经济增长与进出口贸易十篇

经济增长与进出口贸易 篇1

全球经济在2013年金融危机爆发后的第5年,开始出现缓慢复苏。主要发达国家经济缓慢复苏,加剧新兴市场国家和发展中国家金融市场波动、资金外流和通货膨胀,经济增长缓慢。由于国际经济整体增速缓慢,中国经济、社会发展存在不平衡、不协调和不可持续问题,2012年中国国内生产总值(GDP)增长率为7.8%,2013年放缓至7.6%。世界贸易组织总干事拉米认为,在日益相互依存的世界中,一个地区的经济冲击会很快传递到其他地区。纽约时代周刊专栏作家保罗·克鲁格曼认为,应关注中国的不稳定性,中国近期经济增长依赖于高涨的房地产价格,并显现出所有典型的经济泡沫迹象,但泡沫正在破裂,恐怕将产生金融和经济危机。在20国集团圣彼得堡峰会上习近平主席指出,为从根本上解决中国经济的长远发展问题,中国会主动降低经济增长速度,坚定不移地推进经济结构调整和经济转型升级。

二、文献综述

关于贸易与中国经济增长关系最新研究的主要观点有,StalkGeorgeetal(2011)认为中国经济从出口导向市场转向消费者导向市场。中国的许多消费部门,包括电子、汽车、奢侈品及珠宝等,在世界上是数一数二的大市场。在亚洲国家间集装箱的流动大于亚洲与北美及亚洲与欧洲集装箱流动的总和,其中绝大部分都是中国进口。目前中国中产阶级正在兴起,互联网用户及手机用户消费巨大。Zhao Wenjun et al(2012)运用全要素生产率贡献率作为经济增长方式的指标,在非参数数据包络分析法(DEA)—马尔奎斯特(Malmquist)指数法的基础上,利用2000—2010年我国30个产业分部门面板数据分析出口、进口、对外直接投资(FDI)对经济增长方式的影响。结果显示中国产业增长方式仍是粗放型。出口对中国产业经济增长方式无正向作用;进口及FDI对中国产业经济增长均有正向作用。进口的正向作用在劳动力和资源密集型产业及企业规模较大的产业中更显著。Mercan Mehmet et al(2013)运用1989—2010年发展最快的发展中国家(新兴市场;巴西,俄罗斯,印度,中国及土耳其)年度数据进行面板数据分析,研究贸易开放度对经济增长的影响。结果显示,贸易开放度对经济增长有正向影响,贸易开放度每增长1%,经济增长率将上升0.27%。研究结果证实了内生增长理论所提出的贸易开放度促进经济增长的假设。当考虑到贸易开放在通过更有效的生产方式引领新技术发展中的作用及全要素生产率通过优化资源配置实现增长中的作用,制定既能促进全球经济一体化又能保持经济强劲可持续发展的政策非常必要。

张东阳(2013)认为对外贸易促进经济增长的条件是政府制定相关贸易政策导向措施;我国对外贸易对经济增长的促进作用建立在粗放型外贸发展方式上,未来应实现外贸集约型发展方式;处理好内需与外需的关系从而改变经济发展对外依存度过高的现状。谭余夏(2013)用1980—2011年的GDP和出口总额数据进行实证分析,结果显示我国改革开放以来取得的巨大经济成就中出口贸易贡献很大,为应对当前的贸易保护,我国应改善出口商品结构、增加出口商品的技术含量,争取其定价权。顾祎晛等(2013)构建了我国进口贸易和经济增长的Coe-Helpman(C-H)模型,利用平稳性检验、协整检验和格兰杰因果检验,证明我国进口贸易对生产要素有正面影响,通过进口引进的先进技术有明显溢出效应,对国民经济增长有促进作用。吴洁(2013)分析进口贸易对经济增长的促进作用主要包括缓和贸易摩擦、激发技术创新、弥补供给缺口和诱导国内需求。孟灿(2013) 运用协整检验、Granger因果检验等计量方法,实证检验显示进出口促进中国经济增长的作用较大,出口的积极影响稍大于进口。为保持中国经济持续稳定健康发展,应进一步深化全球贸易,优化外贸商品结构,推进战略性产业布局,以及科学调整对外贸易政策。

在众多学者研究的基础上,从实证研究角度建立相关模型分析中国出口贸易、进口贸易和经济增长的关系具有重要的现实意义。对我国制定出口贸易调整政策,促进进口贸易发展策略,引导出口贸易和进口贸易长期均衡发展,及确保当前我国经济稳定增长有重大战略指导作用。

三、中国进出口贸易和经济增长关系的实证分析

(一)数据整理和变量选取

在众多学者研究的基础上,本文运用中国最新的宏观经济统计数据,建立VAR模型,分别从现状描述和实证分析的角度全面分析中国货物和服务贸易出口、进口与经济增长的相互关系。选取中国国内生产总值为经济增长变量,表示为GDP,中国货物和服务贸易出口额及进口额为出口、进口贸易变量,分别表示为EX和IM。考察时间序列区间为1982年至2012年,其中GDP、EX和IM数据均由联合国贸易和发展会议统计数据库 (UNCTADstat)中的相关数据整理后得出。为确保所研究的时间序列增长趋势为线性,消除数据的异方差性,将GDP、EX、IM分别取对数,得到变量lnGDP、lnEX、lnIM,从而得出如表1的数据表:

(二)平稳性检验

为建立VAR模型和进行协整检验,首先对lnGDP、lnEX、lnIM三个变量的时间序列进行平稳性检验,结果显示lnGDP、lnEX、lnIM的变动趋势和方向相同,是有趋势的非平稳时间序列,存在具有某种长期均衡关系的可能性。对lnGDP、lnEX、lnIM进行ADF单位根检验,结果显示在5%显著水平下lnGDP、lnEX、lnIM的时间序列不平稳,在1%显著水平下三个变量的一阶差分序列平稳,通过了t检验。所以三个序列lnGDP、lnEX、lnIM都是I(1)序列。

(三)协整检验

1.VAR 模型最优滞后期及其稳定性检验。

因序列lnGDP、lnEX、lnIM为年度数据,样本周期较短,并考虑VAR模型估计的有效性,检验时最大滞后期选择2。

检验结果显示VAR模型的最优滞后阶数由Akaike Information Criterion(AIC)准则确定为2阶,由Schwarz Criterion (SC) 准则确定为1阶,由Likelihood Ratio(LR)似然比检验为2阶,因此VAR模型的最优滞后阶数可以暂定为滞后2阶,建立VAR(2)模型:

VAR(2)模型特征方程的3个根均在单位圆内,分别是0.9829、0.7960、0.5100,所以VAR(2)模型稳定,最优滞后阶数是2阶。

2.Johansen 协整检验。

序列lnGDP、lnEX和lnIM的Johansen协整检验结果表明,在95%置信水平下,中国经济增长、货物和服务贸易出口额和进口额存在协整关系。标准化后的协整方程是(其中括号中数字表示t值):

由协整方程可得出:长期内中国出口贸易和经济增长为负相关,当其他变量保持不变时,出口贸易额每增加1%,中国经济增长减少约1.04%;而中国进口贸易额和经济增长正相关,当其他变量保持不变时,进口贸易额每增加1%,中国经济增长则增加约1.89%。因此,长期内出口贸易增加对经济增长有负向抑制效应,而进口贸易增加对经济增长有正向拉动作用。

(四)VEC模型及格兰杰因果关系检验

序列lnGDP、lnEX和lnIM的一阶差分变量是平稳变量,存在协整关系,其中VEC模型滞后一阶的估计结果如下所示。

D(lnGDP)、D(lnEX)方程的CointEq1误差修正项为负,表明变量lnGDP和lnEX将调整短期不均衡,并趋于长期均衡。D(lnIM) CointEq1误差修正项为正,说明我国当前进口贸易的调整政策有效,短期内均衡,应继续实施有力措施使我国进口趋于长期均衡发展。

序列lnGDP、lnEX和lnIM的格兰杰因果关系检验结果表明,在5%的显著水平下中国经济增长与货物和服务出口贸易之间存在单向因果关系,即货物和服务出口贸易是中国经济增长的格兰杰原因。这表明我国当前对外贸易发展战略中,出口导向型战略仍有重要意义,我国货物和服务出口贸易对后经济危机时期经济的稳定发展有很大的拉动作用。当前全球经济增长缓慢,国际市场需求不足,在较长一段时期内经济持续增长对出口贸易的促进作用不明显,因此中国经济增长不是出口贸易的格兰杰原因。在5%的显著水平下中国经济增长和货物和服务进口贸易之间不存在格兰杰因果关系。这表明当前我国经济增长与货物、服务进口贸易的相互促进作用并不明显,货物和服务进口贸易对中国经济增长拉动作用有限,在后经济危机时期,为继续保持我国经济持续稳定增长,应制定相关贸易政策,促进我国进口贸易增长,使经济增长与进口贸易形成相互促进的良性循环。

(五)脉冲响应函数分析

如图1所示,脉冲响应函数图中样本数据选取时限为1982—2012年,响应函数期数设定为30年。其中图(A)表示在对数水平下中国经济增长受出口贸易一个标准差单位冲击后的脉冲响应函数。该函数表明GDP受到出口冲击的影响持续时间较长,在开始几期影响最大,后期趋于稳定,其影响为正向。具体来讲,即期反应是0,从第3期开始正向影响上升较快,一直到第12期其影响均有比较显著的影响,从第13期开始GDP受到出口冲击的影响趋于稳定。由此得出短期内中国的出口贸易对经济增长的影响有时滞,长期中将显著影响经济增长,出口冲击对GDP的影响在开始几年较大,在后期趋于稳定。图(B)表示在对数水平下中国经济增长受进口贸易一个标准差单位冲击后的脉冲响应函数。由此函数得出,GDP受到进口冲击开始时即期反应是0,到第5期开始上升,在第15期达到最大,从第12期开始其影响逐渐趋弱。由(A)、(B)两图可以看出,中国经济增长受到进、出口贸易的影响很大,在后经济危机时期政府应当制定相关贸易政策和措施,确保我国经济稳定发展,避免受到来自国内外贸易的较大冲击。图(C)表示在对数水平下中国出口贸易受到GDP一个标准差单位冲击后的脉冲响应函数;图(D)表示在对数水平下中国进口贸易受到GDP一个标准差单位冲击后的脉冲响应函数。从两图可以得出,进口贸易和出口贸易受GDP冲击的影响在即期很大,长期中其影响逐渐减弱,GDP对进口贸易的影响比对出口贸易的影响大。

四、实证结论与评价

(一)Johansen 协整检验

中国出口贸易、进口贸易与经济增长的协整检验结果表明,长期中出口贸易、进口贸易与经济增长的关系是稳定均衡的。根据VEC模型的估计结果,序列lnGDP、lnEX在短期中可能会偏离均衡,但通过修正可以实现长期稳定均衡。在当前全球经济复苏缓慢的形势下,我国出口贸易的增加将抑制国内经济增长,由于我国初级产品出口比重较大,出口的大量工业制成品技术含量不高,而我国劳动力成本日益上升,出口贸易的增加对经济增长的影响为负向。而长期中进口贸易的扩大对经济增长产生正向拉动作用,这是因为我国通过进口国际先进的技术设备等技术密集型商品和资本密集型商品,实现逆向技术溢出,优化我国贸易结构,促进国内企业竞争优势的提高,而长期中进口贸易的增长又会带动我国出口贸易结构的优化升级,从而促进经济增长。在进口增加的过程中,扩大了消费者的选择范围,开拓了新的市场,竞争和创新意识逐步建立,多元化发展的理念促进了经济增长。

(二)格兰杰因果关系检验

中国出口贸易与经济增长存在单向的格兰杰因果关系,即出口贸易是经济增长的格兰杰原因,而经济增长不是出口贸易的格兰杰原因。这表明中国出口贸易的变化对经济增长的影响显著,反之不成立。而中国进口贸易不是经济增长的格兰杰原因,反之亦不成立。当前我国为应对世界宏观经济发展较缓的局面,必须坚持进口与出口协调发展,提升对外贸易发展的质量和效益,着力调整出口贸易结构,改变仅仅对出口规模扩大的要求,降低初级产品出口,对外贸企业进行技术升级改造,不断增加出口产品的科技含量,尤其是提高高附加值的工业制成品出口。为保持我国经济稳定增长,应立足国内市场需求,优化进口结构,积极扩大先进技术设备、关键零部件和能源原材料进口,适度扩大消费品进口,稳定大宗商品进口。随着进口产品的增加,与进口产品紧密联系的上下游企业必将形成新的经济增长点,从而促进我国国内产业结构优化升级,加强企业的自主研发能力,提高整体制造业的现代化水平,从而使技术引进与技术创新相互促进发展,实现贸易的可持续性增长。

(三)脉冲响应函数

根据图1的脉冲响应函数图 (A),所考察的1982—2012年时间序列区间内,中国出口贸易对经济增长总体的冲击是长期的,贯穿了整个30年的样本区间,且出口贸易对经济增长的正向冲击持续时间较长,除第2期到第3期为负向冲击外,从第0期到21期均为正向冲击;短期内冲击影响较大,长期出口贸易对经济增长的冲击趋于平稳。而图(B)显示进口贸易短期内对经济增长的影响较大,从第0期持续到第6期,从第7期开始其冲击影响呈现逐渐减弱的趋势。图(C)显示中国经济增长对出口贸易的影响从第0期到第15期较大,从第16期开始趋于平稳;第0期到第2期冲击为负向,第3期到第22期冲击为正向,第23期到第30期冲击为负向。图(D)显示中国经济增长对进口贸易的冲击从第0期到第16期影响较大,从第17期开始趋于平稳;第0期到第4期冲击为负向,第5期到第25期冲击为正向,第26期到第30期冲击为负向,中国经济增长对进口贸易的冲击比对出口贸易的冲击影响更大。在我国经济增长发展的30年中,进出口贸易的功能包括扩大需求规模和优化资源配置,加速了工业化和产业结构升级,实现了经济的快速增长。改革开放后资源从一般加工制造业向高新技术产业的转移,是通过出口一般加工产品和进口高新技术产品来实现的。一国的出口能够发挥本国的比较优势,进口则能充分利用国际资源为本国经济发展服务,因此进、出口必须协调发展。对当前中国而言,经济增长的主要路径是提高高新技术占比,促进市场多元化和降低加工贸易比重,将原有产业转型到一般贸易。

五、政策建议

为提高对外贸易对经济增长的长期贡献度,即增强贸易对要素供给和生产率的影响,以及对投资、就业、技术和产业结构调整等的积极作用,我国贸易发展的路径具体如下。

第一,实施更谨慎的宏观经济政策,使之能有效引导进口和出口达到长期稳态平衡关系。出口减速是长期调整的主要原因,工资上涨、能源进口依存度提高等都导致中国当前和未来投资增速及经济增长放缓,但仍将保持8%左右的高速增长。长期调整后将出现消费增长和投资增长趋同,进口和出口增长趋同,中国内陆河沿海地区经济增长趋同。

第二,适应当前国际贸易新形势,促进区际贸易发展。中国加入世界贸易组织后,通过改革开放,成功吸引了一大批投资者,使中国出口出现繁荣。在后金融危机时代,全球经济缓慢复苏,中国成为最积极的进口国,为世界和中国经济带来很大机遇。区际贸易是中国出口稳定增长的主要原因,中国进口被称为亚洲区域经济一体化的进口。

第三,中国应加强与中国有巨额贸易逆差国家的金融及经济合作,在持续贸易发展过程中逐步解决贸易不平衡问题。中国应继续遵循开放贸易政策,强调出口和进口同时发展,而不是单纯的贸易顺差。中国进口增长预示着世界经济中充满了商业机会,到2016年中国总进口额将达8万亿美元,会为世界贸易提供更多机会。相关贸易国应认清中国的市场经济地位,放松对高新技术出口中国的控制,为均衡贸易增长创造条件。

第四,降低经济对出口的依赖,重视国内消费。2013年3月中国新一届政府宣布将对经济进行重调,以解决经济增长下行压力和产能过剩之间不断增长的矛盾。

摘要：本文以我国1982—2012年的时间序列数据为基础,通过建立向量自回归(VAR)模型,得出协整方程,运用向量误差修正(VEC)模型、格兰杰(Granger)因果关系检验和脉冲响应函数,对中国出口贸易、进口贸易和经济增长的关系进行实证分析。最后得出:中国出口贸易、进口贸易和经济增长之间存在长期协整关系;在当前全球经济复苏缓慢的形势下,我国出口贸易的增加将抑制国内经济增长,长期进口贸易的扩大对经济增长产生正向拉动作用;中国出口贸易与经济增长存在单向的格兰杰因果关系;出口贸易和进口贸易冲击会对经济增长产生重要影响。根据实证分析结果,本文结合当前国际国内经济形势,提出促进我国出口与进口协调发展和经济稳定增长的政策建议。

经济增长与进出口贸易 篇2

本文选用《中国统计年鉴》1986年~2000年各期出口总额和GDP数据[1]《“十五”时期全国国民经济和社会发展主要指标情况表》[2]中2001~2005年出口总额和GDP数据,把出口总额数据利用当年的汇率,换算成以人民币为单位,然后利用不变价的GDP指数和现价的GDP指数生成GDP平均指数,对这两组数据进行调整,得到以1978年价格计算的实际GDP和出口总额。再对出口总额和GDP两组数据进行自相关和异方差检验,确定符合回归分析条件后,进行协整分析和回归分析。

1 出口贸易与经济增长文献概述

1.1 贸易与经济增长的一般结论

贸易,特别是出口贸易对经济增长的促进作用在古典经济学中就已得到了论述。其中斯密的“剩余产品出路”理论和李嘉图的“比较优势”理论最为人所熟知。凯恩斯主义的乘数理论则是将有效需求理论和乘数理论结合起来,认为国外需求(出口)促使出口部门增加投资,导致出口部门产出的增加,并通过连锁性的乘数效应,引起其他部门投资和产出的增加,最终使国内总产出(GDP)总量的增长是初始投资的若干倍[3]。以Krugman(1979)为代表的一些经济学家认为,在“规模经济”和“非完全竞争”条件下,对外贸易可以充分实现规模经济的利益,进而改善资源配置的效率,促进技术进步,最终实现经济的持续增长[4]。Feder认为,出口部门的高效管理方式和先进生产技术会对非出口部门产生外溢效应,从而带动经济增长[5]。

1.2 出口对促进我国经济增长的部分研究成果

杨全发和舒元(1998)将我国数据引入Balassa模型和Fedder模型中,发现改革开放以来,我国的经济增长主动力来源于资本投入的不断增加。同时也发现我国的初级产品出口增长和经济增长呈正相关,但制成品出口增长和经济增长呈负相关[6]。杨全发(1998)的研究还证明,我国人均GDP大于3000元和小于3000元的省份出口增长率与GDP增长率的关系不同。人均GDP大于3000元的省份其出口增长率与GDP增长率呈显著相关关系[7]。赵陵、宋少华和宋泓明(2001)的研究发现,我国出口与产出之间存在着双向因果关系,但未发现两者之间具有长期稳定的均衡关系[8]。

2 自相关和异方差检验[9]

2.1 自相关检验,见表2.1

常数项未通过,说明不具有自相关关系。

2.2 异方差检验,见表2.2

检验通过,说明原回归方程不存在异方差。

3 协整分析[9]

3.1 出口一阶差分单位根检验,见表3.1

检验说明没有单位根,出口一阶差分是一个平稳过程。说明出口的对数仅具有一阶单位根。

3.2 预测残差的单位根检验,见表3.2

在5%水平下有单位根,GDP与出口的关系是不稳定的。

4 出口对GDP的影响(回归结果),见表4.1

5 GDP对出口的影响,见表5.1、表5.2

检验通过,过程是平稳的。

6 回归结果分析、结论及措施

本文通过对我国1986年~2005年出口总额与GDP数据的协整分析发现,出口总额对GDP的影响在特定的时间段上具有显著的相关关系,但这种相关性不是长期稳定的(5%水平下),并具有一定的滞后性,出口总额每增加1个单位,拉动GDP增长2.99个单位,反之GDP对出口也有促进作用。

7 结论

7.1 出口总额和GDP在特定的时间段上具有显著的正相关性,但二者没有长期稳定的协整关系

7.2 出口总额和GDP之间有一定的滞后关系,即影响本期GDP值的因素除出口总额外,上一期的出口总额和GDP也影响本期

7.3 本文支持“出口带动经济增长(Export led Growth或ELG)假设和凯恩斯的乘数理论

措施:出口总额和GDP没有长期稳定的协整关系,原因可能有多种:如国际政治、经济环境,贸易政策,出口产品结构等,应采取有效措施促进出口贸易增长,从而拉动国民经济长期稳定的发展。

1)创造良好的贸易环境。

2)制定实施有效的贸易政策,积极出口。

3)改善出口产品的结构,除初级产品出口外,使更多技术含量高、附加值高的成套设备(制成品)出口,促进经济增长。

从长期来看,实施积极的出口策略能实现规模经济的利益,改善资源配置的效率,促进技术进步,最终实现经济的持续增长。

摘要：用回归分析方法,对我国1986年～2005年总产出,出口总额间的关系进行实证研究,经协整分析发现,出口与经济增长在特定的时间段上有显著的双向因果关系,但这种相关性不是长期稳定的,而且有一定的滞后性。

关键词：回归分析,协调检验,经济增长

参考文献

[1]中国统计年鉴[M].1986～2000.

[2]“十五”时期全国国民经济和社会发展主要指标情况表[R].

[3]约翰·梅纳德·凯恩斯.就业·利息和货币通论[M].北京:商务印书馆,2004:117-136.

[4]保罗·克鲁格曼·茅瑞斯·奥伯斯法尔德.国际经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2004:66-88,115-150.

[5]Fedex,G,on Exports and Economic growth[J].tournal of Development Economics,1983(12).

[6]杨全发,舒元.中国出口贸易对经济增长的影响[J].世界经济与政治,1998(8).

[7]杨全发.中国地区出口贸易的产业效应分析[J].经济研究,1998(7).

[8]赵陵,宋少华,宋泓明.中国出口导向型经济增长的检验分析[J].世界经济,2001(8).

经济增长与进出口贸易 篇3

关键词：进出口贸易；经济增长；实证研究

中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1003-9031(2008)04-0033-04

一、理论综述

国外关于进出口贸易与经济增长关系的研究较多，John Thomton(1996)对1895-1992年墨西哥的出口与经济增长的关系进行了协整分析和格兰杰因果检验，结果表明，墨西哥的出口与国内生产总值存在着正向关系。[1]Francisco F. Ribeiro Ramos(2001)对1865-1998年葡萄牙的进出口与经济增长的关系进行了实证研究，分析显示，进出口与葡萄牙的经济增长存在着双向的因果关系，但是进口贸易与出口贸易之间不存在关系。[2]Jim Love & Ramesh Chandra(2005)利用协整检验方法对孟加拉国实际产出、出口和贸易条件进行检验后发现，三者存在长期的协整关系。[3]

国内方面，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，进出口均是经济增长的Granger原因，且出口对经济增长影响显著，进口却不明显。[4]毛其淋(2007)利用回归方程对浙江省进出口与经济增长关系进行分析，结果表明，出口贸易对经济增长要略强于进口的影响。[5]王坤、张书云和马龙龙(2004)对1978-2001年我国进出口与经济增长进行协整和格兰杰因果检验，结果显示，进出口与经济增长之间存在唯一的动态均衡关系。[6]

作为经济特区的海南，其进出口贸易与经济增长均已取得显著的成绩。2006年全省进出口总额28.5亿美元，增长10.42%。GDP实现2051.4亿元，增长12.5%。因此，对海南省进出口与经济增长的关系进行分析很有现实意义。而且目前尚未有文献对海南省进出口与经济增长之间的关系进行实证研究。本文利用1987-2006年海南省年度数据，重点分析了这段时间内海南省进出口贸易对经济增长的作用。

二、海南省进出口贸易与经济增长关系的实证分析

(一)基础模型(VAR)和数据

向量自回归(Vector Auto Regressive，VAR)模型是1980年由西姆斯(C.A.Sims)引入到经济学中，通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。模型避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题，具有较大的现实意义。

本文构建的VAR模型可以表示为：

本文基于上述模型，采用协整和格兰杰因果检验以及误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解等方法从静、动态两方面来研究海南省进出口贸易与经济增长之间的关系。数据来源于1987-2006年《海南省统计年鉴》，为了消除变量之间的异常趋势，对变量取自然对数形式，分别记为：Lny、Lnex和Lnim。

(二)协整和格兰杰因果检验

1.单位根检验

在进行协整分析之前，首先需要对变量的平稳性进行检验，也只有在变量均是一阶平稳的条件下，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法来检验相关变量的平稳性，检验结果列于表1。

通过ADF检验，在5%的显著性水平下，接受序列Lny、Lnex和Lnim有单位根的假设，但拒绝这3个序列的一阶差分具有单位根的假设，所以序列Lny、Lnex和Lnim都是一阶单整、I(1)序列。它们均通过单位根检验，可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系。

2.协整分析

检验协整性其实就是检验协整回归方程的残差项是否存在单位根。如果两个序列不是协整的，残差中一定存在单位根，这就是非协整性零假设。如果这两个序列是协整的，残差项将是平稳的。关于协整关系检验和估计的方法主要有Engle—Granger两步法和Johansen极大似然法。本文采用Johansen极大似然法来检验序列Lny与Lnex、Lnim之间的协整关系，检验结果列于表2。

从上式看出，进出口贸易与GDP之间存在长期的稳定均衡关系。出口与经济增长存在正向变动关系，且出口对于经济增长的弹性较大，出口每增长1%，GDP增长5.4%。进口与经济增长则存在方向变动关系，其弹性相对较小，进口每增长1%，GDP减少1.5%左右。

3.格兰杰因果检验

由协整检验结果可知，海南省进出口贸易与经济增长存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，还需做进一步的分析。笔者对模型的相关变量进行格兰杰因果关系检验，具体的检验结果如表3所示：

从表3可以看出，在5%显著性水平下，出口是经济增长的格兰杰原因，这是“出口拉动型经济增长”的典型，说明出口对于海南省经济增长起了非常显著的带动作用。同时，进口却不是经济增长的格兰杰原因。

(三)基于VAR模型的动态关系分析

基于建立的VAR模型，本文使用误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解来分析进出口贸易与经济增长的动态关系。

1.误差修正模型

误差修正模型基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，因此，又称为DHSY模型。它的基本思路是如果VAR模型存在协整关系，则表明这些变量之间存在长期均衡的关系，而这种长期均衡关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的。也就是说，大多数经济时间序列具有长期的均衡关系是因为有一种调节机制(即误差修正机制)一直在起作用，防止了长期均衡关系出现较大的误差。

在Johansen极大似然法协整检验的基础上，对序列Lny、Lnex和Lnim建立误差修正模型，滞后期采用2期。其结果如表4：

由表4可知，海南省进出口误差修正模型的误差修正系数均小于零，符合反向修正原则，GDP误差修正系数大于零，不符合反向修正原则。进出口的误差修正系数的绝对值均较大，说明当它们偏离均衡趋势后的回调速度较大，其变量的波动也较大。当进出口短期波动偏离长期均衡时，将分别以(-0.982)和(-1.830)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

2.脉冲响应函数

脉冲响应函数(IRF：Impulse Response Function)用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。考虑本文的VAR模型：

由图1可知，经济增长(Lny)对出口(Lnex)的一个标准新息立刻有较强的反映，GDP增加了约0.05，随后，到第2期就快速达到了近0.10，2-3期之间有一定的缓增，且到达最顶端，3-10期趋于缓降，但第10期的水平比第一期略强。短期来看，出口对于经济增长的冲击很强；长期来看，存在一定的缓增态势。

由图2可知，经济增长(Lny)对进口(Lnim)的一个标准新息立刻有较强的反映，GDP减少了约0.01，到第3期又快速下降到最低点(近-0.035)，随后，在3-4期之间有一段缓增，4-7期增势迅猛，7-10期增速稍缓，较之第一期有一定的增加。短期来看，进口对于经济增长的冲击效应很强；长期来看，存在一定的缓降态势。

3.方差分解

考察VAR模型时，还可以采用方差分解方法研究模型的动态特征。其主要思想是把系统中每个内生变量(供m个)的波动(k步预测均方误差)按其成因分解为与各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。

从表5可以看出，出口的新息对于GDP的影响呈上升走势，到第10期为止，却不超过9%，说明出口在长期对于GDP的拉动效应不强。第5期，进口的新息对于GDP的的影响达到最高，仅占3%；随后，其对经济增长的影响却有了缓慢下降的态势，可见进口在长期对于GDP的影响相当有限。

三、结论与评价

基于VAR模型，本文对海南省进出口贸易与经济增长关系进行了协整分析、格兰杰因果检验、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解研究，得出结论如下

(一)海南省进出口贸易与经济增长之间存在唯一的长期均衡稳定关系

出口与经济增长存在正向变动趋势，进口与经济增长存在反向变动趋势，且出口与经济增长的相关系数要远大于进口的系数。可见，海南省净出口对于经济增长的影响较强，加大净出口，特别是出口是提高全省经济总量的理想之路。

(二)海南省是典型的出口拉动型经济增长方式的经济体

格兰杰因果检验显示，出口贸易对于海南省经济增长具有显著的影响关系，但进口却不是经济增长的格兰杰原因。基于上述情况，发展出口贸易对于海南省的经济持续健康发展将起到实质的作用。

(三)出口贸易对海南省经济增长的拉动效应较低

尽管出口对于经济增长具有一定的影响力，但通过脉冲响应和方差分解动态分析发现，出口拉动经济增长的力量还有待加强。目前，海南省存在出口额不大、技术密集程度较差、单一依赖等问题，因此，有针对性地解决这些问题对于提高海南省出口贸易数量和质量，从而带动经济长久快速增长将有立竿见影的效果。[7]

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] Francisco F. Ribeiro Ramos. Export， import， and economic growth in pPortugal：evidence from cansality and co-integration analysis [J]. Economics Modelling 18，2001：613-623.

[3] Jim Love and Ramesh Chandra. Testing export-led growth in Rangladesh in a multivariate VAR framework [J]. Journal of Asian Economics，2005：1155-1168.

[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).

[5] 毛其淋.进出口贸易对浙江省经济增长作用的实证分析[J].黑龙江对外贸易，2007，(7).

[6] 王坤，张书云，马龙龙.中国进出口与经济增长关系的实证研究[J].统计与决策，2004，(2).

[7] 李玉凤.海南省出口贸易对经济增长的贡献度研究[J].价值工程，2006，(5).

经济增长与进出口贸易 篇4

该文首先基于知识产权保护这一视角从理论上研究了服务贸易出口驱动知识增长的作用机理，并且认为，知识产权保护强化了服务业出口部门对其他部门所产生的外部经济溢出效应以及由此分解而来的要素配置效应和技术溢出效应。随后基于90个国家1998-2007年面板数据的研究表明：（1技术与知识密集型服务出口部门比劳动密集型、资本密集型服务业出口部门更加能够通过要素配置和技术溢出效应来促进经济增长；（2）相比于劳动密集型、资本密集型服务业出口部门而言，知识产权保护更加易于强化技术与知识密集型服务业出口部门的要素配置效应，但由于发展中国家的知识产权保护制度不够完善，这些国家服务贸易出口要素配置效应未能得到强化；（3）不管对于发达国家还是对于发展中国家而言，知识产权保护均强化了劳动密集型、资本密集型、技术与知识密集型服务业出口部门的技术溢出效应。

对于研究服务贸易影响经济增长，学者们大致按照三条线索展开：第一，把服务买视为一个整体，并且考察它对经济增长的作用，这类研究往往简单地把服务贸易看成商品贸易，不考虑各种服务贸易模式之间的差异；第二，研究某一特定行业的服务贸易对经济增长的影响，而目前分行业研究服务贸易影响经济增长的文献大多集中于金融、电信和医疗服务等服务部门，如beck el al.(2000)的研究就认为，金融部门的开放在一定程度上打破了本国金融市场的垄断，促使金融市场进入有序竞争的正常发展轨道，生产率得以提高，并最终促使了本国的经济增长。现有研究文献中也不乏从围观视觉考察服务贸易促进经济增长的研究证据，例如，Arnold et al.(2006)以全要素生产率变量代替经济增长变量，以费仲撒哈拉沙漠地区10个经济体的1000家企业的微观数据作为分析样本，发现通信、电力和金融部门的发展水平越来越高，这些企业的全要素生产率增长越快，这些研究都为服务贸易促进经济增长提供了重要的围观证据；第三，研究某一特定交易模式的服务贸易对经济增长的影响。Carr et al.(2001)借助于CGE模型，从理论上考察了以商业存在模型开展的服务贸易（以服务业FDI表征）对经济增长的影响，结果表明，服务贸易是一国经济福利增加的重要来源，服务行业的开放是大势所趋。用实证方法研究具体模式五福贸易与经济增长关系的文献较多，从商业存在模式来看，Markusen（1989）认为，商业存在服务贸易的开展具有正负两个方面的效应，正面效应是指服务部门的竞争导致了国内对该部门生产要素的需求增加而有利于产出增长，即“市场规模效益”；负面效应是指服务贸易导致国内市场竞争加剧，并使得部分本国服务型企业退出市场，即产生了“挤出效应。

该文章通过借鉴Feder（1982）的出口驱动经济增长理论，把知识产权保护因素纳入理论模型，考察在知识产权保护条件下，服务贸易出口通过何种渠道和作用来影响经济增长，并且考察知识产权保护是否扮演了“助推器”的角色、因此文章得到了以下两个命题。

命题1：在完善的知识产权保护条件下，服务业出口部门对其他部门产生了比没有知识产权保护时更强的外埠经济溢出效应，促进了其他部门的发展，最终使得整个经济部门的发展水平高于缺乏知识产权保护时的水平，知识产权保护在服务贸易出口驱动经济增长的过程中发挥了“助推器”的功能。

命题2：服务业出口部门对其他部门的外部经济溢出效应可以分解为要素配置效应和技术溢出效应，知识产权保护的“助推器”功能强化了服务业出口部门所产生的要素配置效应以及对其他部门的技术溢出效应。

通过文章，我们可以得到以下几点启示。

第一，知识产权保护强化了服务业出口部门对其他部门所产生的外部经济溢出效应，促进了其他部门的发展，最终使得整个经济部门的发展水平高于缺乏知识产权保护时的水平。服务业部门对其他部门的外部经济溢出效应可以分解为要素配置效应和技术溢出效应，在完

善的知识产权保护条件下，服务业出口部门所产生的要素配置效应以及对其他部门的技术溢出效应比缺乏知识经济保护时更强。从理论上来看，知识产权保护在服务贸易出口驱动经济增长的过程中发挥了“助推器”的作用。

第二，劳动密集型服务业出口部门由于受到低技术水平的限制而未能通过要素配置效应促进经济增长；资本密集型服务业出口部门得益于较强的规模经济优势而通过要素配置效应显著促进了经济增长；技术与知识密集型出库部门通过要素配置效应显著促进了发达国家的经济增长，但是由于发展中国家该部门的发展相对落后，加上以人力资本为代表的优质要素相对匮乏，服务业出口部门对发展中国家未能产生显著地要素配置效应，这对我们的政策其实是，发展中国家可以通过鼓励发展技术与知识密集型服务业出口部门，加强人力资本积累等措施来促使技术与知识密集型服务业出口部门产生更强的要素配置效应，已达到促进经济增长的目的。

经济增长与进出口贸易 篇5

一、数据的选取及定性分析

本文选取1981年到2006年为样本期, 以福建省国内生产总值 (GDP) 作为反映经济增长的指标, 福建省出口贸易的指标用出口总额 (EX) 表示, 由于本文只是研究福建省出口贸易与经济增展的关系, 因此本文并没有将影响福建省经济发展的其他因素 (汇率变动, 外贸进口等) 考虑进来, 但这不影响本文的研究。所有原始数据均来源于2007年的《福建省统计年鉴》。我们将这两个变量取自然对数, 分别记作ln GDP、ln EX, 这样并不改变变量之间的协整关系而且使估计和解释都很方便。本文采用的统计软件是EVIEWS5.0。

二、实证研究与模型

(一) 平稳性检验。

数据的平稳性是检验变量间相互关系的重要前提, 单位根检验的方法有:DF检验ADF检验和PP检验, 目前实证研究中普遍使用的是ADF检验, 本文同样采用ADF检验来对ln GDP、ln EX以及它们的差分序列进行平稳性检验, 借助EVIEW 50软件, 检验结果如表1所示。

由表1可见, 原序列log (export) 、log (GDP) 均为非平稳序列, 但它们的一阶差分序列为平稳序列, 所以lnex、ln GDP都是一阶单整序列I (1) , 也即满足协整的条件。

(二) 变量间的协整分析。

由上面分析可知序列ln GDP、ln EX都是一阶单整序列, 我们用eviews5.0做出协整方程如下:

可以看出模型系数显著, 容易得到残差序列对ut进行无截距也无时间趋势的单位根检验得到的p值为0.0009, 拒绝序列存在单位根的原假设, 说明残差序列平稳。这表明变量ln GDP和ln EX之间存在协整关系。其经济含义就是福建省的GDP和外贸出口之间保持着长期的均衡关系。协整关系所对应的长期方程为上式所示, 它表示出口每增长一个百分点, GDP将增长0.97个百分点。

(三) 格兰杰因果检验。

以上协整分析的结果表明福建省出口贸易与GDP之间存在协整关系, Grange (1988) 指出:如果变量之间是协整的, 那么至少存在一个方向上的Granger原因。在此基础上, 我们对ln GDP和ln EX进行Granger因果关系检验。根据AIC和SIC准则, 我们确定的滞后阶数为1。检验结果如表2, 表2表明ln GDP不是lnex的Granger原因, lnex是ln GDP的Granger原因, 即ln GDP与lnex之间构成单向的因果关系。这一结论意味着, 福建省的出口贸易是福建省经济增长的原因, 而福建省GDP的增长并没有带动出口贸易的增长, 这说明福建省的出口贸易已经起到了促进福建省经济增长的作用。

三、结论及政策建议

通过对福建省GDP和出口进行的协整分析, 并在此基础上进Granger因果关系检验, 可以得出以下结论:GDP与出口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;但由格兰杰因果关系检验知道出口与GDP之间存在着单向的因果关系, GDP不是出口的原因, 而出口是GDP的原因, 说明福建省的出口明显促进经济的增长。

针对以上得出的结论, 本文从以下方面提出促进福建经济发展的建议:福建省出口规模已经发展到一定程度, 已经对经济增长起到了带动作用, 所以保证出口稳定增长的同时, 逐步实现出口增长方式由出口创汇型和数量型向出口效益型和质量型转变。同时重视科技兴贸作用, 通过出口退税、金融服务、品牌认证等措施, 提高劳动密集型出口产品的质量、档次和附加值, 支持企业不断扩大具有自主知识产权、知名品牌的机电产品和高新技术产品出口。在出口的同时应该注重进口, 注重进口产品的质量, 引进高新技术, 提高企业的自主创新能力。这样才能进一步增强出口对经济增长的促进作用。

参考文献

[1]、张晓峒.EVIEWS实用指南与案例[M].北京:机械工业出版社.2007, (2)

[2]、庞皓.计量经济学[M].北京:经济科学出版社, 2007, (1)

经济增长与进出口贸易 篇6

长期以来,大多数人都认为只有出口贸易才能够促进经济增长。但是随着国际经济环境的变化,一些专家学者开始对进口贸易与经济增长关系进行理论研究,结果表明:出口比进口更能促进经济增长的命题只是一种假设,进口贸易和出口贸易都能促进经济增长。本文把理论探讨和实证研究结合起来,比较分析进出口贸易对我国经济增长的贡献。

1 文献综述

亚当·斯密是第一个提出贸易能带来财富增加及经济增长的人,他在其论著《国富论》(1776年)中提出自由贸易的收益来源于绝对优势的发挥、剩余产品出路和市场扩张。大卫·李嘉图(1817年)对斯密的理论进行扩展和完善,他使用一个简单化的模型说明了两个国家都可以通过生产专业化和贸易获得收益。以后的经济学家都充分证明“出口是发挥本国的优势、进口是利用外国的优势”、“对外贸易是一国经济增长的引擎”的观点。

但是一些经济学家如凯恩斯(20世纪30年代)认为,只有出口贸易才对经济增长有促进作用,进口贸易对经济增长产生负作用,而且贸易顺差对国民收入有乘数作用。Balassa(1978年)、Kavoussi(1984年)、Ram(1985年)、Jordan Shan&Fiona Sun(1998年)等分析了不同国家对外贸易的数据,一致认为只有出口贸易才能促进经济增长。Lawrence&Weinsten(2000年)通过对日本、美国和韩国等国家的相关数据的计量分析,得出的结果是:进口额与劳动生产率增长有正相关的关系,进口促进经济增长是通过国际竞争力的提高来实现的。

国内学者佟家栋(1995年)等通过建立经济模型,验证了进口贸易对经济增长有巨大作用的命题。任永菊(2003年)在建立Var模型的基础上,检验了我国进口与出口之间的协整关系,指出进口在滞后1~2个时期能促进出口增长。

2 进出口贸易对经济增长作用的理论分析

从重商主义的“贸易差额论”到凯恩斯的“贸易乘数论”以及开放经济的国民收入恒等式“Y≡C+I+G+X-M”[1]都表达了出口贸易的作用,认为消费、投资和净出口是国民收入增长的三个增量因子,贸易顺差能够带动国内投资和就业的增加;但是,把进口贸易当成经济增长减量因子。其实,世界经济增长是离不开进口,这是因为:

第一,从国际贸易往来的关系看,一个国家的出口(EX)就是另一些国家的进口(IM),如果进口贸易对经济增长产生负作用,那么从世界范围来看,贸易对世界经济增长的作用应该为零(因为EX-IM=0),这显然与当今全球经济增长的现实相悖。

进口对经济的推动作用表现在:生产出口产品所需要的机器设备和原材料等中间产品的进口,有利于提高出口产品的竞争能力,从而推动出口的增长;进口的增加直接意味着国外出口的增加,国外出口收入的增加又可以增加对本国产品的需求,从而推动本国出口的增长。如果进口是消费品,则有利于市场商品供给增加,全新的消费品还具有“示范效应”,可以培育经济新增长点。

第二,从国际贸易的动态作用看,进口贸易能使要素供给的增加和全要素生产率的提高。如表1所示,把生产效率低的C产业生产要素转移到较高的A产业,C产品通过进口满足国内需求,结果贸易逆差-20,但生产率提高了0.24,国民收入增加了20。

对于进口产品而言,我们不仅进口产品的实体,也进口产品的技术,这有利于明确国内技术进步的方向,可以加速国内生产进口替代品和相关产品技术模仿的速度。

第三,从贸易可持续发展的观点看,不管是基于要素禀赋还是基于规模经济,对外贸易都要受到一国资源条件的约束。有些人习惯用TC=(X-M)/(X+M)来表示某种产品的国际竞争力,这是不准确的。

扩大出口能促进经济增长是建立在资源供货充裕的基础上,很显然不可能每个国家都成为资源的“纯出口国”或“纯进口国”。如果进口的是投资品特别是先进设备,则具有“技术溢出效应”,减少研发风险,缩小与发达国家的差距,带动国内产业结构提升,提高产品国际竞争力,增强出口能力。

第四,从国际贸易结果的看,进口贸易有利于抑制通货膨胀。一般来说进口商品的价格水平低于国内生产的同类产品价格,供给增加和市场机制作用使国内总体价格水平下降,有利于抑制通货膨胀。

从20世纪90年代以来,美国通过技术创新和扩大进口实现了产业结构升级,创造了“低通胀、低失业、高逆差、高增长”的新经济。美国的成功实践表明,在灵活的经济制度下,进口也可以成为经济增长的增量因子。对于贸易顺差大的国家,进口的增加,意味外汇需求的增加,这可以缓解本币升值的压力,而且有利于本国产品的出口。

3 进出口贸易对经济增长作用的统计分析

3.1 进出口贸易与经济总量的增速分析

从图1~图4可以看到,改革开放以来我国进出口贸易发展迅速,从1978年的206.4亿美元增加到2006年的17606.9亿美元,其中出口贸易年均增长17.53%,进口贸易年均增长16.42%,都高于GDP年均9.41%的增长速度。在进出口增长速度快的年份,经济增长也快,而在进出口增长速度放慢,经济增长率也减慢,充分说明了进出口贸易都促进了经济增长。

3.2 进出口弹性分析

为了揭示进出口增长对经济增长作用影响的大小,我们可以利用进出口弹性来进行分析。进出口弹性(TE)是GDP增长率与进出口增长率之比,即进出口增长一个百分点带动经济增长的百分点数。我国改革开放以来,除了个别年份以外,进出口弹性都大于零,见图5~图8。

从1978~2006年,我国平均出口弹性为0.562,进口弹性为0.575,这说明出口每增长一个百分点带动了我国GDP增长0.562个百分点,进口每增长一个百分点带动了我国GDP增长0.575个百分点。由此可见,这在一定程度上反映了我国GDP的增长与进出口的增长都有关系,而没有任何迹象表明只有出口才能促进经济增长。

3.3 进出口对经济增长的贡献度(TC)和拉动度(TL)的分析

对外贸易对经济增长的拉动作用,可以通过计算进出口对经济增长的贡献度和拉动度这两个指标来进行定量分析:进出口对经济增长的贡献度(TC)是指一定时期进出口增量与GDP增量之比,反映了在经济增长中进出口增加所起的拉动作用的程度;进出口对经济增长的拉动度(TL)是指进出口对经济增长的贡献度与GDP增长率的乘积,反映了经济增长率中进出口贸易的贡献程度。图9~图12表示了我国进出口贸易对经济增长的贡献度和拉动度。

由图9~图12可知,我国进口对经济增长的贡献度平均为0.24,即进口增加的拉动作用为24%;进口对经济增长的拉动度平均达到2.245,表明我国GDP年均9.41%增长率中,进口贸易拉动经济增长2.245个百分点。1978~2006年而出口对经济增长的贡献度和拉动度分别为0.25和2.253。这都证明了进出口贸易对经济增长都有促进作用。

4 进出口贸易对经济增长作用的实证分析

在经济发展中,某些活动对经济影响具有时滞性或持续性,并在以后一定时期内逐渐呈现出来,即“滞后效应”。利用滞后效应建立的模型称“分布滞后模型”(Distribute Lagged Model,DLM模型)[2]。下面以此模型分析进出口贸易对GDP增长的动态影响,其中:Y代表GDP,M0、X0代表某年进出口额,M1、X1代表某年滞后一年的进出口额,M2、X2代表某年滞后二年的进出口额。见表2。

(单位:亿元人民币)

资料来源:依据《中国统计年鉴》及海关统计资料整理计算而得。

4.1 进口贸易与经济增长关系模型建立及分析

以GDP(Y)为被解释变量,进口贸易额M0、M1、M2为自变量。根据表2的数据,以Eviews为分析工具,得到分布滞后模型:

显著性检验F为220.573,大大超过规定标准2.71,模型所有回归系数都通过显著性检验,显著性好;且AR2=0.962028,说明GDP与进口贸易强正相关,进口额及其滞后两年对GDP总量增加都会产生影响。进口贸易增加一单位,当年能使GDP增加0.3277单位,第二年能使GDP增加1.7423单位,第三年能使GDP增加2.1776单位,进口贸易滞后效应很强,这与我国进口产品一般都是投资品有关。

通常,进口的是先进技术设备和原材料,促进了技术进步和生产能力提高,同时还引进了国外先进管理经验和管理制度,提高了科学管理水平和竞争力,推动国民经济增长。

4.2 出口贸易与经济增长关系模型的建立及分析

以GDP(Y)为被解释变量,出口贸易额X0、X1、X2为自变量。根据表2数据,用Eviews进行分析,得到分布滞后模型:

显著性检验F为295.314,大大超过规定标准2.71,模型所有回归系数都通过显著性检验。AR2=0.971395,说明GDP与出口贸易强正相关,出口增加一单位,当年能使GDP增加2.7818单位,第二年能使GDP增加0.3121单位,但第三年使GDP减少0.3761单位。说明出口贸易滞后效应比较差,这与我国以加工贸易出口为主,且产品大多是劳动密集型产品或附加值低的终端消费品有关。

4.3 对实证结果的整体分析

从我国进出口贸易与经济增长实证分析结果看,把进口当成经济增长的减量因子是一种误解,无论消费品进口还是投资品进口都能促进经济增长。但我国出口短期效应大于进口,进口长期效应大于出口。

从进出口贸易的整体效应分析,我国进口贸易每增加1亿元,三年内使GDP增加4.247 6亿元;而出口贸易每增加1亿元,同期GDP增加只有2.7178亿元。可见,进口效应大于出口效应。

前美国总统经济顾问团主席、斯坦福大学教授斯蒂格利茨(1997年)认为,从短期来看,出口贸易对经济促进作用大于进口贸易[3]。我国的贸易实际与斯蒂格利茨的观点不谋而合。所以从我国外贸实证分析结果看,进出口都能拉动经济增长,促进一个国家经济增长不只是“净出口、消费、投资”,应当是“进出口、消费、投资”。

但我国进出口贸易对经济增长的滞后效应不同,这与我国进出口产品结构有关。我国出口产品大多属于附加值低的劳动密集型产品或高新技术产品的低端产品,这些产品对经济带动作用较弱。我国是原材料相对紧缺的国家,如果继续扩大资源性产品出口,经济增长将受到严重约束,甚至带来灾难性后果。而我国进口产品大多是投资品,特别是高新技术产品,能提高产品国际竞争力和我国出口能力,带动经济增长,所以我国进口贸易滞后效应较大。

5 我国今后进出口贸易发展的对策

理论分析和实证都证明,进口对经济增长的促进作用并不亚于出口。但我国长期出口导向政策,追求贸易顺差导致贸易增长不和谐,贸易可持续发展受到挑战;因此,应该调整外贸发展战略,做到进口和出口并重发展。

5.1 出口贸易方面对策

从我国当前出口贸易迅猛发展情况看,出口还是有利于促进我国经济增长的,不应该压制出口,仍然要鼓励,但最根本的是要提高出口整体效益。

(1)优化出口商品结构。出口导向政策使我国成为贸易大国,但还不能成为贸易强国;大批劳动密集型产业,“以量取胜”出口的综合效益差。我国应优化出口商品结构,切实执行“以质取胜”战略,通过创新优化出口产品结构。

(2)优化出口贸易结构。我国出口贸易滞后效应差与目前出口贸易结构有很大关系,主要以货物出口为主,第三产业特别是服务产品贸易还比较落后,长期处于逆差状态。服务贸易属于知识型产业,是贸易结构提高的体现,也是一国经济发展水平的重要体现。我国应重点发展知识型产业,通过知识型产业和信息产业带动和改造传统产业发展,推动知识型产业、文化产业的发展,充分利用人才资源和文化资源优势,使服务贸易成为我国对外贸易的新增长点。

(3)优化出口增长方式。粗放型出口增长加剧了经济发展与资源环境压力之间的矛盾,贸易条件不断恶化。要树立科学发展观,正确处理贸易与资源利用、贸易与环境问题,构建“资源节约型”出口结构,实现对外贸易和谐发展。把出口增长、资源利用、环境生态和经济效益视为一个系统,重点解决贸易可持续性问题[4]。

5.2 进口贸易方面对策

要想在经济全球化中最大限度地分享国际分工和对外贸易带来的利益,应重视进口对经济增长的作用,以促进技术创新、缓解经济增长的资源约束[5]。

(1)重视进口对我国经济发展的作用。应当加快进口体制改革,消除对国内市场的过分保护,进一步降低关税总水平,减少贸易扭曲;重视投资品与消费品进口相结合,适当增加高档消费品进口,“充分利用国外优势”以实现国内外资源合理配置,提高外贸综合经济效益。

(2)技术引进与国内研发相结合,带动产业结构和产品结构升级。长期以来,我国主要是通过外商投资和技术转让引进先进技术,但尖端科技很少,多为简单技术或滞后技术或高科技产品末端环节,而不是关键技术。应该把引进、吸收与国内研发相结合,鼓励自主创新,推行“科技兴贸,创新强贸”战略。

(3)发挥进口大国的优势,加强战略资源储备。目前我国贸易顺差巨大,外汇储备充足,进一步扩大出口带来的边际效用已经变小,应在战略性资源进口上做足文章,扩大能源和战略资源进口,实施能源和重要资源储备战略,以增强国家经济发展的核心竞争力,实现国内外资源合理配置,为经济持续稳定增长打下良好基础。

摘要：长期以来,无论是政界还是在学术界都表现出高度重视出口在经济增长中的作用,但低估甚至忽视进口对经济增长的推动作用的倾向。通过建立分布滞后模型,对我国1978～2006年进出口贸易与经济增长的数据进行回归分析和比较,无法获得充分的证据支持出口贸易在推动经济增长中的重要性要胜过进口贸易的观点,反而得出无论是出口贸易还是进口贸易都对经济增长有促进作用的结论。通过实证研究对我国贸易发展得到一些有益的启示。

关键词：进口贸易,出口贸易,经济增长,实证研究

参考文献

[1][美]保罗·克鲁格曼:《国际经济学》[M];中国人民大学出版社,1998:285。

[2]谢识予:《计量经济学教程》[M];复旦大学出版社,2005:190-191。

[3][美]斯蒂格里茨:《经济学》[M];中国人民大学出版社,1997:332。

[4]朱钟棣等:《中国需要新的贸易模式》[J];《国际商务》2006(2):15-17。

经济增长与进出口贸易 篇7

一、相关研究和文献回顾

将国际直接投资与国际贸易及经济增长联系起来的理论, 是在国际直接投资和国际贸易理论经历了由分歧到交叉融合直至逐步一体化, 可以将直接投资与贸易置于同一框架下研究后, 才有了出现的可能。作此尝试的首推日本一桥大学的小岛清教授, 他将国际直接投资理论建立在国际贸易理论的同一基石即国际分工基础上, 提出边际产业理论, 认为对外直接投资与对外贸易以互补形式存在, 从而促进经济增长。

实证研究方面, 真正将进出口贸易与经济发展、对外投资联系在一起是邓宁等 (2001) 在投资周期理论的基础上, 考察了韩国和中国台湾的贸易与直接投资的发展轨迹, 认为一个国家或地区的进口行为增加将导致外资流入增加, 外资流入增加会导致出口增加, 而出口增加又会最终导致向外投资增加。

以上成果说明了一国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长之间确实存在一定关系, 并探索对外直接投资、进出口贸易与经济增长三者的关系提供了有益的借鉴。但现有研究仍多是集中在单一的对外直接投资的贸易效应或是对外直接投资的经济效应上, 对对外直接投资、进出口贸易及经济增长三者之间关系的实证研究还比较有限。本文要解决的主要问题包括:我国对外直接投资与对外贸易、经济增长之间是否存在着长期稳定的均衡关系?它们之间的因果关系如何?

二、实证分析

前面已对对外直接投资、进出口贸易与经济增长的相关理论进行了简要阐述, 现在此基础上, 运用协整理论、Granger因果关系检验等计量经济学方法对我国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长三者间关系进行实证分析, 以期对相关理论进行检验, 同时也是对笔者所提待解决的问题进行解答。

(一) 计量模型与数据说明

根据前文的假设及要解决的问题, 选取的变量为1985—2007年我国国民生产总值 (GDP) , 进出口贸易总额 (EXI) 和对外直接投资额 (OFDI) 。根据理论, 对外直接投资、进出口贸易对经济有促进作用, 但是一国的经济还会受到除该两者之外很多因素的影响。为论证三者之间的关系, 现引入以下函数:

其中, Q是除对外直接投资及进出口贸易以外的所有其他因素, 如社会中的就业状况即劳动投入的大小、社会中的资本要素状况、人力资源情况、R&D情况等。u为随机扰动项。假设所有其他因素Q不变, 即固定Q时得到以下计量模型:

为了消除或减少可能存在的异方差, 对各变量取自然对数, 得到方程:

为了直观地描述OFDI、EXI和DGP三者的长期关系, 将三者按样本数据首先绘制时间序列变化趋势图, 如图:所有数据均取自《中国统计年鉴》, 其中GDP数值以当年汇率折算换成美元。

从图中可看出, 各变量都有不断增长的趋势, 且变动方向一致, 说明其可能存在较强的相关关系, 计算各变量之间的相关系数, 结果见表1。

从图1中可看出:时间序列数据有明显的增长趋势, 且由表1可见, 各变量之间的相关系数较高, 甚至接近于1, 表明各变量之间有较紧密的相关关系, 是非平稳的时间序列变量。因此, 要使建立的回归模型有意义, 就必须要求这些非平稳变量之间存在协整关系, 而存在协整关系的前提就是各变量是同阶单整的, 为此必须进行变量的平稳性检验。

(二) 变量的单位根检验

本文采用ADF (Augmented Dickey-Fuller) 单位根检验方法来检验变量的平稳性。为了研究的方便, 并考虑到对各时序数据取自然对数后不会改变时序的性质及关系, 且所得到的数据容易得到平稳序列, 对这些时序数据进行对数处理后, 得到的变量分别记为:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF检验进行单位根检验, 检验结果见表2。

通过表3可以看出, GDP、QI、EXI的原对数序列在5%的显著性水平下均存在单位根, 即都是非平稳的。而经过一阶差分后, 三个序列都通过了5%显著性水平下的平稳性检验, 即不存在单位根, 这表明了三个序列都是一阶单整序列, 可用I (1) 表示。由此可见, 若仅对LNQI、LNEXI、LNGDP进行简单回归而不做平稳性检验所得出的回归结果是难以令人信服的。

(三) 协整检验

要建立经济变量的关系模型, 还要检验它们之间的协整关系。协整 (Co-integration) 方法是研究非平稳时间序列之间是否存在长期均衡关系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验进行分析, 其结果见表3。

可得模型1为:

残差项的稳定性检验:

由表3和表4可知, 其残差的ADF检验统计值-3.391788小于在5%的显著水平下-1.9592值, 故该序列是平稳的, 说明LNEXI与LNGDP是 (1, 1) 阶协整, 并且它们在5%的显著性水平下存在协整关系, 这表明我国的进出口贸易与GDP经济增长之间存在长期的稳定均衡关系。

同理, 可得表5。

可得模型2为:

由表5和表6知其残差的ADF检验统计值-4.299759小于在5%的显著水平的临界值-1.9592, 故此时残差是平稳序列, 说明LNOFDI与LNGDP是 (2, 1) 阶单整, 表明我国对外直接投资与GDP经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。

可得模型3:

由表8知其残差的ADF检验统计值-2.913675小于在5%的显著水平的临界值-1.9583, 故此时残差是平稳序列, 说明LNOFDI与LEXI是 (1, 1) 阶单整, 并且它们具有协整关系。且由模型3中系数0.972615为正, 可知两者存在同向的正相关关系, 这表明我国对外直接投资与进出口贸易之间存在一个长期稳定的均衡关系, 且两者之间不存在明显的替代关系, 长期来看, 两者是相互促进的。这一点与前文小岛清的贸易与投资互补理论模型是较吻合的, 也即从长期来看, 我国的对外直接投资和对外贸易互补互促, 产生的贸易创造效应促进了GDP经济增长。

(四) 格兰杰 (Granger) 因果关系检验

协整分析的结果反映了我国GDP、OFDI、EXI变量两两之间存在长期稳定的均衡关系, 但是这种关系是否构成因果关系, 三者之间又是怎样的一个关系模式还需要进一步验证。为使所建立的模型正确反映出我国货物进出口总额、我国对外直接投资与我国国民生产总值之间的关系, 下面进行变量之间的格兰杰因果关系检验。通过格兰杰因果关系检验, 可得如下结果 (见表9) 。考虑到经济中常出现的时滞效应, 本文不是只用一种滞后阶数来得到是否存在因果关系结论的。

我国的对外直接投资、进出口贸易与经济增长很有可能存在这样一种模式:进出口贸易发展促进经济增长, 经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充, 从而进一步促进国民经济的增长。

三、结论与讨论

总之, 通过上述数据的实证检验, 可以发现对外直接投资与进出口贸易以互补互促关系存在, 从而推动经济增长, 这与我国实际较为吻合。对外贸易与对外直接投资对推动我国经济增长、增强综合国力的作用是巨大的。

第一, 从协整分析的结果可以看出, 国民经济的增长和进出口增长、对外直接投资增长之间存在着唯一的协整关系, 表明三者之间存在着长期稳定的动态均衡关系, 进出口贸易发展促进经济增长, 经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充, 从而进一步促进国民经济的增长。

第二, 中国的对外直接投资与贸易基本上符合互补关系。对外直接投资QI对进出口贸易总额长期内是促进作用, 但对贸易的替代作用不明显。首先, 这可能与我国对外直接投资的规模有关, 净对外直接投资仍为负值。其次, 进出口贸易的增长速度加快、贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。这个结果很好地说明, 有关我国日益增长的对外直接投资会带来贸易或国际收支失衡的疑虑尽可打消。

第三, 对外直接投资与对外贸易基本上是互补的, 也就是说还是会对经济增长起促进作用的。这意味着我国的对外直接投资和对外贸易需要朝着相互促进和相互补充的一体化趋势发展, 以促进世界经济增长。

摘要：国际贸易、直接投资与经济增长三者之间存在紧密关系。在对有关理论进行梳理的基础上, 通过协整检验, 对我国对外直接投资与进出口贸易、经济增长之间的关系进行了实证分析。结果表明, 我国对外直接投资在长期对进出口贸易与经济增长有促进作用, 进出口贸易与经济增长反过来促进我国对外直接投资, 贸易与投资以互补互促关系存在, 对推动我国经济增长有巨大作用。

经济增长与进出口贸易 篇8

摘要:对外贸易是经济增长的发动机,不同区域对外贸易与经济增长之间的数量关系不尽相同,本文首先对对外贸易与经济增长理论进行了基本回顾,以东盟为样本,论证了这些理论对东盟国家对外贸易与经济增长的知道作用和具体体现,验证了他们的相互促进关系。

关键词:东盟 对外贸易 经济增长

0 引言

第二次世界大战以来,由于新科技革命的出现,进一步推动了生产和交换活动的国际化进程,大大加深了各国间的相互往来与依赖。当今的世界几乎没有一个国家能够封闭锁国而取得经济的迅速发展。发展对外贸易,对任何国家的国民经济而言都显得十分重要。东盟国家尤其是老东盟国家无疑充分认识到对外贸易与经济增长之间的关系,努力创造条件充分发挥了对外贸易“经济增长发动机”的功能,使各国的经济取得的了高速的发展。本文

将从理论上对东盟国家的对外贸易与经济增长的关系做出论证。

1 对外贸易与经济增长理论回顾

对外贸易与经济增长的关系一直以来都为经济学家们所关注。第一次对国际贸易与经济发展的相互关系进行了系统阐述的是亚当·斯密。他认为:通过开展国际贸易各国可以根据本国的优势进行专业分工,这种分工有利于促进劳动生产率的提高,从而推动国民经济的增长;对外贸易可以为一国剩余产品实现其价值,使一国产量增加,从而增加了国民财富;对外贸易不仅通过扩大生产使国民财富增加,而且还增加了消费者的利益,从而有利于国民经济的增长和发展。

大卫·李嘉图则从贸易对一国利润率的影响来说明对外贸易与经济增长的关系。他认为,一国通过开展对外贸易进口本国生产成本较高的食物和生活必需品,从而降低国内生活必需品的价格,进而可以降低劳动力价格,相应提高厂商利润率,增加资本积累,从而推动经济增长。

约翰·穆勒是古典经济学家中对外贸易发展理论阐述最完整的经济学家。他认为对外贸易除了能够使世界的资源得到更有效的配置,从而使贸易各方都能直接得益外,还能对经济增长产生间接的动态效应。对外通商的直接利益在于利用国际分工,实现资源的最合理使用和输入本国进行生产所必需的短缺原材料或机器设备。受古典贸易发展理论的影响,后来的经济学家虽然从不同的角度进行了研究,但得出的结论却基本相同,即国际贸易有助于一国或地区经济的增长和发展。如马歇尔,俄林,刘易斯等。

1938年,D·H罗伯特逊总结前人的观点和对19世纪这段时期国际贸易对经济增长的作用进行了深入的研究,首次提出了“外贸是经济增长的发动机”的命题,指出贸易对一国整体经济的带动作用,即将国际贸易放在该国经济增长动力源泉的地位上。20世纪50年代,N.纳克斯及其他一些学者通过对新大陆经济增长进行研究,补充和发展那了这一观点。他们推论出对外出口是推动新大陆地区经济迅速增长的主导部门,即贸易可以带动经济增长。因为就一国而言,随着对外贸易的发展,通过一系列的动态转化过程,把经济增长传递到国内各个经济部门,从而带动国民经济的全面增长。而就新大陆地区而言,中心国家的经济增长则是通过对边缘国家产品的需求拉动,从而将经济增长传递到边缘国家。在世界银行1987年的《世界发展报告》中,将41个发展中国家和地区的贸易发展战略分成4种类型,及坚定外向型、一般外向型、一般内向型和坚强内向型。世界银行专家的研究发现,对国际贸易依赖比较大的国家和地区比对国际贸易倚赖比较小的国家和地区发展的速度快。总之从经济理论和经济发展的实证上,许多学者认为国际贸易是经济增长的发动机。

1970年,B.克拉维斯提出不同观点,即“贸易只是增长的侍女”,而不是“增长的发动机”。一国经济增长的主要源泉还是国内因素,外部因素只构成对经济增长的刺激。对外贸易在不同国家的不同时期又有着不同的重要性,它既不是增长的充分条件也不是必要条件,而且还不一定必然对经济有益。

20世纪80年代中期以来,以美国经济学家保尔.罗默、罗伯特.卢卡斯和英国经济学家莫里斯.斯科特等为代表的新经济增长理论,充分吸纳经济增长研究的最新成果,对传统的增长理论做出了重大突破,为我们认识贸易与经济增长的关系提供了新的途径。它认为贸易活动可以利用知识的溢出效应,促进人力资本积累,它为贸易促进经济增长提供新的理论基础。主要观点有二:①各国之间开展贸易可以使相互吸收新的知识技术和人力资本,从而更快提高国民收入的总水平,实现经济的快速增长;②由于知识传播和人力资本的外部效应,贸易的开展可以节省不必要的研发费用,避免重复劳动,尤其对发展中国家而言可以通过国际贸易吸收外国的先进技术和人力资本,从而减少失误,形成一种特殊的赶超,迅速发展本国经济。90年代以来阿尔温杨发展了以干中学为核心的内生经济增长模型考察国际贸易对技术进步经济增长和消费者福利的动态效应,又大大推动了新贸易理论的发展。

2 对外贸易对经济增长的作用机制

当社会上存在大量闲置资源和过剩的供给能力,而总需求(有效需求)又相对不足时,经济的增长取决于总需求的扩大,如果不考虑其他因素变化,只考虑进出口变动,出口增加,即外国对国内需求增加,从而总需求扩大,通过外贸乘数最终导致经济增长,而进口增加则减少了本国总需求而增加了外国需求,从而延缓经济增长,所以此时净出口与经济增长正相关。而当社会无资源闲置和供给过剩的情况下,总需求的增加不会引起经济增长,而只会引起价格水平的大幅度上涨,经济增长取决于供给的改善,此时进口国内短缺的投资品和消费品可抑制物价上涨,同时,进口资本品会产生类似于支出乘数的乘数效应,扩大国内供给,引起经济增长,而在短缺经济条件下,一国出口并不是因为本国供给能力过剩所以寻求国外需求,而是出口创汇以增强进口能力。因此,如果不考虑其他因素变化,进口增加供给,引起经济增长,出口减少供给,延缓经济增长,贸易逆差就是供给增加,导致经济增长,贸易顺差就是本国供给的减少,延缓经济增长。

3 东盟国家国际贸易与经济增长的关系

从以上理论回顾中我们可以发现,各种贸易理论都是把贸易作为经济增长的一个重要因素。具体而言,国际贸易通过以下几个途径作用于国民经济。

3.1 规模经济效应。在东盟这些国家,国内市场相对狭小,如果仅在国内进行贸易,则将缩小企业的活动范围,失去从规模经济中获益的机会。开放贸易扩大了市场,当规模经济非常重要时,向世界市场出口能够提供工业化和快速增长的机会。实行对外贸易政策会加剧了来自国外的竞争。,而竞争的影响是经济增长的另一源泉。在一个对进口实行限制的国家里,企业能够提供低质高价的产品而不必害怕没有市场,而当采取积极的进口政策时,企业必须生产出更好的产品或降低价格,才能生存下去,竞争使劳动效率有更快的提高。世界市场的竞争,提高了生产率的增长率,因而是经济增长的一个源泉。而出口企业为了获得国际市场上的竞争能力,赢得出口,必须或不自觉的发展了自己的比较优势,这使得本国资源得到了最优的配置。在这一过程中,出口导向型经济通过出口自身具有比较优势的产品,能更快的积累资本,使本身的资源禀赋结构发生变迁,从而带动产业结构的自然升级。

3.2 吸收国外的技术和采用国外先进的技术安排。技术进步是经济发展的基本动力,起决定性的作用。贸易通过促进技术进步来促进经济的增长。表现在:①贸易是一国获得技术的重要渠道。“世界文明的发展,是由十分之一的独创性和十分之九的移植组成的”。任何一国哪怕是最发达的国家都不可能仅依靠自身发明来满足本国技术进步所需要的大量技术。②贸易还可产生“技术溢出”效应和“边干边学”效应。一方面,技术通过贸易活动渗透到国内的其它行业;另一方面,通过贸易可以获得从产品设计到生产工艺乃至成本核算方面的建议和技术援助。

3.3 通过国际贸易,发现并发展本国的优势产业进而确立和拓展经济增长点。一个国家参与到国际贸易活动中,可以发现自己的比较优势,并围绕比较优势发展自己的产业,促进经济的长期稳定增长。在一个开放经济中,自由贸易使大部分贸易商品的价格和世界市场同类商品的价格趋向一致。因此在开放经济中价格扭曲的水平应该更低。东盟国家开展对外贸易使其国内要素与产品市场逐步统一开放、自由完备,从而可以通过引进先进技术,促进竞争强化、技术创新、规模经济等途径来促进国内技术进步和产业结构优化,从长期上动态地优化资源配置。

3.4 国际贸易还可以通过改变收入分配从而对经济增长产生影响。国际贸易产生的收入分配效应主要从两个方面发生作用:①通过影响商品的价格。即国际贸易可以提高该国丰富要素所有者的实际收入,降低稀缺要素所有者的收入;②消费者对进出口商品的偏好的差异。消费者偏好的差异会影响国际贸易的收入分配效应。假如高收入者对进口商品有特殊偏好,低收入者对出口商品有特殊偏好,那么国际贸易会加剧收入分配格局的贫富差距。假如高低收入者的偏好恰好与上面的相反,那么国际贸易有利于消除贫富差距。

3.5 国际贸易有利于把国际竞争传导到国内经济生活中来,促进国内产业结构的转变,有力地推动一国的经济增长。国际贸易的引入,必然导致生产的专业化,从而造成资源的重新分配。出口面对的是国际市场的竞争,这会促使出口商品的生产企业努力降低成本,提高质量。竞争的结果,会使生产资源不断地流向效率高的出口部门,而效率低的出口部门很容易遭到淘汰。从而会使整个国家的出口结构不断优化。一国产业结构的存在和转移,影响着出口结构的形成及变化;而出口规模的扩大和出口结构的不断优化,又能推动国内产业结构的不断转变。

从以上的文献回顾和理论分析中我们发现在对外贸易和经济增长的关系发面,规范理论研究已经形成了比较完善的成果,为进一步考察东盟国家的对外贸易与经济增长的关系做出理论铺垫。

参考文献:

[1]张志明.我国国际贸易对经济增长促进作用的分析.国际贸易研究. 2003.5.

[2]盛晓白,黄建康.新编国际贸易教程.中国审计出版社.2000.3.

[3]李钊,李国平,王舒健.出口与经济增长关系研究综述.财贸经济.2005年11期.

[4]孙敬水.进口贸易对我国经济增长贡献的实证分析.国际贸易.2007年第1期.

[5]俄林.地区间贸易和国际贸易.商务印书馆1986年版.P341.

[6]谭崇台.西方经济发展思想史.1995年修订版.

经济增长与进出口贸易 篇9

[摘要]加工贸易是江苏省对外贸易的重要组成部分和利用外资的重要方式，对经济增长的作用十分显著，也是推动江苏省对外经济贸易持续快速发展的主要动力。通过分析江苏省加工贸易的发展现状和主要特点，并把加工贸易和一般贸易对江苏省经济增长关系进行对比研究表明：江苏省应提高加工贸易的本土化程度，加速加工贸易的转型与升级，降低省内加工贸易在地区间的发展差距，开拓新兴市场，提高市场多元化程度。

[关键词]江苏省;加工贸易;一般贸易;经济增长

加工贸易是我国利用外资的一种重要方式，也是我国对外贸易的重要组成部分。《中华人民共和国海关对加工贸易货物监管办法(修订)》中规定，加工贸易，是指经营企业进口全部或者部分原辅材料、零部件、元器件、包装物料(以下简称料件)，经加工或者装配后，将制成品复出口的经营活动。加工贸易的方式也是多种多样的。我国的加工贸易从大的方面来说有来料加工和进料加工两种方式，具体来说可以分为来料加工、进料加工、装配业务和协作生产。近几年，江苏省利用其优越的地理优势，突出的文化底蕴，良好的人文环境，大力发展外向型经济，加工贸易得到空前的发展。

一、江苏省加工贸易发展的现状和特点

1.进料加工增长快于来料加工

根据江苏省外经贸厅数据显示，1980年来料加工进出口额为13.3亿元，占加工贸易总额的70%。而到80年代末期，进料加工比重增加，1989年进料加工进出口首次超过来料加工总额。江苏省进料加工进口额为3462.09亿元，出口额为7357.96亿元;来料加工进口额为1357.16亿元，出口额为995.60亿元。这种情况的发生主要是因为外商投资企业比内资企业更倾向于进料加工方式，而外商投资企业倾向于进料加工方式的基本原因在于，随着我国国内市场规模越来越大、开放程度越来越高，外商投资企业日益注重兼顾国内国外两个市场。随着外商投资企业在加工贸易中的比重增加并且逐渐成为主要力量，加工贸易的整体格局也从以来料加工为主转变为以进料加工为主。

2.主要贸易伙伴格局发生变化

欧盟取代日本成为江苏省加工贸易第一贸易伙伴，日本、美国、台湾、韩国名列贸易伙伴前茅地位。近年来台湾省继续成为江苏省加工贸易进口第一来源地，韩国取代日本成为江苏省加工贸易进口第二来源地。欧盟、日本、美国、香港、韩国、东盟仍未江苏省加工贸易出口的主要市场。“十一五”期间，欧盟、美国、日本稳居江苏省前三大贸易伙伴的席位，欧盟一直是江苏的第一大贸易伙伴和第一大出口市场。同期，韩国由江苏省第六大贸易伙伴跃升为第四大贸易伙伴。在此期间，江苏省对韩国贸易的增长异军突起，对韩国进出口有的298.4亿美元增长至的538.6亿美元，增长了80.5%，其中出口增长了82.9%。20韩国已成为江苏省的第四大贸易伙伴和第一大进口来源地。

3.江苏省内加工贸易区域差异明显

在全国看来，江苏省的加工贸易可以算是领头羊，然而，就江苏省内部而言，每个地区加工贸易的发展情况也有较大差异。整体而言苏南地区首屈一指，20，苏南地区累计进出口1795.9亿美元，与此同时，苏中累计达到116.4亿美元，苏北地区累计达到21.56亿美元。年苏南地区同比上涨32.2%，达到2133.3亿美元，苏中苏南也有所增长，分别达到139.1亿美元和28.32亿美元，在2010年，苏南地区所占比重达到92.7%。

4.出口加工区继续发挥作用

20全省加工区进出口249.1亿美元，同比增长77.1%，占全省加工贸易进出口的16.9%，高于全省加工贸易进出口增幅36.5个百分点。其中，出口141.4亿美元，进口107.7亿美元。昆山、苏州工业园出口加工区分别出口107.9亿、22.2亿美元，同比分别增长64%、83%、328.7%。年1-10月，江苏省出口加工区进出口总额360.3亿美元，同比增长28.8%。其中，出口249.2亿美元，同比增长33.4%;进口11.2亿美元，同比增长19.5%。全省加工区进出口、出口、进口增幅分别高于全省加工贸易进出口、出口、进口增幅8%、9.4%、3.5%。昆山出口加工区继续独占鳌头，进出口217.8亿美元，同比增长28.3%，进出口规模位列全国第二。

5.出口产品结构有所优化

江苏省加工贸易早期是以服装、玩具、纺织等劳动密集型产品为主，后来随着越来越多的外商投资企业从事加工贸易以及技术水平的提高，现在机电产品、高新技术产品等资本密集型和技术密集型产品在加工贸易中的比重越来越高。20第一季度，机电产品出口额占全省加工贸易出口额的71%。2010年1月江苏省加工贸易机电产品出口额为900亿元，同比增长60.1%;高新技术产品出口额为565.39亿元，同比增长42.3%，而纺织服装类产品的出口额159.36亿元，同比负增长7.9%。江苏省出口产品档次大幅提高，出口产品结构得到改善和优化。

二、加工贸易对经济增长的实证分析

改革开放以来，作为对外贸易的两种主要方式，加工贸易和一般贸易迎来了一个高速发展的时期。本文拟用出口增值率对两种贸易进行研究，然后，采用贸易对GDP的拉动度进行比较分析，最后，对江苏省GDP的组成部分进行回归分析，得出加工贸易与江苏省经济增长的关系。

1.一般贸易与加工贸易的出口增值率对比加工贸易出口增值率反映了生产加工环节的附加值增加程度，通过公式：出口增值率=贸易出口-贸易进口贸易进口，计算出1995-加工贸易和一般贸易的出口增值率并且对比两组数据，从而了解江苏省加工贸易附加值的现状。

由上图可知，一般贸易的出口增值率1995年至经历了一个直线下滑的趋势，之后保持平稳波动，年以后又表现出来上涨的趋势。加工贸易基本波动幅度不大，增值率总体而言没有一般贸易波动明显。总体而言，一般贸易出口增值率的平均值要高于加工贸易，因此我们认为江苏省的一般贸易附加值要高于加工贸易。这也证明了，江苏的加工贸易虽然在量上出现了大幅增长，但是其生产的产品仍然是出于价值链低端的产品，附加值比较低，考虑到贸易对经济的作用存在正反两个因素，一是在通过溢出效应发展中国家的TFP，二是在基于比较优势的贸易使发展中国家被迫专业化于附加值比较低的行业。根据以上分析得出，江苏省的一般贸易比加工贸易具有更强的溢出效应。

2.一般贸易与加工贸易的对比

为进一步说明江苏省加工贸易和一般贸易与GDP之间的`关系，采用数据模型对1995-年的数据进行了回归分析。

利用SPSS17.0软件进行回归分析，首先建立多元回归模型:Y=aX1+bX2+cX3+dX4，其Y为GDP，X1为消费，投资和政府购买为X2，X3为一般贸易，X4为加工贸易，通过分析得出每一项的系数分别如下表：由上表得出：a=0.369，b=0.428，c=0.094，d=0.123，即Y=0.369X1+0.428X2+0.094X3+0.123X4，从这个表达式的系数可以看出加工贸易和一般贸易总额与GDP之间均有正相关性。这说明江苏省加工贸易和一般贸易对经济增长都具有促进作用。GDP对加工贸易的回归系数为0.123，说明加工贸易总额每增加1个单位，就使GDP平均增加0.123个单位，而GDP对一般贸易的回归系数只有0，094，这表明加工贸易总额对江苏省GDP的促进作用比较明显。一般贸易和加工贸易都是江苏省的主要对外贸易方式，但是通过回归分析得出加工贸易对江苏经济增长起到了更为积极的促进作用，也直接影响江苏经济的持续健康发展，因此大力培育和发展加工贸易是促进江苏省经济发展的长期战略选择。

三、对加工贸易提出建议

一般贸易与加工贸易是对外贸易多种贸易方式中的两种主要方式，对于经济增长都具有促进作用。但是近年来随着外商投资企业的增加，加工贸易得到迅猛发展，已逐渐赶超一般贸易而成为江苏省对外贸易的最主要方式，同时通过回归分析得知加工贸易对于经济增长具有更为明显的促进作用。虽然一般贸易的产品附加值要高于加工贸易，且具有更强的溢出效应，但是一般贸易受资本积累的约束，发展到一定程度才显著地促进经济增长，因此效应比较缓慢。综合上述结论，笔者认为江苏省更应该注重于加工贸易的发展升级，因而针对江苏省加工贸易目前的现状，对加工贸易的转型与升级提出了如下建议。

1.提高加工贸易的本土化程度

从大体上来说，来料加工和进口加工的区别主要体现在税务处理上，总结出三个方面：一是来料加工进口材料是全额免税，进口加工进口时要付材料费用，但不需缴纳增值税和消费税，关税的缴纳要看具体哪种材料;二是来料加工的加工费免征增值税、消费税，进口加工不涉及加工费的问题;三是在货物出口时，来料加工免增值税，但不退税，进料加工则免税且退税。

而从得出的数据来看，应该扩大进料加工，加工后增值部份可以退税，进口材料免税。从自身来讲，促进相关配套产业的发展提供原材料，零部件，替代部分加工贸易进口的中间投入品，这既可以“借船出海”，又可以在配套过程中充分利用加工贸易的“溢出效应”，提高本土的管理、质量和技术水平。

2.加速加工贸易的转型与升级

通过分析，江苏省加工贸易仍然处低附加值状态，所以加工贸易转型升级势在必行。设立高新技术产业发展基金，拓宽高新技术产业融资渠道;注重人力资源的培养;组织关键技术的联合攻关，培育高新技术产业的自主开发能力;重视高新区的建设;吸取传统产业发展的经验教训都是加速加工贸易产业转型升级有效途径。另外政府部门也应该为企业在加工贸易升级过程中遇到的具体困难，提供融资、国际市场资讯、人才引进等方面。扩大产品领域，提高产品层次，加速产品的升级换代引导加工贸易型企业将生产转向技术含量高，附加值高的加工贸易。

3.降低省内加工贸易的地区发展差距

重视省内教工贸易的差距。改革开放以来，江苏省的加工贸易得到很大的发展，其中苏南地区发展尤其迅速，但是在这同时，苏北地区的加工贸易却仍然没有发展起来，这严重影响了江苏省加工贸易的进一步发展。因此政府应给予苏中、苏北地区加工贸易相关优惠政策，对其在发展过程中提供融资、国际市场资讯和人才引进等方面的帮助。加快苏中苏北地区加工贸易的发展，缩小苏中苏南苏北地区差距，使得整个江苏省的加工贸易一起提高到一个新阶段，当省内差距减小后，加工贸易必然会对江苏省经济发展起到更有利的作用。

4.开拓新兴市场

经济增长与进出口贸易 篇10

我国的经济建设自20 世纪80 年代以来取得了举世瞩目的成就。本文在GDP平减指数的基础上, 以1978 年为基期, 计算出不变价格的实际GDP。1978 年的实际GDP为3645.2 亿元, 2013 年的实际GDP为95088.69 亿元, 这36 年间, 年平均增长率为9.77%。在此期间, 我国的对外贸易也在高速发展, 货物进出口总额从1978 年的355.0 亿元增加到2013 年的258168.9 亿元, 其年平均增长率达到20.72%。就货物的进口总额和出口总额来看, 1978年货物的进、出口总额分别为187.4 亿元、167.6 亿元;2013 年货物的进、出口总额分别为121037.5 亿元、137131.4 亿元。从数据上来看, 都有了突飞猛进的增加。从历年的数据中可以看出, 似乎经济增长与进出口之间有着同向的增长关系, 这有待于进一步的研究。对于国内外有关进出口与经济增长关系的研究主要从两个方面[1]入手:第一个是讨论进出口与经济增长间的因果关系, 主要探讨是经济增长推进了进出口贸易, 还是进出口贸易推进了经济增长;第二个是通过模型测算来确定进出口贸易与经济增长的关系, 在此基础上测算进出口贸易对经济增长的贡献程度。

经济增长这一课题受到国内外多数学者的广泛关注, 而对外贸易对经济增长有着不容忽视的作用, 因而对外贸易对经济增长的效益一直是研究的热点问题[2]。本文将研究对象设定为初级产品的进出口, 研究我国经济增长与初级产品的进、出口之间的关系, 通过Eviews7.2 软件, 运用时间序列分析法对我国初级产品与经济增长进行实证分析。根据1990—2013 年的中国经济数据, 对我国初级产品进出口与经济增长数据进行平稳性检验和协整检验, 并在此基础上建立误差修正模型, 再进一步对我国初级产品与经济增长进行因果关系检验。

1 实证分析

1.1 数据的选取与处理

分析中使用的数据来源于 《中国统计年鉴》 (2014 年) , 选取1990—2013 年的国内生产总值 (GDP) 代表我国历年的经济增长情况, 选取初级产品出口总额 (PEX) 和初级产品进口总额 (PIM) 代表我国初级产品对外贸易情况。国内生产总值 (GDP) 是指一个国家 (国界范围内) 所有常住单位在一定时期内生产的所有最终产品和劳务的市场价值。所谓初级产品 (Primary Commodity) 也称为原始产品, 它是指人们通过劳动手段直接从自然界获取的未经过加工或者已经略为加工的产品[3,4]。文中所研究的初级产品即为《中国统计年鉴》上所列初级产品, 包括食品、饮料、烟酒等[5]。

改革开放以来, 我国的物价波动较大, 如果直接使用名义GDP来进行研究, 分析结果会由于价格因素的影响而使误差变大。研究数据是1990—2013 年的历年数据, 其中基期选取1990 年, 从中消除随着时间的推移, 物价变化而产生的影响[6]。实际GDP的计算公式如下:

随着我国经济的发展和社会地位的提高, 使用以美元为单位的初级产品进口额与出口总额会因为汇率的变动而对分析结果产生影响, 为消除汇率变动对初级产品进出口额的影响, 我们以1990 年的年平均汇率为基准, 算出不变汇率的初级产品进出口额。经换算的原始数据如表一所示。

由于数据中可能存在异方差问题, 可通过对数化的方式来消除异方差。即lnGDP=log (GDP) , lnPEX=log (PEX) , lnPIM=log (PIM) 。

1.2 平稳性检验

在时间序列分析中, 对变量进行回归分析之前, 要求所使用的时间序列变量是平稳的, 不然会造成“伪回归”现象[7]。但是在现实生活中, 时间序列变量大多是非平稳时间序列, 这不符合传统回归分析中对数据的假设前提。在此条件下, 建模之前必须对数据进行平稳性检验。

本文选择ADF检验法[8], 其检验过程如下:

设任意一个p阶自回归序列为:

它的特征方程为:

与一阶相似, 若|λi|<1, i=1, 2, …, p, 则序列平稳;否则, 序列非平稳。

我们对 (1) 式进行变型, 得:

将其整理一下, 可得:

将 (4) 式简记为:

对AR (p) 过程提出原假设和备择假设:

ADF检验统计量为:

, 其中为参数ρ的样本标准差。

取显著水平位 α, 记ADFα为ADF检验的 α分位点。我们可以通过查表得到临界值, 故当ADF≤ADFα时, 拒绝原假设, 有理由认为时间序列是平稳的;当ADF>ADFα时, 接受原假设, 有理由认为时间序列是不平稳的。

对lnGDP、lnPEX、lnPIM以及它们的一阶差分进行单位根检验, 检验结果如表二所示。

由表二可知经对数处理后的时间序列变量GDP、PEX和PIM, 其中时间序列变量lnGDP、lnPEX和lnPIM非平稳。进一步对其一阶差分, 经检验发现, 时间序列变量 ΔlnGDP、ΔlnPEX和 ΔlnPIM平稳。最终, 根据检验可得出, 时间序列变量lnGDP、lnPEX和lnPIM一阶单整。

1.3 协整检验

时间序列变量lnGDP、lnPEX和lnPIM都是一阶单整, 即是同阶单整的时间序列变量, 可认为lnGDP、lnPEX和lnPIM具有协整关系。EG检验法, 即所谓的两步检验法, 是由Engle和Granger两人于1978 年提出的检验方法, 该方法主要用于检验两个变量之间的协整关系[9]。Johansen极大似然估计法, 是由Johansen于1995 年提出的, 其主要用于检验多个时间序列变量之间的协整关系[10]。Johansen协整检验是对向量自回归模型的检验方法, 因此在进行协整检验之前, 需要确定向量的自回归模型[11], 自回归 (VAR) 模型的一般表达式为:

其中, yt是m维内生变量向量;xt是d维外生变量向量;A1, …, Ap和B1, …, Br是待估计参数矩阵, 其内生变量有p阶滞后期, 外生变量有r阶滞后期;εt为随机误差项。

表三是关于VAR模型最佳滞后阶数的判断结果, 表中的LR、FPE、AIC、SC、HQ是5 种常用的检验方法。从检验结果中可以看出, 0 至5 阶的VAR模型中, 最佳滞后期确定为4。

从表三中可以看出, VAR (4) 是最优模型。从模型整体来看, Log L=196.4979, 即对数似然函数值较大;AIC、SC、HQ值分别为-16.57873、-14.64014 和-16.25064, 相对较小。可见, 模型整体效果较好。在VAR (4) 的基础上, 进一步确定协整检验中, 滞后阶数定义为3。

表四是有关协整秩检验, 其建立在无约束的条件下。结果表明, 在5%的显著性水平下, 变量之间只有一个协整关系存在。将lnGDP作为因变量, lnPEX、lnPIM作为自变量, 估计出其协整关系式为:

表五是协整关系式的参数估计结果。由表可知, R2=0.983299, F统计量值为618.2065, 其P值为0, 可知模型整体通过显著性检验;lnPEX、lnPIM的回归系数的T统计量值分别为-3.719692、7.282429, P值分别为0.0013<0.05、0<0.05, 可见lnPEX、lnPIM对lnGDP具有显著的影响。 由AIC=-3.486305、SC=-3.339049、DW=1.342665 可知模型的拟合优度较好。综上所述, 变量之间存在协整关系, 且拟合优度较好。

表六是残差序列的平稳性检验。其T统计量值为-3.349495, P值为0.0241<0.05, 说明在95%的置信水平下残差序列是平稳的, 其进一步证明了变量lnGDP、lnPEX和lnPIM之间具有协整关系。从 (6) 式中可以看出, lnGDP、lnPEX和lnPIM具有长期均衡关系。在长期内, 我国经济增长与初级产品的出口呈现负相关关系, 其弹性系数为-1.063127, 与初级产品进口呈现正相关关系, 其弹性系数为0.961676。

1.4 向量误差修正模型

通过检验可知, 时间序列变量lnGDP、lnPEX和lnPIM之间具有协整关系, 因此可用VEC模型对其进行建模[11]。

运用Eviews7.2 软件对其进行操作, 得到协整方程为:

VEC模型的估计结果为:

从表七中可以看出, VEC模型的AIC=-16.499, SC=-14.706, 相对而言都比较小, 由此可见, 模型的拟合较好。

1.5 因果关系检验

经过长期稳定的协整检验, 了解到时间序列变量lnGDP、lnPEX和lnPIM之间具有某种长期的均衡稳定关系, 那是否在此基础上还存在着因果关系?这需要进一步对其进行检验。

Granger因果关系检验[12,13], 是用于检验变量间因果关系以及影响方向。检验思想为:若X变化, 继而引起Y的变化, 那么X的变化应当发生在Y的变化之前。假设构建如下回归方程:

其中假定随机误差项 μt和vt之间不相关。

由表八可知, lnPEX不是引起lnGDP变化的Granger原因, 而lnGDP是引起lnPEX变化的Granger原因;lnPIM不是引起lnGDP变化的Granger原因, 而lnGDP是引起lnPIM变化的Granger原因;lnPIM和lnPEX两者之间都没有Granger因果关系。

2 结束语

我国初级产品进口、初级产品出口与经济增长之间存在较强的相关关系, 其相关系数达到0.992, 说明三者之间具有显著的相关关系。通过实证分析可知, lnGDP、lnPEX和lnPIM非平稳, 但其一阶差分平稳。时间序列变量lnGDP、lnPEX、lnPIM具有协整关系, 且是唯一的协整关系, 说明我国的经济增长与初级产品进出口之间具有某种长期均衡的关系, 这为建模奠定了一定的基础, 有利于进一步的预测。

从协整关系式中可以看出, 我国初级产品的进口和出口对国家经济增长的影响方向有所不同, 即进口是正向的, 出口是反向的。这就需要调节好初级产品的进出口量, 使得我国的经济增长达到最优。在lnGDP、lnPEX和lnPIM这三个变量协整的基础上, 建立了向量误差修正模型, 更加准确地表达了三个变量之间的定量关系。通过建模, 进一步可以了解到我国初级产品进出口量的变化对我国经济增长的影响程度, 从而提前制定应对政策, 有利于我国经济的发展。