经济增长与进出口贸易

经济增长与进出口贸易（精选十篇）

经济增长与进出口贸易篇1

关键词：经济增长,一般贸易出口,加工贸易出口

一、引言

经济增长一直以来都是备受关注的话题, 经济增长不仅直接关系到一个国家在世界经济体中所处的地位, 同时也关乎着国民生活水平的高低。研究经济增长的理论十分充分, 建立的经济增长的模型也有很多种:哈罗德-多马模型得出的结论是一个国家的经济增长率与一个国家的储蓄率呈正比, 与该国的资本-产出比呈反比, 他们提出的经济增长路径是很难实现的, 需要满足的条件是实际经济增长率=有保证的经济增长率=自然增长率, 这是难以实现的“刃峰状态”;新古典学派的Solow-Sw an经济增长理论通过否定哈罗德-多马模型中资本产出比不变和劳动资本不能相互替代的假设, 得出的结论认为, 稳态下人均资本可以通过储蓄率的上升, 人口增长率的下降和技术进步而增加, 从而实现更高水平上的经济增长;内生经济增长理论很好的解释了为什么一个国家可以实现长期经济增长的事实, 揭示了技术进步对经济增长的推动作用。

我国的国际贸易发展迅速, 在加入世界贸易组织后我国以更开放的心态和政策措施应对国际多边贸易体制, 对外贸易进出口出现了快速增长, 到2009年, 我国成为世界上第一大出口国和第二大进口国。本文将开放经济背景下的国际贸易与经济增长相结合, 研究经济增长与不同贸易方式出口的互动关系, 比较加工贸易还是一般贸易出口对经济增长的贡献度更大。

二、文献综述

关于经济增长与不同贸易方式进出口的关系, 杜运苏 (2014) 研究结果表明, 出口技术复杂度对我国的经济增长有显著的正向作用, 但主要是通过一般贸易出口实现, 并通过面板分位数回归证实了经济增长与出口技术复杂度间存在互相增强的效应。董彦龙 (2011) 通过建立广东省一般贸易出口、加工贸易出口与经济增长间的协整关系得出广东省加工贸易出口对经济增长的贡献度大于一般贸易出口对经济增长的贡献度。赵丽佳, 冯中朝 (2008) 研究了加工贸易进口、一般贸易进口与经济增长间的协整关系, 研究结果表明我国加工贸易进口与经济增长间存在较为紧密的关系, 主要的传导机制是制度变革, 而我国一般贸易对经济增长的影响较为迟缓, 主要是通过影响人力资本进而对经济增长产生影响。易行健 (2006) 对我国出口、进口与经济增长间的关系进行了实证检验, 实证结果表明我国出口、进口与经济增长间存在着长期稳定的均衡关系, 同时, 出口增长和进口增长都是经济增长的格兰杰原因。以上的实证结果由于样本选择不同和模型处理方式不同, 没有得到完全一致的结果, 对于究竟是加工贸易还是一般贸易对经济增长发挥更为持久有力的影响这个问题, 不同学者持有不同的观点。但他们一致认为不管是一般贸易进出口还是加工贸易进出口都与经济增长间存在正向关系。

三、基础数据

(一) 数据来源

本文进行实证分析的数据是时间序列数据, 从《中国统计年鉴》中选取了从1981~2012年的一般贸易出口额、加工贸易出口额、国内生产总值以及以1978年为基期的居民消费价格指数。

(二) 数据处理

考虑到我国物价水平在1981~2012年波动较为剧烈, 为了剔除价格因素对上述相关变量产生的影响, 用1978年为基期的居民消费价格指数对一般贸易出口额, 加工贸易出口额和国内生产总值的数据进行了调整, 调整方式为分别将一般贸易出口额、加工贸易出口额和国内生产总值的数据除以了以1978年为基期的居民消费价格指数, 分别记为aexyt, aexjt, agdp。由于经物价调整后的国内生产总值的波动性仍波动比较大, 所以对物价调整后的国内生产总值取对数并记为。在模型的设计中, 经济增长的衡量指标为经差分并取对数的国内生产总值。

四、经济计量分析

分析时间序列数据间的关系首先要对这些变量的平稳性进行检验, 只有平稳的时间序列间才能建立因果关系, 否则会产生伪回归的问题。在5%的显著性水平上对一般贸易和加工贸易出口额, 国内生产总值的对数值进行A D F检验, 结果表明它们均为I (1) 序列。

根据单位根检验结果可知, 经济增长、一般贸易出口和加工贸易出口均为同阶单整, 满足建立V A R模型和协整方程的要求。为选择最优的滞后阶数, 在A C和SIC值最小的情况下, 选择滞后1阶, 建立模型。该模型的各阶系数均高度显著, 且残差不存在自相关, 所有的特征值均在单位圆之内, 此V A R系统是稳定的。

根据所建立的模型可以建立脉冲响应函数。一般贸易出口的一个正向冲击在短期内对经济增长的正向刺激作用十分显著, 并且这种影响会一直持续很长时间, 这就表明, 在中长期内, 一般贸易出口额的上升会刺激经济在相当长时间内的增长。相应的, 加工贸易出口的一个正向冲击对经济增长也表现为积极作用, 但其影响力度比一般贸易出口小, 并且其对经济增长的影响时间要短于加工贸易出口。

根据脉冲响应函数提供的结果, 分析得出, 加工贸易的技术水平低, 生产处于价值链的底端, 其出口增值率明显较低。加工贸易具有两头在外的特征, 其收益仅仅依赖于加工费的获取, 因此, 其收益的增值空间比较小。而相对而言, 一般贸易涉及的生产环节比较复杂, 并且参与一般贸易出口的企业都是生产率水平比较高、盈利能力比较好的企业, 从研发到生产销售环节, 一般贸易出口企业都亲身参与, 它们处于生产价值链的高端, 因此, 一般贸易出口的增加对经济增长的影响更为明显。

五、结论与政策建议

从长期来看, 一般贸易出口和加工贸易出口都会促进经济增长, 脉冲响应函数表明, 一般贸易出口对经济增长的影响要强于加工贸易对经济增长的影响, 这是因为加工贸易的技术水平低, 生产处于价值链的底端, 一般贸易涉及的生产环节比较复杂, 并且参与一般贸易出口的企业都是生产率水平比较高、盈利能力比较好的企业, 因此, 一般贸易出口的增加对经济增长的影响更为明显。

因此, 我国要加快经济结构转型, 大力推进技术创新和产业结构的优化升级, 鼓励自主创新, 推动一般贸易的更好更快发展, 将经济增长的推动力放在价值链更高的一般贸易出口上, 从中国制造走向中国创造, 逐渐摆脱低层次的世界工厂的国际形象。同时, 提高加工贸易生产的产业链, 提高加工贸易的利润水平。

参考文献

[1]杜运苏.出口技术复杂度影响我国经济增长的实证研究---基于不同贸易方式和企业性质[J].国际贸易问题.2014 (9) .

[2]董彦龙.广东省一般贸易出口、加工贸易出口与经济增长的协整分析[J].特区经济.2011 (2) .

[3]赵丽佳, 冯中朝.加工贸易进口、一般贸易进口与经济增长的关系---一个协整和影响机制的经验研究[J].世界经济研究.2008 (8) .

经济增长与进出口贸易篇2

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，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。

经济增长与进出口贸易篇3

【关键词】出口贸易；结构；经济增长

20世纪80年代以来，随着对外开放的深化，中国对外贸易取得了长足的进步。中国是劳动力丰裕的国家，一直以劳动密集型、低档制成品作为出口贸易结构的主体，但按照传统的比较优势理论参与国际贸易只能获取短期、静态的贸易利益。从长期来看这一贸易获益将逐渐丧失。因此，研究出口贸易结构影响经济增长的机制及影响贸易结构对经济增长作用的因素，改变现有的贸易结构，最终获取与经济发展阶段相适应的动态贸易显得尤为必要。

1目前我国出口贸易结构的现状

1.1相对于货物贸易，我国的服务贸易比较落后

据海关统计，2010年全年我国外贸进出口总值29727.6亿美元，比上年同期增长了34.7%；其中出口15779.3亿美元，增长31.3%；进口13948.3亿美元，增长38.7%；贸易顺差为1831亿美元，同比减少6.4%。12月份当月，我国进出口总值2952.2亿美元，同比增长21.4%；其中出口1541.5亿美元，增长17.9%，进口1410.7亿美元，增长25.6%；贸易顺差130.8亿美元，减少28.9%。我国月度的出口进口值在11月份刚刚创下历史新高的纪录后，12月份再次被双双刷新，12月份当月的出口值和进口值环比11月份分别增长了0.5%和8%，推动月度进出口规模首次突破2900亿美元关口，环比增长4%，再创历史新高。而服务贸易出口额为810.2亿美元，仅占世界服务贸易出口额的3.4%。同年，我国货物贸易在世界上排名第三，服务贸易排序第八；另一方面，我国服务贸易总是逆差，2005年中国服务贸易逆差达97亿美元，尽管2007年逆差额减少，仍为40.1亿美元。

1.2出口产品结构仍不合理

目前，中国出口商品结构发生了根本变化，技术密集型、资本密集型产品比例提高，突出表现在机电产品、高新技术产品的出口出现了快速增长。但我们也要看到，高新技术产品出口还处于起步阶段，与发达国家相比，高新技术产品在工业制成品中所占比重明显偏低，高科技含量、高附加值商品还远未成为出口的主导产品，在技术含量较高的商品领域，我们仍然属于净进口国，我国出口贸易总体上仍然呈现依靠出口低附加值消费品换取资本品的格局。

2出口贸易结构对经济增长的作用机理分析

出口贸易结构从两方面对经济增长起作用。一是要素生产率差别效应。一般来说，出口部门有比非出口部门更高的边际要素生产率，制成品出口部门会有比初级产品出口部门更高的边际要素生产率.这使资源从相对低效率部门向高效率部门流动，资源将得到更优的配置，进而促进经济增长。二是外溢效应。由于要适应竞争激烈的国际市场需求结构及其变化的需要，出口部门尤其是制成品出口部门要更好地把握产业技术规范和安全标准，要更注意树立产品形象，因此较之国内非出口部门具有更成熟的管理技术、生产技术和市场营销战略.而出口部门的营销技术和生产技术方面必然会发生外溢，从而为国内非出口部门吸收，形成持久的示范效应，提高全要素生产率，从而提升国内产业结构促进经济增长。

初级产品出口部门无论是自身的生产要素提高促进经济增长还是外溢效应都是负的，这与中国目前要大力推进产业升级，转变出口商品结构的现实目标是相吻合的。中国工业制成品出口正在改变过去那种粗放型、数量型的增长，而逐渐地向刺激技术进步、提高工业制成品出口产品的质量及附加值的集约型发展方式转变。

3从出口贸易结构与增长方式角度提出贸易发展的对策

3.1转变发展观念，加快结构调整转型步伐

以“共赢”的理念营造良好的外贸经营环境。要营造一个良好的外部发展环境，需从单一考虑本国利益转变为树立一种“共赢”的观念。要充分认识到，通过技术引进可缩短与发达经济体的差距；通过进口可实现资源在全球范围内的优化配置，推进国内产业结构调整，促进出口结构调整；通过进口可为出口打开更广阔的通道，创造更好的出口环境。在重视出口发展的同时，也要关注进口，优化进口结构，以实现出口的协调、可持续发展。贸易额不能再成为发展的唯一目标取向，提高产品竞争力，降低对资源的消耗，提高出口效益，应成为发展中更关注的方面。

3.2提高制成品内部结构

中国虽然已成功完成了初级产品出口国向工业制成品出口国的转变，但工业制成品出口内部结构依然有待提高。目前，中国工业制成品出口档次和附加值不高，仍多为劳动密集型或资源密集型产品，这些行业对一国工业水平的提高及对整个经济增长的推动作用是有限的.目前中国工业制成品出口的主要任务之一就是上层次、上水平，并以此促进经济的发展。针对具体的行业来说就是化学及相关行业需要加大出口力度，按原料分类的行业应改造产品结构，提高技术水平，同时继续积极鼓励机械及运输设备的出口。

3.3提升利用外資水平

外商直接投资对中国出口的促进作用主要是促进工业制成品出口而实现的。FDI利用提高东道国劳动密集型产品的出口质量，创造出此类产品新的机会。外资企业具有迅速适应消费者口味变化、把握产业技术规范和安全标准的能力，同时，FDI还可以焕发当地劳动密集型产品的贸易活动，通过加大技术投入可以将其转换为附加值高的技术密集型产品出口。而且，外商在东道国的经营必然要在营销技术和生产技术方面外溢，加速出口商品结构调整。

4结论

综上所述，我国经济的快速发展依赖于外贸的健康发展。现阶段“转变贸易增长方式”便是出口贸易健康发展的“指南针”，外贸的转型任重道远，政府在这个过程中应该肩负起使命，做出适当的制度安排，制定切实可行的政策，使出口主体——企业从集体非理性向集体理性转变，实现我们的既定目标。

参考文献

[1]张汉林、李计广等著. 《入世后过渡期我国外经贸发展的问题、症结及对策》.第四届中国WTO 研究学术年会会议资料，2008年11月。

[2]霍建国. 中国外贸与国家竞争优势. 北京：中国商务出版社，2009，2

[3]范柏乃，毛晓苔，王双. 中国出口贸易对经济增长贡献率的实证研究[J]. 国际贸易问题，2009，(8)：5-9

（作者单位：西安外事学院）

经济增长与进出口贸易篇4

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)

贸易结构、贸易规模与经济增长关系篇5

关键词：贸易结构经济增长工业制成品

自改革开放以来，我国加快对外贸易的发展，促进了我国经济的不断增长，加快了我国的现代化建设速度，改变了我国经济、生活落后的现状，有效提高了我国的综合实力。我国实施对外开放政策，引进国外的先进技术来提升自身的技术水平，吸引外商投资发展新兴产业，提高我国自身的产业水平。随着我国对外贸易的快速发展，不论是从我国贸易在全球贸易中的影响，还是我国的贸易方式结构，或是我国进出口贸易的规模来讲，都显示我国现在已经成为了一个贸易大国。贸易结构是指贸易中各种商品在一定时期内的构成情况。一个国家对外贸易的竞争力，就需要用这个国家对外贸易结构来衡量。现在对贸易结构和经济增长关系的研究是一项热门课题，大多从贸易结构的改变对经济增长的影响方面进行研究。

我国贸易结构和经济增长的背景

从改革开放开始，我国经过三十多年的不懈努力，随着国际经济的发展浪潮，我国不断地努力完善自身的贸易结构，加速经济的发展。实行对外开放，促进了我国对外贸易的发展，加快了我国的现代化建设速度，增强了我国的综合实力。我国对外贸易的的制度发生了改变，大幅度提升了我国经济市场化的程度。我国扩大对外开放，引进国外高新技术，吸引外商投资，提升自身的技术水平，运用科学的方法提高我国的生产力。对外贸易促进我国经济的多元化发展，并为我国的贸易带来了新的活力，特别是我国的出口贸易。从各种商品的构成和附加值来看，技术含量和附加值低的初级产品，在国际市场上的竞争力就弱，而技术含量和附加值高的工业制成品，因其价值较高，在国际市场上的竞争力就强。初级产品和工业制成品在进出口贸易总量中各占的比例相比较，就能看出国家贸易结构的好坏。可以看出，贸易能够影响国家的经济增长，而贸易与贸易结构是息息相关的。

自21世纪以来，随着经济全球化的发展，从国际形式来看，我国的对外贸易既面临着机遇，同时也面临着巨大的挑战。在国际贸易日趋活跃的情况下，我国产品进入国际市场的机率越来越大，更加促进我国对外贸易的发展，进一步拉动我国经济的增长。

我国的贸易结构与同时期人均总值的变化

自改革开放以来，我国的对外贸易结构不断地发展，不断地自我更新完善。一是进口贸易结构的改变，工业制成品在进口贸易总量中的比例呈波浪形减少，1985年所占比重为87.5%，然后十几年都维持在80%左右，到就下降到了70%以下，到了20，工业制成品所占比率下降到了68.9%。二是出口贸易结构的改变，与进口贸易相反，工业制成品在出口贸易总量中的比重逐年增长，1985年所占比重为48.6%，20就增长到了90%，到年工业制成品的出口达到了出口总量的94.8%，工业制成品的出口比重不断上升。

从以上数据总结，不论是工业制成品的进口在进口贸易中比重的下降，还是工业制成品的出口在出口贸易中比重的增长，都说明了我国贸易结构从改革开放以来在不断地变化，不断地完善与提高(见图1)。

一般情况下我们都用人均生产总值的变化来表示经济增长的变化。自改革开放以来，工业制成品占进口总量的比重不断下降，占出口总量的比重不断上升，从图2中可以看出，这段时间以来，国内人均生产总值也在不断地增长，同时说明我国的经济也在不断地增长。

经济增长方式转型的度量

经济增长的方式，我们需要用到全要素生产率(TFP)对经济增长的贡献概率和总要素投入(TFI)对经济增长的贡献概率做比较。构造出了以下模型：用索罗总量生产函数Q=F(K，L，T)，此函数的特征是规模收益不变。函数式中Q代表人均生产总值，K代表资本总投入，L代表劳动总投入，T代表时间。希克斯中性说中讲到，利用原有的资本和劳动力，如果提高技术水平，就能够提升产品的生产。生产函数就变为了Qt=AtF(Kt，Lt)，对此函数进行关于时间的求导，之后函数式的两边同时处以Q，就能够得到：

G=Ga+αGl+βGk (1)

(1)式可变为Ga= G-(αGl+βGk) (2)

(2)式中Ga为全要素生产率，G为经济的实际增长率，Gl为资本和劳动力的投入增长率，Gk为经济增长，α、β分别给劳动力和资本的投入产生可伸展的空间。得出全要素生产率是经济实际增长率减去实际投入的增长率。(1)式两边同时除以G可以得到：

1=Ga/G+(αGl+βGk)/G (3)

(3)式中Ga/G表示全要素生产率在经济实际增长率的`比重，记作SP;而(αGl+βGk)/G表示总要素投入在经济实际增长率的比重，记作SI。这样我们就可以来得出经济增长的判断标准。从函数中我们可以总结出三种抽象的经济增长基本模式(SP/SI表示生产增长率)：

扩展增长型：SP/SI<1

中性增长型：SP/SI=1

直面挑战:中国出口与经济增长篇6

摘要当金融危机席卷至中国的时候,我国的出口贸易最先受到冲击,并且表现强烈。自从零九年四月份以来,出口贸易状况一直低迷,直至出现回暖迹象。在看清我国出口的状况的同时,导致这种出口动荡不安局面也存在内外两方面的原因,提高出口附加值等办法或是解决之道,同时出口贸易影响经济增长。

关键词出口贸易产品附加值内需经济增长

一、我國1996年至2009年出口状况

1.出口与GDP的关系

由表1可以看出,我国出口额占GDP比重基本呈逐年增加趋势,处于17%-40%之间。2008年出口增长为GDP的增长贡献约为2.3%。

据海关统计,2009年我国进出口22072.7亿美元,比上年(下同)下降13.9%。其中出口12016.7亿美元,下降16%,全年实现贸易顺差1960.7亿美元,减少34.2%。今年1至7月,我国进出口总值16170.5亿美元,增长40.9%。其中出口8504.9亿美元,增长35.6%;贸易顺差为839.3亿美元,减少21.2%。

由图1可以看出,我国外贸出口值在08年末至09年初一直处于下降的低迷局面,从09年三月份之后呈现回暖的迹象。从政策方面看,国家从08年下半年以来7次上调出口商品退税率,效果明显,今年六月又将取消部分商品的出口退税率以配合国家节能减排、抑制产能过剩的政策。

这其中一些回暖现象是属于阶段性的,如西方盛大的节日圣诞节等,短暂的刺激了消费。与此同时,西方的一些消费观念也因为这一场危机而改变甚多,在2009年上半年美国经济迅速恶化的时期,美国居民的储蓄率一度达到7%。同时这种回暖现象是否能够持久也是要看中国如何“练好内功”,创新出新的贸易模式了。

2.出口增长率的变化

再看2001年以后的数据,即从中国加入WTO 以后对中国出口以及GDP 的影响,可以观察出出口额明显大幅提高,尤其是2002年及以后,每年都大约以1万亿人民币的增量增加,远远大于1996年至2000年间的增量。

由图2可以看出,出口增长率从2002年起一般稳定在20%至30%之间,这个水平明显从稳定性和增长率两方面优于1996年至2001年水平。

除此之外,还可以发现2002年至2004年增长率连年增加,但是从2005年开始由于加入WTO的利得基本用光增长率开始掉头下降。按照中国加入世贸的承诺,到2005年外资将被允许进入基础电信业务市场,对进口车整车关税和进口零部件关税也进行降低调整,中国农产品关税由加入WTO前的23.2%下降至15.35%,而且,根据纺织品服装协议ATC,WTO成员间将取消纺织品服装的配额限制等等。这种大部分市场开放甚至一些市场的完全开放,使得中国产品在世界市场的竞争力大打折扣。

二、金融危机之下,出口动荡局面的形成以及形成原因

金融危机之后,各国GDP下降大约在5%-10%的水平,而出口却平均下降了25%之多,在日本甚至出现了50%之逾的过激反应。这种局面的形成,不禁让人开始思考导致这种失衡现象的原因究竟是什么。

就我国而言,导致这种出口外贸波动剧烈的原因可以从内外两个方面来分析。

1.外界条件来看,外国这种稳定的外贸体制带来的低风险和相对较小的贸易成本得到了国内大多企业的青睐,然而当金融危机这种全球性的危机来临时,受到冲击便是必然的,尤其是中国出口“桥头堡”——珠三角的一些企业对出口的依赖性过高,一旦外国的订单大量减少,他们就只能停工待业。出口依存度如此之高,从外界条件上看很大程度上是受到了贸易体制问题的影响。

从运营模式上来说,外贸采购采取订单制,采购商提供图纸与标准,然后下订单,货到付全款,并且贸易全过程有国际标准信用证和提前预付定金制度保驾护航。这对大多数风险厌恶型的企业来说既不需要担心会有库存积压,也不需要担心拿不到货款。

再者,对于贸易成本,从硬件上来看,交通运输随着这几年我国的大力发展,这个已经不再是主要问题。那么就是软件,这其中有多少比例是因为关税限制,有多少是由于政府的政策法律导致的,又有多少是企业行为方式导致的,这是值得思考以及采取措施的地方[1]。

2.从内在条件来看,中国制造缺乏竞争力使得中国在面对2005年WTO关税调整和金融危机的时候占不住世界市场总需求份额,导致失衡的局面得以加剧。长久以来,中国制造的竞争力靠的是低成本,廉价劳动力、廉价资源支撑起来的劳动密集型产业。对于服装、鞋帽、家具等基础型消费,面对金融危机的时候,会出现回暖相对较快的趋势,这是因为这种低档商品多数发达国家本国不生产而是靠进口维持消费的,而相对更落后的发展中国家没有能力接受大量订单,因而这类订单最终又会回到中国。而对于西门子、飞利浦、海信等贴牌、定牌生产的冲击是很大的。这种完全靠劳动加工支撑起来的生产,面对市场总需求萎缩的时候,显得不堪一击。

三、如何改变出口动荡局面

1.改变出口产品

金融危机中,与劳动密集型产业表现相对的则是一些能够拥有自主品牌的企业,它们的国内与国外市场并没有受到过大的影响。这说明要稳定出口,除了稳住廉价商品所占据的市场份额外,还应该提高产品附加值,鼓励创新,增加服务等要素比重。

为什么说现在的发展是不健康、不长远的呢?首先,中国因廉价商品所占据的市场份额究竟能支撑多久是个值得商榷的问题。因为像印度、越南等这样的发展中国家正在慢慢的崛起,他们的劳动力资源比中国的更加廉价。相对于中国市场的开发程度来说,越南的市场既大,开发成本又相对小,这必定会吸引厂家的眼球。其次,随着中国经济的发展,劳动人民的生活水平有了明显的提高,生活成本当然也就随之提高了。低工资只能保证劳动者当前的生活需要,并不能保证劳动者后代的教育辅导费用的话。所以,中国这种现行的低成本生产模式不健康,发展空间小,故而不能长远。改变产品的生产模式是一种可以选择,或者必须选择的道路。

2.调整出口比重

除了上面所述,从出口产品本身来调整出口外,还应该从出口占GDP比重上予以调整。一般而言,经济规模越大,贸易占GDP比重应该越小(极端而言,全世界只有一个国家,这一比重就是0)。而中国的出口比重最高占到了约37%,出口依存度着实过高[2]。

改变这种局面的措施就是增加内需,调节内外贸的平衡关系。

(1)减少外贸,间接增大内需

从那些外贸企业的转型的实际情况上我们可以看到,外贸转变为内这个路走的过于艰辛。国内市场远远复杂于国外市场,不仅是制度,还有潜规则等问题。造成的结果往往是成本增加,风险增加的同时,收益却不见的高于外贸[3]。想必如果国内市场不能形成完整、稳定、公开透明的制度,这种外贸转内销的方法便不能行之有效。

同时,对于中国的出口贸易长久以来还有一处诟病,那就是出口的产品就一般质量水平而言,要比用于国内销售的产品质量好。一是因为其他出口国对于进口产品的要求本身就很高,为了满足客户的需求,我们不得不将好的产品出口到国外。二是国内消费承担不起高质量产品所要求的成本,因而造成了这种高质量产品的外流。

这也就是说,高质量产品的外流会导致一部分可以消费的起的个体可能会选择出国购物,这更是对惨淡内需的局面雪上加霜。所以,考虑增大内需也要考虑如何在降低成本的情况下尽可能的提高产品质量,从而“赢”回消费。

(2)直接增加内需

在总需求短缺的情况下,获得市场份额的方法一是向外企设置贸易壁垒,占据国内市场份额。当然,这违背了WTO相关条约以及G20峰会的达成的共识,并且就实际而言,各国纷纷设置的贸易壁垒,这对每个国家都是不利的。二是按照凯恩斯经济理论,采取扩张的宏观财政政策和宽松的宏观货币政策以增大消费支出,从而带动社会的有效需求。凯恩斯宏观财政政策最大的特点就是“财政赤字”。在经济萧条的时候,国家应该影响消费倾向,鼓励和支持全社会成员尽量多消费。并且,凯恩斯认为,政府支出是社会总需求的重要组成,在私人消费需求和投资需求不足的情况下,政府扩大支出能够提高有效需求,有助于实现充分就业和推动经济增长。

面对刺激内需的要求,中国政府启动了了四万亿的投资。按凯恩斯经济分析,采取宏观财政政策手段之一是减税,通过减税,使得个人收入会有所增加,从而才会有消费的可能。但是我国采取的宏观政策是加紧税收,通过税收来弥补四万亿投资所形成的赤字。在一边加紧税收,一边采取发放消费券的同时不禁质疑,如此这样经过诸多繁杂手段后再刺激人们消费,和直接减少税收增加消费相比,何者更有效率。同时形成贫富差距的收入分配不均的态势也影响了消费支出的不足。如果将消费券再交给已得到绝大满足的富人,那么消费券对他们来说不过是一种会“变现”的工具,从而增加储蓄或者大量奢侈品的消费,并不能有效增加需求。所以,应该调节累进税率制度,或者调节征税的对象,切实有效增加需求。

面对如何利用增加的四万亿政府开支,除了用在公共设施建设上,还应该发挥出政府投资的“乘数效应”来,从而带动民间投资。除了公布的钢铁、水泥、平板玻璃、多晶硅、部分汽车零件等八个产能过剩行业,其他的行业是否也应该考虑结束政府壟断局面,让民间投资进的去,从而带来可持续的需求。再者,对于政府投资的公共设施项目出现了拆了建,建了拆,不断循环的现象,就像是现在的房子,寿命越来越短,是质量问题,还是单纯的为了GDP 在“做贡献”?GDP不应该是这样“被”增长的。从长远来看,扩大内需,应该是合理利用资源,实实在在的满足老百姓的需求。

四、经济增长

站在全局的角度上看,采取如此之多的措施,不仅是为了改变出口模式,更是为了保证经济的持续增长,或者说是“保8”。

但是以上这些手段也仅仅是短期来看比较有效的手段,长期实行会有通货膨胀的危险。而且,即使是在短期我国经济出现恢复,也并不能代表实体经济的真正恢复。据国家统计局统计数字显示,09年一季度GDP比去年同期增加了6.1%,二季度为7.1%,三季度为7.7%。为了达到制定的“保八”目标,在这个经济冰封时期,其中的成本必然是极大的,但是很多人只是看到了可喜的数字,并没有看到数字背后的巨大成本。这个成本目前并没有什么表现,或许会在几年之后表现将更为明显,比如中国经济再保持持续的高增长会变得十分吃力,因为这种不惜血本的保增长以不合理的资源利用为代价的。

为保持经济的持续增长,应该从持续增加资本、人力的投资,提高资源利用效率,加大技术进步等方面入手,即使在短期GDP增加表现并不是很乐观。因为在转变增长模式,提高增长效率的同时再要求高速经济增长就显得有点困难。

五、结论

这次危机带来的不仅是出口额下降,还有其他各方面利益损失,我们应该深刻地反思现行的经济增长模式,因为经济增长不能仅要求“快”,更应该是“好”。调整产业结构,以内需为主导,平衡内外贸的比例,合理配置资源,提高效率,加强竞争力实现国家长远发展,国民幸福生活才是我们应该以危机为契机,真正的把转变落到实处应该做到的。

参考文献:

[1]葛清.危机过后,国制造业或能实现跨越发展——专访中国国际经济交流中心秘书长、商务部原副部长魏建国.南方周末.2009.4.16.

[2]张维迎.把脉未来中国经济增长.南方周末.2009.12.3.

经济增长与进出口贸易篇7

进出口贸易, 也可称为对外贸易, 大力发展对外贸易, 可以节约社会劳动, 取得较好的经济效益。2008年江苏省进出口总额从1985年的19.87亿美元 (按当年汇价为58.35亿元) 增加到2008年的3922.68亿美元 (按当年汇价为27243.01亿元) , 占全国的比重从1985年的2.85%增加2008年的15.3%。因此, 江苏省对外贸易的快速发展对推动经济增长起到了十分重要的作用。江苏的对外贸易堪称中国外贸奇迹的典型代表, 因而对江苏省对外贸易与经济增长关系进行的实证研究具有很强的现实意义。

本文在前人的模型中加入进口、消费、投资等解释变量, 对江苏省进出口贸易与经济增长关系进行了协整分析, 力求突破以往研究的局限性, 使得实证分析结果更具有说服力。本文将主要分析江苏出口或进口是否是推动经济增长的原因, 江苏经济增长是否是推动出口或进口的原因, 江苏消费与投资是否和经济增长存在因果关系, 江苏经济增长是否与物价存在因果关系, 江苏经济增长与出口、进口、消费、投资、物价是否存在长期稳定的关系、进出口与物价之间的关系等等。

1 实证研究

1.1 选取变量和建立指标体系

本文根据江苏省统计年鉴1990-2008年的统计数据以及笔者进行一些简单计算得出来的数据, 利用eviews5.0软件进行回归分析以及ADF检验、协整检验和格兰杰因果关系检验。用国内生产总值GDP表示经济增长水平, C表示居民总消费水平, I表示全社会投资额, X表示出口额, M表示进口额, P表示零售商品价格指数。为消除物价变动对进口和出口数据的影响, 用1990年的价格作为不变价格对进出口数据作了调整, 为消除时间序列中的异方差现象, 将变量进行对数转化, 这种转化不改变原序列的协整关系。变量的对数形式表示为In (GDP/P) 、In (I/P) 、In (X/P) 、In (M/P) 、In (C/P) 和InP。

1.2 回归分析

首先对数据进行简单的回归分析, 见表2。

从表1中可以得到:

尽管可决系数R2很高、调整后的可绝系数R2*很大, F统计量也很大, 但在显著性水平下, 常数项和InP的回归系数不显著, 因此建立的模型可能存在问题, 或者使用的分析方法可能存在问题, 故要进行平稳性分析, 判断该模型是非平稳序列。

1.3 平稳性分析

由于直接对非平稳的时间序列进行回归分析, 可能会造成伪回归等问题, 因此需要判断序列的平稳性。

从图1可以看出, In (GDP/P) 、In (I/P) 、In (X/P) 、In (M/P) 、In (C/P) 和InP这六个变量整体上均呈现上升的趋势, 且变动的方向和步调较为一致, 这说明它们之间存在着较强的相关关系, 可能具有非平稳性。

1.4 ADF检验

ADF检验法为:原假设H0:β=1 (序列为非平稳序列) ;备择假设H1:β<1 (序列为平稳序列)

若ADF值>临界值, 则不能拒绝原假设H0, 得出序列为非平稳序列;

若ADF值<临界值, 则拒绝原假设H0, 得出序列为平稳序列[1]。

为了操作方便, 我们分别用Z1、Z2、Z3、Z4、Z5、Z6表示In (GDP/P) 、In (I/P) 、In (X/P) 、In (M/P) 、In (C/P) 和In P。

运用ADF检验法对上述六个变量序列进行单整性分析, 结果如表3所示。

由上表可以看出, 变量In (GDP/P) 、In (I/P) 、In (X/P) 、In (M/P) 、In (C/P) 和InP是非平稳的, 其一阶差分也是非平稳的, 但是其二阶差分序列都是平稳的, 所以这些变量都是二阶单整序列, 由此可进一步检验变量之间的协整关系。

1.5 协整检验

协整检验的基本思想是:如果两个 (或两个以上) 同阶的时间序列向量分别是非平稳的, 而它们的某种线性组合却是平稳的, 则这两个 (或两个以上) 序列向量之间存在协整关系 (长期稳定关系) 。检验变量之间是否存在协整关系的一般方法是JJ (Johansen-Juselius) 方法, 该方法是对整个系统进行最大似然估计, 用特征根最大值统计量与迹统计量来判断是否存在协整关系[2]。

从表4中看出, 变量In (GDP/P) 、In (I/P) 、In (X/P) 、In (M/P) 、In (C/P) 和InP存在唯一的协整关系;In (X/P) 、In (M/P) 和InP也存在唯一的协整关系。

1.6 格兰杰因果关系检验

对上述变量进行格兰杰因果关系检验, 如表5所示。

从表5可以看出, 消费、投资与经济增长之间存在双向的格兰杰因果关系, 也就是说江苏省的投资和消费促进了经济增长, 同时经济增长也带动了消费和投资的增加;出口、进口、物价与经济增长之间存在单向的格兰杰因果关系, 也就是说, 江苏省的出口、进口促进经济增长, 经济增长导致了物价上涨。众所周知, 经济增长过程往往伴有周期性通货膨胀, 物价的上涨是个必然的过程。因此, 符合实际情况。

2 结论与评价

第一, 对于非平稳数据而言, 协整分析比回归分析更为有效。因此在分析中不要盲目使用经典分析方法, 而要运用最适当的方法对经济问题进行有效的分析、检验和预测。

第二, 经济增长与出口、进口、消费、投资、物价之间存在惟一的协整关系, 即它们之间存在长期稳定的均衡关系, 出口、消费和投资明显促进了经济增长, 进口也在一定程度上促进了经济增长。出口、进口、物价与经济增长之间存在单向的格兰杰因果关系, 这说明了江苏是外向型经济。因此江苏省在进口产品和引资方面, 更要注重外资的合理性、技术性、长远性和可行性, 不应把引进外资作为弥补资金缺口的主要目的, 而应该将引进国外先进技术、管理经验和市场竞争机制, 促使外资利用产生质的飞跃作为主要目标。同时, 积极盘活大量闲置的民资, 引导民营资产的周转, 加大民营企业出口份额, 树立我们自己的品牌。只有这样才能最大程度地发挥对外贸易对经济增长的推动作用。

第三, 短期来看, 出口和进口共同对经济增长起促进作用, 而且江苏省对外贸易呈现出口增长快于进口的特点。出口的扩大意味着有效需求的扩大, 从而促进了经济增长, 扩大出口也有助于缓解失业、国企改革、结构调整等方面的矛盾。同时, 我们也不能忽视进口的作用, 仅把进口看作一个减量的认识是片面的。进口不但可以改善人民生活, 而且对增加要素供给、推动技术进步方面都有不可忽视的作用。此外, 进口也可以激化国内市场竞争, 有利于促进企业改善管理, 加大科技创新, 继而推动经济增长。扩大进口, 有利于促进国内产业结构优化升级, 达到资源配置优化的目的。对江苏省来说, 保持一定对外贸易的增长速度能够保证经济的快速、稳定增长。与此同时, 注意进出口的合理比重, 继续推行进出口平衡的外贸政策, 并高度重视日益增多的不确定因素, 坚持以科技为本, 加快进出口部门的技术革新和产品创新, 优化进出口产业结构的优化和升级, 只有不断提高产品的科技含量和附加值才是提高进出口贡献率的出路。

参考文献

[1]李子奈.计量经济学[M].高等教育出版社, 2005.

中国出口贸易与经济增长的计量分析篇8

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) .

经济增长与进出口贸易篇9

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.

经济增长与进出口贸易篇10

中国进出口贸易的发展在改革开放后有了跨时代的飞跃。特别是经济特区的开放开发, 加快了经济特区及其周边地区经济发展与经济开发的速度, 进一步扩大了中国对外贸易。广西的进出口贸易在过去的几十年里的发展是比较缓慢, 在中国和东盟自由贸易区成立后才慢慢好转。目前, 中国非常重视广西北部湾经济区的开放开发、重视广西对外经济合作。广西正致力于经济的发展、进出口贸易的提升。广西的海上通道正逐步扩大, 整个北部湾港能停靠大船的码头也渐渐增多。北部湾港已经拥有发往世界各地直达航运的实力, 逐渐成为西南地区通往世界各国的海上要道。如今, 国内外贸易形势一片大好, 广西的进出口贸易将迎来更大的历史机会与挑战。因此广西应该更进一步完善进出口贸易与经济增长体系, 这不仅是发展广西进出口贸易的重要手段, 也是推进广西地区与国际间的自由贸易、加快广西与各国经济合作的重要举措。

1 广西进出口贸易与经济关系实证分析

1.1 实证分析方法简介

1.1.1 平稳性检验

平稳性检验一般放在回归分析之前, 如果时间序列数据平稳则不会出现伪回归。本文用Eviews 7.0软件, 在输入相关数据后进行单位根检验操作, 之后比较单位根检验的t检验统计值和单位根检验的临界值。

1.1.2 协整分析

数据来源:1995-2013年数据来自2014年广西统计年鉴.2014年数据来自广西统计信息网[1].

协整分析能有效协整分析能有效区别真实回归和伪回归, 得出比较符合实际的回归方程。本文首先对该时间序列数据进行回归分析, 之后再对残差数列进行检验。

1.1.3 格兰杰因果关系检验

一般变量之间的因果关系很难确定, 要判断变量之间的因果关系可以进行格兰杰因果关系检验。

1.2 数据与变量

1.2.1 数据

为了了解广西进出口贸易与经济之间的关系, 本文选近几年广西生产总值、出口总额、进口总额数据为样本数据, 样本数据区间为1995年到2014年度数据, 数据来源《广西统计年鉴》 (2014) 。为了便于分析比较, 广西生产总值、出口额及进口额都统一以美元为单位, 具体样本数据如表1。

1.2.2 变量

为了便于比较分析、实证研究, 本文用GDP表示广西的生产总值, 单位为亿美元;EX表示广西的出口贸易额, 单位为亿美元;用IM表示广西的进口贸易额, 单位为亿美元。下面借助Eviews来对各变量进行简单的检验并分析各变量之间的关系。

1.3 广西出口总额、进口总额与GDP平稳性检验

在对广西出口总额、进口总额和GDP进行回归分析之前, 首先要对这三个时间数列数据进行平稳性判断。首先对广西生产总值序列进行单位根检验。试验结果见表2。

从表2的测试结果来看, 单位根检验的t检验统计量值为-0.167159, 都大于1﹪、5﹪、10﹪三个显著性水平下单位根检验的临界值, 均未通过检验。

继续对GDP的一阶差分序列做单位根检验, 得到的检验数据如表3显示。

因为-1.355352大于临界值, 所用序列还未平稳。在一阶差分序列的测试结果中, GDP序列是不稳定的, 然后进行二阶差分序列GDP做单位根检验, 结果见表4。

如表4, 单位根检验的t检验统计值-4.459932小于三个显著性水平的单位根检验的临界值。此时时间序列数据平稳, 已经通过检验。

采用同样的方法对EX、IM序列进行单位根检验, 经过反复检验得到EX、IM在二阶序列都不存在单位根, 则通过检验。检验结果如表5。

注:2△表示变量的二阶差分.

1.4 广西进出口贸易与经济增长的协整分析

三个变量都在二阶差分后是平稳序列, 下面可以进行协整分析, 分析步骤如下:

首先, 以GDP为被解释变量, EX、IM为解释变量进行普通最小二乘估计 (OLS) , 结果如表6。

则估计回归模型为

GDP=146.3487+0.471783EX+14.32607IM+et

其次, 检验残差序列 (et) 的平稳性检验, 检验结果如表7。

在1%的显著性水平下, t检验统计值为-4.339296, 小于相应的临界值-2.692358, 则表明残差序列不存在单位根, 是平稳序列, 说明GDP、EX、IM之间存在协整关系。

1.5 广西进出口贸易与经济增长的格兰杰因果关系检验

经过格兰杰因果关系检验, 如表8。在5﹪的显著性水平下EX是GDP的格兰杰原因, GDP不是EX的格兰杰原因;IM不是GDP的格兰杰原因, GDP是IM的格兰杰原因;EX与IM均无格兰杰因果关系。换而言之, 广西的出口贸易拉动了广西经济的增长, 而广西的经济增长有带动了广西进口贸易的增加。这个结果与出口是拉动国民经济增长之一不谋而合, 出口拉动了广西的经济平稳、迅速的增长, 广西经济的好转, 说明人民生活水平就提高。

1.6 小结

通过对广西出口总额、进口总额和广西的GDP的平稳性检验, 得到GDP、EX和IM在二阶序列都不存在单位根, 检验序列平稳, 则它们可能存在协整关系。再行协整检验, 发现检验出残差序列不存在单位根, 说明GDP、EX、IM之间存在协整关系。最后经过格兰杰因果关系检验分析出在5﹪的显著性水平下EX是GDP的格兰杰原因, GDP不是EX的格兰杰原因;IM不是GDP的格兰杰原因, GDP是IM的格兰杰原因;EX与IM均无格兰杰因果关系。

则得到广西的GDP与广西的出口总额、进口总额的估计回归模型为

模型结果表示, 在其他经济变量保持固定的情况下, 当年广西出口额每增长一个百分点, 平均说来广西DGP会增长0.471783个百分点;在其他变量不变的情况下, 当年广西进口额每增长一个百分点, 平均说来广西GDP会增长14.32607个百分点。R2=0.9928, 修正的可决系数为R2=0.9920, 说明模型对所选的数据拟合得非常好。

当然本文所建模型只考虑广西生产总值、出口额和进口额之间的关系, 忽略了其他影响因素, 因此与现实情况还存在一定的偏差, 没有进行误差分析, 这是有待改进之处。

2 建议

2.1 贯彻落实国家对外贸易政策并实现平稳增长

广西进一步贯彻落实好中央的对外贸易政策将有助于实现该地区的进出口贸易平稳较快的增长。目前, 我国的经济、进出口贸易能实现快速增长, 这得益于我国有促进进出口贸易增长政策。广西应紧紧贯彻好每一条对外贸易政策, 紧跟着国家的步伐, 大步向前迈进。1978年后, 我国的进出口贸易与日俱增强有力的证明了我国的积极外贸政策是有助于进出口贸易发展的。如今我国已经是对外贸易大国, 与各国贸易来往密切, 广西应抓住机会实现对外贸易稳定增长, 争创新高。

2.2 深化对外贸易改革实现良好外贸环境

广西除了实行国家的对外贸易政策, 还要进一步深化改革。须找出适合广西进出口贸易发展的道路, 铺平这条路子, 实现广西良好的对外贸易环境。改革助发展, 创新风。只有不断深化对外贸易改革, 实行统一的管理, 营造良好的对外贸易氛围。

2.3 推进海关现代化管理使对外贸易进程高效化

海关的现代化管理, 即方便、迅速、快捷的完成货物通关手续, 减少货物的停滞时间, 快速进入流动领域。比分说实现属地申报, 口岸放行、属地申报, 属地放行、无纸化报关等, 就减少繁琐通关的步骤, 加快了进出口贸易通关速度, 快速实现贸易进程。

2.4 保持原有对外贸易优势寻求新的增长点

目前, 广西主要进口有原油、大豆、矿产等大宗散货。在保持这些大宗散货稳定不变的情况下稳定增长, 积极推进贸易改革, 注重培养品牌意识。广西政府应出台更多有利于对外贸易政策, 鼓励、扶植各企业加强对外贸易合作, 实现广西对外贸易多元化、产品多样化;加强进出口的产品质量管理, 培育品牌效应;寻求更好的教育环境, 培育专业人才。

2.5 加强与东盟经贸合作打造区域经济核心

广西作为中国—东盟的最前沿, 应该加强与东盟各国建立周边友好关系, 建立互利互惠的贸易合作伙伴, 发挥好广西的地理优势。广西因为拥有得天独厚的地理优势已经与东盟有着十几年的合作历史。广西应该全方位的向东盟开放, 全面合作, 共同打造中国—东盟经济合作核心区域。

参考文献

[1]广西壮族自治区统计信息网.2014年广西经济运行情况发布http://www.gxtj.gov.cn/fzlm/zdgz/201501/t20150123_54091.html, 2014, 3, 12.

[2]赵江红.广西进出口贸易与经济增长关系探析[J].中国商贸, 2010 (12) :176-177.

[3]彭红玉.探索进出口贸易对我国经济的影响[J].现代经济信息, 2014 (04) :139.

[4]王森.我国进出口贸易与经济增长关系的分析[J].经济问题, 2010 (07) :52-54.

[5]赵青平, 张玉姗.中国进口贸易对经济增长的拉动作用浅析[J].理论学习与探索, 2010 (01) :83-85.

[6]董辉.广西进出口贸易分析与对策的实证研究[J].特区经济, 2011 (10) :212-215.

[7]胡静.江苏进出口贸易与经济增长关系的实证研究[J].江苏大学学报 (社会科学版) , 2014 (02) :57-63.

[8]王风云.进出口贸易与地区经济增长关系的实证研究——基于北京市的数据分析[J].北京师范大学学报 (社会科学版) , 2010 (03) :106-113.

[9]边菲斐.我国进出口贸易与经济增长关系的实证研究[J].调研世界, 2014 (09) :13-17.