導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇經(jīng)濟和貿(mào)易的關(guān)系，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

大洋洲會展經(jīng)濟發(fā)展水平僅次于歐美，但規(guī)模則小于亞洲。該地區(qū)的會展業(yè)主要集中于澳大利亞，每年約舉辦300個大型展覽會，參展商超過5萬家，觀眾660萬人次。歐洲是世界會展業(yè)的發(fā)源地，經(jīng)過100多年的發(fā)展，其會展經(jīng)濟整體實力最強，規(guī)模最大，德國、意大利、法國、英國都是世界級的會展業(yè)大國。法國每年舉辦300多個展覽，有近一半集中在“展覽之都”巴黎。這里的凡爾賽展場及北展場，雖有40萬平方米的供展規(guī)模，還是常因面積不足，將展商拒之門外。資料顯示，法國展會每年營業(yè)額達13億歐元，展商的交易額高達230億歐元，展商和參觀者的間接消費也在38億歐元以上。意大利有40多個展場，年辦展700多個，是歐洲辦展最多的國家。著名的米蘭國際展覽中心，有65萬平方米38個展館，是世界三大展場之一。瑞士是一個只有700萬人口的內(nèi)陸小國，可平均每年舉辦的國際會議超過2000個，僅會議每年就吸引外國游客超過3000萬人。在國際性貿(mào)易展覽會方面，德國是第一號的世界會展強國，擁有23個大型展覽中心，其中，超10萬平方米的展覽中心就有8個，展覽總面積達240萬平方米。每年約有三分之二的世界著名的國際性、專業(yè)性貿(mào)易展覽會都在德國舉辦，吸引世界各地的凈展商近20萬家。在德國科隆，每年定期舉辦44個國際展覽會，它擁有28.6萬平方米的展廳面積和5.2萬平方米的露天展場，120多個國家的34，000家參展商、200多萬采購商和專業(yè)觀眾定期前往科隆參展。結(jié)果是，參展商和觀眾每年在科隆地區(qū)消費達15億歐元，其中6億歐元用于旅店和餐飲業(yè)，3億歐元用于交通和購物，對發(fā)展旅游、娛樂業(yè)起到了提升作用。在德國漢諾威市召開的CeBIT（世界上最大的計算器和信息技術(shù)博覽會）。

上屆博覽會在參展商和參加人數(shù)上均創(chuàng)下歷史之最，據(jù)統(tǒng)計，為期一周的展覽，吸引了來自各國的75萬參觀者，大大超出漢諾威市52萬的人口數(shù)；而參展商也有7802家，比去年增加100家；展出面積達41萬平方米，相當于55個足球場。主辦單位漢諾威展覽公司光營業(yè)收入一項就達數(shù)億歐元，更不用說其它消費收入了。德國作為世界展覽業(yè)的代言人，之所以享有如此高的國際聲譽，一是得益于它地處歐洲的中心位置，二是它擁有一個潛力非常大的消費市場，更重要的是德國能給參展商和參觀者一個高質(zhì)量的展覽會效益。德國展覽業(yè)的以下做法，很值得學習和借鑒：AUMA是德國貿(mào)易展覽業(yè)協(xié)會，成立于1907年，總部設(shè)在科隆，是德國展覽業(yè)的最高協(xié)會。它是由參展商、購買者和博覽會組織者三方面力量組合而成的聯(lián)合體，以伙伴的身份塑造博覽會市場。AUMA具有統(tǒng)一性、權(quán)威性，其地位在德國是不可動搖的。AUMA為了確保德國博覽會的透明化，制定了許多規(guī)章制度，盡管新的或調(diào)整改進過的博覽會與德國現(xiàn)有的國內(nèi)或國際展覽會之間出現(xiàn)太多的重復。盡管這幾年德國舉辦的展覽會數(shù)量劇增，僅1999年博覽會就比20年前多了一倍，但各博覽會的目標非常明確，展會重復現(xiàn)象極少。AUMA請人在世展覽會的組織者不斷在世界各地進行宣傳，吸引參展商和專業(yè)觀眾。對于參展?jié)摿Ρ容^大的國家，都專門派代表前去做宣傳，介紹相關(guān)展覽，并向感興趣者提供相關(guān)咨詢。即使有些展覽會很火爆，甚至展位已滿，他們也會繼續(xù)做宣傳，以強化品牌。

完備的宣傳資料。德國大型展覽會的資料很多都是一本冊子或一本書，內(nèi)容不僅包括歷年展會的情況回顧，而且會介紹整個歐洲，甚至整個世界某一行業(yè)的發(fā)展趨勢和動態(tài)，同時涉及參展費德國漢諾威舉行的漢諾威通信和信息技術(shù)博覽會(CeBIT)上，一個機器人正在沏茶。界各地對展會進行考察，并寫成報告，為德國政府贊助本國企業(yè)出國參展提供了很好的建議和非常重要的參考作用。博覽會擁有長期的計劃。每個展覽會的舉辦計劃都是組織者與參展商、參觀者、各個聯(lián)合會、協(xié)會密切協(xié)商后制定出來的，而且會根據(jù)各行業(yè)不斷變化的市場條件進行調(diào)整。比如每兩年一屆在德國柏林舉辦的“電子消費品展覽會”是全世界電子消費品行業(yè)內(nèi)的最大展會，已有多次舉辦的歷史?？梢?，德國的展覽會并非短期行為。

篇2

一、重慶市對外貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀

作為西部地區(qū)經(jīng)濟的領(lǐng)頭軍，重慶市近十幾年的經(jīng)濟發(fā)展迅速。1987年的進口總額12235萬美元，2006年達211821萬美元，增加17.3倍。1987年的出口額為17446萬美元，2006年達33519萬美元，增加19.2倍。1987年的進出口總額為29681萬美元，2006年的進出口總額為547013萬美元，增加18.4倍并且，1987年重慶市的GDP為190.35億元，2006年的GDP為3491.57億元，增加18.37倍。對外貿(mào)易與經(jīng)濟同步增長，對外貿(mào)易 增長速度高于經(jīng)濟增長速度，出口增長速度高于進口增長速度，已成為重慶市經(jīng)濟發(fā)展的一個重要特點。在這種情況下研究重慶市對外貿(mào)易與對外經(jīng)濟增長的關(guān)系，對于促進重慶市經(jīng)濟發(fā)展，承接西部大開發(fā)政策，具有理論上和實踐上的意義。

二、選擇分析數(shù)據(jù)和預處理

本文選取1996~2006年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于重慶市統(tǒng)計年鑒。依據(jù)經(jīng)濟學理論和計量經(jīng)濟學分析指標選取的原則，選擇了國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟增長狀況的衡量指標，為了消除價格變動的影響，用商品零售價格指數(shù)（1978年為100）對各變量指標進行了平價計算。對各變量指標值進行了平價計算,分別GDP,TOT、EM、IM代表經(jīng)過平價計算后的國內(nèi)生產(chǎn)總值、進出口總額、進口總額和出口總額的指標值?；跀?shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變變量間原有的協(xié)整關(guān)系,能使變量趨勢線性化,并可在一定程度上消除時間序列中存在的異方差。經(jīng)過一階差分處理后的LGDP、LTOT、LEM和LIM均圍繞均值做上下波動,呈現(xiàn)出平穩(wěn)時間序列的特征。初步認為LGDP、LTOT、LEM和LIM為一階單整時間序列,且由于各變量對數(shù)都有不斷增長的趨勢,并且變動的方向較為一致,可以從主觀上判斷LGDP、LTOT、LEM和LIM間可能存在協(xié)整關(guān)系,但變量的平穩(wěn)性和變量間的協(xié)整關(guān)系仍須經(jīng)計量檢驗才能最終確定。

三、LGDP、LTOT、LEM和LIM的平穩(wěn)性檢驗

在進行協(xié)整關(guān)系檢驗之前,首先需進行變量的平穩(wěn)性檢驗,確定其單整的階數(shù)。所有變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件對一組時間序列變量平穩(wěn)性進行檢驗的方法是單位根檢驗。單位根檢驗方法主要有DF(Dickey-Fuller)檢驗法、ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗法和PP(Phillips-Perron)檢驗法,根據(jù)本文的需要,選擇ADF檢驗法作為檢驗的法。運用eviews5.0軟件對LGDP、LTOT、LEM和LIM,LGDP、LTOT、LEM、LIM分別進行ADF檢驗[5]。進行ADF檢驗時,變量的滯后期由eviews5.0軟件根據(jù)AIC和SC值最小的原則進行自動確定。LGDP、LTOT、LEM和LIM具有一定的時間趨勢,因此,采用有常數(shù)、有時間趨勢的模型進行檢驗?？傻肔GDP、LTOT、LEM、LIM～I(1),即LGDP、LTOT、LEM和LIM是一階單整時間序列,LGDPLEM、LIM、LTOT～I(0),即LGDP、LEMLIM、LTOT是0階單整時間序列?？梢赃M一步檢驗LGDP、LTOT、LEM和LIM之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

四、LGDP、LTOT、LEM和LIM協(xié)整關(guān)系檢驗

本文使用eviews5.0軟件采用Johansen檢驗法進行協(xié)整關(guān)系檢驗。用于檢驗協(xié)整關(guān)系的模型選擇觀測序列有線性確定性趨勢并且協(xié)整方程(CE)僅有截距的類型,滯后期的選擇依據(jù)AIC和最大特征值檢驗對LGDP、LTOT、LEM和LIM的協(xié)整關(guān)系進行檢驗,特征值軌跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果均表明LGDP、LTOT、LEM和LIM具有唯一的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的確立證明了LGDP、LTOT、LEM和LIM具有共同的變化趨勢,可以進行回歸分析和Granger因果檢驗。

五、LGDP、LTOT、LEM和LIM的Granger因果檢驗

協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果說明,LGDP、LTOT、LEM和LIM之間有著長期穩(wěn)定的關(guān)系。相關(guān)系數(shù)也證明了這一點。協(xié)整關(guān)系說明變量的同方向變化的關(guān)系,相關(guān)系數(shù)表明變量之間有關(guān)系,但變量之間是否存在因果關(guān)系并不確定,仍須進一步的驗證。驗證因果關(guān)系的檢驗方法為Granger因果檢驗法。本文運eviews5.0軟件進行LGDP、LTOT、LEM和LIM之間的相互因果關(guān)系檢驗,檢驗結(jié)果如表所示。

表中結(jié)果顯示GDP和進出口總額、進口總額，出口總額沒有明顯的Granger因果關(guān)系。

六、結(jié)論

根據(jù)對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長間的因果關(guān)系檢驗結(jié)果,可知現(xiàn)階段重慶市經(jīng)濟增長主要依靠投資和消費實現(xiàn)的高速度,出口對經(jīng)濟增長沒有明顯的促進作用,說明目前重慶市還不是出口導向型經(jīng)濟。但是投資、消費和凈出口是短期經(jīng)濟增長的因素,重慶市要保持經(jīng)濟快速增長必須重視出口的作用,制定促進出口的政策措施,提高出口產(chǎn)品的附加值,增強高技術(shù)產(chǎn)品的競爭力。同時充分利用進口可以增加要素的供給和提高全要素生產(chǎn)率的作用,實現(xiàn)長期穩(wěn)定的經(jīng)濟增長。

[參考文獻]

[1] 孫建勝山東省對外經(jīng)濟貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整及因果關(guān)系的實證檢驗 山東經(jīng)濟。 2005（9）.

[2] 張曉峒 計量經(jīng)濟學基礎(chǔ)[M]天津，南開大學出版社，2001.

[3] 王維國 叢春 霞何向華.計量經(jīng)濟學[M].大連:東北財經(jīng)大學出版社, 2002.

篇3

一、科技創(chuàng)新對我國國際貿(mào)易競爭能力之間的關(guān)系

（一）我國科技創(chuàng)新能力正獲得不斷的提升

我國在進行四個現(xiàn)代化建設(shè)的過程中，就將科技現(xiàn)代化作為了其中重要的一環(huán)。伴隨著改革開放的深入發(fā)展，我國的科技創(chuàng)新能力得到了明顯的改善。首先，科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)條件有利較為明顯改善，主要表現(xiàn)在科技人員數(shù)目的增加以及科研經(jīng)費投入的增長方面。尤其是科研經(jīng)費額的投入方面，其增長的速度要遠遠超過科研人員增加的速度；其次，產(chǎn)業(yè)集群是進行科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)條件，實現(xiàn)產(chǎn)出技術(shù)溢出效應方面具有重要作用。

從下表1中就可以看出，我國近年來通過長期的努力，使得國家的科技創(chuàng)新能力得到較大的提升，使得我國的科技競爭能力在國際競爭中具有了一定的地位。但是，我們也要意識到，雖然我國的發(fā)明專利數(shù)目增長較快，但是作為專利技術(shù)中最優(yōu)價值的發(fā)明，尤其是一些實用的新型技術(shù)與外觀設(shè)計等在整個專利中所占的比例還是較小，這表明我國的科技創(chuàng)新能力還較為欠缺，還具有比較大的發(fā)展與上升的空間。從表1中還可以看出，以為科技創(chuàng)新提供基礎(chǔ)支撐的SCI科研論文數(shù)目也在迅速的在鞥家，這一方面說明了我國對科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)理論研究能力在不斷的增強，但是也表明我國基礎(chǔ)理論研究還需要進一步的加強。

表1 中國科技創(chuàng)新產(chǎn)出指標

（二）科技創(chuàng)新與我國國際貿(mào)易競爭力之間的互動關(guān)系分析

科技創(chuàng)新能力的增強有效的提升了我國的國際競爭能力，主要表現(xiàn)在這樣幾個方面：

1、科技創(chuàng)新有效的提高了產(chǎn)品的國際競爭力，改善了產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)

在對一個國家的產(chǎn)品在國際市場上的競爭能力以及競爭優(yōu)勢進行評價時，一般是采用競爭優(yōu)勢指數(shù)——RCA來進行描述的，也就是說他是用該國家在某一個產(chǎn)品或者是在某一個行業(yè)在該國家所有出口份額中所占的比例，與在世界貿(mào)易中該產(chǎn)品或者是行業(yè)在世界貿(mào)易總額中所占的比例相比較。因此這個系數(shù)可以很好的放映出該產(chǎn)品或者是該行業(yè)的競爭優(yōu)勢。

圖1 對外貿(mào)易中高新技術(shù)產(chǎn)品在貿(mào)易總額中所占的比例

從圖1中可以看到，隨著我國科技創(chuàng)新能力的不斷增強，近些年來我國的科技產(chǎn)品競爭能力迅速增強，出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯的變化，一些科技產(chǎn)品的出口比重呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢。

2、科技創(chuàng)新能力的增強促進了我國出口產(chǎn)品市場占有率的增加

隨著我國經(jīng)濟整體實力的增強，我國在國際貿(mào)易中的影響力不斷提升。我們可以采用國際市場占有率(MS)，對該國產(chǎn)品在國際市場上的份額進行衡量，它是體現(xiàn)該產(chǎn)品國際市場競爭力的重要指標。通過對科技產(chǎn)品的不斷創(chuàng)新，可以使得我國的產(chǎn)品在完全依靠自主力量就能夠和發(fā)達國家的產(chǎn)品進行競爭，并利用不斷增強的創(chuàng)新能力來提高產(chǎn)品的整體競爭力，促進產(chǎn)品的市場占有率不斷提升，從整體上實現(xiàn)我國產(chǎn)品的國際競爭能力。

3、科學技術(shù)與貿(mào)易的結(jié)合促進了競爭優(yōu)勢的提升

在不斷的科技創(chuàng)新過程中，我們逐步的認識到了科技創(chuàng)新對于促進貿(mào)易發(fā)展的重要作用，因此進行了及時的科技貿(mào)易改革制度，基本實現(xiàn)了科技和貿(mào)易的結(jié)合。從2006年開始，依照“行業(yè)領(lǐng)先、自主創(chuàng)新、示范帶動、國際化發(fā)展和主動推進”的發(fā)展原則，國家商務部聯(lián)合科技部認證的兩批科技創(chuàng)新貿(mào)易基地，一共38家企業(yè)，覆蓋了電子信息、生物醫(yī)藥、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、大型裝備制造、新材料、航空航天以及海洋化工等多個產(chǎn)業(yè)，有利的促進了我國科技實力的迅速增長，健全了我國的科技發(fā)展整體體系。

二、加強科技創(chuàng)新能力，提高國際貿(mào)易競爭能力的對策

（一）完善國家整體創(chuàng)新體系

從根本上來講，一個國家的創(chuàng)新體系是與企業(yè)、政府以及學術(shù)界直接相關(guān)的，三者之間的互動和交流形成了國家的整體創(chuàng)新體系，對國家創(chuàng)新能力的培養(yǎng)和國家的建設(shè)起到了重要作用。因此，應該加強國家整體創(chuàng)新系統(tǒng)的建設(shè)工作，加強整體創(chuàng)新能力的建設(shè)，同時結(jié)合經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，走出一條適合自己發(fā)展的創(chuàng)新體系建設(shè)道路。

（二）開展知識知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略改革

從當前的形勢來看，將來的國際貿(mào)易必然充滿了傾銷、反傾銷、知識產(chǎn)權(quán)保護、市場行業(yè)壁壘等一系列的問題。通過積極的自主創(chuàng)新，加大對我國自主知識產(chǎn)權(quán)的不斷投入，是打破國外知識產(chǎn)權(quán)保護壁壘，提高我國對外貿(mào)易競爭能力的有效策略。同時，在存在產(chǎn)權(quán)糾紛的環(huán)節(jié)上，應該防止國外企業(yè)聯(lián)合對我國企業(yè)的打壓，通過自身的技術(shù)創(chuàng)新和知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略改革的結(jié)合提高在貿(mào)易競爭中的能力。

三、結(jié)語

本文分析了科技創(chuàng)新對我國國際貿(mào)易競爭能力之間關(guān)系，提出了通過加強我國科技創(chuàng)新能力，提高我國國際貿(mào)易競爭能力的策略，對促進我國對外貿(mào)易競爭力的提高有一定的參考價值。

參考文獻：

篇4

未來世界經(jīng)濟大格局會相對穩(wěn)定，美國、歐盟、中國“三駕馬車”的市場格局將維持相當長一段時期，但彼此相互關(guān)聯(lián)機制會發(fā)生一定變化。美國經(jīng)濟依然處于定海神針地位，總體趨勢是穩(wěn)定上行并會繼續(xù)鞏固高端服務業(yè)(金融、會計、評估、咨詢、教育等)、高端技術(shù)行業(yè)(IT、航空、軍工、尖端材料等)、全球金融中心和消費中心地位。強勢美元和金融監(jiān)管話語權(quán)將成為重要政策選項，財政政策也會繼續(xù)發(fā)揮更積極作用，并由此對世界經(jīng)濟、國際市場產(chǎn)生舉足輕重的影響。歐盟經(jīng)濟雖然面臨一系列脫歐的不確定性，但不會是顛覆性的風險，在趨勢向穩(wěn)的大背景下，將會繼續(xù)保持高端消費品制造優(yōu)勢和高端裝備制造業(yè)優(yōu)勢，仍然是中高端消費品和大宗商品集散地;貿(mào)易保護主義會有所抬頭，但歐洲經(jīng)濟已經(jīng)離不開以中國為代表的新興市場，更不可能離開美國市場;可以預期歐盟經(jīng)濟改革的重點將是著力解決“集中的貨幣政策與分散的財政政策”的協(xié)調(diào)問題。中國經(jīng)濟地位仍有上升空間，但增長動力將由外轉(zhuǎn)內(nèi)、由投資拉動轉(zhuǎn)向消費驅(qū)動，產(chǎn)出結(jié)構(gòu)也將由中低端轉(zhuǎn)向中高端，與歐美等發(fā)達國家和其他新興市場經(jīng)濟體形成錯位竟爭;由于轉(zhuǎn)型升級將持續(xù)5至10年，仍然是全球大宗商品最主要的需求方。預計未來幾年中國經(jīng)濟增速將會保持在6%-8%區(qū)間內(nèi)橫向運行，總體上貨幣政策將處于守成狀態(tài)，財政政策將繼續(xù)發(fā)揮更重要的作用。

篇5

（2）商務環(huán)境尚不夠理想。中國與日本同為世貿(mào)組織成員國，但日本卻不能公正地依照國際慣例和世貿(mào)組織規(guī)則處理中日貿(mào)易問題。日本違反平等互惠原則，實行貿(mào)易保護主義，利用關(guān)稅與非關(guān)稅的貿(mào)易壁壘阻礙中國商品對日本的自由貿(mào)易。日本針對中國商品征收高關(guān)稅，并通過管理程序復雜、透明度不高的關(guān)稅配額限制中國對日貿(mào)易的正常開展。此外，日本實行的進口許可制度，在實際操作中存在著阻礙貿(mào)易的做法。近年來，日本屢次與中國發(fā)生貿(mào)易糾紛。特別是針對中國輸日農(nóng)產(chǎn)品。

（3）日本對華技術(shù)貿(mào)易規(guī)模小、技術(shù)含量低。這個問題在中日經(jīng)濟關(guān)系發(fā)展中一直存在。上世紀80年代我國學者就對這一問題仔細研究過。20年后的今天，這一問題仍然沒有得到根本改善。日本為了抑制中國經(jīng)濟發(fā)展速度，確保日本在經(jīng)濟、技術(shù)領(lǐng)域占優(yōu)勢。因此，日本在技術(shù)轉(zhuǎn)讓上設(shè)置過多的人為障礙，限制對華技術(shù)出口。

（4）日本對華直接投資出現(xiàn)波動。從上世紀90年代中期以后，日本對華直接投資就開始顯現(xiàn)嚴重萎縮的勢頭，不僅合同數(shù)不斷減少，而且合同金額也大幅下降。日本對華直接投資的嚴重萎縮，既導致了其在中國全部外來直接投資中比重下降，也致使其在日本全部對外直接投資中比例降低。

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2政治障礙影響中日經(jīng)濟關(guān)系發(fā)展

目前中日經(jīng)濟關(guān)系中存在的問題，根源在于中日兩國間政治關(guān)系。而中日政治關(guān)系出現(xiàn)問題的根源在于日本的對華政策和日本對歷史問題的處理。日本對華防備心理嚴重。日本將中國視為戰(zhàn)略上的潛在對手和假想敵。日本抑制中國經(jīng)濟發(fā)展速度，以確保日本在經(jīng)濟、技術(shù)領(lǐng)域占優(yōu)勢的意圖十分明顯。最明顯之處就是日本對華技術(shù)合作幾十年沒有大的發(fā)展，而且日本對華投資很少投資于基礎(chǔ)設(shè)施和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)。國際關(guān)系學者瓊•斯佩羅認為，國際經(jīng)濟關(guān)系就是國際政治關(guān)系。在現(xiàn)實的國際關(guān)系中，國家間政治關(guān)系的重要性遠遠超過國家間經(jīng)濟關(guān)系的重要性?！爸挥袊覒?zhàn)略關(guān)系是在和平關(guān)系的范疇內(nèi)，經(jīng)濟利益關(guān)系才有可能決定戰(zhàn)略關(guān)系的性質(zhì)是合作為主還是競爭為主。”中日經(jīng)濟關(guān)系的發(fā)展始終是以中日國家間政治關(guān)系的穩(wěn)定和發(fā)展為前提的。1960年8月27日，總理在會見日中貿(mào)易促進會負責人鈴木一雄時提出了“對日三原則”：政治三原則（不要敵視中國，不要制造“兩個中國”，不要阻撓中日關(guān)系向正?；较虬l(fā)展）；貿(mào)易三原則（政府協(xié)定，民間合同，個別照顧），強調(diào)貿(mào)易三原則服從政治三原則，明確提出政治與經(jīng)濟不可分的原則。事實上，回顧中日經(jīng)濟關(guān)系發(fā)展的歷史，我們很容易發(fā)現(xiàn)兩國的政治關(guān)系在經(jīng)濟關(guān)系中的舉足輕重作用。20世紀70年代，中日關(guān)系正?；沟弥屑壗?jīng)濟關(guān)系迅速發(fā)展。1978年《中日友好條約》的簽訂，“結(jié)束了中日過去七八十年不幸的歷史，從政治上開辟了兩國之間長期友好關(guān)系?！?0世紀80年代，中日經(jīng)濟關(guān)系保持了健康、良好的發(fā)展。冷戰(zhàn)結(jié)束后，日本大國意識抬頭，對華外交出現(xiàn)“高姿態(tài)化”趨向。日本有關(guān)“中國”甚囂塵上。日本通過將經(jīng)濟援助政治化等一系列措施希望能延緩中國經(jīng)濟的發(fā)展。自2001年以來，由于日本首相小泉在參拜靖國神社問題特別是在上不斷挑戰(zhàn)中國國家安全的利益底線。引起了中國政府的強烈抗議，中日兩國間政治關(guān)系進入冷凍期。漫長的中日政治關(guān)系冷凍期造成了中日關(guān)系別引人注目的“政冷經(jīng)熱”現(xiàn)象。但是，長期的“政冷”腐蝕著“經(jīng)熱”。兩國政治關(guān)系的冷淡使得中日戰(zhàn)略層面的經(jīng)濟合作可望而不可及，許多大項目的運作也受到影響和干擾。

3未來中日經(jīng)濟關(guān)系的發(fā)展需要兩國政府的共同努力

中日政治關(guān)系的冷淡對中日經(jīng)濟關(guān)系的傷害，是兩國都不愿意看到的。中國政府始終對中日政治關(guān)系極力維護，避免兩國經(jīng)濟關(guān)系的降溫。中國方面在政治上采取了克制態(tài)度，始終致力維護中日友好關(guān)系的大局。另一方面，中國基本上以“政經(jīng)分離”的方針對待中日經(jīng)濟關(guān)系，將“政冷”對“經(jīng)熱”的負面影響降到最低限度。同樣，日本國內(nèi)的有識之士也認識到了中日經(jīng)濟關(guān)系對于雙方未來發(fā)展的重要性而積極地為維護中日經(jīng)濟關(guān)系大局而努力。2006年10月，日本首相安倍對中國進行了“破冰之旅”，一舉打破了5年來兩國政府首腦不進行互訪的僵局，雙方同意建立戰(zhàn)略互惠關(guān)系。安倍還提出“要讓中日關(guān)系政治經(jīng)濟兩個輪子都轉(zhuǎn)動”的主張，以結(jié)束中日關(guān)系“政冷經(jīng)不熱”的不正常狀態(tài)。2007年4月，總理對日本進行了“融冰之旅”，雙方就推動中日關(guān)系全面穩(wěn)定發(fā)展和進一步擴大貿(mào)易、投資、科技等領(lǐng)域的交流與合作達成了共識。為落實兩國政府首腦達成的共識，雙方已建立由日本經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)相和中國國家發(fā)改委主任之間的高層對話機制，就能源問題的合作與協(xié)調(diào)展開對話與協(xié)商。兩國還正在磋商建立高層經(jīng)濟對話機制，以就整個經(jīng)濟領(lǐng)域的重大問題進行戰(zhàn)略性對話，推動兩國經(jīng)濟關(guān)系的持續(xù)強勁發(fā)展。2007年12月1日在北京舉行的中日首次經(jīng)濟高層對話是中日雙方希望以經(jīng)濟合作夯實政治關(guān)系的一次努力。雙方確認中日經(jīng)濟關(guān)系是“雙贏”關(guān)系。12月底，日本新任首相福田康夫進行了對華訪問。福田訪華凸顯了日本政府對于改善中日關(guān)系的熱心。

總體上看，中日經(jīng)濟互補性依然很強，中日兩國政府和人民都愿意看到中日經(jīng)濟關(guān)系保持穩(wěn)定并快速發(fā)展的格局。因此，中日經(jīng)濟關(guān)系的發(fā)展前景依然是非常光明的。

參考文獻

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篇7

中圖分類號：F207 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）031-000-01

引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟水平顯著提高，從1978年至今，中國的GDP不斷增長，而且經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出平穩(wěn)態(tài)勢。經(jīng)濟運行的波動會對經(jīng)濟增長和生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響，因此在新時代研究經(jīng)濟波動的課題具有重要意義。貿(mào)易開放是擴大本國市場競爭力的重要渠道，隨著經(jīng)濟全球化進程的推進，對外貿(mào)易對經(jīng)濟波動造成很大影響，研究國際貿(mào)易水平、省際貿(mào)易潛力和經(jīng)濟波動的關(guān)系，對促進我國經(jīng)濟的平穩(wěn)運行具有重要作用。

一、內(nèi)生性處理

在考查國際貿(mào)易水平、省際貿(mào)易潛力和經(jīng)濟波動的關(guān)系時，首先應當建立一個計量模型。我國的經(jīng)濟學專家毛其淋和盛斌已經(jīng)采用了計量模型的辦法，給當下的經(jīng)濟研究人員提供了很好的借鑒[1]。

在研究三者關(guān)系的過程中，經(jīng)濟學家們面臨的最大問題是內(nèi)生性處理問題。雖然國際貿(mào)易水平的提升可以促進社會主義市場經(jīng)濟的發(fā)展，但不能由現(xiàn)象定下結(jié)論，一些國家的國家貿(mào)易水平上升，經(jīng)濟也會隨之增長。因此，影響國際貿(mào)易水平和經(jīng)濟P系的變量很多，這些變量都是不可控因素。國際貿(mào)易水平對經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟波動具有內(nèi)生性，經(jīng)濟體擴大市場占有份額也會造成國際貿(mào)易的內(nèi)生性。

如果內(nèi)生性比較嚴重，計量模型的計算結(jié)果可能會出現(xiàn)偏頗，想要尋找有效的改進方法，可以尋找一個具體變量，只與國際貿(mào)易水平相關(guān)，與經(jīng)濟波動不發(fā)生關(guān)系。比如，在具體的計算過程中，把各省會到我國東海海岸線的距離和到中國香港重要港口的距離作為一個衡量指標，可以計算各省會的海外發(fā)展?jié)摿Α?/p>

二、指標和數(shù)據(jù)

1.經(jīng)濟波動

在對國際貿(mào)易水平、省際貿(mào)易潛力和經(jīng)濟波動進行計算時，應當把經(jīng)濟波動作為一個被解釋變量。比如計算1976年到2016年的經(jīng)濟波動，在制定相應的計算模型之后可以得出相關(guān)結(jié)論。2006到2016年，各省的GDP增速標準差較之前大幅減少，但是雖然總體的經(jīng)濟波動呈下降趨勢，各省的經(jīng)濟波動還存在著較大差異。

2.國際貿(mào)易水平

在衡量各個省份的國家貿(mào)易水平時，可以計算各省進出口總額與GDP的比值，將計算過程中的美元匯率折合成人民幣計算，可以更加接近我國的真實經(jīng)濟水平。進出口總額和GDP的比值是貿(mào)易開放程度，出口總額和GDP的比值是出口開放度。改革開放以來，各省的國際貿(mào)易水平顯著提升，直至2008年受到金融危機的沖擊，貿(mào)易水平出現(xiàn)下降情況，經(jīng)過調(diào)整之后，各省的國際貿(mào)易水平又恢復了正常態(tài)勢[2]。通過計算各省貿(mào)易開放度的平均數(shù)和中位數(shù)，可以看出我國各個省份的經(jīng)濟發(fā)展水平參差不齊，東南地區(qū)省份的國際貿(mào)易水平顯著高于西北地區(qū)的省份。

3.省際貿(mào)易潛力

根據(jù)經(jīng)濟學家的有關(guān)推算，一個省的市場容量可以用加權(quán)平均值來計算，在研究市場規(guī)模對經(jīng)濟波動的影響時，可以建構(gòu)一個市場潛能函數(shù)，具體要關(guān)注兩個方面：第一，研究的重點是省際貿(mào)易潛力，但是各個省份的商品銷售總額中，有一部分是省內(nèi)貿(mào)易額。第二，國家貿(mào)易水平和經(jīng)濟波動存在內(nèi)生性問題，省份的商品銷售總額對經(jīng)濟波動也存在這一問題。

2000年以前，各省省際貿(mào)易潛力處在平穩(wěn)上升的階段，之后呈現(xiàn)出下降趨勢，這與中國加入WTO有密切關(guān)系。2008年金融危機爆發(fā)后，各省的省際貿(mào)易潛力又有所提升。我國地區(qū)間的省際貿(mào)易潛力差異性較大，一般來說，發(fā)達省份的省際貿(mào)易潛力較小。

三、研究結(jié)果

用普通最小二乘法來計算國際貿(mào)易水平、省際貿(mào)易潛力和經(jīng)濟波動的關(guān)系，可以得到初步結(jié)果。首先，為了考查省份國際貿(mào)易水平和省際貿(mào)易潛力的相互作用，可以引入貿(mào)易開放度這一變量，如果貿(mào)易開放度和省際貿(mào)易潛力的系數(shù)為負，說明國際貿(mào)易水平和省際貿(mào)易潛力的提高。其次，要將國際貿(mào)易水平、省際貿(mào)易潛力和經(jīng)濟波動三者的關(guān)系列為公式，引入貿(mào)易開放度之后，可以發(fā)現(xiàn)此變量的增加可以緩解經(jīng)濟波動，也就是說，省際貿(mào)易潛力增加有利于環(huán)節(jié)經(jīng)濟的波動。最后，依據(jù)計算公式和結(jié)果得出初步的結(jié)論：在我國經(jīng)濟平穩(wěn)運行的狀態(tài)下，省際貿(mào)易水平的提高能促進國際貿(mào)易開發(fā)的加強，從而環(huán)節(jié)經(jīng)濟波動[3]。因此，國際貿(mào)易水平和省際貿(mào)易潛力存在互補的關(guān)系。

想要計算細致的結(jié)果，可以采用兩階段最小二乘回歸方法。國際貿(mào)易開放存在內(nèi)生性的問題，如果問題嚴重，用最小二乘法計算出的結(jié)果將會和實際情況有較大出入，此時最小二乘回歸方法的應用顯得十分重要。最小二乘算法已經(jīng)證明國際貿(mào)易水平和省際貿(mào)易潛力的加強關(guān)系，利用回歸方法先求出一個省際貿(mào)易潛力的臨界值，在臨界值以下，貿(mào)易水平提高，經(jīng)濟波動加劇，說明國際貿(mào)易水平在一定省際貿(mào)易潛力的數(shù)值限制下，與緩解經(jīng)濟波動呈正相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論

國際貿(mào)易水平、省際貿(mào)易潛力對緩解經(jīng)濟波動具有重要作用，為了促進國民經(jīng)濟的平穩(wěn)運行，國家應當把握三者之間的關(guān)系，應對國內(nèi)外的經(jīng)濟壓力，挖掘我國市場經(jīng)濟潛力。

參考文獻：

篇8

中圖分類號:F71 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟?劉易斯在其《經(jīng)濟增長理論》中提出,促使經(jīng)濟增長的三個近因為經(jīng)濟活動、增進知識和增加資本。經(jīng)濟增長是社會物質(zhì)財富不斷增加的過程,通常表現(xiàn)為國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP的增加。在開放經(jīng)濟條件下,一國的經(jīng)濟增長除了取決于國內(nèi)消費和投資的拉動外,國際貿(mào)易和國際投資已成為國際經(jīng)濟活動的基本形式,拉動經(jīng)濟增長。

一、相關(guān)研究和文獻回顧

將國際直接投資與國際貿(mào)易及經(jīng)濟增長聯(lián)系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿(mào)易理論經(jīng)歷了由分歧到交叉融合直至逐步一體化,可以將直接投資與貿(mào)易置于同一框架下研究后,才有了出現(xiàn)的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學的小島清教授,他將國際直接投資理論建立在國際貿(mào)易理論的同一基石即國際分工基礎(chǔ)上,提出邊際產(chǎn)業(yè)理論,認為對外直接投資與對外貿(mào)易以互補形式存在,從而促進經(jīng)濟增長。

實證研究方面,真正將進出口貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展、對外投資聯(lián)系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎(chǔ)上,考察了韓國和中國臺灣的貿(mào)易與直接投資的發(fā)展軌跡,認為一個國家或地區(qū)的進口行為增加將導致外資流入增加,外資流入增加會導致出口增加,而出口增加又會最終導致向外投資增加。

以上成果說明了一國的對外直接投資與進出口貿(mào)易及經(jīng)濟增長之間確實存在一定關(guān)系,并探索對外直接投資、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長三者的關(guān)系提供了有益的借鑒。但現(xiàn)有研究仍多是集中在單一的對外直接投資的貿(mào)易效應或是對外直接投資的經(jīng)濟效應上,對對外直接投資、進出口貿(mào)易及經(jīng)濟增長三者之間關(guān)系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿(mào)易、經(jīng)濟增長之間是否存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?它們之間的因果關(guān)系如何?

二、實證分析

前面已對對外直接投資、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的相關(guān)理論進行了簡要闡述,現(xiàn)在此基礎(chǔ)上,運用協(xié)整理論、Granger因果關(guān)系檢驗等計量經(jīng)濟學方法對我國的對外直接投資與進出口貿(mào)易及經(jīng)濟增長三者間關(guān)系進行實證分析,以期對相關(guān)理論進行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進行解答。

(一)計量模型與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)前文的假設(shè)及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產(chǎn)總值(GDP),進出口貿(mào)易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據(jù)理論,對外直接投資、進出口貿(mào)易對經(jīng)濟有促進作用,但是一國的經(jīng)濟還會受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關(guān)系,現(xiàn)引入以下函數(shù):

GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u

其中,Q是除對外直接投資及進出口貿(mào)易以外的所有其他因素,如社會中的就業(yè)狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機擾動項。假設(shè)所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數(shù),得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關(guān)系,將三者按樣本數(shù)據(jù)首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數(shù)據(jù)均取自《中國統(tǒng)計年鑒》,其中GDP數(shù)值以當年匯率折算換成美元。

從圖中可看出,各變量都有不斷增長的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強的相關(guān)關(guān)系,計算各變量之間的相關(guān)系數(shù),結(jié)果見表1。

從圖1中可看出:時間序列數(shù)據(jù)有明顯的增長趨勢,且由表1可見,各變量之間的相關(guān)系數(shù)較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關(guān)關(guān)系,是非平穩(wěn)的時間序列變量。因此,要使建立的回歸模型有意義,就必須要求這些非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系,而存在協(xié)整關(guān)系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進行變量的平穩(wěn)性檢驗。

(二)變量的單位根檢驗

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩(wěn)性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后不會改變時序的性質(zhì)及關(guān)系,且所得到的數(shù)據(jù)容易得到平穩(wěn)序列,對這些時序數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進行單位根檢驗,檢驗結(jié)果見表2。

通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數(shù)序列在5%的顯著性水平下均存在單位根,即都是非平穩(wěn)的。而經(jīng)過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進行簡單回歸而不做平穩(wěn)性檢驗所得出的回歸結(jié)果是難以令人信服的。

(三)協(xié)整檢驗

要建立經(jīng)濟變量的關(guān)系模型,還要檢驗它們之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整(Co-integration)方法是研究非平穩(wěn)時間序列之間是否存在長期均衡關(guān)系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗進行分析,其結(jié)果見表3。

可得模型1為:

LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)

殘差項的穩(wěn)定性檢驗:

由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩(wěn)的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協(xié)整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系,這表明我國的進出口貿(mào)易與GDP經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。

同理,可得表5。

可得模型2為:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協(xié)整關(guān)系。且由模型3中系數(shù)0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關(guān)關(guān)系,這表明我國對外直接投資與進出口貿(mào)易之間存在一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且兩者之間不存在明顯的替代關(guān)系,長期來看,兩者是相互促進的。這一點與前文小島清的貿(mào)易與投資互補理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿(mào)易互補互促,產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應促進了GDP經(jīng)濟增長。

(四)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗

協(xié)整分析的結(jié)果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,三者之間又是怎樣的一個關(guān)系模式還需要進一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產(chǎn)總值之間的關(guān)系,下面進行變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗。通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗,可得如下結(jié)果(見表9)?？紤]到經(jīng)濟中常出現(xiàn)的時滯效應,本文不是只用一種滯后階數(shù)來得到是否存在因果關(guān)系結(jié)論的。

我國的對外直接投資、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長很有可能存在這樣一種模式:進出口貿(mào)易發(fā)展促進經(jīng)濟增長,經(jīng)濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿(mào)易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經(jīng)濟的增長。

三、結(jié)論與討論

總之,通過上述數(shù)據(jù)的實證檢驗,可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資與進出口貿(mào)易以互補互促關(guān)系存在,從而推動經(jīng)濟增長,這與我國實際較為吻合。對外貿(mào)易與對外直接投資對推動我國經(jīng)濟增長、增強綜合國力的作用是巨大的。

第一,從協(xié)整分析的結(jié)果可以看出,國民經(jīng)濟的增長和進出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系,表明三者之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系,進出口貿(mào)易發(fā)展促進經(jīng)濟增長,經(jīng)濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿(mào)易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經(jīng)濟的增長。

第二,中國的對外直接投資與貿(mào)易基本上符合互補關(guān)系。對外直接投資QI對進出口貿(mào)易總額長期內(nèi)是促進作用,但對貿(mào)易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規(guī)模有關(guān),凈對外直接投資仍為負值。其次,進出口貿(mào)易的增長速度加快、貿(mào)易規(guī)模的迅速擴大使得對外直接投資對貿(mào)易的影響弱化。這個結(jié)果很好地說明,有關(guān)我國日益增長的對外直接投資會帶來貿(mào)易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。

第三,對外直接投資與對外貿(mào)易基本上是互補的,也就是說還是會對經(jīng)濟增長起促進作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿(mào)易需要朝著相互促進和相互補充的一體化趨勢發(fā)展,以促進世界經(jīng)濟增長。

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篇9

一、引言

自改革開放以來，中國對外貿(mào)易基本保持了以高于國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的速度呈現(xiàn)出高速增長的態(tài)勢，成為拉動國民經(jīng)濟增長的主要因素之一。安徽省也從對外貿(mào)易的發(fā)展中受益匪淺。在“十二五”期間，作為連接東部發(fā)達城市和西部大開發(fā)地區(qū)的樞紐，對外貿(mào)易是否能夠成為帶動安徽省地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的“火車頭”，大家都拭目以待。因此，在現(xiàn)階段總結(jié)對外貿(mào)易為安徽省經(jīng)濟帶來的好處，并為安徽省未來的發(fā)展提供方向和論據(jù)有著極其重要的意義。

近20年來，大量研究文獻對有關(guān)對外貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的假設(shè)命題的經(jīng)驗研究，針對不同的國家和地區(qū)，運用不同的數(shù)理模型與分析方法得到的結(jié)論也不盡一致。

從國內(nèi)學者的文獻我們可以看出，國內(nèi)學者的研究主要針對全國對外貿(mào)易的總體狀況進行分析和研究，對于局部省份的研究并不是大家關(guān)注的重點，對于像安徽省這樣的中部不太發(fā)達地區(qū)的研究就更加寥寥無幾了。其次，對地區(qū)經(jīng)濟與對外貿(mào)易關(guān)系的研究方法相對落后。許多研究地區(qū)經(jīng)濟的文獻仍然采用普通最小二乘法（OLS）建立線性回歸模型對問題進行分析。最后，對地區(qū)經(jīng)濟的研究文獻中，由于地方統(tǒng)計數(shù)據(jù)的相對較難收集和整理，因此文章中的數(shù)據(jù)年份較短，一般只有10年左右。

基于以上考慮，我們利用1989～2009年間的安徽省對外貿(mào)易與GDP數(shù)據(jù)分析兩者之間的協(xié)整關(guān)系，并建立誤差修正模型，分析安徽省對外貿(mào)易額對經(jīng)濟增長的作用。

二、對外貿(mào)易對安徽省經(jīng)濟增長的計量分析

1.對外貿(mào)易與安徽省經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)分析

對外貿(mào)易的高速發(fā)展直接帶動了安徽省經(jīng)濟的發(fā)展，在對外貿(mào)易發(fā)生巨大增長的年份，安徽省的GDP總額也發(fā)生了極大的增長，這種極其類似的增長趨勢說明了安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長有著極大的內(nèi)在聯(lián)動關(guān)系。

為了更準確的表達兩者之間的關(guān)系，我們通過計算對外貿(mào)易與GDP之間的相關(guān)系數(shù)來體現(xiàn)兩者之間的緊密聯(lián)系。由于數(shù)據(jù)的對數(shù)變換能反映變量之間的彈性系數(shù)，消除非平穩(wěn)時間序列的異方差性，為了后面的分析我們對國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和對外貿(mào)易總額（Trade）進行自然對數(shù)變換，分別記為LnGDP和LnTrade。

首先計算在考察期內(nèi)同一時期GDP與Trade的相關(guān)系數(shù)，但考慮到對外貿(mào)易也具有一定的滯后效應，我們另外計算對外貿(mào)易總額與GDP滯后一、二期的相關(guān)系數(shù)。從Eviews6.0結(jié)果中有關(guān)數(shù)據(jù)來看，在1989～2009年間對外貿(mào)易（Trade）與經(jīng)濟增長（GDP）具有強烈的相關(guān)性，對外貿(mào)易（Trade）與同期GDP之間的相關(guān)系數(shù)高達0.9265，與滯后一期的GDP間的相關(guān)系數(shù)為0.7164。這一計算結(jié)果表明，安徽省經(jīng)濟的增長與對外貿(mào)易的發(fā)展有著極為緊密的聯(lián)系。從同期來看，每單位的貿(mào)易增長也伴隨著約一個單位的GDP增長，即使是前一時期的貿(mào)易增長也與下一時期GDP的上升有著很強的關(guān)聯(lián)。為了進一步分析對外對經(jīng)濟增長的推動作用大小，下面將利用動態(tài)誤差修正模型計量分析安徽省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的推動作用。

注：DLnGDP和DLnTrade分別表示LnGDP和LnTrade的一階差分序列

2.對外貿(mào)易與安徽省經(jīng)濟增長的誤差修正模型

（1）單位根檢驗

由于GDP和對外貿(mào)易額的數(shù)據(jù)都屬于時間序列，本文采用動態(tài)時間序列來分析它們之間的關(guān)系。首先，對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。由于兩數(shù)據(jù)都具有很強的上升趨勢，屬于非平穩(wěn)的時間序列。由于經(jīng)濟變量的非平穩(wěn)性，使得基于普通回歸方法所估計的方程可能存在“偽回歸”問題。因此，本文首先運用ADF檢驗法對lnGDP和lnTrade進行單位根檢驗，經(jīng)Eviews6.0運行具體結(jié)果見表1。

從表1可以看出，在5%的顯著性水平上，兩時間序列是平穩(wěn)的，即lnGDP和lnTrade均是I（1）序列，因此可以進行協(xié)整檢驗。

（2）協(xié)整檢驗

雖然時間序列l(wèi)nGDP和lnTrade是平穩(wěn)的，這個組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文運用E-G兩步法對兩變量lnGDP和lnTrade的時間序列進行協(xié)整檢驗。首先運用E-G方法進行分析，建立協(xié)整回歸模型：

經(jīng)Eviews6.0運行得到結(jié)果，協(xié)整方程①的估計如下：

由上可知，模型的擬合優(yōu)度R2=0.97，D.W.=1.04，F(xiàn)=672.73，P值為0。方程的總體線性關(guān)系成立，方程的變量和常數(shù)在95%的致信度上均通過t值檢驗，因此協(xié)整模型①可被采用。為了確定lnGDP和lnTrade序列是否存在協(xié)整關(guān)系，需要檢驗①式的殘差序列的平穩(wěn)性。之后，我們運用ADF檢驗法對進行單位根檢驗，的ADF檢驗值為-2.534759，小于1%的臨界值-2.685718，可以看出所估計的是平穩(wěn)的（即沒有單位根）。因此，盡管lnGDP和lnTrade單獨來看并非平穩(wěn)，但兩者卻存在著協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。

（3）誤差修正模型的建立

通過協(xié)整檢驗可以看出，lnGDP和lnTrade之間存在著長期的均衡關(guān)系，當然，在短期內(nèi)也許會出現(xiàn)失衡。因此，令，利用數(shù)據(jù)構(gòu)建誤差修正模型為：

經(jīng)Eviews6.0運行得到估計結(jié)果得到的誤差修正模型為：

式④中，表示一階差分，表示式①中的殘差的一期滯后值，作為均衡誤差項的經(jīng)驗估計，而是具有通常性質(zhì)的誤差項。式④把lnGDP和lnTrade的短期動態(tài)變化以及前期的“均衡”誤差聯(lián)系起來。在此回歸中，象征中的短期干擾，而誤差糾正項象征著長期均衡的調(diào)整。在式④中，不存在嚴重的自相關(guān)，且誤差修正項的回歸系數(shù)為負值，符合反向修正機制。從誤差修正模型各系數(shù)的統(tǒng)計性質(zhì)來看，常數(shù)和的系數(shù)在5%的置信水平上都非常顯著，但在5%的置信水平上不顯著，只在10%置信水平上顯著，這一定水平上說明了短期內(nèi)安徽省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻并不非常明顯。

（4）格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整檢驗，表明對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。但是，這種長期的均衡關(guān)系中，對外貿(mào)易和GDP在波動中孰為因孰為果，還是互為因果關(guān)系？這需要對對外貿(mào)易和GDP進行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗。我們分別取滯后期為1和滯后期為2，對對外貿(mào)易和GDP進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。LnGDP和LnTrade具體的因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表2。

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下，安徽省對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長有極為明顯地促進作用，即對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的Granger原因。對外貿(mào)易的發(fā)展對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極的推動作用。

3.計量模型的結(jié)果分析

通過非平穩(wěn)序列的單位根檢驗證實，時間序列l(wèi)nGDP和lnTrade均是1階單整序列，即lnGDP～I（1），lnTrade～I（1）。通過協(xié)整分析表明，安徽省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。格蘭杰（Granger）檢驗也證明了對外貿(mào)易是安徽省經(jīng)濟增長的格蘭杰因，說明了其對經(jīng)濟增長的確有著極大的推動作用。

具體來看，協(xié)整模型②的估計結(jié)果告訴我們，lnGDP和lnTrade之間具有較高的相關(guān)性，假設(shè)其他條件不變，GDP對Trade的彈性為2.06308（e0.7242），即對外貿(mào)易額每增加1元，將促進經(jīng)濟增長2.06308元?？梢?，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的拉動作用還是很顯著。

另外，從誤差修正模型④可以看出：對外貿(mào)易的短期波動將引起經(jīng)濟增長同方向變化，但對外貿(mào)易的短期影響非常有限；從長期來看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將短期的非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，如果本期的省內(nèi)經(jīng)濟增長偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有約52%得到糾正或清除，全省的GDP總值在受到干擾后將以較快的速度調(diào)整到它的長期成長途徑上。

三、政策建議

當前，我省對外貿(mào)易的發(fā)展處于一個關(guān)鍵時期，加快發(fā)展對外貿(mào)易，不僅可以直接拉動全市經(jīng)濟增長，滿足人民日益增長的物質(zhì)文化生活需要，開拓就業(yè)門路，提高安徽省的經(jīng)濟和文化水平；而且有利于促進市場的成熟，優(yōu)化資源配置，提高全省經(jīng)濟整體效益和運行質(zhì)量。要采取切實可行的措施加快發(fā)展對外貿(mào)易，優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，從而進一步促進安徽省對外貿(mào)易健康發(fā)展和經(jīng)濟又好有快發(fā)展。因此，我們提出以下幾點建議：

（1）擴大安徽省對外貿(mào)易的規(guī)模，政府應該重點培養(yǎng)一批外向型企業(yè)，讓他們帶動起安徽省的對外貿(mào)易發(fā)展，這對地區(qū)的經(jīng)濟增長必然是有重要作用的。

（2）調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策，優(yōu)化出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式。目前，安徽省的貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不盡合理，初級產(chǎn)品和低附加值產(chǎn)品比重過大，高新技術(shù)產(chǎn)品的貿(mào)易比重明顯偏小。因此，當務之急要調(diào)整產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，加快推進安徽外貿(mào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，積極扶持培育有國際優(yōu)勢的品牌，加大附加值高的產(chǎn)品出口，提升出口產(chǎn)品的國際競爭力，促進出口增長方式由傳統(tǒng)的以資源密集型產(chǎn)品為主向以高新技術(shù)型的先進制造業(yè)產(chǎn)品為主轉(zhuǎn)變。

（3）對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用是一個長期的過程。雖然短期較大幅度的增加對外貿(mào)易額可以在短期內(nèi)取得一定的經(jīng)濟效益，但是長期來看，經(jīng)濟增長依然會較快的回到原來的增長路徑上。因此，我們在擴大對外貿(mào)易規(guī)模的同時更應該注重對外貿(mào)易的質(zhì)量，改變單純追求數(shù)量的對外貿(mào)易方式，而是將更多的目光著眼于那些有潛力、有前景的產(chǎn)品和項目，以可持續(xù)發(fā)展的眼光來發(fā)展安徽省的對外貿(mào)易與經(jīng)濟。

我們都相信，只要找到了正確的方向和方法，安徽省經(jīng)濟必然會實現(xiàn)騰飛，也許是10年，也許是5年……這一定不會太遠。

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篇10

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.07.53 文章編號：1672-3309（2013）07-117-03

一、引言

對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響在很早就引起了經(jīng)濟學家和學者的關(guān)注，同時也進行了大量的定性和定量研究。我國自改革開放和加入WTO以來，對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，其增長速度遠遠超過了國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度，對經(jīng)濟增長的作用也日漸明顯。因此，我國許多學者也對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了大量研究分析，觀點各異。例如，姚麗芳（1998年）對對外貿(mào)易中多個影響因素進行了實證分析，得到國民經(jīng)濟和進出口的影響是相互的、雙向的結(jié)論[1]；沈程翔（1999年）利用Granger因果關(guān)系檢驗和協(xié)整檢驗方法分析出口與產(chǎn)出之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國的出口與產(chǎn)出之間存在著互為因果的雙向聯(lián)系[2]；季濤（2002年）利用國民收入公式對進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長進行動態(tài)分析，表明在一定條件下進口和出口一樣可以成為經(jīng)濟增長的增量因子[3]；王風云（2010年）對進出口貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟增長進行了Granger因果關(guān)系和協(xié)整檢驗，表明進出口與地區(qū)經(jīng)濟增長之間也存在長期均衡關(guān)系[4]。國內(nèi)對于進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的研究還有很多，如有利用回歸分析角度、投入產(chǎn)出表、對貿(mào)易乘數(shù)、ECM誤差修正模型進行分析的。

從以上國內(nèi)外的研究情況可以看到，對于進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，由于選取的方法不同，并且在不同時期和不同地區(qū)得到的結(jié)果有可能不同。而且更多的是傾向于單方面研究出口或進口與經(jīng)濟增長的相關(guān)關(guān)系，忽略了進出口貿(mào)易的平衡發(fā)展。本文以吉林省為背景，通過選用Granger因果關(guān)系檢驗與協(xié)整檢驗來對進口、出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行全面的研究分析，通過分析結(jié)果提出合理、科學、適用的建議。

二、實證分析

（一）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文選取吉林省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP、吉林省進口IM、出口EX及進出口總額TOTAL（單位：萬元）作為研究變量，樣本采用1990-2010年的年度數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于《吉林省統(tǒng)計年鑒2011》）。為了消除異方差并考慮數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，將數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，其對應的序列為LGDP、LIM、LEX、LTOTAL。

（二）對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的基本判斷

圖1顯示地區(qū)生產(chǎn)總值和進出口總額持續(xù)增長，地區(qū)生產(chǎn)總值從1990年的425.28億元增長到2010年的8667.58億元，年均增長率為11.31%；進出口貿(mào)易總額從1990年的44.98億元增長到2010年的1140.42億元，年均增長率為17.54%。在大部分時間里，吉林省的對外貿(mào)易額與地區(qū)生產(chǎn)總值一起增長，發(fā)展的方向與軌跡基本保持一致。

對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進作用，也可以從對外貿(mào)易依存度入手，對外貿(mào)依存度，又稱“外貿(mào)系數(shù)”。一般用對外貿(mào)易進出口總值在國民生產(chǎn)總值或國內(nèi)生產(chǎn)總值所占比重表示，作為一國經(jīng)濟開放程度的重要指標，是衡量一國或地區(qū)融入經(jīng)濟全球化，參與國際分工程度和內(nèi)部市場對外開放水平的標志之一，此外它還可以分為進口依存度和出口依存度。

從圖2中可以看出，在中國逐步融入全球經(jīng)濟一體化，對外依存程度不斷提高的進程中，吉林省也加快對外開放步伐，對外貿(mào)易有了較快的發(fā)展，外貿(mào)依存度有所提高，但與全國水平仍有較大差距。在1990-2010年期間，可以分為兩個階段，1990—1997年為第一階段，此時對外貿(mào)易依存度增減變化起伏較大，依存度最高達到36.1%，最低僅為10.5%；1998—2010年為第二階段，此期間對外依存度是穩(wěn)步增長階段，起伏變化較小，比較平穩(wěn)。

通過對吉林省對外貿(mào)易依存度的比較研究可知，經(jīng)濟增長對對外貿(mào)易的依賴程度在經(jīng)歷了大起大落之后，進入了平穩(wěn)增長階段，與全國相比較，對外貿(mào)易依存度提高不是很大，但是對外貿(mào)易在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中的地位和作用卻越來越重要。

通過對現(xiàn)狀分析，對外貿(mào)易總額和地區(qū)生產(chǎn)總值都保持了強勢的增長勢頭，各變量都有不斷增長的趨勢，并且變動方向一致。這說明其間可能存在較強的相關(guān)關(guān)系，下面我們計算變量之間的相關(guān)系數(shù)。

通過相關(guān)系數(shù)表可以看到，變量之間的相關(guān)性很高，為了研究這種相關(guān)關(guān)系，一般可以利用樣本數(shù)據(jù)擬合回歸方程，但要求數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，否則會出現(xiàn)偽回歸問題。而現(xiàn)實中變量的時間序列帶有明顯的變化趨勢，不滿足平穩(wěn)性這個條件，因此不能用簡單的回歸方程來解決，而協(xié)整理論提供了解決問題的辦法。

（二）平穩(wěn)性和Granger因果關(guān)系檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗。為了防止出現(xiàn)偽回歸問題，首先對樣本數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，本文選取的方法是ADF檢驗法。

表2 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：檢驗類型中c表示常數(shù)項，t表示趨勢項，k表示滯后階數(shù)，滯后階數(shù)根據(jù)SIC原則確定；**表示5%水平下的臨界值。

從平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可知，原序列LGDP、LTOTAL、LIM、LEX均是非平穩(wěn)的，在經(jīng)過兩次差分之后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，因此它們都是I（2）的單位根過程。

2.Granger因果關(guān)系檢驗。為了進一步明確進出口額與GDP的關(guān)系，對變量進行Granger因果關(guān)系檢驗分析變量之間的相互影響關(guān)系，然后實證分析變量之間的定量關(guān)系。

表3中P概率值越小，表明拒絕原假設(shè)越充分，檢驗結(jié)論以10%為置信水平得出。結(jié)果表明，出口與GDP之間不存在因果關(guān)系，進口與GDP之間存在著雙向因果關(guān)系，而進出口總額與GDP之間存在單向因果關(guān)系。這說明進口與GDP之間相互促進，相互影響，同時進出口總額也能夠促進經(jīng)濟增長。

（三）協(xié)整分析

由于LGDP、LTOTAL、LEX、LIM都是2階單整的I（2）過程，并且進口LIM與GDP之間存在雙向Granger因果關(guān)系，我們運用E-G兩步法檢驗進口與GDP是否協(xié)整。

首先建立如下方程：

檢驗結(jié)果表明，殘差序列εt是平穩(wěn)的，證明進口與GDP之間是存在協(xié)整關(guān)系的，表明了兩者之間的一種長期均衡的關(guān)系。

（四）結(jié)果分析

通過對吉林省1990—2010年地區(qū)生產(chǎn)總值和進出口貿(mào)易的平穩(wěn)性檢驗、Granger因果關(guān)系和協(xié)整分析，我們得到了一些有用的結(jié)果，具體分析如下：

首先，從Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果來看，進口額與經(jīng)濟增長之間存在著雙向的Granger因果關(guān)系，說明進口變動是經(jīng)濟增長變動的原因，反之也成立。這與近年來一些學者的研究成果相同，例如，杜江（2007）基于誤差修正模型（ECM）分析進口與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系，得到進口與經(jīng)濟增長存在雙向因果關(guān)系，進口對經(jīng)濟增長起著促進作用。通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，進口與經(jīng)濟增長之間還存在長期均衡關(guān)系，當進口額增加1%時，GDP的值將會增加0.71%，可以看到進口對于經(jīng)濟增長的促進作用是十分明顯的。

其次，從Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果來看，進出口總額與經(jīng)濟增長存在進出口總額到經(jīng)濟增長的單向Granger因果關(guān)系，而出口與經(jīng)濟增長則不存在因果關(guān)系。這與近年一些學者的研究成果不同，例如，陳偉國（2004）利用協(xié)整檢驗與VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗分析我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系得出，出口與經(jīng)濟增長之間是存在因果關(guān)系的，導致結(jié)論的不一致，可能是不同的研究對象與背景造成的，本文針對的是吉林省一個地區(qū)的研究，而前者則是針對全國范圍的。

最后，總體來看，進口額與經(jīng)濟增長是雙向因果關(guān)系，而進出口總額與經(jīng)濟增長是單向因果關(guān)系，主要原因可能是進口是促進經(jīng)濟增長的主要因素，而出口則是促進經(jīng)濟增長的間接因素。因此，吉林省應該提升出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響效率，形成出口導向型經(jīng)濟。

四、對策與建議

通過上述實證分析，我們明確了吉林省的進出口貿(mào)易促進了經(jīng)濟增長，而且進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間是存在著長期均衡關(guān)系的，但是出口與經(jīng)濟增長之間不存在因果關(guān)系。為了使吉林省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長能夠更好的協(xié)調(diào)發(fā)展，根據(jù)分析結(jié)果本文提出以下幾點對策和建議：

1.使進口貿(mào)易與出口貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展。吉林省從1998年以來一直處于貿(mào)易逆差的狀態(tài)，其主要原因有可能是地理條件不及沿海城市、對外開放意識落后、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等外生因素，另一方面可能是由于勞動力豐富的比較優(yōu)勢沒有得到充分發(fā)揮，而資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的比較劣勢明顯等內(nèi)生因素。

2.優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)、豐富出口品種、擴大出口規(guī)模。通過優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，同時豐富出口品種來擴大出口規(guī)模，使得進出口貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展，從而提升出口對于經(jīng)濟增長的推動效應。

3.進一步加強與東北亞及周邊國家的經(jīng)貿(mào)合作，擴大出口規(guī)模。充分利用自身地理的優(yōu)勢，抓住與東北亞及周邊國家開展經(jīng)貿(mào)合作的機會，擴大出口規(guī)模，促使對外貿(mào)易良好快速的向前發(fā)展。

4.進一步深化對外開放體制改革和關(guān)稅改革。吉林省可以從體制上進行改革，為對外開放提供更好的發(fā)展道路，建立規(guī)范透明、保障有力、監(jiān)督有效的對外經(jīng)貿(mào)促進體系和服務體系；同時，從關(guān)稅稅率和關(guān)稅結(jié)構(gòu)方面深化關(guān)稅改革，推動對外貿(mào)易的發(fā)展。

參考文獻：

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