经济增长与出口贸易

关键词： 出口额 年鉴 采用 分析

经济增长与出口贸易（精选十篇）

经济增长与出口贸易 篇1

本研究中, 采用GDP代表经济增长, 对出口贸易用出口额来衡量, GDP和出口额以人民币表示, 所有分析用的数据都来源于《中国统计年鉴2006》, 分析时间段为1990—2005年, 并且所有分析均采用Eviews3.1计量软件进行系统分析。

下面就是我们收集到的1990—2005年GDP数据和出口额数据:

资料来源:中国统计年鉴2006。

二、计量经济分析

1. 单位根检验

为了防止伪回归现象的出现, 必须首先进行单位根检验。

运行Eviews3.1可得到表2, 对表2进行分析, 可得如下结论:由于原始序列和一次差分序列的ADF检验值的绝对值均小于临界值绝对值, 故均为非平稳的, 但在90%的置信度水平下, 国内生产总值和出口额分别经过二阶差分后达到平稳, 所以均为二阶单整序列, 即I (2) 。

2. 协整检验

以y为因变量, 以x为自变量, 建立如下回归模型:Y=α+βx+ui, 其中, y和x分别表示国内生产总值和出口额, α为常数项, β为x的系数, ui为随机误差。运用OLS (最小二乘法) , 直接对模型进行回归, 估计的回归模型为:

其中, 上面括号内的数值为t检验值, R2为0.920637, R軍2为0.91497, DW量为0.2687, F值为162.4041。为了检查回归残差的平稳性, 我们再对残差序列e进行单位根检验, 结果见表3:

由于检验统计量值-1.6890, 小于显著性水平10%时的临界值-1.6295, 因此可认为估计残差序列为平稳序列, 表明国内生产总值和出口总额之间具有协整关系, 也就是说出口贸易与经济之间存在长期稳定的关系, 且GDP与出口总额之间的回归为真回归, 就可进行下一步的参数检验和计量经济学检验。

3. 模型检验

(1) 经济意义检验

从上面的回归结果可以看出β=2.8232, 说明出口额每增加1亿元, GDP将平均增加2.8232亿元。出口总额回归系数大于零, 即β>0, 表明出口总额与GDP之间存在着较强的相关性, 且是正相关关系, 这是符合经济现实的。

(2) 拟合优度和统计检验

从统计的角度看, 方程拟合优度比较高, 总体显著性较好。由R2=0.920637, R軍2=0.91497说明模型的拟合优度较好, 模型对样本数据的近似程度较高。由于F统计量值较大能通过F检验, 模型对总体的近似程度较高。

对回归系数的t检验:对于变量的显著性, 当α=0.05时, t分布临界值是t0.05 (16) =1.73, 可见在显著性水平为0.05的情况下, 解释变量参数显著, 说明出口贸易对GDP影响显著。

4. 异方差检验

对模型进行异方差性检验时, 因为样本观测值为时间序列数据, 我们就选择了ARCH检验法对模型进行异方差检验。利用Eviews3.1对样本数据进行ARCH检验 (结果如表4) , 可得Obs*R2=1.095432

5. 自回归检验

对模型进行自相关性检验时, 作DW检验, 对于N=16, K=1查表知Dl=1.106, Du=1.371, 模型的DW值小于Dl, 根据德宾—沃森检验 (即DW检验) 说明其存在自相关性, 利用迭代估计法消除自相关性后, 得到的回归结果, 可使模型更正为:

此时, DW=1.4931>DW=1.371, 表明模型已不存在一阶自相关性, 并且t检验显著, 此模型也为最终的国内生产总值和出口额之间的线形模型。

三、结论及政策建议

第一, 出口贸易与经济增长之间存在长期的动态均衡关系。通过以上单位根检验, 我们发现出口额和GDP都是非平稳的, 但都为二阶单整, 然后进行协整检验, 二者具有协整关系。

第二, 出口贸易增长对中国经济的持续稳定增长起到了重要的促进作用。通过以上对经济增长数据与出口贸易数据的回归分析, 模型的拟合优度比较高, 总体显著性较好, 可以较好地说明出口贸易与经济增长之间的关系, 自改革开放以来, 出口贸易增长一直是中国经济增长的增量因子, 出口增长对于经济增长具有较强的推动作用, 两者之间存在显著的正相关性。

通过对中国出口贸易与经济增长影响的理论与实证分析, 考虑到中国经济的长期发展, 对中国出口贸易提出以下建议:

1. 积极推动中国出口市场的多元化。

随着经济全球化的深入发展, 各国间经济的依赖程度越来越高, 一国经济出现问题, 很快会辐射到其他国家, 因此, 我们应该积极拓展、扩大出口市场, 争取与更多的国家和经济体合作, 分散风险, 努力推动中国的出口市场向多元化的方向发展, 唯有如此, 中国的出口企业与产业才能够经得住世界市场的风吹雨打, 才能够在经济危机爆发时, 将损失降到最低限度。

2. 优化出口商品结构。

提高出口商品的层次, 发展本国的高新技术产业, 培育本国技术含量高、具有国际竞争力的大型企业或企业集团要提高中国出口产品的层次, 在对外贸易中获得更大的比较利益, 必须调整和优化产业结构, 将产业结构优化的重点放在具有核心竞争力的高新技术产业上, 通过发展具有自主知识产权的高新技术产业, 扩大技术密集型产品的出口规模, 同时对于中国的传统产业也要提高其技术含量, 增加传统出口产品的技术附加值, 使高新技术产品培育和开发成为新的出口贸易增长点。

3. 要严控“两高一资” (高能耗、高污染和资源性) 产品的出口。

中国资源并不丰富, 资源类产品所处的一般又是高耗能、高污染行业。为了控制“两高一资”产品出口, 国家先后采取了增加出口税、降低或取消部分产品出口退税、禁止部分产品开展加工贸易等措施。为缓解中国资源、环境压力和国内煤、电、油、运紧张的矛盾, 中国应继续加强对包括资源性产品在内的“两高一资”商品的出口调控, 对“两高一资”产品的出口调控由市场向生产环节延伸。

4. 政府政策的支持与引导。

首先, 政府行为的有效作用是实现经济增长、提高贸易档次和规模的最佳选择;其次, 政府干预是形成规模经济的重要手段;最后, 政府支持是实现贸易基础中技术进步、教育发展的关键。

参考文献

[1]庞皓.计量经济学[M].成都:西南财经大学出版社, 2001:8.

[2]张幼文.外贸政策与经济发展[M].上海:立信会计出版社, 1997.

[3]林毅夫, 李永军.对外贸易与经济增长关系的再考察[Z].北京大学中国经济研究中心讨论稿, 2001.

[4]韩婉玲.出口贸易对中国经济增长作用的实证分析[J].黑龙江对外经贸, 2007, (8) .

[5]戴瑞姣, 李细满.出口贸易在中国经济增长的作用、面临的问题及对策[J].国际经贸, 2007, (5) .

贸易结构、贸易规模与经济增长关系 篇2

Y=0.026+18.145X1+116.81X2

R2=0.96，F=69.01>F(2，7)=4.74

Y= 0. 026+ 18. 126X1+ 117. 74X2

在此过程中，方程式明显成立，并且显示贸易结构变化对经济的增长有着很重要的影响，两者之间存在着必然的联系，贸易结构越完美，也就是说贸易结构越向正面方向变化，其对促进经济增长的作用就会越大。 接下来利用斯皮尔曼相关系数证实贸易结构对经济增长的关系。斯皮尔曼相关系数是根据等级资料研究两个变量间相关关系的方法，能够反映出两个变量之间的相关程度。这里选用的研究数据是历年来实际人均国内生产总值，还有工业制成品进出口在我国进出口总量的比重。

工业制成品占进出口总量的比重与人均GDP的斯皮尔曼相关性分析，下面进行运算，我们用V来表示人均国内生产总值的大小顺序，用U1、U2分别表示工业制成品进出口在我国进出口总量中比重的大小排序。对其进行计算，表达式分别为：D1=U1-V，D2=U2-V，D2^2和D1^2，D2^2的合计。计算的斯皮尔曼相关系数为：，其中n的值为31。

结论

本文通过对我国贸易结构和经济增长关系的研究，得出以下结论：贸易结构越完美，其对促进经济增长的作用就会越大。我国的工业制成品的出口占出口总量的比重越来越大，其进口占进口总量的比重越来越小，说明我国的贸易结构在不断的完善。工业制成品出口占出口总量的比重和我国人均生产总值呈显著正相关，也就说明工业制成品出口占出口总量的比重与经济增长呈显著正相关，即工业制成品出口占出口总量比重越大，人均国内生产总值越大，经济增长的速度就越快。

参考文献：

1.刘钻石，张娟.加工贸易对中国出口贸易技术水平影响的实证分析―基于中国省际面板数据[J].当代财经，2010(4)

2.吴献金，黄飞，付晓燕.我国出口贸易与能源消费关系的实证检验[J].统计与决策，(16)

3.林运波.以环境保护优化经济增长确保经济社会又好又快发展[J].资源环境与发展，2008(2)

4.程宝栋，田园，龙叶.产业国际竞争力：一个理论框架模型[J].科技和产业，2010(2)

5.苏振天.安徽省产业结构与进出口互动关系实证研究[J].财贸研究，2010(3)

6.肖建清.对外开放、产业集聚与区域经济增长：理论模型与实证研究[D].暨南大学，

7.谭肖肖.中国对外开放战略演进及新开放观探究[D].中国海洋大学，2010

浅析日本的贸易政策与经济增长 篇3

关键词:日本;贸易政策;经济增长

一、日本贸易政策的转变

战后以来,以“贸易立国”战略为指导、以多边贸易体制为框架的对外贸易政策,曾为日本赢得巨大的经济利益。但是,自1991年5月泡沫经济的崩溃,日本经济步入了战后历时最长、程度最深、范围最广的萧条期——“失去的十年”。日本原有的“贸易立国”战略已充分暴露出其不足之处:一方面,它催生的二元政治经济结构(国际竞争力强大的外向型部门和国际竞争力低下的内向型部门)严重妨碍了日本国内经济结构的调整和整体国际竞争力的提高;另一方面,该战略是在多边贸易体制的背景下制定的,已不能跟上世界范围内双边FTA发展的现实需要。自20世纪90年代以来,全世界签署的FTA数目不断攀升。截至2005年4月底,共有314项FTA/RTA在WTO登记备案,其中178项正在实施。

FTA是自由贸易协定(Free Trade Agreement)的简称,它是独立关税主体之间以自愿结合方式,就贸易自由化及其相关问题达成的协定。在WTO文件中,FTA与优惠贸易协定(PTA)、关税同盟协定(CUA)一道,都纳入RTA(Regional Trade Agreement)的范围。

在《2000年版通商白皮书》中,通产省首次提出“多层次推进”的基本方针,即在坚持多边主义立场的同时,与邻近国家的FTA加强亚洲区域内的经济合作与一体化。从战略背景看,日本一改反FTA的传统,转而驶入“双边”与“多边”并重的“双轨车道”,这绝非历史的偶然,而是国内外形势变化的必然。

二、转变后的日本经济

经历了90年代经济泡沫的破碎和贸易政策的转变,新世纪日本经济渐渐复苏。据统计,2003年7月日本结关后的贸易顺差比2000年同期增长了713%,其中出口较2000年同期增长516%,进口增长513%,出口超过进口0.3个百分点。

日本一向以出口来带动其经济增长,出口曾是其经济增长的“发动机”。2000年,日本经济一度出现好转的迹象。2000年第4季度,实际国内生产总值比上一季度增长0.8%,名义国内生产总值增长0.2%,这标志着从第3季度0.6%的负增长开始出现了反弹。2000年全年日本GDP上涨2.8%,这也是连续第二年的正增长。

从表中明显看出,与自身90年代相比,2000年以来的日本经济已略有好转,虽然其GDP增长依旧缓慢。

三、在金融危机中挣扎的日本经济

由于日本经历了长期以来的经济衰退,经济泡沫已基本消除,加之日本对高风险投资严格监管和限制,因此,日本经济受到次贷危机的直接冲击并不大。但自金融危机全面爆发以来,美国和欧盟经济开始陷入衰退,对主要依赖欧美市场的日本经济的影响越来越大,日本经济面临再度陷入衰退的困境。

作为全球第二大经济体的日本,其受冲击和经济恶化程度更是超过欧美,并呈愈演愈烈之势。日本经济按年率计算环比下降12.1%,大大高于美国6.3%、欧元区接近6%的降幅。日本经济发展模式为通过向发达国家、资源型国家以及新兴经济体出口工业产品来拉动增长。此外,由于人口减少和老龄化问题,日本国民消费一直低迷,这更加重了日本经济对外需的依赖程度。全球经济形势依然严峻,前景不容乐观。世界银行前不久发表预测报告说,2009年,世界经济将下降1.7%。其中,日本经济将下降5.3%,远高于美国2.4%和欧元区2.7%的降幅。

四、后危机时代对日本经济展望

随着世界经济已经开始缓慢回升,由于日本经济带有外向型特征,外部经济好转将为日本经济渡过难关提供支撑。外向型经济受外部需求下降冲击所形成经济衰退的演进过程一般是:出口下降,工业生产减少;企业盈利下降,设备投资减少;居民收入下降,消费减少。经济复苏的进程一般是:出口上升——工业生产恢复——企业盈利增加——投资和消费增长。根据以上理论,未来日本经济真正复苏的前提条件也将是:全球经济彻底走出低谷并迈入可持续增长的轨道。由于欧美经济复苏过程较为缓慢,很可能拖延日本经济的复苏过程,所以预计2010年日本经济增速可能低于l%。

整体上看,2010年日本经济将实现正增长在外部需求停止下滑、急剧的生产和库存调整过程结束、国内外大规模经济刺激方案实施的背景下,日本经济正在缓慢走出低谷。进入2010年下半年后日本经济有望初步实现正常化,全年将实现经济正增长。但是,2010年日本经济很难摆脱低增长困境。

(一)欧美居民消费疲软将阻碍日本出口较快反弹

此次经济危机对发达国家的高消费经济增长模式产生冲击,短期内发达国家需求难以恢复,这就限制了日本出口的增长空间。

(二)日元长期升值的风险影响出口增长

经济增长与出口贸易 篇4

Balassa (1978) 对11个半工业化国家1960—1966年和1966—1973年两个时期的实际GDP平均增长与实际出口平均增长的关系进行实证分析, 结果支持出口促进经济增长的结论[1]。Dhawan和Biswal (1999) 在考虑贸易条件变量的基础上, 建立VAR模型对印度1961—1993年实际GDP与出口的关系进行分析, 发现出口促进经济增长只是一个短期现象[2]。

国内方面, 林毅夫、李永军 (2001) 运用联立方程组证明出口增长对经济增长具有较大的推动作用[3]。万金金、谢进孝 (2006) 通过对1978—2004年的数据进行实证分析, 结果发现, 出口对经济增长影响显著, 进口却不明显[4]。

二、湖南进出口贸易与经济增长关系的实证分析

(一) 计量模型

本文构造以GDP为因变量, 进出口额、进口额、出口额分别为自变量的三个对数回归模型:

模型1:LNGDP=C1+β1LNT+u1 t

模型2:LNGDP=C2+β2LNIM+u2 t

模型3:LNGDP=C3+β3LNEX+u3 t

(二) 数据说明

研究涉及到的主要变量为湖南省的进出口总额、进口总额、出口总额、生产总值, 分别表示为T、IM、EX、GDP, 实际分析中为了消除各数据可能存在的异方差, 对以上四个时间序列分别进行了对数处理, 分别表示为lnT、lnIM、lnEX、lnGDP;另外, 为确保数据的一致性, 本文的进出口总额、进口总额、出口总额用当年的汇率换算成以万元为单位的人民币额;再者, 为了使数据具有可比性, 利用各年的商品零售价格指数 (以1978年为基期) 对各变量进行了调整。

(三) 实证分析

本文使用Eviews5.0首先对各时间序列进行平稳性检验。

1. 平稳性检验。

计量经济理论认为, 大多数的时间序列数据都是非平稳序列。因此对时间序列的建模, 为了避免出现伪回归现象, 首先对数据进行单位根检验, 以判别序列的平稳性。目前, 检验时间序列单位根的最常用方法是Augmented Dickey—Fuller (ADF) 检验法[5]。根据ADF对lnT、lnIM、lnEX、lnGDP检验结果如下表。

注: (1) △表示变量的一阶差分; (2) 检验形式中, c为常数项, 为0时表示不含常数项, t为趋势项, 为0时表示不含趋势项, k为滞后阶数; (3) 滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则; (4) *、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下通过检验, 以下均同。

由ADF检验结果可知LnEX、LnT、LnIM、LnGDP都是1阶单整的时间序列变量。它们的原值在10%的显著水平下均无法通过平稳性检验, 但一阶差分后都拒绝了存在单位根的虚无假设, 说明它们都是一阶单整I (1) 序列, 可以对其进行协整分析。

2. 协整检验。

该检验基本思想是:如果两个时间序列yt和xt非平稳, 但它们都是d阶单整, 则可以利用OLS求出协整回归方程:

然后, 通过检验回归方程的残差 (ε赞) 是否平稳来判断yt和xt的协整性。如果ε赞~I (0) 即残差是平稳的, 则可认为yt和xt具有协整关系。变量协整的经济意义在于:两个变量, 虽然它们具有各自长期波动规律, 但如果它们是协整的, 则它们之间存在一个长期稳定的比例关系[6]。根据EG法, 先求Ln GDP对LnT的回归、LnGDP对LnIM的回归、LnGDP对Ln EX的回归 (都消除自相关) , 得各个模型的残差序列, 记为resid1、resid2、resid3, 并对残差序列resid1、resid2、resid3进行ADF检验, 判断其平稳性。

模型1:GDP与进出口

模型2:GDP与进口

模型3:GDP与出口

3. 误差修正模型分析。

误差修正模型是协整分析的一个延伸。在确定湖南省的经济增长与进出口、进口、出口和净出口存在协整关系的基础上, 为了进一步解释湖南省的经济增长与进出口、进口、出口以及净出口之间的短期动态关系和长期调整关系, 在进行协整检验之后需建立包括误差修正项 (EC1、EC2、EC3在内的误差修正模型。消除自相关后的误差修正方程分别如下:

各误差修正方程的R2较低, 有可能是回归方程缺省了变量的原因, 但该方程不存在自相关, 并通过了F检验, 说明这不影响已有变量的关系。误差修正方程 (1) 、 (2) 和 (3) 中的误差修正项的系数为负, 符合反向修正机制。另外, △LNT、△LNIM、△LNEX均没有通过t检验, 说明湖南进出口贸易、进口、出口以及净出口与经济增长之间的短期关系不是很显著。

4. Granger因果关系检验。

为分析湖南省的生产总值与进出口、进口、出口以及净出口之间的因果关系, 本文对LnGDP与LnT、LnGDP与LnIM、LnGDP与LnEX进行了Granger检验。设两个序列{xt}和{yt}, 建立yt关于y和x的滞后模型:

式中, c为常数项, m为滞后阶数, 检验x是y的非Granger原因就是对方程 (4) 做H0:β1=β2=…=βm=0的F检验。检验的统计量为:

式中, RSSR表示有限制回归的残差平方和, RSSU表示无限制回归的残差平方和, n为样本容量。若检验统计量F的值大于标准F分布的临界值, 则拒绝零假设, 说明x是y的Granger原因, 否则接受零假设说明x是y的非Granger原因。

三、基本结论与评价

(1) 湖南进出口贸易、进口贸易、出口贸易与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。 (2) 湖南进出口贸易、出口贸易对经济增长的拉动作用有待加强。 (3) 湖南进出口贸易、进口贸易、出口贸易都不是经济增长的格兰杰原因, 湖南经济增长是进出口贸易的格兰杰原因。

参考文献

[1]John Thomtom.Co—integration, causality and export-led growth in Mexico (1895—1992) [J].Economics Letters, 1996:413-416.

[2]Dhawan U, Biswal.Re-examing Export-led Growth Hypothesis:A Multivariate Co-integration Analysis for India[J].Applied Economics, 1999, (31) :525-530.

[3]林毅夫, 李永军.必要的修正——对外贸易与经济增长关系再考察[J].国际贸易, 2001, (9) :22-26.

[4]万金金, 谢进孝.中国对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].当代经济, 2006 (, 7) :60-62.

[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用及实例[M].北京:清华大学出版社, 2006.

东亚电子信息产品的出口与经济增长 篇5

东亚电子信息产品的出口与经济增长

本文论述了东亚电子信息产业发展的`历史和现状,分析了东亚电子信息产品出口与经济增长的关系,指出东亚的经济增长过分依赖于电子信息产品的出口是导致经济衰退的直接原因.

我国对外贸易与经济增长的实证分析 篇6

【关键词】对外贸易 经济增长 实证分析

自改革开放以来，我国开始逐步实行全方位的对外开放政策，经济得到了迅速的发展。我国的对外贸易额也在不断地增加，因此，研究我国对外贸易和经济增长之间的关系问题对于我国的经济发展具有重要的意义。

一、我国对外贸易发展和经济发展的现状

（一）我国对外贸易发展的现状

随着我国全方位对外开放的进行，我国的对外贸易量也在不断加大。我国对外贸易发展的衡量指标主要有货物进出口总额、出口总额、进口总额、进出口差额、实际使用外资额、外企基本情况和投资总额等。

我国的货物进出口总额在2009年为150648.1亿元，在2010年为201722.1亿元，在2012年为236402.0亿元，在2012年为244160.2亿元，在2013年为258168.9亿元，从这些数字可以看出，我国的货物进出口总额呈现出逐年递增的趋势。货物出口总额为在2009年为82029.7亿元，在2010年为107022.8亿元，在2011年为123240.6亿元，在2012年为129359.3亿元，在2013年为137131.4亿元。出口大于进口，我国的对外贸易基本上呈现出贸易顺差的状况。

（二）我国经济发展的状况

国内生产总值通常被用来衡量一国的经济发展状况，我国的国内生产总值总量已经位居世界前列，我国经济的发展已经取得了巨大的成就。

1978年，十一届三中全会的召开，党和国家把工作中心转移到了经济建设上来。从此时起，我国的经济发展进入了新时期。在1978年，我国的国内生产总值总量为3645.2亿元，而在2013年我国的国内生产总值总量为568845.2亿元，相比之下，增加了565200亿元，增长率为15505%；在1978年，我国的人均国内生产总值为381元，而在2013年，我国的人均国内生产总值为41908元，相比之下，增加了41527元，增长率为10899%。

二、我国对外贸易与经济增长的实证分析

（一）样本数据的选择

通过分析，本文选取了我国1992到2013年的出口总额（E）、进口总额（I）和进出口总额（T）三个指标来表示我国对外贸易状况；选取了我国1992年到2013年的国内生产总值（GDP）来表示我国的经济增长状况。为了使得数据更容易趋于平稳，本文对数据进行了处理，分别对出口总额、进口总额和进出口总额三个指标取对数，分别为LE、LI、LT和LGDP。数据来源于中国统计年鉴。

（二）对各数据进行相关性检验

通过对所选取的数据的对数进行实证分析，可以知道：各序列之间的相关系数都很高，从以上数据可以知道，各序列之间的相关系数都事正数，所以各序列之间存在着高度正相关关系，他们它们之间会形成相互影响。它们的原序列的检验结果也是如此。

（三）对各序列的平稳性检验

从对LE的单位根检验结果中可以看出，T统计值为-1.982127，大于显著性水平分别位0.01、0.05和0.1的临界值-4.467895、-3.644963和-3.261452所以接受原假设，序列不平稳；对LI的检验结果为，T统计值为-2.030526，它大于显著性水平分别为0.01、0.05和0.1的临界值-4.467895、-3.644963和-3.261452，所以接受原假设，也就是该序列不平稳；对LT的检验结果为，T统计值为-1.978325，大于显著性水平分别为0.01、0.05和0.1的临界值，因此，接受原假设，该序列为不平稳序列。对LGDP检验的结果也是如此，它的T统计值大于显著性水平分别为0.01、0.05和0.1的临界值，所以也是为不平稳序列。

因此，需要对以上不平稳序列做差分。通过对各不平稳序列作一阶差分之后，得出各序列经过一阶差分之后的T统计值小于显著性水平分别为0.01、0.05和0.1的临界值，所以拒绝存在单位根的原假设，所以经过一阶差分之后的序列趋于平稳，通过了显著性检验。这三个序列为一阶单整，也就是都服从于I（1）。

（四）基于VAR模型的格兰杰因果检验

通过对以上三个序列进行平稳性检验之后，接下来应该做的就是对这几个序列进行因果关系检验，确定各序列之间的因果关系，以便进行实证分析。

通过Eviews7.0软件分析可以知道，在LE与LGDP之间的因果关系分析结果中可以知道，对于LGDP不是LE的原因的原假设，因为相伴概率0.8683大于0.05，所以接受原假设。对于LE不是LGDP的原因的原假设，由于相伴概率为0.7787，大于0.05，所以接受原假设。因此，它们之间不存在因果关系。对于LL不是LE的原因的原假设，由于相伴概率为0.0047，小于0.05，所以拒绝原假设。同理，可以得出其他几个变量之间的因果关系。

三、结论与建议

（一）结论

1.通过对我国对外贸易与经济增长之间作相关性检验，可以得出，它们之间存在着高度的正相关关系，相互之间形成一定的影响。

2.从对我国对外贸易与经济增长的时间序列进行平稳性检验之后，可以知道，他们本身是不平稳的，但是通过一阶差分之后，它们都成为平稳的时间序列了。

3.时间序列与时间序列之间的因果关系一般有单向因果关系和双向因果关系。通过对我国对外经济贸易与经济增长之间的关系进行格兰杰因果关系检验后，可以知道，我国的对外贸易与经济增长之间的关系，它们之间既存在双向的因果关系，也可能不存在因果关系。

（二）建议

1.促使出口产品种类多样化。我国在对外贸易的一段时期，曾出现出口产品种类的单一化，出口产品单一化，将会对我国对外贸易造成一定的影响。产品出口多样化，可以促进我国对外贸易的发展。

2.不断提高出口产品质量。产品质量在对外贸易中是一个很关键的因素，对产品参与国际竞争具有重大的影响。提高产品质量，不但可以提高商品国际竞争力，且可以提高在国际中的影响力。

参考文献

[1]高铁梅.计量经济学方法与建模：Eviews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2005（10）.

[2]裴长洪，王万山.共和国对外贸易60年[M].人民出版社，2009（09）.

[3]海关总署综合统计司著.改革开放三十年中国对外贸易监测报告[M].北京：中国海关出版社，2009（01）.

经济增长与出口贸易 篇7

关键词：山东,出口贸易,经济增长,格兰杰因果分析

改革开放以来, 出口贸易对我国经济的发展做出了很大的贡献。作为沿海经济省份, 山东省高度重视对外开放, 确立经济国际化战略, 把对外贸易作为经济发展的第一亮点来抓, 在开放中不断发展对外贸易。历经32年的发展, 山东省外贸出口总额已接近千亿美元台阶, 2008年达到931.7亿美元, 比1984年增长约46倍。因此, 对山东省出口贸易与经济增长关系进行研究具有较强的理论意义和现实意义。

1 山东省出口贸易与经济增长现状

1.1 山东省出口贸易现状

山东省位于中国东部沿海, 在对外贸易方面享有得天独厚的地理优势, 进出口贸易历史悠久, 是中国进行对外贸易的重要口岸。在施行市场多元化战略、名牌战略等政策后, 山东省对外贸易迅速发展。从绝对量来看, 出口总额逐年攀升, 增长速度远远高于GDP的增速。改革开放初年, 与山东省有贸易关系的国家和地区有50多个。截止到2009年, 这些国家和地区已超过220个, 除四大传统市场美国、欧盟、日本、韩国外, 与其他贸易伙伴的贸易额所占比重趋于提高, 占比已高达43.1%。其中, 东盟、南美、印度等新兴市场所占比重分别高达9%、7%和3%。图1是山东省1995~2009年出口总值与地区生产总值变化的趋势图。

数据来源:《山东统计年鉴2010》

1.2 山东省经济增长现状

1.2.1 经济总量增长和经济发展速度较快

2009年山东省地区生产总值达到33897亿元, 达到1985年的49.81倍、1990~2009年年均增长率高达14.49%, 扣除物价、通货膨胀等因素仍高达12%。可见, 山东省的经济总量以及经济发展速度很快。

1.2.2 人均地区生产总值和人均收入较高

总的来说, 山东省人均地区生产总值、城镇居民人均收入和农村居民纯收入均居全国前列。2009年山东省人均地区生产总值35794元, 比同期全国水平25511元高出10463元。2009年山东省城镇居民人均可支配收入17811.04元, 比上年增长16305.41元增长9.2%, 人均月收入1484.3元。城镇居民家庭总收入的各项构成均有不同程度增长, 呈现出新的收入特点。其中, 人均经营净收入1379.02元, 比去年同期增长15.5%, 在居民家庭总收入中增幅最高, 增长最快, 其占人均可支配收入的比重由去年的7.3%上升为今年的7.7%。人均转移性收入3559.3元, 比去年增长16%, 增幅仍保留在第二位。人均工资性收入13985.83元, 增幅为8%, 占人均可支配收入的比重为78.5%, 比上年同期下降0.8个百分点。人均财产性收入412.76元, 比2008年增长19%。经营净收入和财产性收入稳步提高。

2 山东省出口贸易与经济增长关系的实证分析

2.1 模型的建立与检验

本文的数据全部引自《山东统计年鉴2010》, 样本区间为1985~2009年, 变量为山东省地区生产总值和出口总额。其中出口额用当年平均汇率换算为以人民币为单位的出口额, 然后对各变量取自然对数。

2.1.1 各变量的单位根检验

由于大多数的经济时间序列都非平稳, 在协整检验前必须对其进行单位根检验, 只有当变量序列都为同阶单整序列时才可以进行协整回归。本文对各变量分别进行ADF检验, 检验结果见表1。可见, 在5%的水平上, 各变量对数序列的二阶差分序列都是平稳的, 所以, 各变量的对数序列都为I (2) 单整序列, 可以进行协整检验。

2.2.2 协整检验

本文选取Engle-Granger两步法, 对两变量lnX和lnGDP时间序列关系进行分析。以lnGDP为因变量, lnX为自变量, 建立模型。其中C为常数项。由于lnGDP与lnX都是二阶单整序列, 可用OLS法进行协整回归, 得到的协整方程如下:

若lnX与lnGDP具有协整关系, 则回归方程中的残差项应该是平稳的。检验残差序列是否是平稳序列, 对序列进行单位根检验, 这里使用ADF检验方法进行单位根检验, 结果见表2。

由表2可看出, 检验结果表明估计模型的残差项是稳定的。所以说lnX与lnGDP是 (1, 1) 阶协整的。说明了这两个变量之间存在长期稳定的均衡关系。

消除上述模型的自相关性后, 最终估计结果为:

2.2.3 格兰杰因果关系检验

根据协整分析, 得出山东省出口贸易与经济增长间存在长期同向变动的均衡关系, 对于它们之间的前期信息是否会影响各变量的当期信息需要进行Granger因果关系检验。

本文分别采用滞后1~2期, 进行Granger因果关系检验, 检验结果如表3所示。

从表3可以看出滞后1期内, 在5%显著性水平上, 山东省的经济增长是出口的格兰杰原因, 而出口不是经济增长的格兰杰原因。

3 结论

长期来看, 山东省的出口与经济增长之间存在较强的相关关系, 尽管各自的增长是非平稳的, 但它们之间存在长期稳定的均衡关系。山东省的经济增长带来规模经济和产业升级, 提高了技术装备水平, 进而提高了出口商品的竞争力, 推动第二年出口的增加。但山东省出口的产品主要是劳动密集型和资源密集型产品, 强化了低水平的产业结构, 无力带动产业结构升级, 这有可能是山东省出口贸易增长不是经济增长格兰杰原因的一个因素。

4 对策与建议

经济理论认为, 出口贸易可以促进经济增长, 但上述实证分析并没有达到预期的结果。所以山东省应调整相应的出口政策, 提高出口产品技术含量, 推动山东省经济持续、快速、健康发展。对此, 本文提出以下几点建议:

4.1 调整优化出口产业、产品结构

山东省出口产品以劳动密集型和资源密集型为主, 这种贸易格局强化低水平产业结构, 只能在短期内获益。如任这种现状持续下去, 产业机构不但不能通过发展外向型经济得到升级, 反而可能会导致产业结构进一步低级化。因此, 山东省应以传统大宗商品的生产和出口为基础, 以机电产品为主导, 以纺织服装和创汇农业为两翼, 以工业制成品的小型成套设备为突破点, 全面提升劳动、资源密集型产品的加工深度、科技含量和附加值, 提高产品的质量、档次和国际竞争力。加快促进全省由粗加工、低附加值的出口商品结构向精加工、高附加值的结构升级。

4.2 建立灵活机制, 加快各种资源在外贸与非外贸部门、省内和省外之间自由流动

山东省经济的出口贸易依存度很高, 因而国际市场的波动会导致经济增长大起大落。当国际市场突然收缩时, 如果资源不能自由、低成本地在外贸部门和非外贸部们间以及省内和省外流动, 经济增长就会受到很大的负面影响。在这方面东南亚金融危机以及不久前刚发生的全球性金融危机的影响就十分明显。因此山东省应该打破地域限制, 鼓励资源自由流动, 以有效抵消出口贸易对经济增长的不利影响, 促进经济的平稳发展。

4.3 积极开拓出口市场, 推进出口市场多元化

市场结构过分集中会削弱出口贸易的灵活性和商品的国际竞争力;实行出口贸易多元化, 能够增强抗风险能力。上文曾提到, 山东省的出口市场主要集中在日本、韩国、美国和欧盟, 后期加大了对北美、南美、非洲和东欧市场的开拓, 出口市场渐趋于多样化。但从整体来看, 传统市场在出口市场中仍然占有很高比重, 对新兴市场的开拓远远不够。因此, 山东省应有针对性地研究、制定和实施市场开拓策略, 根据市场不同需要, 实施各具特色的营销方案。争取形成以亚太市场为重点, 以周边国家和地区市场为支撑, 传统市场与新兴市场、发达国家和发展中国家市场均衡分布的合理市场结构。

参考文献

[1]刘鹏, 赵丽敏.山东对外贸易结构的实证分析[J].特区经济, 2008 (02) .

[2]张灿亭, 江凌.江苏省对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].国际贸易问题, 2006 (06) .

[3]孙焱林.我国出口与经济增长的实证分析[J].国际贸易问题, 2000 (2) .

[4]周阳.我国出口贸易与经济增长的实证研究[J].对外经济贸易大学学报, 2006 (05) .

经济增长与出口贸易 篇8

1 我国出口贸易结构的现状分析

自从改革开放，特别是2001年我国加入世界贸易组织以来，我国出口贸易一直保持着高速增长的状态，而这一切已经说明，我国已经成为了名副其实的贸易大国。根据WTO的准确统计：2008年，我国货物贸易的进出口总额为2.56万亿美元，占世界进出口总额的比例为7.88%，位居世界第三位。另外，我国的出口总额为1.43万亿美元，占世界出口的比例为8.9%，位居世界第二位。尽管如此，随着我国出口贸易的不断发展，我国出口贸易及其面对的国际经济环境也在发生着非常巨大的变化，这一系列变化也让我国出口贸易出现了令人担忧的局面。例如，国际间贸易相互的摩擦也越来越多、我国对外资的依赖日益凸显等。出现的这些现象不仅在很大程度上影响了我国对外贸易的持续和稳定发展，也严重影响了我国的经济安全，特别是出口贸易的安全，这甚至直接关系着我国经济转轨能够顺利的完成。下面就将对我国的出口贸易进行分析。

1.1 按企业的性质将出口贸易进行分类

现如今，只要谈到某个国家的国际竞争力，必然会关注这个国家的贸易出口额。我国也不例外，我国迅猛增高的贸易出口额，成为了评价我国国际竞争力的重要指标。自从2000年以来，我国的贸易出口额一直处于迅猛增长的状态，这在很大程度上表示我国已经具备较强的国际竞争力了。近年来，我国的各行各业均在不断地引进外资，由于资本的趋利性，外资主要分布在利润比较高的行业。先不谈外资的总数，将注意力转向不同性质企业的贸易出口情况，就会得到不尽人意的印象。在2001～2005年贸易出口的总额中，外资企业牢牢占据着我国贸易市场的半壁江山，已经占50%以上，而2005年更是上升到了58%。但是，我国国有企业的出口额却不断的在萎缩，直接从2001年的42.6%降到了2005年的22.4%。另外，私营企业逐渐在出口贸易行业苏醒过来，所占的份额达到了14.7%。衡量一个国家的国际竞争力如何，固然出口贸易额是一个非常重要的评价指标。但是在中国，由于中国的外资企业是出口贸易迅猛发展的主体，而这种出口贸易实际上就是外国资本、技术、品牌、标准、品牌、销售网络等与中国廉价劳动力的结合。也就是说，除了中国的廉价劳动力，出口贸易实际上体现的是外国生产要素的竞争力，而不是中国国际地位的提升。在我国出口贸易额不断上升的背后，隐藏的实际上是我国资本在国际竞争力的退步。

1.2 按产品类别和出口贸易的方式进行分类

传统的出口贸易是这样的，一个国家哪些产品出口额高，就集中出口这些产品。我国在2001～2005年间，占出口总额比重非常大的产品主要就是机电产品、轻纺类产品和高新技术产品。如果按照传统的出口贸易理论来判断，中国的优势产业就是机电产品、轻纺类产品和高新技术产品。也就是说，我国的贸易优势就是资金和先进的技术。很显然，传统的理论是不科学的。下面，就对我国出口贸易的方式进行简单的分类。在2001～2005年间我国的出口贸易中，一般贸易的在贸易总额中的比重非常小，在这种程度上，还有下降的趋势，实际上已经由2001年的42.1%逐渐降到了2005年的41.6%。但是，加工贸易的发展却是十分稳定的。与一般的贸易相比，加工贸易在很大程度上是非常典型的产品大进大出的贸易方式。我国加工出口的很多产品，我国企业实际上只得到了很少一部分的租金和加工缴费，其余大量的费用都是外商在出口中的收入。这样其实不难看出，我国出口贸易结构在很大程度上已经被扭曲，并且出现了一系列的假象。在我国进行大规模出口贸易的同时，我国的劳动者是外商的低成本，赚取微薄的收入，但是却为他们带来了巨额利润。

2 我国出口贸易结构与经济增长的相关性

关于我国出口贸易结构与经济增长的相关性，很明显，出口贸易促进经济的增长。关于这一点，下文将从4个方面进行分析。第一，经济增长的影响因素具有复杂性。影响经济增长的影响因素有很多，例如劳动投入、物质资本投入、进口、出口、产业结构、人力资本投入、技术水平、外资、政府消费支出等。这些都是经济增长的影响因素，同时也对经济增长起着综合贡献作用。据调查显示，我国国内消费对经济增长作出了非常重要的贡献。另外，在经济开放这个角度来看，出口贸易对经济增长的作用非常大。而人口的增长对我国经济增长的贡献为负。第二，出口贸易与经济增长的关系。据相关研究认为，出口贸易对经济增长存在着导向作用，但是出口贸易对经济增长的贡献和作用依赖于汇率波动、贸易条件、出口商品结构变化等各种各样的因素。我国贸易条件的逐年下降在很大程度上削减了出口贸易带来的福利收入，所以出口贸易的长远发展不能只是简单的注重出口数量的提高，更要注重贸易条件和出口商品竞争力的改善。人民币实际有效汇率的贬值对初级产品与工业制成品对外贸易的平衡产生了非常有利的影响。虽然目前存在着人民币升值的潜在压力，但是从人民币汇率和对外贸易尤其是出口贸易发展的关系来看，应该要保持人民币的相对稳定。第三，出口贸易的技术进步具有很大的效应。主要就是表现在：出口部门的技术示范和技术外溢效应、出口的干中学效应等。出口部门只有促进市场竞争才能够带动国内企业的发展，因此，在积极实行外向型发展战略的同时，应该进一步的优化出口商品结构，努力协调出口贸易结构。第四，出口贸易的综合增长效应。出口贸易之所以能够促进经济的增长，主要是因为宏观政策质量、价格扭曲、外商直接投资、制成品出口以及国内投资的影响。出口贸易不仅带动了国内生产部门的技术进步，还加速了国内资本积累，出口贸易的发展在提高宏观政策质量等方面起到了很大的作用。

关于我国的出口贸易结构留给我们的启示，下面也将从三个方面进行分析：

第一，我国出口贸易经历了很多非常曲折的过程，人们对加工贸易的认识也还不全面。但是，我国对加工贸易政策有过几次很大的调整，例如加工贸易企业设置保证金台帐制度等。我国出口贸易里面的加工贸易也存在着一系列的问题。首先，我国出口贸易的收益很少，因为大部分利润都被外商获取。其次，我国出口的大多数产品是劳动密集型产品，这样的话就非常不利于整体产品结构的综合调整。再次，出口贸易中也会出现一些走私的现象。加工贸易企业一般会承接外商加工合同，或者会有外资的成分。因此，加工贸易对我国国际竞争力的实际贡献远没有一般贸易多，对中国的国际竞争力的提升不是很有利。

第二，外资实际上加剧了国际贸易的摩擦。外资并不能仅仅理解为资金，外资其实还包含很多其它的内容，例如，资金、经营管理、技术、品牌、产品、海外市场、就业创造等都是外资里面所包含的内容。外资对于我国出口贸易而言，所起的作用是变化的。在以前，我国会吸收外资，因为只有这样才能缓解我国的资金短缺问题，从而扩大出口创造收益。但是，现在外资主要的作用就是促进就业，而促进就业这样的功能在劳动密集型产业中体现的比较多。我国出口贸易资本中具有很大的趋利性，而这就使得企业能够获得与付出相对应的收益。但是，外资给我国出口贸易带来的收益并不理想，实际上也并不有利于提高中国居民的收益。外资企业在出口贸易方面的作用逐渐开始弱化，而这样长期巨额的贸易顺差，在很大程度上让我国面临着人民币升值的情况，也很容易加剧国际贸易之间逐渐增强的摩擦。

第三，中国的很多对外贸易企业之所以能够存活到现在，在很大程度上是依靠外需拉动的，我国的很多廉价劳动力被外需带来的经济活动所吸引。这些企业一旦经济出现波动，就很容易面临着生存的困境。

尽管如此，我们不能只看到加工贸易的缺点。我国将加工贸易的优势发挥出来，就是充分利用低成本劳动力。

3 我国出口贸易结构促进经济增长的措施

首先，必须要优化出口商品的结构。出口贸易的结构在很大程度上是由出口商品决定的，只有实施出口商品多样化的战略方针，才能降低出口商品过于集中的困境。实施核心技术自主研发战略，提高我国出口产品的技术含量。优化出口贸易要素结构和提升出口贸易要素质量，为优化出口贸易结构奠定了很好的基础。其次，优化出口地区结构的思路。只有实施“新型市场多元化战略”，才能优化出口国际地区的结构。要想加快我国落后城市经济和对外贸易的发展，必须要优化出口国内地区的结构。最后，促进出口贸易的平衡发展和可持续发展的思路。在经济发展的战略方面，构建内外均衡的经济发展战略，减少经济发展对国际市场的过分依赖。构建新的经济发展模式，减少经济发展对国际市场的过度依赖。构建新的区域经济发展模式，降低经济发展对东部地区的依赖，而且要加大对我国大型跨国公司的培育，降低我国出口贸易对外资企业的依赖性。在外贸发展战略方面。必须要可持续的进行出口，这样才能提高出口对经济发展的促进作用。出口贸易结构的适当调整，有利于经济的长远发展。同时，也有利于创造良好的国际贸易环境。在对外直接投资战略方面，基础资源寻求型和边际产业的对外投资应该投向发展中国家。另外，应该积极承接国际服务产业转移，加强我国当地企业与跨国公司的联系，这样就能够有效的防范外资企业的垄断行为。

4 结语

总而言之，我国出口贸易结构与经济增长有着必然的联系。随着经济的不断发展，我国的出口贸易额呈现出迅猛增长的趋势。为了我国出口贸易能够更好地促进经济的发展，应该立足于现状，然后更加持续的找到发展的方法。现如今，加工贸易对我国国际竞争力的实际贡献远没有一般贸易多，对中国的国际竞争力的提升不是很有利。外资实际上加剧了国际贸易的摩擦，外资企业在出口贸易方面的作用逐渐开始弱化，而这样长期巨额的贸易顺差，在很大程度上让我国面临着人民币升值的情况，也很容易加剧国际贸易之间逐渐增强的摩擦。所以，必须要优化出口商品的结构。只有实施“新型市场多元化战略”，才能优化出口国际地区的结构。要想加快我国落后城市经济和对外贸易的发展，必须要优化出口国内地区的结构。只有这样，我国出口贸易才能促进经济的增长。

摘要：本文重点分析我国出口贸易结构的现状以及我国出口贸易结构与经济增长的相关性, 通过对我国出口贸易结构的现状分析来揭示出口贸易结构后面反映出的经济现象, 希望本文的分析与探讨能够对我国外贸产业未来的发展起到一定的作用。

关键词：出口贸易,结构,经济增长,相关性

参考文献

[1]邵震.对外经济关系中的国家利益和社会成本[J].数量经济技术经济研究, 1995.

[2]刘丹丹.透视中国贸易之比较优势战略[J].哈尔滨学院学报, 2004.

经济增长与出口贸易 篇9

对外贸易是经济增长的发动机, 对于一国来说, 进口和出口是对外贸易的两个方面, 两者对于一国经济的发展都具有重要的意义。但是长期以来, 很多人一直强调出口对一国经济的重大影响, 很少注意进口与经济增长的关系, 这与传统经济理论重视出口轻视进口有一定联系。如重商主义主张奖出限入, 保持有利的贸易顺差;贸易乘数理论则认为, 出口可以带动国民经济的增长, 而进口则会抵消这种作用, 提倡追求贸易顺差等。直到最近十几年, 人们开始意识到进口也可能对经济增长产生积极的促进作用, 相关的研究文献也陆续出现。

Romer (1993) 利用76个发展中国家1960年的截面数据分析了机器和设备进口对生产的影响, Coeetal (1997) 考察了通过机器设备进口而流向欠发达国家的技术溢出效应, Michelle P.Connolly (1998) 认为高技术产品的进口可以直接增加国内产出、促进国内模仿和技术革新, 进口对经济增长具有促进作用, Connolly (2003) 用75个国家1965年~1990年的专利数据代表这些国家的模仿与创新, 量化了高科技产品进口对进口国模仿与创新的溢出效应。

国内较早研究进口对经济增长贡献的有佟家栋 (1995) , 样本的数据区间为1953年~1990年, 分析的结论是1979年~1990年改革开放极大地调动了国内的生产力, 进口对国民经济具有积极的作用。刘晓鹏 (2001) 对我国1981年~1997年的进出口增长率与GDP增长率进行回归分析, 结论是进口增长对我国经济增长具有较大的促进作用, 而出口增长对经济增长的影响却不显著。2001年我国加入世贸组织后, 进口贸易及其对经济增长的影响逐渐受到我国不少学者的关注。季铸 (2002) 、李永军 (2003) 、吴振宇 (2004) 、尹翔硕 (2005) 、邓海滨 (2006) 、徐光耀 (2007) 等, 都从不同的角度分析了进口贸易与我国经济增长之间的关系, 其研究结果基本相似, 即进口对我国经济增长具有一定的推动作用。但从分析的过程来看, 大多只对进口与经济增长之间的关系进行了简单的相关性分析且样本区间有限, 没有深入考察进口与经济增长之间的内在机理和联系, 对进口贸易在长期经济增长中的作用也缺乏理论解释。本文依据已有的有关研究结果、现实和历史经验提出应对我国外贸政策进行重新调整, 重新审视我国的出口导向政策。

二、时间序列模型

(一) 平稳性检验

如果一个时间序列具有稳定的期望、方差和自协方差, 则该时间序列就是平稳的, 否则就是非平稳的。非平稳时间序列可以通过差分转化为平稳的时间序列, 如果时间序列yt通过d次差分成为一个平稳序列, 而d-1次差分却不平稳, 则该时间序列称为d阶单整序列记为{yt}-I (d) 。本文采用ADF检验时间序列的平稳性, 利用AIC准则确定变量的滞后阶数。ADF检验的模p型为:

在模型 (1) 中, α是常数, δt是线性趋势函数, P是最优滞后期, εt是随机误差项。

检验的原假设为H0∶γ=0;备择假设为H1∶γ<0。若ADF检验值在一定的置信水平下大于临界值, 则接受原假设, 即时间序列为非平稳序列, 否则拒绝原假设, 即时间序列为平稳序列。

(二) 协整检验

1987年Engle和Granger提出了协整理论及其方法, 为非平稳序列的建模提供了一种途径。虽然一些经济变量本身是非平稳序列, 但是他们的线性组合却有可能是平稳序列, 这种平稳的线性组合被称为协整方程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。最简单的协整检验, 是两变量的Engle-Granger两步检验法 (E-G法) , 其检验方法如下:

第一步:用OLS方法估计模型yt=α0+α1xt+εt, 并计算非均衡误差, 得到: 为协整回归 (co-integrating) 或静态回归 (static regression) 。

第二步:检验 的单整性。如果 为稳定序列, 则认为变量yt、xt为 (1, 1) 阶协整;如果 为1阶单整, 则认为变量yt、xt为 (2, 1) 阶协整。

(三) Granger因果关系检验

Granger因果关系检验的基本思想是:假定变量x的变化是变量y发生的原因, 则变量x的变化应在时间上先于变量y, 而且在预测y的回归模型中, 引入变量x的过去观测值作为独立变量能在统计上显著地增加模型的解释能力。基本的模型为:

在模型 (2) 中, s, k分别是因变量和自变量滞后期长度。利用最小二乘法进行参数估计, F统计量来进行Granger因果关系分析, F检验的原假设为H0∶βj=0 (j=1, 2, …, k) , 若F统计量的计算值比F临界值大, 则拒绝原假设不成立, 也就是说x是y的Granger原因。

(四) 误差修正模型

误差修正这个术语最早是由Sargen (1964) 提出的, 但是误差修正模型基本形式的形成是在1978年由Davidson、Hendry、Srba和Yeo提出的, 因此又被称为DHSY模型。假设具有如下 (1, 1) 阶分布滞后形式:yt=β0+β1xt+β2Xt-1+μyt-1+εt, 由于变量可能是非平稳的, 因此不能直接运用OLS法。对上述分布滞后模型适当变形得:

公式中γ=1-μ, 公式 (3) 称为一阶误差修正模型, 其也可以写成

其中:ecm表示误差修正项。由分布滞后模型yt=β0+β1xt+β2Xt-1+μyt-1+εt可知:一般情况下|μ|<1, 由关系式μ得0<γ<1。可以据此分析ecm的修正作用:若 (t-1) 时刻y大于其长期均衡解α0+α1x, ecm为正, 则 (-γecm) 为负, 使得△yt减少;若 (t-1) 时刻y小于其长期均衡解α0+α1x, ecm为负, 则 (-γecm) 为正, 使得△yt增大。体现了长期非均衡误差对yt的控制。

三、实证分析

(一) 变量及数据来源

本文选取1978年至2008年我国国内生产总值和年度进口额的数据作为样本。以我国国内生产总值为被解释变量, 年度进口额为解释变量, GDP和IM分别表示国内生产总值和年度进口额, 单位都是亿元人民币, 所有数据都来源于《中国统计年鉴2009年》。为了使两个序列变得更容易平稳, 两者都取对数, 分别记为LGDP和LIM。

(二) 经济增长和进口贸易的实证分析

1. 单位根检验。

本文对LGDP和LIM的时间序列数据采用ADF单位根检验。因为LGDP和LIM的均值都大于0且具有一定的时间趋势 (如图1所示) , 所以对LGDP和LEC进行单位根检验的时候, 选择有截距项和趋势项的ADF检验;经过一阶差分后, 数据的时间趋势被消除 (如图2所示) , 对LGDP和LIM的一阶差分进行检验的时候, 选择有截距项、无趋势项的ADF检验。滞后阶数采用AIC准则确定。

通过对LGDP和LIM时间序列以及二者的一阶差分序列进行单位根检验, 可知LGDP和LIM的时间序列为非平稳序列, 但其一阶差分都是平稳序列。从检验结果看 (如表1所示) , LGDP一阶差分的单位根检验的临界值为-2.9810, t检验统计量值为-3.4183, 小于临界值, 表明在5%的显著水平下拒绝了存在单位根的原假设, 说明LGDP为一阶差分平稳的时间序列, 即LGDP是一阶单整序列。同理可知LIM也是一阶单整序列, 从而得到LGDP和LIM都为一阶单整的时间序列, 可以进行协整检验和Granger因果关系检验。

2. 协整检验。

采用Engle-Granger两步检验法 (E-G法) 进行协整检验。建立LGDP与LIM之间的协整方程LGDPt=α+βLIMt+εt, 其中εt为残差项。以LGDP为被解释变量, LIM为解释变量, 用最小二乘法 (OLS) 估计回归模型, 可得协整回归方程为:

通过协整回归方程可以看出, GDP与进口额之间呈现出正相关关系。残差项为:

检验εt序列的平稳性。因为残差围绕0上下波动, 且不具有明显的时间趋势 (如图3所示) , 所以在进行检验时选择无截距项、无趋势项ADF检验。εt序列的ADF单位根检验结果如表2所示。

根据表2的检验结果可知, 在5%的显著性水平下, t检验统计量值为-2.0752, 小于临界值, 表明残差序列不存在单位根, 是平稳序列, 说明GDP与进口额之间存在协整关系。

3. Granger因果关系检验。

为了进一步分析我国经济增长与进口额之间的关系, 需要对经济增长与进口额做Granger因果关系检验。根据表3中的结果可见, LIM对LGDP的Granger原因显著, LGDP对LIM的Granger原因也显著, 即LIM与LGDP之间互为因果关系。通过分析可以发现在1978年至2008年, 我国存在进口贸易到经济增长双向因果关系, 即进口贸易的增加导致了国民经济的增长, 国民经济的增长也导致了进口贸易的增加。

4. 误差修正模型。

若两变量是协整的, 则他们之间存在长期均衡关系, 但在短期内, 这些变量可以是不均衡的, 两变量间这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型 (ECM) 来描述。通过协整检验和Granger因果关系检验可知我国进口额与GDP之间存在长期协整关系, 而且存在进口额与GDP的双向因果关系, 下面建立解释变量为LIM和被解释变量为LGDP的误差修正模型, 并对模型进行分析。

首先根据式 (5) 得到误差修整序列:

然后建立误差修正模型:

最后通过最小二乘法 (OLS) 估计误差修正模型得:

误差修正模型中的差分项反映了短期波动的影响, 国内生产总值的短期波动一方面是进口贸易波动的影响, 另一方面是偏离长期均衡的影响。通过误差修正模型可以发现, 进口贸易的变动将引起国内生产总值的同方向变动, 进口贸易每增长1%将导致国内生产总值增长0.2156%。误差项ecmt-1估计的系数-0.2296体现了对偏差的修正, 上一期偏差越远, 本期修正的量就越大, 当国内生产总值短期偏离均衡状态时, 误差修正项将使国内生产总值向长期均衡状态收敛, 即系统存在误差修正机制。进口与经济增长之间互为因果关系, 进口贸易的长期供给效应是存在的, 进口贸易能促进经济的增长, 经济的增长也能带动进口贸易的增加。

四、结论及政策建议

通过以上分析, 可以对我国经济增长与进口贸易之间的关系得出如下结论:

1.我国经济增长和进口贸易之间存在协整关系。在短期内, 我国GDP与进口贸易之间存在波动关系, 但从长期来看, 经济增长与进口贸易之间存在长期稳定的均衡关系。通过误差修正模型还发现, 误差修正项的系数为负, 符合反向修正机制, 对GDP与进口贸易的长期均衡具有调整作用。

2.通过Granger因果关系检验可知, 我国GDP增长和进口贸易之间存在互为因果关系, 即经济的增长可以促进进口的增加, 同时进口的增加也可以推动我国经济的发展。我国通过进口引进了国外的先进技术和关键设备, 提高了劳动生产率, 而且还通过吸收国外先进管理经验、理念和管理制度提高了企业的科学管理水平, 从而促进了经济增长, 这就从理论上揭示了进口与经济增长间的互动关系。

为了实现我国经济持续、健康的发展, 可以采取以下的政策和措施:

首先, 完善当前的企业结售汇制度, 赋予企业更多的用汇自主权, 给企业更大的自主发展空间。同时完善进口环节税收政策, 加强税收监管力度, 在WTO的框架内通过多边协商进一步降低我国关税水平, 同时给予发展中国家有关优惠待遇, 推动自由贸易区谈判进程。

其次, 适度扩大进口规模, 特别是加强从美国和欧盟等发达国家顺差来源地的进口, 这样既可以解决目前外汇储备过多的问题, 也可以缓解西方各国施加于人民币升值的压力。敦促美国和欧盟等发达国家放宽对我国高新科技出口的限制, 加强合作、避免对抗, 寻求合作共赢的平衡点, 在解决经济贸易摩擦问题上寻求双赢。

再次, 制定适当的产业政策和战略性贸易政策, 优化进口贸易结构, 在进口政策与产业政策紧密结合的基础上, 政府对有利于产业优化的进口行业给予一定的扶持政策, 促进其引进国外先进技术并加以吸收和创新, 提高我国在国际市场上的进口地位, 通过建设多元化、规范化的进口企业, 并对其监管和规范, 促进我国进口贸易的健康、有序发展。

最后, 加强进口贸易战略的研究和规划。通过国际大宗商品的集中订购, 充分发挥进口大国的优势, 争取国际大宗商品的定价权。同时指导企业对关键设备和先进技术的进口, 完善进口信息发布制度, 建立健全进口对我国产业损害的预警机制。

参考文献

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[2].刘家勤.适度增加进口的几点思考[J].国际贸易问题, 1999 (7)

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[4].刘晓鹏.协整分析与误差修正模型-我国对外贸易与经济增长的实证研究[J].南开经济研究, 2007 (5)

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[8].[美]詹姆斯·D·汉密尔顿.刘明志译, 时间序列分析[M].北京:中国社会科学出版社, 1994

经济增长与出口贸易 篇10

长期以来, 人们在分析外贸对经济增长影响的时候, 总是把焦点集中在出口上, 凯恩斯提出了“对外贸易乘数”理论, 认为贸易顺差的增加会引起国民收入的倍增。认为只有出口才对经济增长起推动作用。但随着全球经济形势的变化, 人们逐渐注意到进口对经济增长的作用。

1. 进出口额对经济增长具有较大的拉动作用。

经济学家一般认为出口是发展中国家经济增长的引擎, 出口是扩大国内市场的一项重要因素, 出口持续扩大, 带动相关产业增长, 生产结构与就业结构相应持续调整、改善。一般而言, 出口产业的生产效率与竞争力较内需产业高, 随着出口不断扩张, 资本与人力资源不断流入出口产业, 促使资源重新分配, 提高总体资源生产力, 并带动整体经济持续繁荣。但是一国长期经济增长的前景应该是一国长期供给前景来确定的, 市场需求及其制约金作为一个短期因素。进口对经济增长的促进作用正是从增加供给的角度表现出来。所以从长期来看, 扩大进口也是能促进经济增长的。原因主要是:第一, 进口产品能够填补国内供给空缺从而可以增加民间投资和消费, 提升后两者的结构。由于资源供给的稀缺性, 在封闭的经济体系中, 迫使产业结构状态服从短缺约束资源使用效率的“木桶原理”, 造成低水平均衡的产业结构状态, 约束了国民经济的发展。通过进口国内稀缺的自然资源, 与我国丰富的劳动力资源相结合, 这种状况将得到有效的调整, 必然使我国经济得到快速发展。第二, 通过进口, 可以引进先进的技术和管理思想, 科学技术是第一生产力, 引进国外先进技术以发展经济是各国政府的必然选择, 通过引进国外的先进技术, 可以节省时间, 学习国外先进的管理方法, 减少浪费和开发不成功的风险, 发挥我国的后发优势, 缩小与发达国家的技术差距。在商品进口中, 我们也能获取一定的技术。因为为了实现贸易, 出口方不得不把与贸易内容有关的技术、性能、特点, 甚至一些参数向进口方介绍, 在其贸易行为中无意且自然地输出了技术, 而且这种技术引进带来的扩散效应更加明显, 对经济增长的促进作用更强。第三, 进口加剧了国内竞争, 大大提高国内企业的生产效率。尽管增加进口的政策会限制国产商品的市场, 但它却加强了竞争, 并带来相应的高技术, 从而产生更高的效率。

2. 进口额的增加可实现经济可持续发展。

随着金融危机的加剧, 美国经济加速下滑, 世界经济发展缓慢, 贸易保护主义抬头, 许多国家尤其是美国与中国的贸易摩擦不断增加, 我国已成为世界上反倾销和贸易保护措施的最大受害国, 出口贸易环境严重恶化。贸易顺差和资本流入的增大, 使得外汇存款造成的货币增长大幅度提高, 外汇储备过多, 人民币面临升值的压力。在这种情况下, 仍然保持以往的出口策略将会阻碍我国对外贸易的发展, 影响我国的国际形象, 破坏良好的国际环境, 从而影响我国经济发展。所以在开放经济中, 一国应该实行进口、出口并重的积极贸易政策。绝大多数的发展中国家都认识到出口对加快本国经济发展和增加外汇储备的作用, 所以各国都实行了许多鼓励本国出口的措施, 但是对进口却采取了种种限制政策, 忽视了进口对经济增长的重要作用.发展中国家应该采取比较中性的贸易政策, 在积极扩大出口的同时, 要充分利用出口的外汇来进口本国所需的各种紧缺资源和技术, 不应该拥有太高的外汇储备, 以免延缓本国经济的发展.我国应该积极发展增加进口的策略, 实现进出口贸易平衡发展, 从而促进我国经济健康发展。

二、对我国进出口贸易健康发展的建议

对发展中国家而言, 进口与出口结构上的不同, 使进出口贸易对经济发展又具有资源转移和促进产业结构升级的功能, 即通过初级产品和一般加工产品的出口和投资品的进口, 实现国内资源在不同产业之间的间接转移, 促进国内产业结构升级和工业化进程, 进而推动经济增长。

1. 变出口导向型贸易政策为战略管理型贸易政策, 即不要一味

地追求贸易顺差, 而应以促进经济健康发展为目标, 实现国际收支基本平衡。从1994年起我国外贸连年顺差, 人民币面临着巨大的升值压力。如果大量进口我国急需的基础性材料和能源, 不仅能弥补需求缺口, 而且还可以缓解人民币的升值压力。同时也可以减轻国际摩擦和有关国家对我国的反倾销诉讼, 从而有利于我国企业打入国际市场。

2. 我国应从宏观上调控进出口产品的商品结构, 从而带动我国产业结构升级。

加工贸易是我国主要的贸易方式, 而在加工贸易中进口占有重要地位, 因此, 进口贸易更直接地与产业结构升级和出口规模的扩大联系在一起, 所以我国应主动地扩大进口规模, 积极引进先进技术和关键设备, 以促进我国产业结构的调整和实现经济的长期发展目标。但同时也要避免出现重复引进和过度进口的问题。而对于出口结构而言, 其政策指导目标应当是生产结构高级化和提高出口产品的附加值。通过进出口产品结构的优化, 带动传统产业的改造和新兴产业的产生, 从而提高我国在国际市场上的竞争优势。

3. 要提高我国在国际市场上的进口地位, 防止贸易条件的进一步恶化。

我国应组织行业组织机构对我国某些大宗进口品进行统筹安排, 统一进口, 这样一方面可以取得优惠价格, 另一方面还能避免分散进口所带来的国际市场价格波动的影响。

参考文献

[1]石传玉王亚菲王可:我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].南开经济研究, 2003 (1)

[2]李文:出口对我国经济增长贡献的定量分析[J].审计与经济研究, 1997 (5)