對外進出口貿易范文

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對外進出口貿易

篇1

關鍵詞:對外直接投資;進出口貿易;影響機制;面板格蘭杰因果檢驗

基金項目:教育部重點研究基地重大項目(11JJD790024)。

作者簡介:胡昭玲(1972-),女,天津人,南開大學跨國公司研究中心、南開大學國際經濟貿易系教授,博士生導師,經濟學博士,主要從事國際經濟學研究;宋 平(1987-),女,山東濟寧人,南開大學國際經濟貿易系碩士研究生,主要從事國際貿易理論與政策研究。

中圖分類號:F720 文獻標識碼:A 文章編號:1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期:2011-09-07

一、問題的提出與文獻綜述

國際直接投資與國際貿易的關系一直是理論界關注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資(inward FDI)和對外直接投資(outward FDI)兩個方面, 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面,即中國對外直接投資對母國進出口貿易的影響。①中國對外直接投資起步較晚,大大滯后于引進外資的步伐,規模也相對較小。但是,近年來,在“走出去”戰略的引導下,在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下,中國對外直接投資獲得了迅速發展,2010年我國對外直接投資首次達到680億美元,位居世界第五。在這一背景下,研究不斷發展擴大的對外直接投資對進出口貿易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿易發展,不僅具有理論價值,而且對我國對外開放與經貿政策的制定具有現實借鑒意義。

Mundell(1957)最早正式研究了國際直接投資與國際貿易間的關系,在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反,Kojima(1978)的邊際產業擴張理論提出了國際直接投資與貿易的互補關系。目前多數學者認為,從理論上分析國際直接投資與國際貿易的關系不存在確定的結論,在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結果。

與理論研究相類似,有關對外直接投資與對外貿易關系的實證研究也沒有統一的結論。國外有關對外直接投資與進出口貿易關系的實證文獻大多以發達國家為研究對象,其中又以美國和日本居多。從研究結論看,主要有3類:一類支持替代關系,一類支持互補關系,還有一類認為結果不確定,但以驗證互補效應的居多。在國內的實證研究方面,蔡銳等(2004)基于小島清的邊際產業理論,運用零回歸方法的實證分析表明:中國對發達國家的直接投資對進口有一定的促進作用,但作用不大,與出口的關系則不顯著;中國對非發達國家的直接投資對進口沒有顯著影響,對出口則有一定影響。張如慶(2005)綜合運用協整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法,認為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關系,對外直接投資不是進出口變化的原因。王英等(2007)考察了中國對外直接投資對出口的影響,指出二者為互補關系,雖然后者認為這一作用的程度極小。項本武(2009)運用面板協整模型和誤差修正模型,驗證了我國長期對外直接投資對進出口貿易具有創造效應,但二者對短期的效應持不同觀點。

綜上所述,有關我國對外直接投資貿易效應的研究還相對較少,并且結論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿易的影響機制進行理論分析,并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上,國內學者大多使用時間序列或截面數據,利用傳統的引力模型以及協整和誤差修正模型進行分析,而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家(地區)直接投資和進出口貿易的面板數據,應用動態VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進出口貿易的關系。

二、對外直接投資對進出口貿易的影響機制

(一)對外直接投資對出口的影響

圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面,在海外新建子公司初期投產建設時,一般需要從母公司購買資本設備、原材料等;另一方面,在國外子公司經營過程中,可能在較長時期內從母國進口零部件和中間產品,從而對出口形成持續性的帶動作用,尤其是在加工裝配行業這一效應更為明顯。實際上,不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進作用:以擴大和開辟海外市場、以為出口服務為目的的市場導向型對外直接投資,通過在世界其他國家(地區)設立貿易服務機構,構筑國際市場營銷網絡可以促使出口增加;資源導向型對外直接投資帶動了開采所需設備和相關產品的出口,并且隨著母國進口開采出的資源,該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加;技術導向型對外直接投資可以獲得反向技術溢出效應,提高母國產品的技術含量和出口競爭力。

圖1 對外直接投資的出口促進效應

對外直接投資對出口既有促進作用,也有替代作用。首先,無論是為規避貿易壁壘或將國內生產能力過剩、市場相對飽和的產業轉移到國外而進行的市場導向型對外直接投資,還是為降低生產與運輸成本進行效率導向型對外直接投資,生產基地轉移到國外后,在東道國生產的產品將直接在當地銷售或轉銷到其他國家,從而替代母國同類產品的出口。其次,東道國企業利用技術擴散與模仿大量生產該產品,替代進口甚至進行出口,進一步減少了母國的出口。此外,國外分支機構在東道國的當地采購也會替代母國中間產品的出口。

圖2 對外直接投資的出口替代效應

(二)對外直接投資對進口的影響

與出口的情況相類似,對外直接投資對進口貿易規模的影響也有兩方面:在進口促進作用方面,資源導向型對外直接投資以開發國外資源、保證母國供給為目的,會增加母國資源類產品的進口;效率導向型對外直接投資將生產轉移到生產成本更低的國家后,有可能將東道國生產的產品返銷回母國以滿足國內需求;技術導向型對外直接投資在國外開發和生產出技術與知識密集型產品后,可能通過公司內貿易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面,如果企業認為通過直接投資在國外購買原材料進行生產比進口生產所需的原材料更有效率,那么這種投資就會減少母國原材料的進口;如果企業通過技術導向型投資代替通過高技術產品進口來獲取技術,就有可能減少母國部分高技術產品的進口。

圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應

(三)中國對外直接投資貿易效應的直觀分析

基于上述對外直接投資對進出口貿易的影響機制,可以就中國對外直接投資的貿易效應加以直觀分析。

中國的對外直接投資起步于改革開放以后,早期投資的主要目的是為外貿服務,勞務工程承包也是當時的主營項目。20世紀90年代末開始,在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進行對外投資,投資目的比較單純,經營方式相對簡單。2000年以后,中國對外直接投資有了突飛猛進的發展,復雜的經營方式開始出現。目前,中國對外直接投資“市場導向型”、“資源導向型”、“效率導向型”等投資動機都存在,但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看,行業多元而聚集度較高,截至2010年末,我國對外直接投資覆蓋了國民經濟所有行業類別,其中存量在100億美元以上的行業包括商務服務業、金融業、采礦業、批發零售業、交通運輸業和制造業,這6個行業占據我國對外直接投資存量總額的88.3%。④

由于在我國的對外直接投資中為商品貿易提供便利的服務類投資占比重最大,2010年流向租賃和商務服務業以及批發和零售業的投資超過50%,可以預計,我國對外直接投資對貿易特別是出口貿易應有較強的促進作用。此外,采礦業在我國對外直接投資中也占有較大份額,2010年末采礦業的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%,⑤這也會對出口和進口產生雙向的拉動作用。但是,我們也應注意到,我國對外直接投資的動機與產業分布呈現多元化趨勢,制造業及其他行業多種動機的對外投資也占一定比重,這些投資會同時影響到出口和進口,產生正向和反向的貿易效應。因此,難以從理論上就我國對外直接投資對貿易規模的總體影響做出確切判斷,下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進口貿易規模的影響進行實證檢驗。

三、中國對外直接投資對進出口貿易影響的實證分析

(一)實證方法與模型設定

筆者應用Hurlin等(2001)提出的固定系數面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進出口貿易的影響,這一方法是基于面板數據的向量自回歸(VAR)過程實現的。

為檢驗對外直接投資與出口的關系,建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩性的影響,模型中的變量均采用對數形式。

其中,ofdi為我國的對外直接投資,exp為出口額。νit=αi+εit,εit~iid. (0, σ2ε);αi為個體的異質性,它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性,屬于非時序變量;εit為隨機擾動項,表示除方程(1)、(2)中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈[1,N],模型自回歸系數γ(k)和回歸系數β(k)i是不變的,即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。

方程(1)考察對外直接投資對出口的影響,方程(2)考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型,其中每個方程都是一個動態面板,需要對其進行差分估計。由于方程存在內生變量,要用到工具變量,先直接對每個方程進行差分廣義矩估計(Difference-GMM),檢驗單個變量系數的顯著性,然后根據GMM估計結果,對上述模型進行面板格蘭杰因果關系檢驗,驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關系。

其中,imp為我國的進口額,其他變量的解釋同上。方程(3)考察對外直接投資對進口的影響,方程(4)考察進口對對外直接投資的影響,進口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。

(二)樣本數據及來源

筆者根據世界各國的經濟地理特點,按照《中國統計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法,選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區的105個樣本國家(地區)進行研究。

筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家(地區)的對外直接投資和進出口貿易數據進行實證分析。我國對各個國家(地區)的進出口數據取自1994年~2010年《中國統計年鑒》,1993年~2002年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外經濟統計年鑒》,2003年~2009年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外直接投資統計公報》。

(三)面板數據的單位根檢驗

為了增強檢驗結果的穩健性,筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進行面板單位根檢驗,使用的軟件為Eviews6.1,結果見表1。

對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結果顯示,在4種檢驗方法下,在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根,可見對外直接投資

表1 面板單位根檢驗結果

檢驗方法lnofdi統計量P值 結論lnexp統計量P值 結論lnimp統計量P值結論LLC -18.36120.0000平穩-4.169340.0000平穩-9.639560.0000平穩IPS-13.7620.0000平穩-14.17930.0000平穩-7.212420.0000平穩Fisher-ADF515.5720.0000平穩456.4800.0000平穩385.103 0.0000平穩Fisher-PP596.9120.0000平穩521.7710.0000平穩441.8890.0000平穩

和出口、進口變量都是穩定的,因此,無需對變量之間的關系進行協整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進口的關系進行格蘭杰因果檢驗。

(四)面板格蘭杰因果檢驗結果

1.對外直接投資與出口的關系

筆者根據AIC值最小的標準確定最佳滯后期,利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗,確定最佳滯后期為2。

筆者分別對方程(1)、(2)進行動態面板廣義矩估計,在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令,由于最佳滯后期為2,因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量,即選取D.lnexpit-2作為D.lnexpit-1的工具變量,選取D.lnofdiit-2,作為D.lnofdiit-1的工具變量,使用GMM兩步估計法,估計結果如表2所示。

由表2中對方程(1)的估計結果可見,lnofdi一階滯后項的系數為0.047,P值為0.015,其二階滯后項的系數為0.028,P值為0.040,均通過了5%的顯著性檢驗,這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響,對外直接投資對出口有一定的促進效應。但是,lnofdi一階和二階滯后項的系數都很小,說明投資對出口的帶動作用較為有限。

筆者對對外直接投資和出口的關系進行格蘭杰因果關系檢驗,原假設H0:βi(k)=0,i∈[1,p],即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關系;備擇假設H1:βi(k)≠0 (i,k),即模型中滯后變量的回歸系數不全為零,二者之間存在格蘭杰因果關系。表2中對方程(1)的估計結果顯示,lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數在5%水平下均顯著,因此拒絕原假設,接受備擇假設,即lnofdi滯后變量的回歸系數不全為零,對外直接投資是出口的格蘭杰原因。

由表2中對方程(2)的回歸結果可見,lnexp一階滯后項的系數為0. 015,P值為0.015,lnexp二階滯后項的系數為0.041,P值為0.034,在5%的統計水平下都是顯著的,所以原假設H0:βi(k)=0,i∈[1,p]不成立,接受格蘭杰因果關系中的備擇假設,即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上,我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關系。

2.對外直接投資與進口的關系

分別對方程(3)、(4)進行GMM估計。根據AIC值最小的標準,利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗,確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量,使用GMM兩步估計法,利用stata11.0軟件進行估計,結果如表3所示。

由表3中對方程(3)的估計結果看出,lnofdiit-1的系數為0.112,P值為0.035,lnofdiit-2的系數為0.045,P值為0.011,在5%水平下均顯著,這說明我國對外直接投資對進口存在正向的滯后影響,對外直接投資對進口具有促進效應。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數均顯著,因此格蘭杰因果檢驗的原假設H0:βi(k)=0,i∈[1,p]不成立,接受備擇假設,即對外直接投資是進口變化的格蘭杰原因。

由表3中對方程(4)的估計結果看出,lnimp一階滯后項的系數為0.152,P值為0.035,在5%水平下顯著;lnimp二階滯后項的系數為0.064,P值為0.006,在1%水平下顯著。因此,原假設H0:βi(k)=0,i∈[1,p]不成立,接受格蘭杰因果關系中的備擇假設,進口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上,我國的對外直接投資對進口具有帶動作用,即進口額會隨著對外直接投資的增加而增加,并且二者互為格蘭杰因果關系。

(五)實證結果分析

由上文對外直接投資與出口關系的實證分析結果可以看出,我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響,并具有統計顯著性,說明對外直接投資對出口具有促進作用。總體看來,我國對外直接投資對出口貿易的促進作用超過了替代作用,對外直接投資對我國的出口貿易起到了一定的推動作用,雖然這種作用的程度較小。

由對外直接投資與進口關系的實證分析結果可以看出,我國對外直接投資和進口之間存在雙向格蘭杰因果關系,尤其是對外直接投資對進口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導向型投資促進了資源性產品的進口,而將其他類型的對外直接投資考慮進來,投資與進口貿易總體上也呈現互補關系。

四、結論與政策建議

我國對外直接投資與出口及進口之間均存在雙向格蘭杰因果關系,對外直接投資是貿易創造型的,對出口和進口均有促進作用,這一結果與我國當前對外直接投資以市場開拓和資源引進等為主要目的的現實密切相關。然而,我國對外直接投資還處于起步階段,規模還相對較小,對貿易(特別是出口)產生的創造效應還較為有限。因此,如何促進對外直接投資的健康發展,并發揮其與貿易的良性互動關系,是我國需要解決的重要問題。

我國應當繼續積極發展對外直接投資,有效利用國際、國內2個市場、2種資源,充分發揮對外直接投資對貿易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產可以帶動設備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內經濟發展所需的資源,獲取一些高新技術與先進的管理經驗等,帶動國內產業結構優化和技術水平提升,不斷提高本國企業和產品的國際競爭力。

在擴大對外直接投資規模的同時,我國還應調整對外直接投資結構,改善投資質量。以制造業的對外直接投資為例,目前很大部分投資于初級加工業,生產附加值較低,對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產品附加值較高和后向關聯度強的行業,如機械制造業,由于其技術是與原材料、零部件等高度結合的,因此這類行業的對外直接投資具有明顯的出口創造效應。另外,可以增加技術導向型的對外直接投資,利用獲取的先進技術制造深加工產品并出口,以提高產品的附加值,擴大出口的效益。

① 對外直接投資的貿易效應包括對貿易規模和貿易結構的影響,本文研究的是前者,即對外直接投資和對外貿易之間的替代或互補關系。

② UNCTAD:《2011年世界投資報告》,2011年7月。

③ 根據Vernon的產品生命周期理論,創新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿易,而后又創造了母國從東道國的進口貿易。

④ 商務部,國家統計局,國家外匯管理局:《2010年度中國對外直接投資統計公報》, hzs.mofcom.省略,2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在傳統Granger因果檢驗思想的基礎上,于2001年率先提出了固定系數面板數據的Granger檢驗方法,并在2004年進一步提出固定系數異質面板數據的Granger檢驗方法。

⑦ Arellano和Bond(1991)在工具變量法的基礎上給出了差分的廣義矩估計法,該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量,從而得到一致且更為有效的估計結果。

參考文獻:

蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?―基于小島清“邊際產業理論”的實證分析[J].世界經濟研究(8):64-70.

王英,劉思峰.2007.中國對外直接投資的出口效應:一個實證分析[J].世界經濟與政治論壇(1):36-41.

項本武.2009.中國對外直接投資的貿易效應研究――基于面板數據的協整分析[J].財貿經濟(4):77-82.

張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析[J].世界經濟研究(3):23-27.

HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients [Z]. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.

KOJIMA K. 1978. Direct foreign investment: Japanese model versus American model [C]//Kojima K, ed., Direct Foreign Investment: A Japanese Model of Multinational Business Operations. New York: Praeger Publishers: 83-102.

MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility [J]. American Economic Review, 47(3): 321- 335.

(編校:薛 平)

An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;

2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)

篇2

[關鍵詞] 外商直接投資 進出口貿易 協整檢驗

隨著經濟全球化程度的逐步實現,各國之間的經濟往來越來越密切,國際投資和貿易規模不斷擴大。FDI與經濟增長的關系,以及進出口貿易與經濟增長的關系成為了20世紀70年代以來國內外學者研究的熱點問題。湖北省作為國家“中部崛起”戰略重鎮,有著獨特的歷史傳統、地理位置和自然資源。改革開放,特別是近年來,湖北省積極引進外資、大力發展對外貿易。然而,雖然其近幾年的貿易額一直居于中部六省的前列,與東部沿海省市相比,仍存在著較大的差距。本文擬采用實證研究的方法,運用OLS法和協整檢驗得到FDI與進出口貿易之間的關系,以期得出正確結論,為湖北對外貿易的增長獻計獻策。

一、國內外文獻綜述

迄今為止,各國對外貿易與FDI關系的研究為數眾多。理論分析所得出的代表性結論有二個:一是以Mundell為代表的相互替代關系理論;二是以小島清為代表的相互補充關系理論。在實證研究方面則主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明兩者呈互補關系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein對日本的檢驗證明FDI對進出口貿易有促進作用。

二、實證分析

由于湖北省對外貿易起步較晚,加之統計數據并不完整,樣本設定在1986年~2006年之間。本文選取湖北省統計年鑒中的外商直接投資(FDI)衡量外商對湖北省直接投資,以出口額(EX)、進口額(IM)來衡量對外貿易。由于FDI在中國發揮作用時,中國吸收能力存在時滯問題,所以本文在模型中加入了到上一年為止累積的湖北省內外商直接投資總和(AFDI)。同時經濟增長迅速對其影響也不容忽視。于是引入變量“湖北省生產總值指數(GDP)”來衡量湖北省經濟規模和經濟增長。

1.數據處理。單位根檢驗模型建立在正態分布假設上的,但檢驗卻發現變量不顯著具有正態性,所以取各數據的自然對數,得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以證明變換后的數據均滿足正態分布。

2.時間序列的平穩性檢驗。在回歸分析之前,首先要對每組數據進行單位根檢驗,以判別序列的平穩性。因為當數據非平穩時,有可能存在偽回歸,需要進行協整檢驗。對序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD進行ADF檢驗,發現以在95%的顯著性水平上,ln EX、ln IM都為一階單整的時間序列,而lnFDI則為二階單整。可見,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平穩的。

3.協整檢驗。對湖北省外商直接投資及其滯后因素與進口、出口額運用OLS法,同時考慮考察變量之間的協整關系,根據DW值與t值,用后向回歸法進一步篩選變量,刪除t值不顯著的變量,得出估計模型如下:

(1)

t:(15.35790) (4.452752) (3.204279) (-5.100194) (7.572159)

Adjust R2=0.968223 F-statistic=130.4936 D.W.=2.351472

(2)

t:(23.66483) (4.368699) (-5.775317) (8.443606)

Adjust R2=0.93778 F-statistic=86.4066 D.W.=1.72673

此時,對兩個殘差序列進行單位根檢驗,發現它們是平穩的置信度為95%,可以認為模型變量間有協整關系。湖北省外商直接投資額對出口額、進總額的作用顯著,模型擬合優度較高,兩個回歸方程的殘差序列都是平穩的,由協整定理可知數據之間存在協整關系,即湖北省外商直接投資與對外貿易存在長期穩定關系。

4.誤差修正模型。上述模型描述了變量間的長期穩定關系,是在短期動態過程的不斷調整下得以維持的。因此可以建立誤差修正模型,將長期和短期結合起來:

(3)

t:(-2.99871) (3.90033) (-5.49269) (5.18711) (-7.48029)(-4.15686)

Adjust R2=0.865637 F-statistic=21.61615 D.W.=1.846710

(4)

t:(-2.96907) (3.99931) (-2.60799) (-4.46029)

Adjust R2=0.55277 F-statistic=7.59195 D.W.=1.97099

由參數的t檢驗可知,滯后殘差項的系數都顯著不為0,說明模型的動態調整具有穩定性。協整關系對EX和IM的增長起到了反向修正作用,彈性系數為-1.3559和-1.42937。

三、結論

FDI、GDP與進出口貿易額IM,EX之間存在穩定顯著的均衡關系,外商直接投資額的增長能夠促進本國進、出口貿易額的增長。然而AFD的反向作用提示我們,在長期過程中,若保持現有的貿易模式和結構不變,當外資積累達到一定水平時,國際貿易額將不再增加,甚至有可能減少。因為隨著外商從跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯,外商直接投資與對外貿易的替代作用將逐步顯現。同時,由于生產和銷售本地化的實現,進口額將大大減少。

“中部崛起”,最關鍵的是實現經濟的崛起,因此發展外貿易事業的重要性不容忽視。在追求FDI額增加的同時,不能忽視了我們在外貿易模式和結構上存在的問題;要積極制定各種相關政策,提高政府部門辦事效率,完善服務體系吸引外資;同時大力推動本土企業的技術化,創新化進程,提高企業的綜合競爭能力,實現湖北省在經濟上的騰飛。

參考文獻:

[1]高 峰 高 越:外國直接投資與我國進出口貿易的關系――基于不同貿易方式的實證分析國際貿易問題[J].2006

[2]冼國明 嚴 兵 張岸元:中國出口與外商在華直接投資――1983年~2000年數據的計量研究南開經濟研究[J].2003

篇3

關鍵詞:進口貿易;技術溢出效應;研究綜述

中圖分類號:F74

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)07-0120-01

技術溢出是指通過技術的非自愿擴散,促進了當地技術和生產力水平的提高,是技術外在性的一種表現。20世紀80年代以來,對進口貿易技術溢出效應的研究引起了經濟學界的廣泛關注,其中國外學者取得了較為豐富的理論和實踐成果。

1 國外關于進口貿易技術溢出效應的理論基礎

1.1 新增長理論中的技術溢出效應

新增長理論將技術進步內生化,認為技術進步是經濟增長的最終源泉,它是由研發投入、人力資本、干中學以及勞動分工等各種內生因素決定的,其中基于外部性效應的內生增長模型已成為刻畫技術進步的一條重要線索。

Arrow (1962)最早用知識的外部性揭示了溢出效應對經濟增長的作用。他認為技術是從學習過程中獲得的,而學習來自于實踐經驗以及生產投資活動。他假定技術進步或生產率的提高是資本積累的副產品,即投資具有溢出效應,進行投資的廠商可以通過積累經驗來提高生產率,其他廠商也可以通過“學習”提高生產率。

Romer (1986)沿著Arrow的內生技術進步理論,提出了知識溢出模型。他強調知識的外部性,其具有的溢出效應使得任何廠商所生產的知識都能提高全社會的生產率,由此帶來的遞增報酬是經濟增長的主要源泉,而資本的邊際生產率不會因固定生產要素的存在而遞減,內生的技術進步是經濟增長的動力。

Lucas (1988)構建了一個人力資本外部性增長模型,將人力資本內生化,假定人力資本是人們在生產過程中“邊干邊學”的結果,指出整個經濟系統的外部性是由人力資本的溢出效應造成的。

根據新增長理論,技術創新是推動生產率提高的核心因素,創新活動的顯著特征是具有溢出效應和外部收益。如果對外貿易能夠促進一國的創新活動,便能促進該國的經濟增長。

1.2 新貿易理論中的技術溢出效應

20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步,認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素。在將技術內生化的同時把經濟增長引入這一分析框架,研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者間的互動關系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次運用一般均衡模型分析開放經濟中貿易、增長和技術進步之間的關系。研究表明,進口貿易作為物化型技術溢出渠道,不僅可以引進國外高質量的最終制成品,而且可以通過引進國外先進的中間產品來提高本國最終產品的技術含量,改善進口國的技術吸收能力,從而促進進口國生產率的提高。一國通過進口貿易往往能更直接分享到貿易伙伴國R&D投入的成果進而促進本國全要素生產率的提高。

2 國外對進口貿易技術溢出效應的實證研究回顧

Grossman and Helpman,在1991年《全球經濟中的創新與增長》一書中,運用Lucas的兩部門內生經濟增長模型,分析了中間產品貿易和最終產品貿易對長期經濟增長的影響。發現,貿易的開放促進了國內資源在物質生產部門和知識產品生產部門之間的要素優化配置,從而促進了經濟增長。

Coe和Helpman ( 1995 )使用雙邊進口份額作為權重構造國外R&D存量,采用21個國家的面板數據,考察進口貿易對國際技術溢出和TFP增長的影響。研究表明:一國的TFP不僅取決于本國的國內R&D資本,還依賴于國外的R&D存量,國外的R&D存量可以通過貿易的方式對國內的GDP產生正面作用,一國的貿易開放度越高,所獲得的國際技術溢出效應越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)論文中的數據,分析美國R&D資本存量怎樣通過出口和對外FDI影響其余20個工業化國家,認為美國R&D的確通過上述渠道給其他國家帶來收益。

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基礎上引入了進口滲透率和人力資本存量作為變量,采用77個發展中國家的面板數據,驗證了貿易伙伴國R&D資本存量對發展中國家全要素生產率的影響。

Misa Okabe (2002)選取東亞七國為樣本,考察OECD國家R&D投入對發展中國家TFP的影響,最終證實了進口貿易技術溢出對TFP增長的促進作用。

Jakob (2005)運用國內人口數量將國內技術存量進行標準化,用國外實際GDP對國外技術存量進行平減,以人均進口量作為權重對國外R&D進行加權,采用13個OECD國家的面板數據,實證檢驗結果表明進口貿易技術溢出能夠給OECD國家帶來200%的TFP增長。

3 進口貿易技術溢出效應影晌因素研究回顧

盡管國際貿易作為國際技術溢出的一個渠道已經得到了廣泛的認同,但對不同國家和地區的實證檢驗表明,技術溢出的效果存在很大的差異性,國際貿易產生的技術溢出要受到許多因素的制約:

第一,人力資本存量。人力資本以勞動者為載體,體現了勞動者的素質和技能,是技術進步的重要源泉。人力資本的積累一方面直接促進了本國的技術進步,另一方面可以增強吸收貿易溢出的先進技術知識的能力,從而更有效地分享國外的 R&D 成果,提升本國的全要素生產率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基礎上引入進口滲透率和人力資本變量,采用77個欠發達國家的面板數據進行分析,結論表明,發展中國家的TFP與其工業化的貿易伙伴國的R&D以及本國的人力資本存量呈顯著的正相關關系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通過增加進口滲透率變量,同樣使用OECD國家的數據,證明了進口貿易技術溢出效應對這些國家經濟增長的重要性。他們認為,國內R&D存量和人力資本才是國外技術外溢的關鍵。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力資本,采用52 個發展中國家的面板數據,研究5 個 OECD 國家的技術溢出效應,檢驗結論表明人力資本對進口貿易的技術溢出效應具有顯著的促進作用。

第二,地理因素。由于商品貿易存在與地理距離正相關的運輸成本,貿易的發生量與貿易伙伴國之間的地理距離成反向關系。因此,地理距離對貿易量具有一定的限制作用,從而對國際技術溢出具有一定的負面影響。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)從區域貿易協議(RTA)的角度研究了南北貿易的技術擴散效應。他們分別檢驗了國際貿易的技術溢出效應對韓國、墨西哥和波蘭等國 TFP 的影響,結果表明技術溢出的效果具有“區域化”的特點,即韓國、墨西哥和波蘭分別主要從其同日本、美國和歐盟之間的貿易中獲益,其原因可能是RTA 下的貿易伙伴之間的貿易量較大或是距離近、運輸成本較低。

Keller (2002)在引入地理距離指數化衰減函數對經合組織成員國間的國際技術溢出進行分析后發現,國際技術溢出程度確實與地理距離成反向關系。

第三,貿易結構。貿易產品結構和產業結構同樣會對進口貿易技術溢出產生影響,不同的貿易產業結構和產品結構會導致不同的技術擴散效應。

Keller ( 2001)指出,在OECD國家80%的制造業的研發集中于四類ISIC產業:化學產品、電子的和非電子的機械、運輸設備,國際貿易技術擴散效應的發揮因為產業的不同而有差異。

Blyde (2001)研究發現OECD的進口貿易比拉丁美洲的進口具有更強的擴散效應,原因是OECD的進口貿易產品比拉丁美洲的進口產品有更高的技術含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行業按照研發的密集程度分為高、低兩類,結果發現高研發密集的行業主要受益于北――南之間的R&D擴散,而低研發密集的行業主要受益于南――南之間的技術擴散。

參考文獻

篇4

關鍵詞:進出口;貿易;路徑;轉型;升級

一、我國進出口貿易發展中存在的問題

(1)貿易順差太大,貿易摩擦增多。我國進出口貿易順差最先起源于歐美國家,還有東亞新興經濟體和我國之間產生的。我國需要從其他國家采購各種原材料以及零配件,還有一些中間產品,經過組裝之后賣到國外。因此,把提高成本以及亞洲對歐美國家產生的貿易順差直接轉嫁給了我國,這就是我國針對歐美等國家產生的貿易順差最為主要的來源。另外,隨著人民幣不斷升值,受到世界金融危機的影響,原材料成本不斷上升,和各國之間的貿易摩擦也在逐漸增多。

(2)進出口貿易處于產業鏈低端,經濟效益低下。我國進出口貿易企業在資本還有技術密集型產業當中經歷的大部分都屬于勞動密集型環節,重點在產品研發以及設計,還有制造以及銷售,還有運輸以及售后等不同的環節共同組成了整個產業鏈條,并且在這個產業鏈條中只進行對零部件做出簡單的進出口。隨著進出口貿易國外增值率其增長速度不斷放緩,所以我國進出口貿易的經濟效益也是比較低下的。大部分的高額利潤都被國外企業拿走了。我國進出口貿易大部分的是依靠出售低生產要素的產品來獲得低價回報的,隨著技術密集型以及資本密集型類別的產品占據的市場比例越來越大,我國在進出口方面有著較低的附加值,目前還處于產業鏈以及價值鏈的最底端。

(3)對外依賴性以及依附性較強。造成我國進出口貿易依賴性以及依附性不斷增強的最主要的原因在于我國進出口貿易的快速發展。一直以來,我國的進出口貿易都呈現出快速增長的趨勢。因此,這種模式在很大程度上就決定了我國進出口貿易的依存度比較高的根本原因所在。到目前為止,我國進出口貿易總體形勢呈現穩步增長的態勢,但是,一旦出現進出口貿易價格波動,對于國內經濟的發展以及穩定都是非常不利的。

二、我國進出口貿易轉型升級路徑

(1)基于產品層面的轉型升級。主要從微觀層面來分析我國進出口貿易實現轉型升級。把所有的進出口商品都按照具體的進出口方式進行分類,主要可以分為禁止類以及限制類,還有允許類等等。用此辦法來限制我國進出口產品生產技術水平以及生產工藝水平較為落后的境況,并且對于容易引起出現貿易摩擦的產品,應該不斷優化產品結構,全面促進進出口產品貿易轉型升級。

(2)基于產業層面的轉型升級。進出口貿易在整個產業層面進行轉型升級主要是通過進出口貿易產品實現轉型升級作為基本條件的,這同時也是進出口貿易產品實現轉型升級最為直接的表現。另外,進出口貿易產品主要是由勞動密集型產品以及資源密集型產品逐步轉向資本以及技術密集型產品方面實現轉型升級的,目的在于帶動我國進出口貿易由原先的資源密集型以及勞動密集型逐步轉向資本以及技術密集型方面轉變,大部分的進出口企業尤其是在產品工業流程方面實現產業升級對于帶動國內進出口貿易實現價值鏈由先前的低端環節逐步轉向高端環節方面升級有著十分重要的作用,并且還能夠更進一步地拉長整個價值鏈進入到產業發展領域,有效帶動進出口貿易產業升級。

(3)基于區域層面的轉型升級。從整個區域層面來看,我國進出口貿易要實現轉型升級就應該針對當前進出口貿易存在較為嚴重的區域分布不均勻這一問題做好解決,全面促進我國進出口貿易區域性經濟獲得協調性發展。進出口貿易表現在區域層面上的產業轉型升級主要體現在我國東南沿海區域,這些地區的進出口貿易相比較中西部地區而言存在著較大差距。因此,全面實現我國進出口貿易轉型升級還應該讓進出口貿易體現在產品層面以及產業層面這兩個方面都做到轉型升級,并且不同的區域都應該同時實現轉型升級,不同區域之間還應該建立起優勢互補以及相互聯系的國際貿易產業價值鏈。

三、小結

目前,進出口貿易仍是我國參與國際分工和國際貿易的重要方式,我國不能否定也不能放棄發展進出口貿易,而要繼續將進出口貿易作為我國的重要貿易戰略。但是,中國作為一個經濟大國,不能僅僅依靠傳統的比較優勢實現國家經濟的長期發展,也不能依靠勞動密集型進出口貿易實現從貿易大國到貿易強國的轉變。因此,我國進出口貿易轉型升級面臨巨大壓力,對進出口貿易轉型升級路徑的研究具有重要的理論意義與現實意義。

參考文獻:

[1] 吳百福,徐小薇.國學精品課教材:進出口貿易實務教程[M].格致出版社,上海人民出版社,2011.

篇5

摘 要:以2004年1月-2007年6月全國進出口總額、進口總額、出口總額和體 育用品出口額為 分析樣本,運用相關分析、單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數及方差 分解技術等方法,對體育用品出口貿易與中國進出口貿易的互動關系進行實證研究。結果表 明:體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易存在較高關聯度,且4個時 間序列變量均為一階單整I(1)序列。體育用品出口貿易與我國進出口貿易不存在長期穩定的 均衡關系,但與出口貿易、進口貿易存在長期穩定的均衡關系。體育用品出口貿易不是我國 進出口貿易和出口貿易增長的原因,而進出口貿易、出口貿易卻是體育用品出口貿易增長的 原因,體育用品出口貿易與進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。進出口貿易、出 口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯,長期效 應較弱”。進出口貿易、出口貿易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素,體育用品出 口貿易對我國進出口貿易事業的貢獻程度均維持在較低的水平。

關鍵詞:體育用品;出口;進出口貿易;互動關系;實證研究;中國

中圖分類號:G80-05文獻標識碼:A文章編號 :1007-3612(2009)03-0020-05

A Positive Research on Interaction between Sporting Goods Export and China's Import and Export Trade

CHEN Po ZHAO Heng XIA ChongDe

(1. College of Physical Education, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China;

2. College of Physical Education, Southwest Un iversity, Chongqing 400715, China)

Abstract: The national gross of imports and exports, imports, exports and sporti ng goods exports from January 2004 to June 2007 are analyzed by the methods of c orrelation analysis, unit root test, cointegration analysis, Granger causalitytest, pulse response function and variance decomposition technique in the positi ve research of interaction between sporting goods export trade and China's impor t and export trade. The results show that there exists high correlative between sporting goods, China's export and import trade, import trade and export trade, and the four time series variables are in a whole bandI (1) sequence. There isno long term, stable balance between sporting goods export trade and China's imp ort and export trade, but it exists between export trade and import trade. Sport ing goods export trade is not the reason for growth, while import and export tra de and export trade is responding for sporting goods export growth. There is no oneway on the Granger causality reasons for sporting goods export trade and im p ort trade. Influence of import and export trade, export, import export trade on the sporting goods trade growth fluctuations responses for the overall performan ce as significant in shortterm effects, weak in longterm effects. The fluctu at ion and the growth mainly attribute to their own factors. Sporting goods export contributes to China's import and export trade at a low level.

Key words: sporting goods; export; import and export trade; interaction; positive research; China

在我國進出口貿易與體育用品出口貿易雙重因素的作用下,國內社會經濟發展水平得到 較大幅度提高。基于此背景,本研究選取體育用品出口貿易與中國進出口貿易為研究對象, 驗證二者之間的互動關系,把握其內在作用機制,實現共同繁榮發展目標,進一步促進我國 經濟發展,有著重要的現實意義。近年來,關于體育用品的研究成果頗多,但大部分還是純 粹的定性描 述,多以抽象的語言概括為主,定量與定性相結合的實證性研究成果甚少。鑒于此,本文利 用2004年1月~2007年6月的月度數據,運用多種計量經濟學分析方法,重點考察體育用品出 口貿易與我國進出口貿易的互動關系,考證二者之間的彼此貢獻程度。旨在為進一步明確體 育用品出口貿易與我國進出口貿易之間的量化關系,完善體育用品出口貿易發展策略,不斷 壯大中國進出口貿易規模,提高國內體育產業發展水平,進而提升國內整體競爭實力提供理 論參考。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象 本文選取2004年1月-2007年6月為樣本區間值。以我國進出口貿易總額、進口貿易總額 、出口貿易總額和體育用品出口貿易總額共42個月度數據為具體分析指標,數據分別源于《 中經專網》(newibe.cei.省略)和《中國統計》(2005年第1期-2007年第8期 )。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

從《中國統計》和《中經專網》獲取國家進出口貿易總額、進口貿易總額、出口貿易總額與體育用品出口貿易總額42個月度數據。同時,參考相關經濟學研究論文35篇,查閱計量經濟學專著5本,為完成本課題提供了資料保障。

1.2.2 數理統計法

分別運用計量經濟學軟件Eviews5.0和社會學統計分析軟件SPSS12.0對數據資料進行收集整理,并完成對數據必要的數理統計處理。

2 國內外關于體育用品的分類結構體系研究

通過總結國內外關于體育用品分類的相關研究文獻[10-11],本文現將中國與歐洲 國家關于體育用品的分類結構體系簡要列出(表1)。

由國內外關于體育用品的分類結構體系(表1)可發現,目前我國對體育用品的分類尚沒有統一標準,主要包含5大產品分類系列,而每一產品分類中又包括不同的產品內容。近些年,國內針對體育用品的分類現狀,國家體育總局裝備中心所編輯的《中國體育商鑒》和近幾屆體育用品博覽會對體育用品參展單位的分類基本大同小異。但總體上講,這些分類不夠系統,彼此間界定比較模糊,主要適用于商業目的。縱觀歐洲國家對體育用品的分類結構體系,該分類體系簡單、清晰、明了,故其對本研究具有較大借鑒意義。

3 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析

運用社會學統計分析軟件包SPSS12.0繪制我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易與體育用 品出口貿易的時間動態序列圖(Time Sequence Charts),如圖1所示。

從圖1看出,從2004年1月~2007年6月我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易和體育用品出口貿易保持著持續增長態勢,但存在周期性波動。進出口貿易、出口貿易與進口貿易總額有著相同的周期性波動規律,在每年1~3月之間均會出現進出口貿易經濟的低谷期,但調整期限較短,對外貿易經濟能迅速恢復初始增長狀態。中國體育用品出口貿易也同樣具有相似的變化規律,但從數量規模上講,體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易還存在著非常大的差距,其所占國內進出口貿易份額偏低。

4 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的相關分析

為初步明確體育用品出口貿易與我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易的關聯程度,運用社 會學統計分析軟件包SPSS12.0對該4個對外貿易經濟指標進行皮爾遜相關分析(Pearson Co rrelation),結果如表2所示。

由表2可知,我國體育用品出口貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易的相關系數分別為0 .828、0.826和0.805,均達到較高關聯程度,且具有非常顯著性意義(P

5 體育用品出口貿易與中國進出口貿易互動關系的計量分析

對體育用品出口貿易與我國進出口貿易的互動關系進行計量分析的步驟如下:1) 對中國進 出口總額、出口總額、進口總額與體育用品出口額取自然對數值,分別以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示;2) 對這4個時間序列指標進行單位根檢驗(平穩性檢驗);3) 對體育用 品出口貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易的協整關系進行檢驗;4) 對體育用品出口 貿易與進出口貿易、出口貿易、進口貿易進行格蘭杰因果關系驗證;5) 采用脈沖響應函數 分析我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應;6)

運用方差分解技術考察體育用品出口貿易對進出口貿易事業的貢獻程度。

5.1 單位根檢驗(平穩性檢驗)

在對該4個時間序列指標取自然對數值之后,采用ADF單位根檢驗方法來驗證時間序列的平穩性。其操作過程借助Eviews5.0軟件完成,結果如表3所示。

從表3看出,LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF統計量均大于在10%、5%、1%水平下的臨界值 ,即4個變量的原序列均未通過ADF檢驗,全為非平穩時間序列。綜合考慮時間趨勢因素,并 對LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK進行一階差分處理,差分后的時間序列均通過了10%、5%、1% 水平的顯著性檢驗,說明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一階單整I(1)序列。

5.2 協整關系檢驗 本研究采 用E-G(Engle-Granger)兩步法,用一個變量(LNTYCK)對其它3個變量(LNJCK、LNCK、LN JK)分別作對數回歸,并根據回歸模型及模型殘差值的單位根檢驗結果,判斷體育用品出口 貿易與中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間是否存在長期穩定的均衡關系。因本文所 涉及的4個時間序列變量均為一階單整I(1)序列,可直接用最小二乘法(OLS)進行協整回歸[13-14]。所有操作過 程均借助Eviews5.0軟件完成,結果如表4、表5所示。

注: R表示判定系數,AdjustedR表示調整判定系數,S.E表示標準誤差,F -statistic表示模型的F檢驗值,Prob表示顯著性概率。

1) 由變量組LNJCK、LNTYCK的協整回歸模型可知,模型擬合優度較高,解釋能力較強(R=68.85%),并具有顯著性意義(P

2) 從變量組LNCK、LNTYCK的協整回歸模型看出,模型擬合優度較高,解釋能力較強(R=68.44%),模型存在顯著性意義(P

3) 由變量組LNJK、LNTYCK的協整回歸模型可知,模型擬合優度較高,解釋能力略低于前兩個模型(R =64.20%),也具有顯著性意義(P

5.3 格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗要求變量必須是平穩的[14],經ADF統計量檢驗,得知變量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均為平穩時間序列,故可對該4個變量進行格蘭杰因果關系檢驗,根據AIC和SC最小化準則,本文確定滯后期為2,采用Eviews5.0軟件進行處理,結果如表7所示。

由表7可知,對于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格蘭杰原因的原假設,F統計值較小,顯著性概率P大于0.05,故接受原假設,表明體育用品出口貿易不是我國進出口貿易增長的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設,F統計值為4.25 389,顯著性概率P小于0.05,拒絕原假設,說明進出口貿易是體育用品出口貿易增長的原因;對 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格蘭杰原因的原假設,F統計值偏小,顯著性概率P也大于0.05,因此接受原假設,表明體育用品出口貿易也不是中國出口貿易增長的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的原假設,F統計值為3.89 591,顯著性概率P小于0.05,由此拒絕原假設,說明出口貿易同樣也是體育用品出口貿易增長的原因;對于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格蘭杰原因與D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格蘭杰原因的兩個原假設,F統計值均較小,顯著性概率P大于0.05,故接受原假設,表明體育用品出口貿易與我國進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果原因。從中不難看出,因受中國體育用品業發展內外環境的影響,體育用品出口貿易的規模還差強人意,但其經濟效益還有待于進一步提高。因此,近些年,體育用品出口貿易的快速發展并不是我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易增長的直接原因,而進出口貿易、出口貿易的發展卻對體育用品出口貿易增長產生了積極作用。

5.4 脈沖響應函數分析

脈沖響應函數是基于向量自回歸(VAR)模型得出的,主要反映來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前值和未來值的影響,刻畫內生變量對隨機擾動的動態反映,顯示任意變量的隨機擾動(新息Innovation)如何通過模型影響其他變量,并反饋到自身的動態過程[14-15]。本文運用脈沖響應函數(Impulse response functions)重點考察 體育用品出口貿易與中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易之間的互動關系。

進行脈沖響應函數分析之前,必須構建理想的VAR模型。根據AIC和SC最小化原則,借助Eviews5.0軟件對不同滯后量模型的AIC和SC值進行反復比較,結果如表7所示,從中選出AIC和SC值最小的VAR模型,即3個向量自回歸模型的滯后期均為5,說明滯后期為5時,3個向量自回歸模型(LNJCK與LNTYCK、LNCK與LNTYCK、LNJK與LNTYCK)的回歸效果最為理想。

根據上述3個VAR(5)模型,研究運用模擬沖擊法,對模型系統施加一個外部沖擊,借助Eviews5.0軟件計算各變量對沖擊的反應,考察中國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對體育用品出口貿易的反應狀況。圖2、圖3、圖4分別顯示我國進出口貿易、出口貿易、進口貿易對來自體育用品出口貿易增長一個標準差沖擊的反應。

分析圖2、圖3與圖4可得出,在短時期內,體育用品出口貿易的變動會對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易產生較大影響,即在1~3期之間,體育用品出口貿易增長的波動對中國進出口貿易、出口貿易和進口貿易增長的波動產生直接作用。但從長遠來看,體育用品出口貿易增長的波動并未對進出口貿易、出口貿易和進口貿易產生明顯的影響。基于此,研究認為我國進出口貿易、出口貿易與進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯,長期效應較弱”。

5.5 方差分解技術

方差分解(Variance decomposition)技術也是根據VAR模型得來的,其可將系統中每個內生變量的波動(K步預測方差)按其成因分解為與各方程新息(Innovation)相關聯的組成部分,從而了解各新息對模型內生變量的相對重要程度[14-15]。本文采用該 技術的主要目的是考察體育用品出口貿易在不同時期對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易的具體貢獻程度。借助Eviews5.0軟件進行計算,結果如表8所示。

由表8可知,我國進出口貿易、出口貿 易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素,解釋能力分別達84.61%、77.24%和91.92 %。 而受體育用品出口貿易擾動項的沖擊影響的成分較低,其對中國進出口貿易事業的貢獻程度 均維持在較低的水平,解釋能力分別為15.39%、22.76%、8.08%,說明體育用品出口貿易 對我國進出口貿易、出口貿易和進口貿易的貢獻程度非常有限。

6 結 論

1) 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的總體情況分析得出,我國進出口貿易、出 口貿易、進口貿易及體育用品出口貿易保持著持續增長態勢,但存在周期性波動。從數量規 模上講,體育用品出口總額與進出口總額、出口總額、進口總額還存在著非常大的差距,所 占中國進出口貿易的份額偏低。

2) 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的相關分析表明,我國體育用品出口貿易與 進出口貿易、出口貿易、進口貿易的相關系數分別為0.828、0.826和0.805,均達到較高 的關聯程度,且具有非常顯著性意義(P

3) 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的單位根檢驗顯示,我國進出口貿易、出口 貿易、進口貿易和體育用品出口貿易的自然對數時間序列(LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK) 均為一階單整I(1)序列。

4) 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的協整關系檢驗可知,體育用品出口貿易與 我國進出口貿易不存在長期穩定的均衡關系,但與出口貿易、進口貿易存在長期穩定的均衡 關系。

5) 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的格蘭杰因果關系檢驗表明,體育用品出口 貿易不是進出口貿易增長的原因,而進出口貿易則是體育用品出口貿易增長的原因;體育用 品出口貿易也不是出口貿易增長的原因,但出口貿易是體育用品出口貿易增長的原因;體育 用品出口貿易與進口貿易不存在任何單向上的格蘭杰因果關系。

6) 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的脈沖響應函數分析得出,我國進出口貿易 、出口貿易與進口貿易對體育用品出口貿易增長波動的總體響應表現為“短期效應明顯,長 期效應較弱”。

7) 體育用品出口貿易與中國進出口貿易的方差分解技術說明,我國進出口貿易、出 口貿易與進口貿易增長的波動主要歸因于自身因素,體育用品出口貿易對進出口貿易事業的 貢獻程度均維持在較低的水平,說明體育用品出口貿易對我國進出口貿易、出口貿易和進口 貿易的貢獻程度非常有限。

參考文獻:

[1] 傅秋仁,王躍鳳.我國體育用品業發展前景的探索與對策研究[J].商場現 代化,2007,492(1):25.

[2] 席玉寶,劉應,金濤.我國體育用品出口狀況分析[J].體育科學,2005,25(12):22-2 7.

[3] 王躍鳳,傅秋仁.加入WTO后我國體育用品業應面臨的機遇與挑戰[J].商場現代化, 2007,506(6): 262.

[4] 楊斐,趙景峰,王凱.中國進出口貿易與經濟增長關系的實證研究[J].人文雜志,20 07,1:72-77.

[5] 李士建.中國體育用品業國際競爭力問題探討[J].首都體育學院學報,2007,19(2) :9-11.

[6] 余志健,陳勇.我國體育用品市場現狀及應對策略[J].集團經濟研究,2007,217(1) :61-62.

[7] 李斌,.中國體育用品品牌擴展策略研究[J].河北體育學院學報,2007,21(2 ):27-29.

[8] 楊明,郭良奎.我國體育用品產業集群發展及政府政策研究[J].體育與科學,2007, 28(3):27-30.

[9] 祝振軍,常冬冬.我國民營體育用品企業的發展環境及前景[J].體育學刊,2007,14 (3):23-26.

[10] 李驍天,王莉.對我國體育用品產業市場結構特征的研究[J].體育科學,2007,27( 5):15-22.

[11] 林顯鵬.我國體育用品業挖掘出口潛力措施的思考[J].體育產業信息,2003,(2): 13-15.

[12] 張煥明.我國經濟增長地區性趨同路徑的實證分析[J].財經研究,2007,33(1):76 -87.

[13] 陳龍江,黃祖輝,周文貴.中國農產品對外貿易對農業經濟增長的貢獻――基于1981- 2003年數據的實證分析[J].經濟理論與經濟管理,2005,33(10):48-54.

[14] 楊斐,趙景峰,王凱.中國進出口貿易與經濟增長關系的實證研究[J].人文雜志,2 007,1:72-77.

[15] 王舒健,李釗.中國地區經濟增長互動關系的脈沖響應分析[J].數理統計與管理, 2007,26(3):385-390.

篇6

關鍵詞:進出口貿易;經濟增長;動態影響;實證分析

改革開放以來,我國進出口貿易取得了快速發展,對我國經濟的增長起到了一定的促進作用。盡管國內學者在考察我國進出口貿易時,做了很多研究,但是在已有的研究中,大多都忽視了進出口貿易對經濟增長隨時間變化的動態特征。隨著我國對外貿易規模和方式的轉變,考察我國進出口貿易對經濟增長的動態影響,不僅是對現有研究的一個有益補充,還可以為進一步提高我國對外開放水平、轉變貿易增長方式等提供有用的經驗依據。本文以吉林省進出口貿易與經濟增長的關系為研究對象,著重探討吉林省進出口貿易對經濟增長的動態作用,從實證角度,科學、客觀地研究二者的相互關系,分析對外貿易對經濟增長的拉動作用。

1 吉林省進出口貿易發展概況

吉林省的進出口貿易,相比于東部沿海地區較為落后。自20世紀八十年代以來,隨著國家外貿體制和政策的不斷改革調整,吉林省對外貿易的發展呈現出波浪式的上升態勢。從1978年到1994年,進出口總額大體保持著穩步的持續增長,尤其是進入到九十年代以來,年增長率均在40%以上,但總體上貿易規模比較小,1994年達到361,209萬美元頂峰后,由于受到國家有關政策的影響,如糧食出口配額的變動調整、汽車整車特征認證及國產化政策等,再加上自身存在的結構矛盾問題,對外貿易總額出現了下滑,1995年進出口貿易總額為271,474萬美元,同比下降24.8%。隨后在東南亞經濟危機的沖擊下,對外貿易持續惡化,到1998年末進出口貿易總額為165,282萬美元,同比下降10.9%,跌至谷底。但在國家積極的經濟刺激恢復政策中,吉林省自身進行積極地調整,在1999年,進出口貿易總額恢復上升的發展趨勢,而且在2000年以來,隨著中國成功加入wto之后,在不斷融入到世界市場的發展過程中,吉林省的對外貿易也取得了快速的發展,在進出口貿易總體規模上有了很大的提高,截止到2010年末,外貿總額已達168.46億美元。

這些年來,吉林省進出口貿易對全省經濟的貢獻不斷提升,影響大幅提高。據測算,吉林省進出口每增加1億美元可以拉動gdp增加48.9億元人民幣。統計數據顯示, 吉林省2010年全年累計實現外貿進出口總值168.46億美元,比2009年增長43.5%。其中實現出口總值44.76億美元,增長43.2%;實現進口總值123.70億美元,增長43.5%。而2010年吉林省實現地區生產總值8,577.06元,按可比價格計算,比上年增長13.7%。可見,在開放經濟條件下對外貿易為吉林省經濟增長作出了重要貢獻。下面將通過實證分析詳細探討吉林省進出口貿易和經濟增長間的關系。

2 實證分析過程

2.1 數據描述

經濟增長是指一個國家(地區)在一定時期內包括產品和勞務在內的產出的增長。因此, 本文擬選取gdp總量作為衡量經濟增長的指標,分別用x代表出口貿易額、m代表進口貿易額,三者均以人民幣為單位進行相關計算。所選取的樣本區間為 1978-2010年。對采用的吉林省歷年地區生產總值(gdp)、出口貿易額(x)、進口貿易額(m) 的相關數據進行處理,將gdp、x、m各變量轉換為實際值,基期為1978年(1978=100)。其中,1978-2010年間gdp、x與m的實際數據如下表1所示。

2.2 平穩性檢驗

由圖1可以看出,吉林省1978-2010年的gdp、x和m序列水平值呈出一定的不規律波動性和隨著時間變化而不斷增長的趨勢性,這主要是由于數據中異方差的存在和非隨機因素的影響。

為避免數量級的差別,得到彈性的估計結果,考慮到數據的自然對數不改變原來的因果關系,并能使趨勢線性化,這在一定程度上可以消除時間序列中異方差的影響, 提高模型的擬合程度,所以我們用gdp、m與x變量的對數形式進行分析,分別用lngdp、lnx與lnm加以表示,如圖2所示。

從圖2可以看出,取對數后的lngdp、lnm和lnx的波動較為平滑,但變化趨勢仍然存在。為了消除這種趨勢性,有效的方法是將對數轉換后的變量水平序列lngdp、lnm和lnx進行一階差分,差分后的dlngdp、dlnm和

dlnx序列見圖3。

從圖3可以看出,經過差分后的變量序列仍存在某種趨勢性,為了使數據生成的隨機過程更加平緩,對變量水平序列lngdp、lnm和lnx在一階差分的基礎上再進行一次差分即進行二階差分得到差分序列ddlngdp、ddlnm和ddlnx,其序列見圖4。

adf檢驗結果表明,變量序列lngdp、lnm和lnx在1%、5%和10%的顯著水平上都是非平穩的,它們的一階差分dlngdp、 dlnm、dlnx中dlngdp在1%、5%和10%的顯著水平上都是不平穩的,而dlnm在1%、5%和10%的顯著水平上都是平穩的,dlnx在 5%和10%上是平穩的。它們的二階差分即ddlngdp、ddlnx和ddlnm在各顯著水平上都是平穩的,這和上述為消除gdp、x和m變動的不平穩性而進行的圖形分析基本一致。這說明吉林省生產總值、進口和出口總額取對數后的變量序列是非平穩的,進行一階差分后進口、出口都變成了平穩序列,生產總值經過二階差分后也變成了平穩序列。因而,需要對吉林省進口貿易額、出口貿易額和生產總值作進一步的協整檢驗,以判明它們之間長期是否存在協整性或者是否存在動態均衡關系。

2.3 協整檢驗

協整檢驗是對非平穩時序變量之間是否存在著長期均衡關系進行考察,在這里要對lngdp、lnx、lnm進行協整分析。常用的協整方法包括 engle和granger于1987年提出的eg兩步檢驗法及johansen協整檢驗法,前者適用于雙變量檢驗,后者適用于多變量檢驗,本文采用eg 兩步法,分別對lngdp和lnx、lngdp和lnm進行回歸分析。  從協整理論的思想來看,因變量能被自變量的線性組合所解釋,兩者間存在穩定的均衡關系,因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列,這個殘差序列應該是平穩的。因此,檢驗一組變量間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。

運用普通最小二乘法對lngdp和lnm、lngdp和lnx兩組變量進行回歸。得到2個方程后對方程的殘差序列進行平穩性檢驗,檢驗結果見表3。

從表3中可知,e1的adf檢驗統計值-3.974257小于1%、5%和10%顯著水平下的臨界值,可認為殘差序列e1為平穩序列,表明 lngdp和lnm間存在協整關系;而e2的adf檢驗統計值均大于各顯著水平下的臨界值,e2為不平穩序列,即lngdp和lnx之間不存在協整關系。將所得到的結果整理為表4。

由表4中看出,對吉林省而言,其進口貿易額與經濟增長存在著長期穩定的均衡關系,即協整關系,而出口貿易額與經濟增長間不存在這種協整關系。但是,協整檢驗的結果只能表明變量間存在長期穩定的均衡關系,并不意味著變量間必然存在因果關系,即是說進口貿易與經濟增長之間存在協整關系,并非兩者間就一定存在具體的因果關系。進出口貿易對經濟增長是否真的有明顯影響,經濟增長對進出口貿易的影響又是如何? 這需要通過下一步的因果關系檢驗來驗證。

2.4 因果關系檢驗

為了進一步說明兩組變量之間的因果關系,這里將對變量進行granger因果關系檢驗,結果見表5。

(1)吉林省進口不能拉動經濟增長,應調整進口結構。

根據協整關系檢驗,吉林省的進口與經濟增長間存在協整關系,即長期穩定的關系。根據granger因果關系檢驗,經濟增長是進口的 granger原因,但進口不是吉林省經濟增長的granger原因,說明吉林省的經濟增長帶動了進口貿易的發展,而進口貿易卻沒有對經濟增長帶來良好的促進作用。吉林省工業以汽車制造及化工等重工業為主,但進口產品中卻仍以重工業產品為主。因此,吉林省應改變現有的進口貿易模式,積極加大高新技術、重要原材料以及生產設備等有利于吉林省經濟快速增長的進口商品的經濟比重。

(2)吉林省經濟增長不能帶動出口,出口也不能有效拉動經濟增長。

根據granger因果關系檢驗,吉林省經濟增長不是吉林省出口的granger原因, 吉林省出口也不是吉林省經濟增長的granger原因。吉林省的經濟增長模式并非出口貿易型,出口貿易對吉林省經濟增長的促進作用并沒有真正發揮出來,出口商品主要集中在附加價值較低的勞動密集型產品上,而且與吉林省的主導行業沒有密切關聯。附加價值較低的勞動密集型產品從長期看無法有效提高吉林省出口貿易的總體水平, 且由于吉林省出口產品市場過于集中等客觀事實,將進一步導致出口貿易風險的加大。

參考文獻:

[1] 龐皓.計量經濟學[m].北京:科學出版社,2010.

[2]

林統計年鑒編輯部.2011吉林統計年鑒 [m].長春:吉林大學出版社,2011.

[3] 王云岫,吳玉珩,張鳳春.2011年吉林省發展報告[m].長春:吉林人民出版社, 2011.

[4] 張效峒.計量經濟學軟件eviews使用指南[m].上海:南開大學出版社,2010.

[5] 林今淑,郝方龍.吉林省對外貿易對經濟增長貢獻的實證分析[j].帆疆學刊,2010,27.

[6] 張權,朱洪澤.進出口貿易與地區經濟增長的實證研究——基于吉林省的長短期均衡分析[j].國際商務,2010,3.

篇7

【關鍵詞】農副產品 中歐進出口貿易 貿易對比 國際競爭力

1 引言

入世以來,中歐抓住契機迅速發展農副產品貿易,然而貿易額占雙方貿易總額的比重并不理想,還處于緩慢發展的階段,歐盟國家對中國實行非關稅壁壘如綠色貿易壁壘限制中國農副產品的進口,這些苛刻條件使得中國農副產品的進出口得不到充分發揮其優勢,也給我國農副產品進出口貿易帶來巨大挑戰。我國農副產品的生產具有悠久的歷史,但生產技術尚比不上歐盟國家,初級加工產品在質量上易遭受歐盟國家的高標準準入制度的限制。

2 中歐農副產品進出口貿易對比分析

2.1中歐農副產品進出口貿易特點分析

中國的土地資源在總量上比起歐盟國家要多得多,加上中國幾千年的種植文明使得農產品和農副產品在中國人飲食的結構中占據著不可動搖的地位,在產量上具有優勢,而歐盟國家國土面積較小,經濟卻相對發達,在生產農副產品的技術質量上又遠超過我國的生產技術。中歐農副產品的出口貿易有以下特點:

(1)雙方農副產品貿易在世界市場上呈互補狀態。在2013年以后雙方農產品對世界出口結構相似程度仍然呈現下降趨勢,雙方的進出口貿易互補性會更強,促使中歐農副產品進出口貿易來往更頻繁。歐盟與中國農副產品貿易往來之間的互補還體現在谷物制品、油制品、水產品加工以及生鮮加工產品上:中國主要對外進口的奶制品和油料是歐洲聯盟國家重點出口產品,而歐盟主要進口的生鮮產品和水產品加工產品又是中國出口最多的。

(2)中歐在一些農副產品的出口中是相P聯的。中國對日、美、韓、歐盟等出口農產品數額較大;歐盟農產品重點出口到美、俄、中、日、瑞士,由此可見中歐農產品出口具有一定聯系,但不能說雙方在出口結構上就相近形成競爭對手,相反,中歐在出口中形成競爭的產品更少,只有部分農副產品能形成對比。

2.2中歐主要的農副產品進出口種類對比分析

(1)我國農副產品進出口貿易種類

2015年1-12月,我國的農產品及副產品進出口額達到1875.6億美元,較2013年增加8.7億美元。我國近三年油料物產品的進口額居高,食用油籽在2014年進口額達到最高445億美元,食用油略有下降,最高為2013年進口額89.4億美元。總體來說,幾種主要進口的農副產品均有所下滑,生鮮果蔬產品進口額較為平均。

(2)歐盟國家農副產品進出口貿易種類

皮革、嬰兒食品、奶粉和乳清是歐盟對外出口的重點產品;主要進口農產品及副產品有熱帶生鮮果蔬和調味料等產品。歐盟國家每年大量引進的產品很大一部分為季節性產品,由此可知,中歐農副產品貿易種類集中于使用油類、水果類和嬰兒食品,中國進口率降低,而出口增加,而歐盟則對中國的進口逐步增加。

3 歐盟國家對中國農副產品進出口貿易的影響因素

3.1 歐盟國家綠色貿易壁壘對中國農副產品出口的影響

綠色壁壘又被稱為環境壁壘,是非關稅壁壘措施的一種體現,歐盟國家為實現自身的貿易利益而指定一系列措施保護內部貿易,阻礙他國向本國出口產品削減本國自身的利益,是不正當的綠色壁壘。正因為我國農副產品價格相對更低使得歐盟國家對我國農副產品出口一直存在質疑,近年來對我國大量農產品出口的危機意識日趨提高,對環境保護問題也呈現出日益重視的趨勢,使得歐盟成員國紛紛打著環境保護、生態健康的旗號對我國的農副產品進口嚴格檢查,但我國不具備更為先進的設備來進行檢驗,還無法達到歐盟國家的準入標準,這就導致我國的農副產品市場被排擠,出口達不到預期。

3.2 歐盟技術貿易壁壘對我國農副產品出口的影響

歐盟在發展時技術設備設施和技術標準均已經有了很成熟的一系列體系,法規健全、標準統一。其通常會采用比國際通用還高的水準來限制進口達到貿易保護,一些標準明顯帶有歧視性,甚至有專門針對我國農副產品出口的。農副產品進入歐盟的過程中,一般都會經歷繁冗的技術標準和極為精細的檢驗檢疫標準檢驗。進入的產品必須符合歐盟內部設置的標準才可以歐盟市場在市場上流通,有些產品即使能夠進入市場也不一定能夠在市場上放心銷售。同時,技術貿易壁壘的實施會增加我國農副產品生產加工的成本,為成功進入歐盟市場,不得不提高技術設施設備的運用,增強農副產品檢驗檢疫技術,在生產、加工、儲藏等各環節都需要投入大量人力無力進去,有時候往往投入了大量成本依然無法達到其進口要求,導致成本增加,創匯減少。

3.3 歐盟的CAP對中歐農副產品貿易的影響

所謂的歐盟CAP即是歐洲共同農業政策,是第二次世界大戰后歐共體為實現農業復蘇、維護成員國的利益而制定的提高農民生產積極的計劃。歐盟CAP政策三項基本原則實質上是以歐洲聯盟為貿易中心,旨在內部開放貿易、保障出口而限制他國的進口、排外色彩的政策,通常對外建立聯盟統一的對外關稅壁壘和非關稅壁壘。我國向歐盟出口農副產品遭受嚴格的質量把關和價格戰,致使我國出口困難加大,加上我國出口政策優惠并不如歐盟國家那么成熟,歐盟國家出口有相應的健全完善的出口補貼政策,這對我國農副產品出口貿易來說是不占優勢的。

4 我國對發展中歐農副產品進出口貿易的對策和建議

4.1 借鑒歐盟國家的質量監管機制,建立健全我國安全質量監管體系

農業部在r副產品質量安全管理體系標準建設方面共了294項無公害食品行業標準,但現階段我國農副產品質量安全標準體系的建設還需要更加完善。為提高農副產品的出口份額,政府可以幫扶企業實現標準化生產,安排專業人員到發達國家學習以借鑒發達國家完善的質量安全標準;充分利用媒體等宣傳手段加大對農副產品質量安全的宣傳工作,提高有關部門參與質量安全的積極性;在注重標準數量時也狠抓質量,制定更全面的質量標準體系,提升農副產品的技術標準水平以及質量標準。

4.2 加大對農副產品生產和貿易的資金投入力度

歐盟國家對我國的農副產品安全質量一直存在質疑,加上我國農副產品價格普遍偏高,對歐的進出口貿易雖有所增加但是增長速度較緩慢,出口補貼不高。在歐盟國家實行的共同農業政策補貼農副產品出口力度相當大,相當于財政支出的四分之一,鼓勵農副產品出口,實行健全的制度進口農副產品保證農副產品的質量。我國可以加大對農副產品生產和貿易的資金投入,生產高質量、高品質的農副產品。

4.3 加強農副產品信息數據庫建設

隨著電子計算機的快速發展,信息數據庫建設更新速度隨之加快,可以建立專門的用于農副產品貿易的數據庫,統計分析中歐農副產品進出口貿易,加快農副產品貿易的互補性,分析歐盟農副產品進出口貿易的優勢和劣勢,幫助我國制定合理有效的對歐貿易政策。通過對數據庫的分析還可以了解我國農副產品進出口貿易的短板,對歐盟農副產品進出口貿易的研究有利于我國研究歐盟農副產品貿易的走向,降低我國向歐盟出口農副產品被扣留或歐盟停止進口的風險,一定程度上可以對中歐貿易的摩擦起到緩沖作用。

4.4 培育大型農副產品進出口貿易中心

在政府加大對農副產品生產和銷售的大力投入外,企業也從自身的利益角度考慮如何加大中國農副產品的出口創匯。為了增大農副產品的對外出口,企業在政府的幫助下可以培養大型農副產品進出口貿易集散中心,搞活農副產品貿易市場,合作農副產品供銷商,建立起一支底子較硬的進出口貿易團隊,各大經銷商可以在互相學習、競爭中提高農副產品出口的質量。

5 結論

通過分析中歐雙方農副產品的進出口貿易,中歐農副產品貿易程度正在不斷加深,持續合作的趨勢加強,但是中國農副產品在生產和加工上缺乏核心技術,很容易遭到歐盟國家的非關稅壁壘影響,不利于我國農副產品出口。我國農副產品的進出口貿易應該形成“政府扶持,公司與農業專業合作社一體”的生產銷售品牌化和高質量化。中國是農業大國,我國農副產品在質量上和加工技術上都沒有競爭力,這使得我國的對外出口不占優勢。通過對比分析我國農副產品貿易的劣勢和短板,制定相應措施,增加我國農副產品進出口的貿易份額。

參考文獻:

[1]孫致陸, 李先德. 《中國與歐盟農產品貿易的比較優勢和

增長前景研究》[J]. 農業現代化研究. 2015, 34;

521-527.

[2]程國強. 《中國農業對外開放:影響、啟示與戰略選擇》

[J];中國農村經濟, 2012, 3; 4-13(43).

[3]韓涌.《綠色貿易壁壘對我國蔬菜出口的影響及對策分析》

[J];國際商貿, 2014.11;125-127.

[4]褚洪德.《歐盟農產品貿易壁壘對中國農產品出口影響及

對策研究》[J];經濟特區,2015,6; 84-86.

[5]牟嵐.《歐盟貿易政策的發展趨勢及對中歐經貿關系的影

響》[J];經濟特區,2014,1;84-86.

[6]褚洪德. 《歐盟農產品貿易壁壘對中國農產品出口影響及

對策研究》[J]; 經濟特區, 2015, 6; 84-86.

[7]張秀玲.《中國農產品農藥殘留成因與影響研究》[J];

2013.

[8]王緒龍,紀茂利等. 《農副產品出口加工企業困境成因及

解困對策建議--以遼寧省為例》[J];中國農學通報,

2013,29(29), 82-88.

篇8

關鍵詞:實際匯率 對外貿易 城鄉就業 結構VAR

引言

改革開放以來,中國GDP每年以8%-12%左右的速度不斷增加,2009 年,我國一般貿易出口和加工貿易出口增長同比下降 20.1%和 13.1%,進口增長比率同比下降 6.7%和 14.8%, 外部需求減少和匯率升值的雙重沖擊對我國的一般貿易出口和加工貿易進口影響顯得更為明顯。受國際經濟形勢的影響,2012年以來,中國經濟增速有所放慢,GDP增長率前三季度分別是8.1%、7.6%、7.4%,2013年前三季度GDP增加速度達到7.8%,經濟增長中絕大部分的是由對外貿易帶來的。今年上半年,我國進出口總值12.51萬億元人民幣(折合19976.9億美元),扣除匯率因素后同比增長8.6%。其中出口6.59萬億元人民幣,增長10.4%;進口5.92萬億人民幣,增長6.7%;貿易順差6770.6億元人民幣,擴大58.5%。巨大的貿易余額對人民幣升值帶來了壓力。

從2005年開始,人民幣對美元的累計升值已經達11%,國際清算銀行(BIS)公布的9月人民幣實際有效匯率(REER)指數較8月出現小幅升值,而REER累積升值,對我國出口增速帶來明顯的抑制作用,由于匯率變化的滯后效應,強勢的人民幣將繼續對未來出口增長構成壓制。REER升值反映了本國國際收支盈余,外匯供給大于外匯需求,同時也是對一國勞動生產率和經濟增長的反映。美元的疲軟可能將持續下去,在這種情況下經濟的增長將更加依賴于國內需求的增長,同時需要有靈活的匯率政策來加以應對。此外,如果經濟增長可以更多體現在服務業的發展上,就將進一步帶動城市化進程,將會進一步帶動消費和就業的增長。2012年以來,我國實施了積極的就業政策,但是盡管如此,由于經濟形勢對就業產生一定的滯后影響,2013年就業形勢仍然面臨著較大的壓力。

因此,人民幣實際匯率的變動是否對中國就業形勢產生影響,進出口貿易的變化是否會對中國就業形勢帶來影響,以及影響程度如何,在中國經濟市場形勢下如何實施匯率政策以及貿易政策來緩解我國就業問題是值得目前探討的重點。

文獻回顧

匯率變動對進出口貿易的影響的研究,一直是經濟學研究的熱點。國外學者Morten O. Ravn(2010)等人通過面板SVAR研究發現政府支出的增加帶來私人消費的增加、惡化貿易平衡、以及有效匯率的貶值。Mehmet Ivrendi等(2010)通過SVECM模型研究貨幣沖擊、貿易平衡以及匯率之間的關系,研究發現緊縮性貨幣政策導致價格水平下降,產出的減少,匯率升值,在短期改善貿易平衡。學者Kazunobu Hayakawa(2009)對東亞洲匯率波動和國際貿易的關系進行實證研究,發現東亞洲中間產品貿易受匯率波動的影響更為嚴重,并且負面影響程度大于關稅對貿易的影響。

馬歇爾-勒納條件認為任何一個國家只有在其進口商品國內的市場需求價格彈性與其出口商品國外的市場需求價格彈性之和大于1時,其貨幣對外幣的貶值及由此帶來的進出口商品價格的漲跌才能改善外匯收支的狀況;兩者之和小于 1,外匯收支會惡化;兩者之和等于1,外匯收支狀況不變。盧向前和戴國強等(2005)的研究發現馬歇爾-勒納條件在中國成立。谷宇、高鐵梅(2007)從人民幣匯率波動性與進出口關系的研究認為人民幣匯率波動性將對出口產生負向沖擊的結果。李廣眾和Voon(2004)關注了匯率波動性對制造業不同部門的影響,他們的研究表明匯率波動性對制造業中各細分行業出口的影響是不同的,并不都表現為負向沖擊。葉芳、朱孟楠(2012)運用面板數據研究表明,人民幣有效匯率對進出口貿易的影響存在區域差異,但總體而言,人民幣匯率對進出口的影響并不大。黃錦明(2010)通過實證分析發展中國的進口貿易在長期內主要受國內收入和人民幣實際有效匯率水平的影響。在短期,只有進口貿易和人民幣實際有效匯率存在著負相關關系。

關于貿易與就業的理論,比較典型的理論有H-O-S理論,認為國家生產要素稟賦之間的差異是導致國家之間形成貿易關系的主要原因。對于發達國家而言,資金、技術相對豐裕,勞動力成本高昂且相對稀缺,而發展中國家,資金、技術相對短缺,勞動力成本相對低廉而且豐富。由此,發展中國家的勞動力情況會隨著國際貿易的影響而變化,并且能夠反過來影響國際貿易政策的變化。其次有凱恩斯的貿易乘數理論,認為貿易順差能夠通過增加投資需求和消費需求來增加國內有效需求,從而增加國民收入和提高國內就業水平。有國外學者認為對外貿易發展提高了企業的篩選意愿和勞動者搜尋工作的匹配成本,從而降低了就業水平。AlessIia lo Turco(2013)認為進口和出口之間存在互補效應,這在高貿易強度的公司得到加強,只有高強度出口似乎才能促進勞動力技能升級,公司國際化帶來的就業效應對公司生產規模帶來積極的影響。國內學者對國際貿易與就業的影響的研究主要是實證研究,馮其云、朱彤(2012)利用中國 2001-2010 年的省級面板數據,分析中國東、中、西部對外貿易就業效應的差異,認為進口的就業效應具有區域差異性,出口對各地區的就業均為顯著正向效應。陳昊(2011)運用面板數據從進口、出口、貿易順差三個層面考察對外貿易對中國城鎮就業水平當期和滯后影響的調整,認為中國對外貿易的就業抵消效應依然明顯,且存在時滯摩擦。還有學者通過地方性的對外貿易與就業的實證的研究發展,短期內對外貿易出口不僅沒有促進就業增長,反而對失業人數增加有較大的影響。

通過文獻回顧發現,不少學者研究匯率與進出口的關系,但很少將其對就業的影響包括進去;盡管不少學者研究就業的問題,但很少考慮匯率變動的因素。匯率變化影響一國的進出口,而進出口貿易的變化又通過要素價格影響勞動力市場,進而影響就業。鑒于人民幣匯率、進出口、GDP 和就業之間客觀存在的內生性關系,本文通過構建結構 VAR 模型對其動態的影響進行研究。

數據描述和分析

(一)數據描述

本文選取1980-2011年度數據。實際匯率采用了 IMF 的實際有效匯REER指數,人民幣對主要國家貨幣加權實際匯率更能綜合反映人民幣匯率的波動。與其他匯率指標相比,實際有效匯率能更好地反映匯率變動對進出口貿易的影響,此外,實際有效匯率還能更好地表示出匯率的波動性。REER 的數據來源于國際貨幣基金組織(IMF)的 IFS數據庫。對外開放程度 IMP,用進出口額占 GDP 的比重來表示,城鄉就業結構差異(DUR)用城鄉就業人數之比來表示,數據來源于國家統計局網站。為消除異方差的影響,所有變量均進行了對數化處理。

(二)數據平穩性檢驗及模型穩定性檢驗

SVAR模型是在VAR模型的基礎上發展起來的,所以為了避免偽回歸現象,需要對數據進行平穩性檢驗,本文采用ADF檢驗,根據AIC和SC原則,確定最佳滯后階數為1階,所以可以建立VAR模型,進一步確定SVAR模型進行參數約束,識別SVAR模型。單位根檢驗結果如表1所示,本文研究采用EVIEWS6.0進行。

單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢項和滯后階數;0指檢驗方程不包括常數項或時間趨勢項。滯后階數根據 SIC準則自動選擇。

根據表1, REER、EXP、DUR在1%的顯著性水平是一階差分平穩的,即各序列均為一階單整序列。因此,需要對模型中的變量進行協整檢驗。本文采Johanson協整檢驗來檢驗模型是否存在協整關系,其結果顯示在5%的顯著性水平下至少存在一個協整方程,模型中各內生變量之間具有協整關系。另外,被估計的模型所有根的模小于并且位于單位圓內,如圖1所示,因此模型是穩定的。

實證分析―SVAR模型的識別

結構向量自回歸(SVAR)模型是研究變量間動態沖擊效應較成熟的方法,它是基于向量自回歸(VAR)模型提出的。一個n元p階的SVAR模型:

若A可逆,則

其中,

一般而言,簡化式殘差μt是結構式殘差εt的線性組合,是一種復合沖擊。對于n元p階SVAR模型,需對結構式施加n(n-1)/2限制條件才能識別結構沖擊。本文建立的SVAR模型含有3個內生變量,即n =3,需施加3個約束條件。本文采用 Amisano & Giannini(1997)提出的AB模型來識別結構沖擊,即分別對A、B矩陣施加短期約束,將B設為單位矩陣,A矩陣的主對角元素設為1,本文SVAR中變量的排列順序為:實際匯率、貿易開放程度、三次產業就業結構。一般根據經濟理論有長期和短期約束,長期約束最簡單的就是零約束,本文所選取的三個變量之間有著較強的相互影響關系,因此選擇短期約束,根據經濟意義,約束條件為:進出口貿易對就業結構的影響具有滯后性,根據實際情況,可以認為進出口貿易與我國三次產業就業結構變動之間當期不存在相互影響,所以a23=0,a32=0,實際有效匯率REER對三次產業就業結構可能產生影響,但是可以認為當期不存在影響,所以a31=0,應用EVIEWS6.0對三個模型分別進行估計,從而可得矩陣A的解。

結果分析

(一)脈沖響應函數分析

脈沖響應函數用于衡量模型受到某種沖擊時對系統的動態影響,能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應,本文選取默認滯后期為10。根據圖2所示,就業結構差異的增量對人民幣實際有效匯率的沖擊起初是沒有響應的,但從第二期開始逐漸變為負,到第3期開始逐漸趨于平緩,接近于-0.2個百分點,這說明人民幣實際有效匯率對就業結構差異幾乎沒有影響,但后期會增加就業結構差異,并從長遠來看,人民幣實際有效匯率會擴大城鄉就業結構差異。圖3表明,就業結構差異的增量一直呈現下降的趨勢,這可能是馬歇爾-勒納條件在中國的實際應用相吻合,隨著中國經濟市場化進程逐步深入,市場體制、匯率調節的作用越來越大。

進出口貿易沖擊對就業結構差異增量的影響如圖4和圖5所示,圖4中,就業結構差異對進出口貿易沖擊的響應首先是正的,并且在第三期達到最大,之后開始下降,長期來看,接近于0.4個百分點,這表明,進出口貿易短期內擴大了就業結構差異,但從長期來看,進出口貿易的發展控制了就業結構差異的增加。這與凱恩斯貿易乘數理論一致,在這期間,城鄉就業結構差異的增量是不斷增加,如圖5所示。

(二)方差分解分析

應函數描述的是SVAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響,而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度,以進一步評價不同結構沖擊的重要性。表2 是跨期為20的城鄉就業差異增量的方差分解。從表2看出,人民幣實際有效匯率對城鄉就業結構差異增量的影響是逐期增強的,而進出口貿易對城鄉就業結構差異的影響先是迅速增強,然后增加速度變緩,但是預測依然有增加的趨勢。由表2可以明顯看出,進出口貿易對就業結構差異增量的作用明顯大于人民幣實際有效匯率對就業結構差異的影響,如在第20期,就業結構差異增量的預測方差48.5%可以由進出口貿易的變動來解釋,而只有10.1%可以由人民幣實際有效匯率來解釋,這可能是匯率影響進出口,從而影響國內城鄉就業需要一定的時滯。

結論

短期內人民幣實際匯率對城鄉就業結構沒有影響(城鄉就業結構差異的增量對實際有效匯率沖擊的響應在短期內接近于零),但是從長期來看,實際有效匯率加劇了城鄉就業結構差異(城鄉就業結構差異增量對實際有效匯率沖擊的響應長期內為負增長)。進出口貿易的發展在短期能夠迅速擴大我國城鄉就業差異,但長期來看,進出口貿易對就業差異的影響將會一直存在(城鄉就業結構差距增量對進出口貿易沖擊的響應長期內趨于穩定不變)。

從以上結論可以看出,人民幣有效匯率雖然對我國城鄉就業結構差異的影響不大,但在面對人民幣升值壓力的情況下,政府也不能忽視對宏觀經濟的調控,要理性地看待人民幣升值。進出口貿易的發展對城鄉就業的作用逐步增強,近年來,我國外貿依存度達到60%以上,在國內消費持續低迷的今天,出口拉動就業的道路已經成為我們解決就業問題的重要途徑之一,但也不能完全依靠對外貿易來解決就業問題,在當前人力資源的供求出現結構性矛盾時,要滿足經濟增長方式轉型的要求,必須充分調動人力資源的積極性、增加科技教育投入提高勞動者素質來緩解我國緊張的就業形勢。政府要改變觀念,響應構建和諧社會的思想,要促進鄉鎮企業發展的貿易發展,以鄉鎮企業帶動小城鎮和農村的發展,以此來減少農村剩余勞動力,解決農村失業問題,最終縮小城鄉差距。

參考文獻:

1.Morten O.Ravn, StephanieSchmitt-Grohe,MartinUribe. Consumption,government spending, and the real exchange rate[J]. Journal of Monetary Economics 2012(59)

2.Mehmet Ivrendi, Bulent Guloglu. Monetary shocks, exchange rates and trade balances: Evidence from inflation targeting countries[J].Economic Modelling 2010(27)

3.Kazunobu Hayakawa, Fukunari Kimura.The effect of exchange rate volatility on international tradein East Asia[J].Journal of The Japanese and nternational Economies,2009(23)

4.古曉慧.中美貿易是否滿足馬歇爾-勒納條件[J].商場現代化,2008(9)

5.盧向前.戴國強.人民幣實際匯率波動對中國進出口的影響[J].經濟研究,2005(5)

6.谷宇,高鐵梅.人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析[J].世界經濟,2007(10)

7.李廣眾,Lan P. Voon.實際匯率錯位匯率波動性及其對制造業出口貿易影響的實證分析:1978-1998平行數據研究[J].管理世界,2004(11)

8.葉芳,朱孟楠.FDI、人民幣有效匯率對我國區域間進出口貿易的影響―基于動態面板模型的分析[J].區域金融研究,2012(5)

9.黃錦明.人民幣實際有效匯率變動對中國進出口貿易的影響―基于1995-2009年季度數據的實證研究.[J].國際貿易問題,2010(9)

10.Pissarides C A.Short-Run Dynamic of Unemployment,Vacancies,and Real Wages[J].American Econimic Review,1985(75)

11.Elhanan Helpman.Oleg Itaskhoki and Stephen Redding.Ineduality and Unemployment in a Global Economy[J].Econometrica,2010(4)

12.AlessIia lo Turco and Daniela Maggioni.Does Trade Foster Employment Growth in Emerging Markets?Evidence from Turkey[J].World Development 2013,Vol. 52

13.馮其云,朱彤.中國對外貿易對就業影響的區域差異分析―基于省級面板數據的經驗研究[J]. 經濟問題探索,2012(12)

14.陳昊.中國對外貿易的就業效應―基于匹配視角的省際數據[J].經濟與管理研究,2011(10)

篇9

【關鍵詞】進出口貿易 經濟增長 協整檢驗 Granger因果關系檢驗

一、引言

自改革開放多年來,我國進出口貿易獲得了巨大的發展,進出口市場分布逐漸向多元化發展,我國積極主動地通過出口貨物結構出口方式及出口區域結構的的調整,降低進出口風險,實現經濟穩定的增長。林毅夫和李永軍(2001)采用聯立方程組模型,證實出口有利于經濟的增長,羅伯特.遜提出了“對外貿易是經濟增長的發動機”的命題,那么基于這些貿易理論是否適用于正在發展的重慶市呢?必須結合重慶實際經濟發展進行實證分析。重慶市是西部地區唯一的直轄市、國家中心城市,需要發揮在兩大經濟帶建設中的樞紐和支點作用,在對外貿易中取得了顯著成績,據海關統計,2004年全市進出口總額達到38.6億美元,比上年增長48.7%。其中,出口20.9億美元,增長31.9%,高于全市GDP增長幅度,進口17.66億美元,增長14.9%。2006年重慶市積極應對國際貿易出現的新情況,實現全年外貿進出口總額54.7億美元,比上年增長27.4%。其中,出口33.5億美元,增長33%。2007年重慶的進出口貿易總量僅60億美元,根據以上統計數據可以確定進出口總額與經濟增長存在著某種關系。“十二五”期間,重慶市提出進出口貿易達到上千億美元的更高目標,近年來重慶吸引外資高速增長,日漸改善基礎設施,優惠政策,便利資源要素,吸引跨國公司進行新的戰略布局,重慶正在朝著目標奮進。

二、實證分析

(一)變量的選取及數據處理。

本文以重慶市進出口總值(萬美元)作為解釋變量(用X表示),地區生產總值(億元)作為被解釋變量(用Y表示)。由于數據的缺失,樣本數據選取1987年至2010年的年度數據,數據來自于《重慶統計年鑒》。其中變量時間序列可能是非平穩序列,構建的計量模型可能產生“偽回歸”,所以需要對各變量時間序列的平穩性進行檢驗,因為數據的自然數對數變換不會改變原來的協整關系,并且會消除時間序列數據存在的異方差現象,使其趨勢線性化。所以對上述各個變量取對數,以消除數據的不平穩性,變量GDP(地區生產總值)、IE(進出口總值)取對數lnY、lnX,用、表示變量GDP、IE一階差分,用、表示二階差分,取5%臨界值進行研究。

通過上述的數據處理,可以通過Eviews7.0繪制出處理后的lnY 和lnX 的散點圖,見圖1 :

由圖1可知:根據散點圖可以看出進出口總額與地區生產總值大致呈現上升趨勢。隨著進出口總額的增加,重慶市地區生產總值不斷的增加,兩者的變動的方向基本一致。進而進出口總值的增加有利于經濟健康持續的增長。

(二)單位根檢驗。

首先在進行計量經濟模型之前,必須確保兩變量序列是平穩的,因此使用單位根方法檢驗變量GDP、IE的平穩性,我們采用ADF檢驗方法,lnY、lnX分別進行單位根檢驗,如果水平序列是非平穩的,就要進行一階或者二階差分來檢驗平穩性,利用Eviews7.0,檢驗結果見表1:

由表1分析可得lnY、lnX在水平序列下不能拒絕單位根假設,因此是非平穩的序列,經過一階差分后,lnX序列拒絕了單位根假設,是平穩的序列,但是lnY不是平穩序列,所以進行二階差分。二階差分后,lnY和 lnX在5%的顯著水平下,兩變量序列顯著平穩。

(三)模型的建立。

由散點圖分析可知,隨著進出口總值的增加,重慶市經濟增長(GDP)越快,分析重慶市地區生產總值隨進出口總值的數量規律性,可以建立如下計量經濟模型:

(四)協整分析。

協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗,從協整理論的思想來看,被解釋變量能被解釋變量的線性組合所解釋,兩者之間在穩定的均衡關系,因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列,這個殘差序列應該是平穩的,因此,檢驗一組變量之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。用Eviews7.0軟件進行殘差分析如表2:

由表3可知,殘差的水平序列在5%的置信區間水平是非平穩的,在一階差分和二階差分的序列是平穩的,所以認為估計殘差序列是平穩的,計量經濟模型的設定是合理的,因此lnY與lnX兩序列存在協整關系,因變量與自變量之間存在長期穩定的均衡關系。從回歸分析中可以看出lnY與lnX之間具有較高的相關性。對上述方程的經濟意義的解釋是: 假設在其他條件不變的情況下,進出口總值(IE)每增加1%,對應的生產總值(GDP)將增長1.019%,由此可見,重慶進出口對經濟增長具有較強的拉動作用。

(五)Granger因果關系檢驗。

Granger因果檢驗解決了lnX是否引起lnY的問題,也就是lnY能夠在多大程度上被過去的lnX解釋,加入lnX的滯后值是否使解釋程度提高,如果lnX在lnY的預測中有幫助的話,就可以說lnX領先于lnY。檢驗結果見表3:

由表3得出結果:在10%顯著水平上,滯后階數為1時,拒絕原假設,即進出口總值是引起經濟增長(GDP)的Granger原因,反之不成立,所以進出口總值與經濟增長(GDP)是一個單向相關關系。

三、結論與政策性建議

(一)結論。

第一:本文基于重慶市1987~2010年進出口總值與地區生產總值的數據進行平穩性檢驗與協整檢驗,兩個變量序列是平穩的,并且兩者存在一種長期穩定均衡的關系,重慶市進出口總額(IE)越多,經濟增長越快(GDP)。

第二:根據計量經濟模型方程和Granger因果關系檢驗,重慶進出口與重慶生產總值之間存在一個單向相關關系。進出口總值是經濟增長(GDP)的原因,反之不成立。

(二)政策性建議。

1.進出口結構的優化:從本市經濟整體發展的需要出發,挖掘進出口總量背后深層次的貿易結構問題,切實推進進出口商品結構的優化,實現外貿發展同地區經濟發展的良性互動,促進進出口貿易對經濟增長的貢獻。

2.技術發展:本市應關注進出口產品的技術含量和層次,拓展進出口發展的空間,根據國際國內環境的變化,利用各類機會采取有效方式,繼續保持進出口適度增長,進而促進經濟的增長。

3.品牌、創新、改革:重慶市競爭性企業為了獲得國際市場和實現品牌擴張進行進出口貿易,這就需要企業引進高新技術,打造具有影響力的品牌,實行營銷網絡等方式,打開對外貿易市場,堅持制度創新,深化體制改革,推動地區經濟的協調發展。

參考文獻:

[1]林毅夫,李永軍.必要的修正―對外貿易與增長關系的再考察[J].國際貿易,2001,9.

篇10

關鍵詞:進出口貿易;經濟增長方式;相關分析

從1980年開始,我國的經濟迅速發展,從全方位、深層次及多領域實施對外開放,這對我國的經濟發展起到了至關重要的作用,在這其中尤以進出口貿易效果顯著。國內外學者對進出口貿易與國家經濟的發展關系進行了大量的實證性研究,最后綜合各學者的研究數據顯示,在不改變其他因素的影響情況下,密集型技術產品的貿易順差能夠對GDP的增長產生積極的促進意義。但之前的研究通常都只針對單方面的進口或出口進行研究,驗證其對經濟增長的作用,故本研究通過闡述進出口雙方面的影響確定其與經濟增長的關系。

一、我國進出口貿易現狀

在我國實施改革開放之后,對外開放的程度不斷的深入和擴大,我國的進出口貿易快速增長,在世界上引起廣泛關注,一些資本主義國家不惜通過一些卑鄙手段遏制我國經濟的增長。在改革開放后的30年間,我國的出口額實現了從百億美元到萬億美元的長足進步,平均年增長率更是高達15.5%;隨著出口額的增長,我國的進口額也實現了百億美元到萬億美元的增長,其中年增長率略低于出口年增長率,約為14.7%。在這期間,我國的GDP增長也十分顯著,從千億元人民幣增長到十萬億元人民幣的程度,年增長率與出口額增長率相當,同為15.5%。在我國加入世界貿易組織之后,我國的經濟迎來了第二次飛速增長,千禧年之后我國的出口貿易總量的年增長率更是突飛猛進,高達19.3%。通過以上數據研究能夠發現,我國的進出口貿易通GDP增長呈正向相關,表現出互相促進和互相影響的關系。外貿依存度是指國民經濟對對外貿易的依賴程度,通過該指標能夠衡量對外貿易對經濟增長的促進作用。

通過以上分析能夠發現,我國的外貿依存度在逐年提高,據統計顯示,我國的外貿依存度從改革開放初期的12.5%到千禧年提高到了33.3%,在2010年更是提高到了50.6%,通過以上數據都能看出,我國的進出口貿易在促進經濟的增長上起到了至關重要的作用。

我國目前的貿易結構最初以中初級產品為主,通過這樣一個出口商品結構能夠看出我國在改革開放之初賺去商品的附加值較低。但是隨著我國經濟技術及工業技術的發展,現在我國工業制成品的比重已經大幅提升,有能力有實力賺去更高的產品附加值,同時我國的競爭能力也在逐漸提高。據統計我國改革開放初期的初級產品出口額占出口總額的比重高達50%,而在經歷了30年的改革開放之后,我國的初級產品的出口權重已經降低到不足5%,這使得我國現在具有極強的國際市場競爭能力。到了2004年,我國的進口工業制成品比重開始下降,這一方面說明我國對進口依賴已經降低了。

二、實證分析我國進出口貿易與經濟增長的相關性

1.數據處理。本研究選取我國改革開放后30年的進出口額、出口額、進口額和國內生產總值作為數據,所選取的數據均出自《中國統計年鑒》。

2.基于時間序列的驗證。首先進行平穩性驗證,之后進行協整檢驗,協整檢驗的基本思路為:若兩個以上的同階時間向量均顯示較為不平穩,但它們的一種或多種線性組合卻顯示著及其平穩的特性,則證明這兩個時間向量具有協整關系。檢驗兩個向量間是否存在協整關系一般通過EG階段方法和JJ法,而對于多變量進行協整檢驗則選用JJ法具有一定的運算優勢。通過該方法進行計算能夠對整個系統進行估計,根據其特征最大值系統計量能夠進行判斷,以確定其間是否存在協整關系。在計算過程中若出現計量數值超過臨界值,則原有假設,若未出現此情況則認為該假設成立。通過這種方法進行計算與EG法比較具有的顯著優勢就是能夠找到多個向量間的協整關系。在其具有5%的臨界值的情況下,協整方程的假設進行逐次檢驗,因統計計量超過了臨界值,故該假設,認為此三個變量之間是存在協整關系的。

在此之后通過因果關系檢驗驗證以上論點,以上的協整檢驗已經證明我國的GDP與進出口存在一定的均衡關系,但其是否構成因果關系則還需要進一步論證。為了提高該論據的效果,必須對此檢驗設定一個準確的自由度,通過因果關系檢驗,證明與進口的關系存在1%的因果關系,這證明我國的經濟增長是由進口進行推動的,而我國的經濟增長則對進口不具有推動作用;同時對出口進行檢驗,結果顯示,我國經濟增長是由出口推動的,但我國的經濟增長對我國的產品出口不具有推動作用。但對于進口與出口關系的分析則顯示,我國進口是出口增長的原因,而出口對于進口沒有推動作用。故通過以上數據證實,我國的進出口都對我國經濟增長具有推動作用,但我國的經濟增長并不推動我國產品的進出口。

三、結束語

綜上所述,通過對我國進出口貿易與經濟運行軌跡進行分析,計算出我國對外貿的依存度、貢獻率等指標;另外通過協整檢驗和因果分析對我國的進出口貿易與經濟增長的關系。通過以上分析具有以下結論:首先我國的國內生產總值與進出口是單整序列;其次通過協整檢驗證明我國雖然國內生產總值與進出口之間具有較平穩的關系,但其內部存在穩定機制,我國的經濟增長與出口正向相關;從因果檢驗的數據顯示能夠看出,我國的國內生產總值與出口存在單向相關,同時國內生產總值與進口也存在單向相關性。

參考文獻:

[1]關嘉麟.轉型時期中國對外貿易政策研究[D].長春:吉林大學,2013.