的新增長點(diǎn)，將是發(fā)展更具有活力的民營經(jīng)濟(jì)，使其成為擴(kuò)大我省對外貿(mào)易額的突破口。具體講，凡符合國家產(chǎn)業(yè)政策、能帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的項(xiàng)目,非公有制經(jīng)濟(jì)均可參與;并且在企業(yè)登記、規(guī)范標(biāo)準(zhǔn)、市場準(zhǔn)入、部門服務(wù)等方面實(shí)行主體政策;凡是對外資開放、允許外資經(jīng)營的領(lǐng)域,都要向非國有企業(yè)開放;在各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策的制定上要一視同仁,不應(yīng)限制民營企業(yè)發(fā)展的領(lǐng)域,允許民營經(jīng)濟(jì)向社會融資,建立正常合法的投融資機(jī)制,積極引導(dǎo)民間閑置資金轉(zhuǎn)向生產(chǎn)領(lǐng)域,這將有利于甘肅省民營經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展。同時(shí),鑒于目前甘肅省民營經(jīng)濟(jì)的困境,政府應(yīng)積極建立相關(guān)法律法規(guī)打破特許經(jīng)營、開放經(jīng)營權(quán),打破行業(yè)壟斷,讓有能力的民營企業(yè)和中小企業(yè)進(jìn)入壟斷行業(yè),強(qiáng)化競爭機(jī)制。

4.4 調(diào)整現(xiàn)行的貿(mào)易政策

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展,各國采取種種方式實(shí)施貿(mào)易保護(hù)主義,比較典型的有技術(shù)壁壘、環(huán)境壁壘等。針對我國的壯大,發(fā)達(dá)國家把反傾銷矛頭紛紛指向了我國,我國受到的反傾銷調(diào)查數(shù)量在世界上是最多的。從宏觀角度講，面對著世界范圍內(nèi)的貿(mào)易保護(hù),我國應(yīng)當(dāng)要建立健全法規(guī),提高進(jìn)出口企業(yè)的自我保護(hù)能力,加強(qiáng)行業(yè)、政府以及企業(yè)的協(xié)同配合。我國的對外貿(mào)易政策以發(fā)展機(jī)電、紡織行業(yè)為主要方向，并且強(qiáng)調(diào)了積極發(fā)展知識密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口。特別是在出口退稅政策中，對大型成套設(shè)備和大宗機(jī)電產(chǎn)品退稅率高達(dá)15%，甚至達(dá)到17%；而對以6%征收增值稅的農(nóng)產(chǎn)品和煤炭，退稅率為3%，僅退回了一半的增值稅。從出口退稅的標(biāo)準(zhǔn)來看，我國對出口產(chǎn)品有明顯的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向，主要以鼓勵出口機(jī)電和其他非初級產(chǎn)品為主，這項(xiàng)政策雖然符合中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的趨勢。但是，從另一角度來看，甘肅省則處于明顯的不利地位，初級產(chǎn)品獲得的優(yōu)惠少于制成品，通過退稅渠道得不到中央財(cái)政的更多政策支持。因此，積極改善當(dāng)前不利的貿(mào)易政策，對于主要依靠初級產(chǎn)品的貿(mào)易省份，將起到關(guān)鍵的作用。具體而言，需要國家改善其出口環(huán)境,打通外貿(mào)渠道,讓甘肅省具有特色的資源輸出到世界各地。另外，甘肅省可以加強(qiáng)與其他省區(qū)的合作,利用東部省區(qū)豐富的外貿(mào)經(jīng)驗(yàn)和成熟的市場網(wǎng)絡(luò),借助區(qū)域合作優(yōu)勢為甘肅省提供有償服務(wù),加快甘肅省對外開放的步伐,從而實(shí)現(xiàn)雙贏的結(jié)果。

4.5 實(shí)施多元化出口戰(zhàn)略

目前，甘肅省的出口產(chǎn)品過于單一，市場份額低，競爭力弱，還未形成多元化的出口市場，難于規(guī)避國際貿(mào)易市場不斷變化對甘肅省出口的影響，1997年東南亞金融危機(jī)就曾對甘肅省出口造成十分嚴(yán)重的影響。因此，應(yīng)優(yōu)化甘肅省產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大高新技術(shù)產(chǎn)品和機(jī)電產(chǎn)品的出口，促進(jìn)甘肅省貿(mào)易健康發(fā)展。一方面，根據(jù)資源優(yōu)勢和地方產(chǎn)業(yè)特點(diǎn),建立和發(fā)展出口商品基地；另一方面，延長產(chǎn)業(yè)鏈,對原料性生產(chǎn)要多次增值,綜合利用,在做到保持和穩(wěn)定初級產(chǎn)品出口規(guī)模的同時(shí),向高附加值的工業(yè)制成品轉(zhuǎn)化,提高出口商品的質(zhì)量和檔次；繼續(xù)加強(qiáng)對出口重點(diǎn)地區(qū)、重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和重點(diǎn)企業(yè)的扶持,努力培育、壯大以出口為導(dǎo)向的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和龍頭企業(yè)。另外，甘肅省應(yīng)不斷健全市場網(wǎng)絡(luò),擇優(yōu)開發(fā)甘肅省的特色名優(yōu)出口產(chǎn)品；把優(yōu)化外商投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地區(qū)結(jié)構(gòu)結(jié)合起來,根據(jù)甘肅省產(chǎn)業(yè)政策引導(dǎo)外商投向國家鼓勵類項(xiàng)目,擴(kuò)大特色產(chǎn)業(yè)的引資力度,促進(jìn)新型產(chǎn)業(yè)和支柱產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,促進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級；做好鼓勵投資的各項(xiàng)優(yōu)惠政策的實(shí)施工作,使優(yōu)惠政策能夠讓外商看得見、摸得著,保證外資能進(jìn)得來、站得住、發(fā)展快,從而有效地提高甘肅省的外資依存度和對外開放度,彌補(bǔ)資金的不足以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

4.6 充分發(fā)揮對外貿(mào)易的技術(shù)外溢效應(yīng)

新經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，發(fā)展對外貿(mào)易，引進(jìn)國際投資，通過“技術(shù)外溢”、“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，可以使區(qū)域經(jīng)濟(jì)的技術(shù)水平、組織效率不斷提高，從而提高綜合要素生產(chǎn)率。綜合要素生產(chǎn)率的高低反映了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長集約化程度，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有極其重要的意義。通過進(jìn)口，甘肅省引進(jìn)了大量的先進(jìn)技術(shù)和設(shè)備，不僅填補(bǔ)了省內(nèi)許多產(chǎn)品技術(shù)空白，使許多行業(yè)的大批產(chǎn)品更新?lián)Q代，而且?guī)恿讼嚓P(guān)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，使很多配套企業(yè)的產(chǎn)品參與國際競爭，起到技術(shù)示范效應(yīng)與擴(kuò)散效應(yīng)，提高了甘肅省國民經(jīng)濟(jì)的整體效率;在出口過程中，我們通過“干中學(xué)”，模仿和改造國外先進(jìn)技術(shù)，使產(chǎn)品的技術(shù)含量越來越高，使產(chǎn)品更能適合市場的需求，產(chǎn)品質(zhì)量大大提高，競爭力不斷加強(qiáng)。

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［作者簡介］李泉(1976-)，理學(xué)碩士，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)問題研究。

李高源（1980-），經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)士，中國人民銀行蘭州市中心支行外匯管理處，主要從事區(qū)域貿(mào)易問題研究。