对外进出口贸易范文

导语：如何才能写好一篇对外进出口贸易，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

关键词：对外直接投资；进出口贸易；影响机制；面板格兰杰因果检验

基金项目：教育部重点研究基地重大项目（11JJD790024）。

作者简介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南开大学跨国公司研究中心、南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师，经济学博士，主要从事国际经济学研究；宋 平(1987-)，女，山东济宁人，南开大学国际经济贸易系硕士研究生，主要从事国际贸易理论与政策研究。

中图分类号：F720 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、问题的提出与文献综述

国际直接投资与国际贸易的关系一直是理论界关注和争论的问题。国际直接投资包括外国直接投资（inward FDI）和对外直接投资（outward FDI）两个方面， 分别涉及外资的流入与流出。本文研究的是后一方面，即中国对外直接投资对母国进出口贸易的影响。①中国对外直接投资起步较晚，大大滞后于引进外资的步伐，规模也相对较小。但是，近年来，在“走出去”战略的引导下，在综合国力增强、外汇储备大幅增加、人民币升值等一系列综合因素的作用下，中国对外直接投资获得了迅速发展，2010年我国对外直接投资首次达到680亿美元，位居世界第五。在这一背景下，研究不断发展扩大的对外直接投资对进出口贸易具有怎样的影响、二者之间是替代还是互补关系、如何更好地利用对外直接投资促进对外贸易发展，不仅具有理论价值，而且对我国对外开放与经贸政策的制定具有现实借鉴意义。

Mundell（1957）最早正式研究了国际直接投资与国际贸易间的关系，在要素禀赋理论模型框架下证明了二者是相互替代的。与此相反，Kojima（1978）的边际产业扩张理论提出了国际直接投资与贸易的互补关系。目前多数学者认为，从理论上分析国际直接投资与国际贸易的关系不存在确定的结论，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的结果。

与理论研究相类似，有关对外直接投资与对外贸易关系的实证研究也没有统一的结论。国外有关对外直接投资与进出口贸易关系的实证文献大多以发达国家为研究对象，其中又以美国和日本居多。从研究结论看，主要有3类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定，但以验证互补效应的居多。在国内的实证研究方面，蔡锐等（2004）基于小岛清的边际产业理论，运用零回归方法的实证分析表明：中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；中国对非发达国家的直接投资对进口没有显著影响，对出口则有一定影响。张如庆（2005）综合运用协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，认为我国进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系，对外直接投资不是进出口变化的原因。王英等（2007）考察了中国对外直接投资对出口的影响，指出二者为互补关系，虽然后者认为这一作用的程度极小。项本武（2009）运用面板协整模型和误差修正模型，验证了我国长期对外直接投资对进出口贸易具有创造效应，但二者对短期的效应持不同观点。

综上所述，有关我国对外直接投资贸易效应的研究还相对较少，并且结论并不一致。笔者就对外直接投资对进出口贸易的影响机制进行理论分析，并对中国的情况加以实证研究。在实证方法上，国内学者大多使用时间序列或截面数据，利用传统的引力模型以及协整和误差修正模型进行分析，而笔者利用1993年~2009年中国对105个国家（地区）直接投资和进出口贸易的面板数据，应用动态VAR模型和面板格兰杰因果检验方法考察我国对外直接投资与进出口贸易的关系。

二、对外直接投资对进出口贸易的影响机制

（一）对外直接投资对出口的影响

图1~图3归纳了对外直接投资带动出口增加的途径。一方面，在海外新建子公司初期投产建设时，一般需要从母公司购买资本设备、原材料等；另一方面，在国外子公司经营过程中，可能在较长时期内从母国进口零部件和中间产品，从而对出口形成持续性的带动作用，尤其是在加工装配行业这一效应更为明显。实际上，不同类型的对外直接投资都可能对出口形成促进作用：以扩大和开辟海外市场、以为出口服务为目的的市场导向型对外直接投资，通过在世界其他国家（地区）设立贸易服务机构，构筑国际市场营销网络可以促使出口增加；资源导向型对外直接投资带动了开采所需设备和相关产品的出口，并且随着母国进口开采出的资源，该国此类资源加工品或制成品的出口可能增加；技术导向型对外直接投资可以获得反向技术溢出效应，提高母国产品的技术含量和出口竞争力。

图1 对外直接投资的出口促进效应

对外直接投资对出口既有促进作用，也有替代作用。首先，无论是为规避贸易壁垒或将国内生产能力过剩、市场相对饱和的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低生产与运输成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转销到其他国家，从而替代母国同类产品的出口。其次，东道国企业利用技术扩散与模仿大量生产该产品，替代进口甚至进行出口，进一步减少了母国的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。

图2 对外直接投资的出口替代效应

（二）对外直接投资对进口的影响

与出口的情况相类似，对外直接投资对进口贸易规模的影响也有两方面：在进口促进作用方面，资源导向型对外直接投资以开发国外资源、保证母国供给为目的，会增加母国资源类产品的进口；效率导向型对外直接投资将生产转移到生产成本更低的国家后，有可能将东道国生产的产品返销回母国以满足国内需求；技术导向型对外直接投资在国外开发和生产出技术与知识密集型产品后，可能通过公司内贸易等形式销售给母国。在进口替代作用方面，如果企业认为通过直接投资在国外购买原材料进行生产比进口生产所需的原材料更有效率，那么这种投资就会减少母国原材料的进口；如果企业通过技术导向型投资代替通过高技术产品进口来获取技术，就有可能减少母国部分高技术产品的进口。

图3 对外直接投资的进口促进与替代效应

（三）中国对外直接投资贸易效应的直观分析

基于上述对外直接投资对进出口贸易的影响机制，可以就中国对外直接投资的贸易效应加以直观分析。

中国的对外直接投资起步于改革开放以后，早期投资的主要目的是为外贸服务，劳务工程承包也是当时的主营项目。20世纪90年代末开始，在国家的支持下一些大型央企和国企以获取能源和资源为目的进行对外投资，投资目的比较单纯，经营方式相对简单。2000年以后，中国对外直接投资有了突飞猛进的发展，复杂的经营方式开始出现。目前，中国对外直接投资“市场导向型”、“资源导向型”、“效率导向型”等投资动机都存在，但仍以市场寻求型投资动机为主。从对外直接投资的流向分布看，行业多元而聚集度较高，截至2010年末，我国对外直接投资覆盖了国民经济所有行业类别，其中存量在100亿美元以上的行业包括商务服务业、金融业、采矿业、批发零售业、交通运输业和制造业，这6个行业占据我国对外直接投资存量总额的88.3%。④

由于在我国的对外直接投资中为商品贸易提供便利的服务类投资占比重最大，2010年流向租赁和商务服务业以及批发和零售业的投资超过50%，可以预计，我国对外直接投资对贸易特别是出口贸易应有较强的促进作用。此外，采矿业在我国对外直接投资中也占有较大份额，2010年末采矿业的投资存量占对外直接投资总存量的14.1%，⑤这也会对出口和进口产生双向的拉动作用。但是，我们也应注意到，我国对外直接投资的动机与产业分布呈现多元化趋势，制造业及其他行业多种动机的对外投资也占一定比重，这些投资会同时影响到出口和进口，产生正向和反向的贸易效应。因此，难以从理论上就我国对外直接投资对贸易规模的总体影响做出确切判断，下文将使用计量方法就对外直接投资对我国出口和进口贸易规模的影响进行实证检验。

三、中国对外直接投资对进出口贸易影响的实证分析

（一）实证方法与模型设定

笔者应用Hurlin等（2001）提出的固定系数面板格兰杰因果检验方法来考察我国对外直接投资对进出口贸易的影响，这一方法是基于面板数据的向量自回归（VAR）过程实现的。

为检验对外直接投资与出口的关系，建立如下面板向量自回归模型。为了减少异方差和异常项对平稳性的影响，模型中的变量均采用对数形式。

其中，ofdi为我国的对外直接投资，exp为出口额。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi为个体的异质性，它表示我国对各个国家对外直接投资所具有的不同特性，属于非时序变量；εit为随机扰动项，表示除方程（1）、（2）中所列变量外的其他影响因素。对于任意给定的i∈［1,N］，模型自回归系数γ(k)和回归系数β(k)i是不变的，即对所有的个体来说γ(k)都是一样的。

方程（1）考察对外直接投资对出口的影响，方程（2）考察出口对对外直接投资的影响。以上2个方程组成了面板向量自回归模型，其中每个方程都是一个动态面板，需要对其进行差分估计。由于方程存在内生变量，要用到工具变量，先直接对每个方程进行差分广义矩估计（Difference-GMM），检验单个变量系数的显著性，然后根据GMM估计结果，对上述模型进行面板格兰杰因果关系检验，验证我国对外直接投资与出口之间的格兰杰因果关系。

其中，imp为我国的进口额，其他变量的解释同上。方程（3）考察对外直接投资对进口的影响，方程（4）考察进口对对外直接投资的影响，进口模型的估计和检验方法与出口模型相同。

（二）样本数据及来源

笔者根据世界各国的经济地理特点，按照《中国统计年鉴》依地理分布和投资额划分的方法，选取亚洲、非洲、欧洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地区的105个样本国家（地区）进行研究。

笔者利用1993年~2009年我国对上述105个国家（地区）的对外直接投资和进出口贸易数据进行实证分析。我国对各个国家（地区）的进出口数据取自1994年~2010年《中国统计年鉴》，1993年~2002年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外经济统计年鉴》，2003年~2009年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外直接投资统计公报》。

（三）面板数据的单位根检验

为了增强检验结果的稳健性，笔者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4种方法进行面板单位根检验，使用的软件为Eviews6.1，结果见表1。

对lnofdi、lnexp、lnimp的面板单位根检验结果显示，在4种检验方法下，在1%的显著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在单位根，可见对外直接投资

表1 面板单位根检验结果

检验方法lnofdi统计量P值 结论lnexp统计量P值 结论lnimp统计量P值结论LLC -18.36120.0000平稳-4.169340.0000平稳-9.639560.0000平稳IPS-13.7620.0000平稳-14.17930.0000平稳-7.212420.0000平稳Fisher-ADF515.5720.0000平稳456.4800.0000平稳385.103 0.0000平稳Fisher-PP596.9120.0000平稳521.7710.0000平稳441.8890.0000平稳

和出口、进口变量都是稳定的，因此，无需对变量之间的关系进行协整检验即可直接就对外直接投资与出口以及对外直接投资与进口的关系进行格兰杰因果检验。

（四）面板格兰杰因果检验结果

1．对外直接投资与出口的关系

笔者根据AIC值最小的标准确定最佳滞后期，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。

笔者分别对方程（1）、（2）进行动态面板广义矩估计，在估计中利用stata11.0软件中的xtabond2命令，由于最佳滞后期为2，因此可以选取因变量的二阶差分作为工具变量，即选取D.lnexpit－2作为D.lnexpit－1的工具变量，选取D.lnofdiit－2，作为D.lnofdiit－1的工具变量，使用GMM两步估计法，估计结果如表2所示。

由表2中对方程（1）的估计结果可见，lnofdi一阶滞后项的系数为0.047，P值为0.015，其二阶滞后项的系数为0.028，P值为0.040，均通过了5%的显著性检验，这表明我国的对外直接投资对出口存在正向的滞后影响，对外直接投资对出口有一定的促进效应。但是，lnofdi一阶和二阶滞后项的系数都很小，说明投资对出口的带动作用较为有限。

笔者对对外直接投资和出口的关系进行格兰杰因果关系检验，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即对外直接投资与出口之间不存在格兰杰因果关系；备择假设H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滞后变量的回归系数不全为零，二者之间存在格兰杰因果关系。表2中对方程（1）的估计结果显示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系数在5%水平下均显著，因此拒绝原假设，接受备择假设，即lnofdi滞后变量的回归系数不全为零，对外直接投资是出口的格兰杰原因。

由表2中对方程（2）的回归结果可见，lnexp一阶滞后项的系数为0. 015，P值为0.015，lnexp二阶滞后项的系数为0.041，P值为0.034，在5%的统计水平下都是显著的，所以原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，即出口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国对外直接投资与出口之间存在双向的格兰杰因果关系。

2.对外直接投资与进口的关系

分别对方程（3）、（4）进行GMM估计。根据AIC值最小的标准，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。选取因变量的二阶差分作为工具变量，使用GMM两步估计法，利用stata11.0软件进行估计，结果如表3所示。

由表3中对方程（3）的估计结果看出，lnofdiit-1的系数为0.112，P值为0.035，lnofdiit-2的系数为0.045，P值为0.011，在5%水平下均显著，这说明我国对外直接投资对进口存在正向的滞后影响，对外直接投资对进口具有促进效应。由于lnofdi的一阶和二阶滞后项系数均显著，因此格兰杰因果检验的原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受备择假设，即对外直接投资是进口变化的格兰杰原因。

由表3中对方程（4）的估计结果看出，lnimp一阶滞后项的系数为0.152，P值为0.035，在5%水平下显著；lnimp二阶滞后项的系数为0.064，P值为0.006，在1%水平下显著。因此，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，进口是对外直接投资变化的格兰杰原因。

综上，我国的对外直接投资对进口具有带动作用，即进口额会随着对外直接投资的增加而增加，并且二者互为格兰杰因果关系。

（五）实证结果分析

由上文对外直接投资与出口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和出口之间存在双向格兰杰因果关系。对外直接投资的一阶和二阶滞后项对出口具有正向影响，并具有统计显著性，说明对外直接投资对出口具有促进作用。总体看来，我国对外直接投资对出口贸易的促进作用超过了替代作用，对外直接投资对我国的出口贸易起到了一定的推动作用，虽然这种作用的程度较小。

由对外直接投资与进口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和进口之间存在双向格兰杰因果关系，尤其是对外直接投资对进口具有带动作用。这说明在我国对外直接投资中占有一定比重的资源导向型投资促进了资源性产品的进口，而将其他类型的对外直接投资考虑进来，投资与进口贸易总体上也呈现互补关系。

四、结论与政策建议

我国对外直接投资与出口及进口之间均存在双向格兰杰因果关系，对外直接投资是贸易创造型的,对出口和进口均有促进作用，这一结果与我国当前对外直接投资以市场开拓和资源引进等为主要目的的现实密切相关。然而，我国对外直接投资还处于起步阶段，规模还相对较小，对贸易（特别是出口）产生的创造效应还较为有限。因此，如何促进对外直接投资的健康发展，并发挥其与贸易的良性互动关系，是我国需要解决的重要问题。

我国应当继续积极发展对外直接投资，有效利用国际、国内2个市场、2种资源，充分发挥对外直接投资对贸易的促进作用。对外直接投资有利于开拓海外市场, 通过跨国生产可以带动设备、原材料、中间品的出口。通过对外直接投资还可以获得国内经济发展所需的资源，获取一些高新技术与先进的管理经验等，带动国内产业结构优化和技术水平提升，不断提高本国企业和产品的国际竞争力。

在扩大对外直接投资规模的同时，我国还应调整对外直接投资结构，改善投资质量。以制造业的对外直接投资为例，目前很大部分投资于初级加工业，生产附加值较低，对出口的带动作用有限。今后可以更多地投资于产品附加值较高和后向关联度强的行业，如机械制造业，由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的，因此这类行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。另外，可以增加技术导向型的对外直接投资，利用获取的先进技术制造深加工产品并出口，以提高产品的附加值，扩大出口的效益。

① 对外直接投资的贸易效应包括对贸易规模和贸易结构的影响，本文研究的是前者，即对外直接投资和对外贸易之间的替代或互补关系。

② UNCTAD：《2011年世界投资报告》，2011年7月。

③ 根据Vernon的产品生命周期理论，创新国的对外直接投资首先替代母国的出口贸易，而后又创造了母国从东道国的进口贸易。

④ 商务部，国家统计局，国家外汇管理局：《2010年度中国对外直接投资统计公报》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在传统Granger因果检验思想的基础上，于2001年率先提出了固定系数面板数据的Granger检验方法，并在2004年进一步提出固定系数异质面板数据的Granger检验方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具变量法的基础上给出了差分的广义矩估计法，该方法采用 t-2 期前的因变量的滞后项作为因变量一阶差分滞后项的工具变量，从而得到一致且更为有效的估计结果。

参考文献：

蔡锐，刘泉．2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?―基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］．世界经济研究（8）：64-70．

王英，刘思峰．2007.中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析［J］．世界经济与政治论坛（1）：36-41．

项本武．2009.中国对外直接投资的贸易效应研究――基于面板数据的协整分析［J］．财贸经济（4）：77-82．

张如庆．2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］．世界经济研究（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.

(编校：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

[关键词] 外商直接投资 进出口贸易 协整检验

随着经济全球化程度的逐步实现，各国之间的经济往来越来越密切，国际投资和贸易规模不断扩大。FDI与经济增长的关系,以及进出口贸易与经济增长的关系成为了20世纪70年代以来国内外学者研究的热点问题。湖北省作为国家“中部崛起”战略重镇，有着独特的历史传统、地理位置和自然资源。改革开放，特别是近年来，湖北省积极引进外资、大力发展对外贸易。然而，虽然其近几年的贸易额一直居于中部六省的前列，与东部沿海省市相比，仍存在着较大的差距。本文拟采用实证研究的方法，运用OLS法和协整检验得到FDI与进出口贸易之间的关系，以期得出正确结论，为湖北对外贸易的增长献计献策。

一、国内外文献综述

迄今为止，各国对外贸易与FDI关系的研究为数众多。理论分析所得出的代表性结论有二个:一是以Mundell为代表的相互替代关系理论;二是以小岛清为代表的相互补充关系理论。在实证研究方面则主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明两者呈互补关系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein对日本的检验证明FDI对进出口贸易有促进作用。

二、实证分析

由于湖北省对外贸易起步较晚，加之统计数据并不完整，样本设定在1986年～2006年之间。本文选取湖北省统计年鉴中的外商直接投资(FDI)衡量外商对湖北省直接投资，以出口额(EX）、进口额(IM)来衡量对外贸易。由于FDI在中国发挥作用时，中国吸收能力存在时滞问题，所以本文在模型中加入了到上一年为止累积的湖北省内外商直接投资总和（AFDI）。同时经济增长迅速对其影响也不容忽视。于是引入变量“湖北省生产总值指数（GDP）”来衡量湖北省经济规模和经济增长。

1.数据处理。单位根检验模型建立在正态分布假设上的，但检验却发现变量不显著具有正态性，所以取各数据的自然对数，得lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFDI。可以证明变换后的数据均满足正态分布。

2.时间序列的平稳性检验。在回归分析之前,首先要对每组数据进行单位根检验,以判别序列的平稳性。因为当数据非平稳时，有可能存在伪回归,需要进行协整检验。对序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、Ln AFD进行ADF检验，发现以在95%的显著性水平上，ln EX、ln IM都为一阶单整的时间序列,而lnFDI则为二阶单整。可见,序列lnGDP、lnFDI、ln EX、ln IM、ln AFDI并不都是平稳的。

3.协整检验。对湖北省外商直接投资及其滞后因素与进口、出口额运用OLS法，同时考虑考察变量之间的协整关系，根据DW值与t值，用后向回归法进一步筛选变量，删除t值不显著的变量，得出估计模型如下：

(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

此时，对两个残差序列进行单位根检验，发现它们是平稳的置信度为95%，可以认为模型变量间有协整关系。湖北省外商直接投资额对出口额、进总额的作用显著，模型拟合优度较高，两个回归方程的残差序列都是平稳的，由协整定理可知数据之间存在协整关系，即湖北省外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

4.误差修正模型。上述模型描述了变量间的长期稳定关系，是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。因此可以建立误差修正模型，将长期和短期结合起来：

(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

由参数的t检验可知，滞后残差项的系数都显著不为0，说明模型的动态调整具有稳定性。协整关系对EX和IM的增长起到了反向修正作用，弹性系数为-1.3559和-1.42937。

三、结论

FDI、GDP与进出口贸易额IM，EX之间存在稳定显著的均衡关系,外商直接投资额的增长能够促进本国进、出口贸易额的增长。然而AFD的反向作用提示我们,在长期过程中,若保持现有的贸易模式和结构不变,当外资积累达到一定水平时,国际贸易额将不再增加,甚至有可能减少。因为随着外商从跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显,外商直接投资与对外贸易的替代作用将逐步显现。同时,由于生产和销售本地化的实现，进口额将大大减少。

“中部崛起”，最关键的是实现经济的崛起，因此发展外贸易事业的重要性不容忽视。在追求FDI额增加的同时，不能忽视了我们在外贸易模式和结构上存在的问题；要积极制定各种相关政策，提高政府部门办事效率，完善服务体系吸引外资；同时大力推动本土企业的技术化，创新化进程，提高企业的综合竞争能力，实现湖北省在经济上的腾飞。

参考文献:

[1]高 峰 高 越:外国直接投资与我国进出口贸易的关系――基于不同贸易方式的实证分析国际贸易问题[J].2006

[2]冼国明 严 兵 张岸元:中国出口与外商在华直接投资――1983年～2000年数据的计量研究南开经济研究[J].2003

篇3

关键词:进口贸易;技术溢出效应;研究综述

中图分类号:F74

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)07-0120-01

技术溢出是指通过技术的非自愿扩散,促进了当地技术和生产力水平的提高,是技术外在性的一种表现。20世纪80年代以来,对进口贸易技术溢出效应的研究引起了经济学界的广泛关注,其中国外学者取得了较为丰富的理论和实践成果。

1 国外关于进口贸易技术溢出效应的理论基础

1.1 新增长理论中的技术溢出效应

新增长理论将技术进步内生化,认为技术进步是经济增长的最终源泉,它是由研发投入、人力资本、干中学以及劳动分工等各种内生因素决定的,其中基于外部性效应的内生增长模型已成为刻画技术进步的一条重要线索。

Arrow (1962)最早用知识的外部性揭示了溢出效应对经济增长的作用。他认为技术是从学习过程中获得的,而学习来自于实践经验以及生产投资活动。他假定技术进步或生产率的提高是资本积累的副产品,即投资具有溢出效应,进行投资的厂商可以通过积累经验来提高生产率,其他厂商也可以通过“学习”提高生产率。

Romer (1986)沿着Arrow的内生技术进步理论,提出了知识溢出模型。他强调知识的外部性,其具有的溢出效应使得任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率,由此带来的递增报酬是经济增长的主要源泉,而资本的边际生产率不会因固定生产要素的存在而递减,内生的技术进步是经济增长的动力。

Lucas (1988)构建了一个人力资本外部性增长模型,将人力资本内生化,假定人力资本是人们在生产过程中“边干边学”的结果,指出整个经济系统的外部性是由人力资本的溢出效应造成的。

根据新增长理论,技术创新是推动生产率提高的核心因素,创新活动的显著特征是具有溢出效应和外部收益。如果对外贸易能够促进一国的创新活动,便能促进该国的经济增长。

1.2 新贸易理论中的技术溢出效应

20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步,认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素。在将技术内生化的同时把经济增长引入这一分析框架,研究技术变动、进口贸易、经济增长三者间的互动关系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次运用一般均衡模型分析开放经济中贸易、增长和技术进步之间的关系。研究表明,进口贸易作为物化型技术溢出渠道,不仅可以引进国外高质量的最终制成品,而且可以通过引进国外先进的中间产品来提高本国最终产品的技术含量,改善进口国的技术吸收能力,从而促进进口国生产率的提高。一国通过进口贸易往往能更直接分享到贸易伙伴国R&D投入的成果进而促进本国全要素生产率的提高。

2 国外对进口贸易技术溢出效应的实证研究回顾

Grossman and Helpman,在1991年《全球经济中的创新与增长》一书中,运用Lucas的两部门内生经济增长模型,分析了中间产品贸易和最终产品贸易对长期经济增长的影响。发现,贸易的开放促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置,从而促进了经济增长。

Coe和Helpman ( 1995 )使用双边进口份额作为权重构造国外R&D存量,采用21个国家的面板数据,考察进口贸易对国际技术溢出和TFP增长的影响。研究表明:一国的TFP不仅取决于本国的国内R&D资本,还依赖于国外的R&D存量,国外的R&D存量可以通过贸易的方式对国内的GDP产生正面作用,一国的贸易开放度越高,所获得的国际技术溢出效应越大。

Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)论文中的数据,分析美国R&D资本存量怎样通过出口和对外FDI影响其余20个工业化国家,认为美国R&D的确通过上述渠道给其他国家带来收益。

Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基础上引入了进口渗透率和人力资本存量作为变量,采用77个发展中国家的面板数据,验证了贸易伙伴国R&D资本存量对发展中国家全要素生产率的影响。

Misa Okabe (2002)选取东亚七国为样本,考察OECD国家R&D投入对发展中国家TFP的影响,最终证实了进口贸易技术溢出对TFP增长的促进作用。

Jakob (2005)运用国内人口数量将国内技术存量进行标准化,用国外实际GDP对国外技术存量进行平减,以人均进口量作为权重对国外R&D进行加权,采用13个OECD国家的面板数据,实证检验结果表明进口贸易技术溢出能够给OECD国家带来200%的TFP增长。

3 进口贸易技术溢出效应影晌因素研究回顾

尽管国际贸易作为国际技术溢出的一个渠道已经得到了广泛的认同,但对不同国家和地区的实证检验表明,技术溢出的效果存在很大的差异性,国际贸易产生的技术溢出要受到许多因素的制约:

第一,人力资本存量。人力资本以劳动者为载体,体现了劳动者的素质和技能,是技术进步的重要源泉。人力资本的积累一方面直接促进了本国的技术进步,另一方面可以增强吸收贸易溢出的先进技术知识的能力,从而更有效地分享国外的 R&D 成果,提升本国的全要素生产率。

Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基础上引入进口渗透率和人力资本变量,采用77个欠发达国家的面板数据进行分析,结论表明,发展中国家的TFP与其工业化的贸易伙伴国的R&D以及本国的人力资本存量呈显著的正相关关系。

Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通过增加进口渗透率变量,同样使用OECD国家的数据,证明了进口贸易技术溢出效应对这些国家经济增长的重要性。他们认为,国内R&D存量和人力资本才是国外技术外溢的关键。

Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力资本,采用52 个发展中国家的面板数据,研究5 个 OECD 国家的技术溢出效应,检验结论表明人力资本对进口贸易的技术溢出效应具有显著的促进作用。

第二,地理因素。由于商品贸易存在与地理距离正相关的运输成本,贸易的发生量与贸易伙伴国之间的地理距离成反向关系。因此,地理距离对贸易量具有一定的限制作用,从而对国际技术溢出具有一定的负面影响。

Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)从区域贸易协议(RTA)的角度研究了南北贸易的技术扩散效应。他们分别检验了国际贸易的技术溢出效应对韩国、墨西哥和波兰等国 TFP 的影响,结果表明技术溢出的效果具有“区域化”的特点,即韩国、墨西哥和波兰分别主要从其同日本、美国和欧盟之间的贸易中获益,其原因可能是RTA 下的贸易伙伴之间的贸易量较大或是距离近、运输成本较低。

Keller (2002)在引入地理距离指数化衰减函数对经合组织成员国间的国际技术溢出进行分析后发现,国际技术溢出程度确实与地理距离成反向关系。

第三,贸易结构。贸易产品结构和产业结构同样会对进口贸易技术溢出产生影响,不同的贸易产业结构和产品结构会导致不同的技术扩散效应。

Keller ( 2001)指出,在OECD国家80%的制造业的研发集中于四类ISIC产业:化学产品、电子的和非电子的机械、运输设备,国际贸易技术扩散效应的发挥因为产业的不同而有差异。

Blyde (2001)研究发现OECD的进口贸易比拉丁美洲的进口具有更强的扩散效应,原因是OECD的进口贸易产品比拉丁美洲的进口产品有更高的技术含量。

Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行业按照研发的密集程度分为高、低两类,结果发现高研发密集的行业主要受益于北――南之间的R&D扩散,而低研发密集的行业主要受益于南――南之间的技术扩散。

参考文献

篇4

关键词：进出口；贸易；路径；转型；升级

一、我国进出口贸易发展中存在的问题

（1）贸易顺差太大，贸易摩擦增多。我国进出口贸易顺差最先起源于欧美国家，还有东亚新兴经济体和我国之间产生的。我国需要从其他国家采购各种原材料以及零配件，还有一些中间产品，经过组装之后卖到国外。因此，把提高成本以及亚洲对欧美国家产生的贸易顺差直接转嫁给了我国，这就是我国针对欧美等国家产生的贸易顺差最为主要的来源。另外，随着人民币不断升值，受到世界金融危机的影响，原材料成本不断上升，和各国之间的贸易摩擦也在逐渐增多。

（2）进出口贸易处于产业链低端，经济效益低下。我国进出口贸易企业在资本还有技术密集型产业当中经历的大部分都属于劳动密集型环节，重点在产品研发以及设计，还有制造以及销售，还有运输以及售后等不同的环节共同组成了整个产业链条，并且在这个产业链条中只进行对零部件做出简单的进出口。随着进出口贸易国外增值率其增长速度不断放缓，所以我国进出口贸易的经济效益也是比较低下的。大部分的高额利润都被国外企业拿走了。我国进出口贸易大部分的是依靠出售低生产要素的产品来获得低价回报的，随着技术密集型以及资本密集型类别的产品占据的市场比例越来越大，我国在进出口方面有着较低的附加值，目前还处于产业链以及价值链的最底端。

（3）对外依赖性以及依附性较强。造成我国进出口贸易依赖性以及依附性不断增强的最主要的原因在于我国进出口贸易的快速发展。一直以来，我国的进出口贸易都呈现出快速增长的趋势。因此，这种模式在很大程度上就决定了我国进出口贸易的依存度比较高的根本原因所在。到目前为止，我国进出口贸易总体形势呈现稳步增长的态势，但是，一旦出现进出口贸易价格波动，对于国内经济的发展以及稳定都是非常不利的。

二、我国进出口贸易转型升级路径

（1）基于产品层面的转型升级。主要从微观层面来分析我国进出口贸易实现转型升级。把所有的进出口商品都按照具体的进出口方式进行分类，主要可以分为禁止类以及限制类，还有允许类等等。用此办法来限制我国进出口产品生产技术水平以及生产工艺水平较为落后的境况，并且对于容易引起出现贸易摩擦的产品，应该不断优化产品结构，全面促进进出口产品贸易转型升级。

（2）基于产业层面的转型升级。进出口贸易在整个产业层面进行转型升级主要是通过进出口贸易产品实现转型升级作为基本条件的，这同时也是进出口贸易产品实现转型升级最为直接的表现。另外，进出口贸易产品主要是由劳动密集型产品以及资源密集型产品逐步转向资本以及技术密集型产品方面实现转型升级的，目的在于带动我国进出口贸易由原先的资源密集型以及劳动密集型逐步转向资本以及技术密集型方面转变，大部分的进出口企业尤其是在产品工业流程方面实现产业升级对于带动国内进出口贸易实现价值链由先前的低端环节逐步转向高端环节方面升级有着十分重要的作用，并且还能够更进一步地拉长整个价值链进入到产业发展领域，有效带动进出口贸易产业升级。

（3）基于区域层面的转型升级。从整个区域层面来看，我国进出口贸易要实现转型升级就应该针对当前进出口贸易存在较为严重的区域分布不均匀这一问题做好解决，全面促进我国进出口贸易区域性经济获得协调性发展。进出口贸易表现在区域层面上的产业转型升级主要体现在我国东南沿海区域，这些地区的进出口贸易相比较中西部地区而言存在着较大差距。因此，全面实现我国进出口贸易转型升级还应该让进出口贸易体现在产品层面以及产业层面这两个方面都做到转型升级，并且不同的区域都应该同时实现转型升级，不同区域之间还应该建立起优势互补以及相互联系的国际贸易产业价值链。

三、小结

目前，进出口贸易仍是我国参与国际分工和国际贸易的重要方式，我国不能否定也不能放弃发展进出口贸易，而要继续将进出口贸易作为我国的重要贸易战略。但是，中国作为一个经济大国，不能仅仅依靠传统的比较优势实现国家经济的长期发展，也不能依靠劳动密集型进出口贸易实现从贸易大国到贸易强国的转变。因此，我国进出口贸易转型升级面临巨大压力，对进出口贸易转型升级路径的研究具有重要的理论意义与现实意义。

参考文献：

[1] 吴百福，徐小薇.国学精品课教材：进出口贸易实务教程[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月全国进出口总额、进口总额、出口总额和体 育用品出口额为 分析样本，运用相关分析、单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验、脉冲响应函数及方差 分解技术等方法，对体育用品出口贸易与中国进出口贸易的互动关系进行实证研究。结果表 明：体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易存在较高关联度，且4个时 间序列变量均为一阶单整I(1)序列。体育用品出口贸易与我国进出口贸易不存在长期稳定的 均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡关系。体育用品出口贸易不是我国 进出口贸易和出口贸易增长的原因，而进出口贸易、出口贸易却是体育用品出口贸易增长的 原因，体育用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。进出口贸易、出 口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效 应较弱”。进出口贸易、出口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出 口贸易对我国进出口贸易事业的贡献程度均维持在较低的水平。

关键词：体育用品；出口；进出口贸易；互动关系；实证研究；中国

中图分类号：G80-05文献标识码：A文章编号 ：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

在我国进出口贸易与体育用品出口贸易双重因素的作用下，国内社会经济发展水平得到 较大幅度提高。基于此背景，本研究选取体育用品出口贸易与中国进出口贸易为研究对象， 验证二者之间的互动关系，把握其内在作用机制，实现共同繁荣发展目标，进一步促进我国 经济发展，有着重要的现实意义。近年来，关于体育用品的研究成果颇多，但大部分还是纯 粹的定性描 述，多以抽象的语言概括为主，定量与定性相结合的实证性研究成果甚少。鉴于此，本文利 用2004年1月～2007年6月的月度数据，运用多种计量经济学分析方法，重点考察体育用品出 口贸易与我国进出口贸易的互动关系，考证二者之间的彼此贡献程度。旨在为进一步明确体 育用品出口贸易与我国进出口贸易之间的量化关系，完善体育用品出口贸易发展策略，不断 壮大中国进出口贸易规模，提高国内体育产业发展水平，进而提升国内整体竞争实力提供理 论参考。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象 本文选取2004年1月-2007年6月为样本区间值。以我国进出口贸易总额、进口贸易总额 、出口贸易总额和体育用品出口贸易总额共42个月度数据为具体分析指标，数据分别源于《 中经专网》（newibe.cei.省略）和《中国统计》（2005年第1期-2007年第8期 ）。

1.2 研究方法

1.2.1 文献资料法

从《中国统计》和《中经专网》获取国家进出口贸易总额、进口贸易总额、出口贸易总额与体育用品出口贸易总额42个月度数据。同时，参考相关经济学研究论文35篇，查阅计量经济学专著5本，为完成本课题提供了资料保障。

1.2.2 数理统计法

分别运用计量经济学软件Eviews5.0和社会学统计分析软件SPSS12.0对数据资料进行收集整理，并完成对数据必要的数理统计处理。

2 国内外关于体育用品的分类结构体系研究

通过总结国内外关于体育用品分类的相关研究文献[10-11]，本文现将中国与欧洲 国家关于体育用品的分类结构体系简要列出（表1）。

由国内外关于体育用品的分类结构体系（表1）可发现，目前我国对体育用品的分类尚没有统一标准，主要包含5大产品分类系列，而每一产品分类中又包括不同的产品内容。近些年，国内针对体育用品的分类现状，国家体育总局装备中心所编辑的《中国体育商鉴》和近几届体育用品博览会对体育用品参展单位的分类基本大同小异。但总体上讲，这些分类不够系统，彼此间界定比较模糊，主要适用于商业目的。纵观欧洲国家对体育用品的分类结构体系，该分类体系简单、清晰、明了，故其对本研究具有较大借鉴意义。

3 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析

运用社会学统计分析软件包SPSS12.0绘制我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易与体育用 品出口贸易的时间动态序列图（Time Sequence Charts），如图1所示。

从图1看出，从2004年1月～2007年6月我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易和体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。进出口贸易、出口贸易与进口贸易总额有着相同的周期性波动规律，在每年1～3月之间均会出现进出口贸易经济的低谷期，但调整期限较短，对外贸易经济能迅速恢复初始增长状态。中国体育用品出口贸易也同样具有相似的变化规律，但从数量规模上讲，体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易还存在着非常大的差距，其所占国内进出口贸易份额偏低。

4 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析

为初步明确体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易的关联程度，运用社 会学统计分析软件包SPSS12.0对该4个对外贸易经济指标进行皮尔逊相关分析（Pearson Co rrelation），结果如表2所示。

由表2可知，我国体育用品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0 .828、0.826和0.805，均达到较高关联程度，且具有非常显著性意义（P

5 体育用品出口贸易与中国进出口贸易互动关系的计量分析

对体育用品出口贸易与我国进出口贸易的互动关系进行计量分析的步骤如下：1） 对中国进 出口总额、出口总额、进口总额与体育用品出口额取自然对数值，分别以LNJCK、LNCK、LNJ K及LNTYCK表示；2） 对这4个时间序列指标进行单位根检验（平稳性检验）；3） 对体育用 品出口贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易的协整关系进行检验；4） 对体育用品出口 贸易与进出口贸易、出口贸易、进口贸易进行格兰杰因果关系验证；5） 采用脉冲响应函数 分析我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应；6）

运用方差分解技术考察体育用品出口贸易对进出口贸易事业的贡献程度。

5.1 单位根检验（平稳性检验）

在对该4个时间序列指标取自然对数值之后，采用ADF单位根检验方法来验证时间序列的平稳性。其操作过程借助Eviews5.0软件完成，结果如表3所示。

从表3看出，LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK的ADF统计量均大于在10%、5%、1%水平下的临界值 ，即4个变量的原序列均未通过ADF检验，全为非平稳时间序列。综合考虑时间趋势因素，并 对LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK进行一阶差分处理，差分后的时间序列均通过了10%、5%、1% 水平的显著性检验，说明LNJCK、LNCK、LNJK和LNTYCK是一阶单整I(1)序列。

5.2 协整关系检验 本研究采 用E-G（Engle-Granger）两步法，用一个变量（LNTYCK）对其它3个变量（LNJCK、LNCK、LN JK）分别作对数回归，并根据回归模型及模型残差值的单位根检验结果，判断体育用品出口 贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间是否存在长期稳定的均衡关系。因本文所 涉及的4个时间序列变量均为一阶单整I(1)序列，可直接用最小二乘法（OLS）进行协整回归[13-14]。所有操作过 程均借助Eviews5.0软件完成，结果如表4、表5所示。

注： R表示判定系数，AdjustedR表示调整判定系数，S.E表示标准误差，F -statistic表示模型的F检验值，Prob表示显著性概率。

1） 由变量组LNJCK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.85%），并具有显著性意义（P

2） 从变量组LNCK、LNTYCK的协整回归模型看出，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.44%），模型存在显著性意义（P

3） 由变量组LNJK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力略低于前两个模型（R =64.20%），也具有显著性意义（P

5.3 格兰杰（Granger）因果关系检验

格兰杰因果关系检验要求变量必须是平稳的[14]，经ADF统计量检验，得知变量D(LNJCK)、D(LNCK)、D(LNJK)和D(LNTYCK)均为平稳时间序列，故可对该4个变量进行格兰杰因果关系检验，根据AIC和SC最小化准则，本文确定滞后期为2，采用Eviews5.0软件进行处理，结果如表7所示。

由表7可知，对于D(LNTYCK)不是D(LNJCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易不是我国进出口贸易增长的原因。就D(LNJCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为4.25 389，显著性概率P小于0.05，拒绝原假设，说明进出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因；对 于D(LNTYCK)不是D(LNCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值偏小，显著性概率P也大于0.05，因此接受原假设，表明体育用品出口贸易也不是中国出口贸易增长的原因。就D(LNCK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的原假设，F统计值为3.89 591，显著性概率P小于0.05，由此拒绝原假设，说明出口贸易同样也是体育用品出口贸易增长的原因；对于D(LNTYCK)不是D(LNJK)的格兰杰原因与D(LNJK)不是D(LNTYCK)的格兰杰原因的两个原假设，F统计值均较小，显著性概率P大于0.05，故接受原假设，表明体育用品出口贸易与我国进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果原因。从中不难看出，因受中国体育用品业发展内外环境的影响，体育用品出口贸易的规模还差强人意，但其经济效益还有待于进一步提高。因此，近些年，体育用品出口贸易的快速发展并不是我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易增长的直接原因，而进出口贸易、出口贸易的发展却对体育用品出口贸易增长产生了积极作用。

5.4 脉冲响应函数分析

脉冲响应函数是基于向量自回归（VAR）模型得出的，主要反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反映，显示任意变量的随机扰动（新息Innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程[14-15]。本文运用脉冲响应函数（Impulse response functions）重点考察 体育用品出口贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间的互动关系。

进行脉冲响应函数分析之前，必须构建理想的VAR模型。根据AIC和SC最小化原则，借助Eviews5.0软件对不同滞后量模型的AIC和SC值进行反复比较，结果如表7所示，从中选出AIC和SC值最小的VAR模型，即3个向量自回归模型的滞后期均为5，说明滞后期为5时，3个向量自回归模型（LNJCK与LNTYCK、LNCK与LNTYCK、LNJK与LNTYCK）的回归效果最为理想。

根据上述3个VAR（5）模型，研究运用模拟冲击法，对模型系统施加一个外部冲击，借助Eviews5.0软件计算各变量对冲击的反应，考察中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易的反应状况。图2、图3、图4分别显示我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对来自体育用品出口贸易增长一个标准差冲击的反应。

分析图2、图3与图4可得出，在短时期内，体育用品出口贸易的变动会对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生较大影响，即在1～3期之间，体育用品出口贸易增长的波动对中国进出口贸易、出口贸易和进口贸易增长的波动产生直接作用。但从长远来看，体育用品出口贸易增长的波动并未对进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生明显的影响。基于此，研究认为我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效应较弱”。

5.5 方差分解技术

方差分解（Variance decomposition）技术也是根据VAR模型得来的，其可将系统中每个内生变量的波动（K步预测方差）按其成因分解为与各方程新息（Innovation）相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要程度[14-15]。本文采用该 技术的主要目的是考察体育用品出口贸易在不同时期对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的具体贡献程度。借助Eviews5.0软件进行计算，结果如表8所示。

由表8可知，我国进出口贸易、出口贸 易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，解释能力分别达84.61%、77.24%和91.92 %。 而受体育用品出口贸易扰动项的冲击影响的成分较低，其对中国进出口贸易事业的贡献程度 均维持在较低的水平，解释能力分别为15.39%、22.76%、8.08%，说明体育用品出口贸易 对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的贡献程度非常有限。

6 结 论

1） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析得出，我国进出口贸易、出 口贸易、进口贸易及体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。从数量规 模上讲，体育用品出口总额与进出口总额、出口总额、进口总额还存在着非常大的差距，所 占中国进出口贸易的份额偏低。

2） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的相关分析表明，我国体育用品出口贸易与 进出口贸易、出口贸易、进口贸易的相关系数分别为0.828、0.826和0.805，均达到较高 的关联程度，且具有非常显著性意义（P

3） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的单位根检验显示，我国进出口贸易、出口 贸易、进口贸易和体育用品出口贸易的自然对数时间序列（LNJCK、LNCK、LNJK、LNTYCK） 均为一阶单整I(1)序列。

4） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的协整关系检验可知，体育用品出口贸易与 我国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡 关系。

5） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的格兰杰因果关系检验表明，体育用品出口 贸易不是进出口贸易增长的原因，而进出口贸易则是体育用品出口贸易增长的原因；体育用 品出口贸易也不是出口贸易增长的原因，但出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因；体育 用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果关系。

6） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的脉冲响应函数分析得出，我国进出口贸易 、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长 期效应较弱”。

7） 体育用品出口贸易与中国进出口贸易的方差分解技术说明，我国进出口贸易、出 口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出口贸易对进出口贸易事业的 贡献程度均维持在较低的水平，说明体育用品出口贸易对我国进出口贸易、出口贸易和进口 贸易的贡献程度非常有限。

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篇6

关键词：进出口贸易；经济增长；动态影响；实证分析

改革开放以来，我国进出口贸易取得了快速发展，对我国经济的增长起到了一定的促进作用。尽管国内学者在考察我国进出口贸易时，做了很多研究，但是在已有的研究中，大多都忽视了进出口贸易对经济增长随时间变化的动态特征。随着我国对外贸易规模和方式的转变，考察我国进出口贸易对经济增长的动态影响，不仅是对现有研究的一个有益补充，还可以为进一步提高我国对外开放水平、转变贸易增长方式等提供有用的经验依据。本文以吉林省进出口贸易与经济增长的关系为研究对象，着重探讨吉林省进出口贸易对经济增长的动态作用，从实证角度，科学、客观地研究二者的相互关系，分析对外贸易对经济增长的拉动作用。

1 吉林省进出口贸易发展概况

吉林省的进出口贸易，相比于东部沿海地区较为落后。自20世纪八十年代以来，随着国家外贸体制和政策的不断改革调整，吉林省对外贸易的发展呈现出波浪式的上升态势。从1978年到1994年，进出口总额大体保持着稳步的持续增长，尤其是进入到九十年代以来，年增长率均在40%以上，但总体上贸易规模比较小，1994年达到361，209万美元顶峰后，由于受到国家有关政策的影响，如粮食出口配额的变动调整、汽车整车特征认证及国产化政策等，再加上自身存在的结构矛盾问题，对外贸易总额出现了下滑，1995年进出口贸易总额为271，474万美元，同比下降24.8%。随后在东南亚经济危机的冲击下，对外贸易持续恶化，到1998年末进出口贸易总额为165，282万美元，同比下降10.9%，跌至谷底。但在国家积极的经济刺激恢复政策中，吉林省自身进行积极地调整，在1999年，进出口贸易总额恢复上升的发展趋势，而且在2000年以来，随着中国成功加入wto之后，在不断融入到世界市场的发展过程中，吉林省的对外贸易也取得了快速的发展，在进出口贸易总体规模上有了很大的提高，截止到2010年末，外贸总额已达168.46亿美元。

这些年来，吉林省进出口贸易对全省经济的贡献不断提升，影响大幅提高。据测算，吉林省进出口每增加1亿美元可以拉动gdp增加48.9亿元人民币。统计数据显示， 吉林省2010年全年累计实现外贸进出口总值168.46亿美元，比2009年增长43.5%。其中实现出口总值44.76亿美元，增长43.2%；实现进口总值123.70亿美元，增长43.5%。而2010年吉林省实现地区生产总值8，577.06元，按可比价格计算，比上年增长13.7%。可见，在开放经济条件下对外贸易为吉林省经济增长作出了重要贡献。下面将通过实证分析详细探讨吉林省进出口贸易和经济增长间的关系。

2 实证分析过程

2.1 数据描述

经济增长是指一个国家（地区）在一定时期内包括产品和劳务在内的产出的增长。因此， 本文拟选取gdp总量作为衡量经济增长的指标，分别用x代表出口贸易额、m代表进口贸易额，三者均以人民币为单位进行相关计算。所选取的样本区间为 1978-2010年。对采用的吉林省历年地区生产总值（gdp）、出口贸易额（x）、进口贸易额（m） 的相关数据进行处理，将gdp、x、m各变量转换为实际值，基期为1978年（1978=100）。其中，1978-2010年间gdp、x与m的实际数据如下表1所示。

2.2 平稳性检验

由图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规律波动性和随着时间变化而不断增长的趋势性，这主要是由于数据中异方差的存在和非随机因素的影响。

为避免数量级的差别，得到弹性的估计结果，考虑到数据的自然对数不改变原来的因果关系，并能使趋势线性化，这在一定程度上可以消除时间序列中异方差的影响， 提高模型的拟合程度，所以我们用gdp、m与x变量的对数形式进行分析，分别用lngdp、lnx与lnm加以表示，如图2所示。

从图2可以看出，取对数后的lngdp、lnm和lnx的波动较为平滑，但变化趋势仍然存在。为了消除这种趋势性，有效的方法是将对数转换后的变量水平序列lngdp、lnm和lnx进行一阶差分，差分后的dlngdp、dlnm和

dlnx序列见图3。

从图3可以看出，经过差分后的变量序列仍存在某种趋势性，为了使数据生成的随机过程更加平缓，对变量水平序列lngdp、lnm和lnx在一阶差分的基础上再进行一次差分即进行二阶差分得到差分序列ddlngdp、ddlnm和ddlnx，其序列见图4。

adf检验结果表明，变量序列lngdp、lnm和lnx在1%、5%和10%的显著水平上都是非平稳的，它们的一阶差分dlngdp、 dlnm、dlnx中dlngdp在1%、5%和10%的显著水平上都是不平稳的，而dlnm在1%、5%和10%的显著水平上都是平稳的，dlnx在 5%和10%上是平稳的。它们的二阶差分即ddlngdp、ddlnx和ddlnm在各显著水平上都是平稳的，这和上述为消除gdp、x和m变动的不平稳性而进行的图形分析基本一致。这说明吉林省生产总值、进口和出口总额取对数后的变量序列是非平稳的，进行一阶差分后进口、出口都变成了平稳序列，生产总值经过二阶差分后也变成了平稳序列。因而，需要对吉林省进口贸易额、出口贸易额和生产总值作进一步的协整检验，以判明它们之间长期是否存在协整性或者是否存在动态均衡关系。

2.3 协整检验

协整检验是对非平稳时序变量之间是否存在着长期均衡关系进行考察，在这里要对lngdp、lnx、lnm进行协整分析。常用的协整方法包括 engle和granger于1987年提出的eg两步检验法及johansen协整检验法，前者适用于双变量检验，后者适用于多变量检验，本文采用eg 两步法，分别对lngdp和lnx、lngdp和lnm进行回归分析。 　从协整理论的思想来看，因变量能被自变量的线性组合所解释，两者间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。因此，检验一组变量间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。

运用普通最小二乘法对lngdp和lnm、lngdp和lnx两组变量进行回归。得到2个方程后对方程的残差序列进行平稳性检验，检验结果见表3。

从表3中可知，e1的adf检验统计值-3.974257小于1%、5%和10%显著水平下的临界值，可认为残差序列e1为平稳序列，表明 lngdp和lnm间存在协整关系；而e2的adf检验统计值均大于各显著水平下的临界值，e2为不平稳序列，即lngdp和lnx之间不存在协整关系。将所得到的结果整理为表4。

由表4中看出，对吉林省而言，其进口贸易额与经济增长存在着长期稳定的均衡关系，即协整关系，而出口贸易额与经济增长间不存在这种协整关系。但是，协整检验的结果只能表明变量间存在长期稳定的均衡关系，并不意味着变量间必然存在因果关系，即是说进口贸易与经济增长之间存在协整关系，并非两者间就一定存在具体的因果关系。进出口贸易对经济增长是否真的有明显影响，经济增长对进出口贸易的影响又是如何？ 这需要通过下一步的因果关系检验来验证。

2.4 因果关系检验

为了进一步说明两组变量之间的因果关系，这里将对变量进行granger因果关系检验，结果见表5。

（1）吉林省进口不能拉动经济增长，应调整进口结构。

根据协整关系检验，吉林省的进口与经济增长间存在协整关系，即长期稳定的关系。根据granger因果关系检验，经济增长是进口的 granger原因，但进口不是吉林省经济增长的granger原因，说明吉林省的经济增长带动了进口贸易的发展，而进口贸易却没有对经济增长带来良好的促进作用。吉林省工业以汽车制造及化工等重工业为主，但进口产品中却仍以重工业产品为主。因此，吉林省应改变现有的进口贸易模式，积极加大高新技术、重要原材料以及生产设备等有利于吉林省经济快速增长的进口商品的经济比重。

（2）吉林省经济增长不能带动出口，出口也不能有效拉动经济增长。

根据granger因果关系检验，吉林省经济增长不是吉林省出口的granger原因， 吉林省出口也不是吉林省经济增长的granger原因。吉林省的经济增长模式并非出口贸易型，出口贸易对吉林省经济增长的促进作用并没有真正发挥出来，出口商品主要集中在附加价值较低的劳动密集型产品上，而且与吉林省的主导行业没有密切关联。附加价值较低的劳动密集型产品从长期看无法有效提高吉林省出口贸易的总体水平， 且由于吉林省出口产品市场过于集中等客观事实，将进一步导致出口贸易风险的加大。

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【关键词】农副产品 中欧进出口贸易 贸易对比 国际竞争力

1 引言

入世以来，中欧抓住契机迅速发展农副产品贸易，然而贸易额占双方贸易总额的比重并不理想，还处于缓慢发展的阶段，欧盟国家对中国实行非关税壁垒如绿色贸易壁垒限制中国农副产品的进口，这些苛刻条件使得中国农副产品的进出口得不到充分发挥其优势，也给我国农副产品进出口贸易带来巨大挑战。我国农副产品的生产具有悠久的历史，但生产技术尚比不上欧盟国家，初级加工产品在质量上易遭受欧盟国家的高标准准入制度的限制。

2 中欧农副产品进出口贸易对比分析

2.1中欧农副产品进出口贸易特点分析

中国的土地资源在总量上比起欧盟国家要多得多，加上中国几千年的种植文明使得农产品和农副产品在中国人饮食的结构中占据着不可动摇的地位，在产量上具有优势，而欧盟国家国土面积较小，经济却相对发达，在生产农副产品的技术质量上又远超过我国的生产技术。中欧农副产品的出口贸易有以下特点：

（1）双方农副产品贸易在世界市场上呈互补状态。在2013年以后双方农产品对世界出口结构相似程度仍然呈现下降趋势，双方的进出口贸易互补性会更强，促使中欧农副产品进出口贸易来往更频繁。欧盟与中国农副产品贸易往来之间的互补还体现在谷物制品、油制品、水产品加工以及生鲜加工产品上：中国主要对外进口的奶制品和油料是欧洲联盟国家重点出口产品，而欧盟主要进口的生鲜产品和水产品加工产品又是中国出口最多的。

（2）中欧在一些农副产品的出口中是相P联的。中国对日、美、韩、欧盟等出口农产品数额较大；欧盟农产品重点出口到美、俄、中、日、瑞士，由此可见中欧农产品出口具有一定联系，但不能说双方在出口结构上就相近形成竞争对手，相反，中欧在出口中形成竞争的产品更少，只有部分农副产品能形成对比。

2.2中欧主要的农副产品进出口种类对比分析

（1）我国农副产品进出口贸易种类

2015年1-12月，我国的农产品及副产品进出口额达到1875.6亿美元，较2013年增加8.7亿美元。我国近三年油料物产品的进口额居高，食用油籽在2014年进口额达到最高445亿美元，食用油略有下降，最高为2013年进口额89.4亿美元。总体来说，几种主要进口的农副产品均有所下滑，生鲜果蔬产品进口额较为平均。

（2）欧盟国家农副产品进出口贸易种类

皮革、婴儿食品、奶粉和乳清是欧盟对外出口的重点产品；主要进口农产品及副产品有热带生鲜果蔬和调味料等产品。欧盟国家每年大量引进的产品很大一部分为季节性产品，由此可知，中欧农副产品贸易种类集中于使用油类、水果类和婴儿食品，中国进口率降低，而出口增加，而欧盟则对中国的进口逐步增加。

3 欧盟国家对中国农副产品进出口贸易的影响因素

3.1 欧盟国家绿色贸易壁垒对中国农副产品出口的影响

绿色壁垒又被称为环境壁垒，是非关税壁垒措施的一种体现，欧盟国家为实现自身的贸易利益而指定一系列措施保护内部贸易，阻碍他国向本国出口产品削减本国自身的利益，是不正当的绿色壁垒。正因为我国农副产品价格相对更低使得欧盟国家对我国农副产品出口一直存在质疑，近年来对我国大量农产品出口的危机意识日趋提高，对环境保护问题也呈现出日益重视的趋势，使得欧盟成员国纷纷打着环境保护、生态健康的旗号对我国的农副产品进口严格检查，但我国不具备更为先进的设备来进行检验，还无法达到欧盟国家的准入标准，这就导致我国的农副产品市场被排挤，出口达不到预期。

3.2 欧盟技术贸易壁垒对我国农副产品出口的影响

欧盟在发展时技术设备设施和技术标准均已经有了很成熟的一系列体系，法规健全、标准统一。其通常会采用比国际通用还高的水准来限制进口达到贸易保护，一些标准明显带有歧视性，甚至有专门针对我国农副产品出口的。农副产品进入欧盟的过程中，一般都会经历繁冗的技术标准和极为精细的检验检疫标准检验。进入的产品必须符合欧盟内部设置的标准才可以欧盟市场在市场上流通，有些产品即使能够进入市场也不一定能够在市场上放心销售。同时，技术贸易壁垒的实施会增加我国农副产品生产加工的成本，为成功进入欧盟市场，不得不提高技术设施设备的运用，增强农副产品检验检疫技术，在生产、加工、储藏等各环节都需要投入大量人力无力进去，有时候往往投入了大量成本依然无法达到其进口要求，导致成本增加，创汇减少。

3.3 欧盟的CAP对中欧农副产品贸易的影响

所谓的欧盟CAP即是欧洲共同农业政策，是第二次世界大战后欧共体为实现农业复苏、维护成员国的利益而制定的提高农民生产积极的计划。欧盟CAP政策三项基本原则实质上是以欧洲联盟为贸易中心，旨在内部开放贸易、保障出口而限制他国的进口、排外色彩的政策，通常对外建立联盟统一的对外关税壁垒和非关税壁垒。我国向欧盟出口农副产品遭受严格的质量把关和价格战，致使我国出口困难加大，加上我国出口政策优惠并不如欧盟国家那么成熟，欧盟国家出口有相应的健全完善的出口补贴政策，这对我国农副产品出口贸易来说是不占优势的。

4 我国对发展中欧农副产品进出口贸易的对策和建议

4.1 借鉴欧盟国家的质量监管机制，建立健全我国安全质量监管体系

农业部在r副产品质量安全管理体系标准建设方面共了294项无公害食品行业标准，但现阶段我国农副产品质量安全标准体系的建设还需要更加完善。为提高农副产品的出口份额，政府可以帮扶企业实现标准化生产，安排专业人员到发达国家学习以借鉴发达国家完善的质量安全标准；充分利用媒体等宣传手段加大对农副产品质量安全的宣传工作，提高有关部门参与质量安全的积极性；在注重标准数量时也狠抓质量，制定更全面的质量标准体系，提升农副产品的技术标准水平以及质量标准。

4.2 加大对农副产品生产和贸易的资金投入力度

欧盟国家对我国的农副产品安全质量一直存在质疑，加上我国农副产品价格普遍偏高，对欧的进出口贸易虽有所增加但是增长速度较缓慢，出口补贴不高。在欧盟国家实行的共同农业政策补贴农副产品出口力度相当大，相当于财政支出的四分之一，鼓励农副产品出口，实行健全的制度进口农副产品保证农副产品的质量。我国可以加大对农副产品生产和贸易的资金投入，生产高质量、高品质的农副产品。

4.3 加强农副产品信息数据库建设

随着电子计算机的快速发展，信息数据库建设更新速度随之加快，可以建立专门的用于农副产品贸易的数据库，统计分析中欧农副产品进出口贸易，加快农副产品贸易的互补性，分析欧盟农副产品进出口贸易的优势和劣势，帮助我国制定合理有效的对欧贸易政策。通过对数据库的分析还可以了解我国农副产品进出口贸易的短板，对欧盟农副产品进出口贸易的研究有利于我国研究欧盟农副产品贸易的走向，降低我国向欧盟出口农副产品被扣留或欧盟停止进口的风险，一定程度上可以对中欧贸易的摩擦起到缓冲作用。

4.4 培育大型农副产品进出口贸易中心

在政府加大对农副产品生产和销售的大力投入外，企业也从自身的利益角度考虑如何加大中国农副产品的出口创汇。为了增大农副产品的对外出口，企业在政府的帮助下可以培养大型农副产品进出口贸易集散中心，搞活农副产品贸易市场，合作农副产品供销商，建立起一支底子较硬的进出口贸易团队，各大经销商可以在互相学习、竞争中提高农副产品出口的质量。

5 结论

通过分析中欧双方农副产品的进出口贸易，中欧农副产品贸易程度正在不断加深，持续合作的趋势加强，但是中国农副产品在生产和加工上缺乏核心技术，很容易遭到欧盟国家的非关税壁垒影响，不利于我国农副产品出口。我国农副产品的进出口贸易应该形成“政府扶持，公司与农业专业合作社一体”的生产销售品牌化和高质量化。中国是农业大国，我国农副产品在质量上和加工技术上都没有竞争力，这使得我国的对外出口不占优势。通过对比分析我国农副产品贸易的劣势和短板，制定相应措施，增加我国农副产品进出口的贸易份额。

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关键词：实际汇率 对外贸易 城乡就业 结构VAR

引言

改革开放以来，中国GDP每年以8%-12%左右的速度不断增加，2009 年，我国一般贸易出口和加工贸易出口增长同比下降 20.1%和 13.1%，进口增长比率同比下降 6.7%和 14.8%， 外部需求减少和汇率升值的双重冲击对我国的一般贸易出口和加工贸易进口影响显得更为明显。受国际经济形势的影响，2012年以来，中国经济增速有所放慢，GDP增长率前三季度分别是8.1%、7.6%、7.4%，2013年前三季度GDP增加速度达到7.8%，经济增长中绝大部分的是由对外贸易带来的。今年上半年，我国进出口总值12.51万亿元人民币（折合19976.9亿美元），扣除汇率因素后同比增长8.6%。其中出口6.59万亿元人民币，增长10.4%；进口5.92万亿人民币，增长6.7%；贸易顺差6770.6亿元人民币，扩大58.5%。巨大的贸易余额对人民币升值带来了压力。

从2005年开始，人民币对美元的累计升值已经达11%，国际清算银行（BIS）公布的9月人民币实际有效汇率（REER）指数较8月出现小幅升值，而REER累积升值，对我国出口增速带来明显的抑制作用，由于汇率变化的滞后效应，强势的人民币将继续对未来出口增长构成压制。REER升值反映了本国国际收支盈余，外汇供给大于外汇需求，同时也是对一国劳动生产率和经济增长的反映。美元的疲软可能将持续下去，在这种情况下经济的增长将更加依赖于国内需求的增长，同时需要有灵活的汇率政策来加以应对。此外，如果经济增长可以更多体现在服务业的发展上，就将进一步带动城市化进程，将会进一步带动消费和就业的增长。2012年以来，我国实施了积极的就业政策，但是尽管如此，由于经济形势对就业产生一定的滞后影响，2013年就业形势仍然面临着较大的压力。

因此，人民币实际汇率的变动是否对中国就业形势产生影响，进出口贸易的变化是否会对中国就业形势带来影响，以及影响程度如何，在中国经济市场形势下如何实施汇率政策以及贸易政策来缓解我国就业问题是值得目前探讨的重点。

文献回顾

汇率变动对进出口贸易的影响的研究，一直是经济学研究的热点。国外学者Morten O. Ravn（2010）等人通过面板SVAR研究发现政府支出的增加带来私人消费的增加、恶化贸易平衡、以及有效汇率的贬值。Mehmet Ivrendi等（2010）通过SVECM模型研究货币冲击、贸易平衡以及汇率之间的关系，研究发现紧缩性货币政策导致价格水平下降，产出的减少，汇率升值，在短期改善贸易平衡。学者Kazunobu Hayakawa（2009）对东亚洲汇率波动和国际贸易的关系进行实证研究，发现东亚洲中间产品贸易受汇率波动的影响更为严重，并且负面影响程度大于关税对贸易的影响。

马歇尔-勒纳条件认为任何一个国家只有在其进口商品国内的市场需求价格弹性与其出口商品国外的市场需求价格弹性之和大于1时，其货币对外币的贬值及由此带来的进出口商品价格的涨跌才能改善外汇收支的状况；两者之和小于 1，外汇收支会恶化；两者之和等于1，外汇收支状况不变。卢向前和戴国强等（2005）的研究发现马歇尔-勒纳条件在中国成立。谷宇、高铁梅（2007）从人民币汇率波动性与进出口关系的研究认为人民币汇率波动性将对出口产生负向冲击的结果。李广众和Voon（2004）关注了汇率波动性对制造业不同部门的影响，他们的研究表明汇率波动性对制造业中各细分行业出口的影响是不同的，并不都表现为负向冲击。叶芳、朱孟楠（2012）运用面板数据研究表明，人民币有效汇率对进出口贸易的影响存在区域差异，但总体而言，人民币汇率对进出口的影响并不大。黄锦明（2010）通过实证分析发展中国的进口贸易在长期内主要受国内收入和人民币实际有效汇率水平的影响。在短期，只有进口贸易和人民币实际有效汇率存在着负相关关系。

关于贸易与就业的理论，比较典型的理论有H-O-S理论，认为国家生产要素禀赋之间的差异是导致国家之间形成贸易关系的主要原因。对于发达国家而言，资金、技术相对丰裕，劳动力成本高昂且相对稀缺，而发展中国家，资金、技术相对短缺，劳动力成本相对低廉而且丰富。由此，发展中国家的劳动力情况会随着国际贸易的影响而变化，并且能够反过来影响国际贸易政策的变化。其次有凯恩斯的贸易乘数理论，认为贸易顺差能够通过增加投资需求和消费需求来增加国内有效需求，从而增加国民收入和提高国内就业水平。有国外学者认为对外贸易发展提高了企业的筛选意愿和劳动者搜寻工作的匹配成本，从而降低了就业水平。AlessIia lo Turco（2013）认为进口和出口之间存在互补效应，这在高贸易强度的公司得到加强，只有高强度出口似乎才能促进劳动力技能升级，公司国际化带来的就业效应对公司生产规模带来积极的影响。国内学者对国际贸易与就业的影响的研究主要是实证研究，冯其云、朱彤（2012）利用中国 2001-2010 年的省级面板数据，分析中国东、中、西部对外贸易就业效应的差异，认为进口的就业效应具有区域差异性，出口对各地区的就业均为显著正向效应。陈昊（2011）运用面板数据从进口、出口、贸易顺差三个层面考察对外贸易对中国城镇就业水平当期和滞后影响的调整，认为中国对外贸易的就业抵消效应依然明显，且存在时滞摩擦。还有学者通过地方性的对外贸易与就业的实证的研究发展，短期内对外贸易出口不仅没有促进就业增长，反而对失业人数增加有较大的影响。

通过文献回顾发现，不少学者研究汇率与进出口的关系，但很少将其对就业的影响包括进去；尽管不少学者研究就业的问题，但很少考虑汇率变动的因素。汇率变化影响一国的进出口，而进出口贸易的变化又通过要素价格影响劳动力市场，进而影响就业。鉴于人民币汇率、进出口、GDP 和就业之间客观存在的内生性关系，本文通过构建结构 VAR 模型对其动态的影响进行研究。

数据描述和分析

（一）数据描述

本文选取1980-2011年度数据。实际汇率采用了 IMF 的实际有效汇REER指数，人民币对主要国家货币加权实际汇率更能综合反映人民币汇率的波动。与其他汇率指标相比，实际有效汇率能更好地反映汇率变动对进出口贸易的影响，此外，实际有效汇率还能更好地表示出汇率的波动性。REER 的数据来源于国际货币基金组织（IMF）的 IFS数据库。对外开放程度 IMP，用进出口额占 GDP 的比重来表示，城乡就业结构差异（DUR）用城乡就业人数之比来表示，数据来源于国家统计局网站。为消除异方差的影响，所有变量均进行了对数化处理。

（二）数据平稳性检验及模型稳定性检验

SVAR模型是在VAR模型的基础上发展起来的，所以为了避免伪回归现象，需要对数据进行平稳性检验，本文采用ADF检验，根据AIC和SC原则，确定最佳滞后阶数为1阶，所以可以建立VAR模型，进一步确定SVAR模型进行参数约束，识别SVAR模型。单位根检验结果如表1所示，本文研究采用EVIEWS6.0进行。

单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数；0指检验方程不包括常数项或时间趋势项。滞后阶数根据 SIC准则自动选择。

根据表1， REER、EXP、DUR在1%的显著性水平是一阶差分平稳的，即各序列均为一阶单整序列。因此，需要对模型中的变量进行协整检验。本文采Johanson协整检验来检验模型是否存在协整关系，其结果显示在5%的显著性水平下至少存在一个协整方程，模型中各内生变量之间具有协整关系。另外，被估计的模型所有根的模小于并且位于单位圆内，如图1所示，因此模型是稳定的。

实证分析―SVAR模型的识别

结构向量自回归（SVAR）模型是研究变量间动态冲击效应较成熟的方法，它是基于向量自回归（VAR）模型提出的。一个n元p阶的SVAR模型：

若A可逆，则

其中，

一般而言，简化式残差μt是结构式残差εt的线性组合，是一种复合冲击。对于n元p阶SVAR模型，需对结构式施加n（n-1）/2限制条件才能识别结构冲击。本文建立的SVAR模型含有3个内生变量，即n =3，需施加3个约束条件。本文采用 Amisano & Giannini（1997）提出的AB模型来识别结构冲击，即分别对A、B矩阵施加短期约束，将B设为单位矩阵，A矩阵的主对角元素设为1，本文SVAR中变量的排列顺序为：实际汇率、贸易开放程度、三次产业就业结构。一般根据经济理论有长期和短期约束，长期约束最简单的就是零约束，本文所选取的三个变量之间有着较强的相互影响关系，因此选择短期约束，根据经济意义，约束条件为：进出口贸易对就业结构的影响具有滞后性，根据实际情况，可以认为进出口贸易与我国三次产业就业结构变动之间当期不存在相互影响，所以a23=0，a32=0，实际有效汇率REER对三次产业就业结构可能产生影响，但是可以认为当期不存在影响，所以a31=0，应用EVIEWS6.0对三个模型分别进行估计，从而可得矩阵A的解。

结果分析

（一）脉冲响应函数分析

脉冲响应函数用于衡量模型受到某种冲击时对系统的动态影响，能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应，本文选取默认滞后期为10。根据图2所示，就业结构差异的增量对人民币实际有效汇率的冲击起初是没有响应的，但从第二期开始逐渐变为负，到第3期开始逐渐趋于平缓，接近于-0.2个百分点，这说明人民币实际有效汇率对就业结构差异几乎没有影响，但后期会增加就业结构差异，并从长远来看，人民币实际有效汇率会扩大城乡就业结构差异。图3表明，就业结构差异的增量一直呈现下降的趋势，这可能是马歇尔-勒纳条件在中国的实际应用相吻合，随着中国经济市场化进程逐步深入，市场体制、汇率调节的作用越来越大。

进出口贸易冲击对就业结构差异增量的影响如图4和图5所示，图4中，就业结构差异对进出口贸易冲击的响应首先是正的，并且在第三期达到最大，之后开始下降，长期来看，接近于0.4个百分点，这表明，进出口贸易短期内扩大了就业结构差异，但从长期来看，进出口贸易的发展控制了就业结构差异的增加。这与凯恩斯贸易乘数理论一致，在这期间，城乡就业结构差异的增量是不断增加，如图5所示。

（二）方差分解分析

应函数描述的是SVAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，以进一步评价不同结构冲击的重要性。表2 是跨期为20的城乡就业差异增量的方差分解。从表2看出，人民币实际有效汇率对城乡就业结构差异增量的影响是逐期增强的，而进出口贸易对城乡就业结构差异的影响先是迅速增强，然后增加速度变缓，但是预测依然有增加的趋势。由表2可以明显看出，进出口贸易对就业结构差异增量的作用明显大于人民币实际有效汇率对就业结构差异的影响，如在第20期，就业结构差异增量的预测方差48.5%可以由进出口贸易的变动来解释，而只有10.1%可以由人民币实际有效汇率来解释，这可能是汇率影响进出口，从而影响国内城乡就业需要一定的时滞。

结论

短期内人民币实际汇率对城乡就业结构没有影响（城乡就业结构差异的增量对实际有效汇率冲击的响应在短期内接近于零），但是从长期来看，实际有效汇率加剧了城乡就业结构差异（城乡就业结构差异增量对实际有效汇率冲击的响应长期内为负增长）。进出口贸易的发展在短期能够迅速扩大我国城乡就业差异，但长期来看，进出口贸易对就业差异的影响将会一直存在（城乡就业结构差距增量对进出口贸易冲击的响应长期内趋于稳定不变）。

从以上结论可以看出，人民币有效汇率虽然对我国城乡就业结构差异的影响不大，但在面对人民币升值压力的情况下，政府也不能忽视对宏观经济的调控，要理性地看待人民币升值。进出口贸易的发展对城乡就业的作用逐步增强，近年来，我国外贸依存度达到60%以上，在国内消费持续低迷的今天，出口拉动就业的道路已经成为我们解决就业问题的重要途径之一，但也不能完全依靠对外贸易来解决就业问题，在当前人力资源的供求出现结构性矛盾时，要满足经济增长方式转型的要求，必须充分调动人力资源的积极性、增加科技教育投入提高劳动者素质来缓解我国紧张的就业形势。政府要改变观念，响应构建和谐社会的思想，要促进乡镇企业发展的贸易发展，以乡镇企业带动小城镇和农村的发展，以此来减少农村剩余劳动力，解决农村失业问题，最终缩小城乡差距。

参考文献：

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【关键词】进出口贸易 经济增长 协整检验 Granger因果关系检验

一、引言

自改革开放多年来，我国进出口贸易获得了巨大的发展，进出口市场分布逐渐向多元化发展，我国积极主动地通过出口货物结构出口方式及出口区域结构的的调整，降低进出口风险，实现经济稳定的增长。林毅夫和李永军（2001）采用联立方程组模型，证实出口有利于经济的增长，罗伯特.逊提出了“对外贸易是经济增长的发动机”的命题，那么基于这些贸易理论是否适用于正在发展的重庆市呢？必须结合重庆实际经济发展进行实证分析。重庆市是西部地区唯一的直辖市、国家中心城市，需要发挥在两大经济带建设中的枢纽和支点作用，在对外贸易中取得了显著成绩，据海关统计，2004年全市进出口总额达到38.6亿美元，比上年增长48.7%。其中，出口20.9亿美元，增长31.9%，高于全市GDP增长幅度，进口17.66亿美元，增长14.9%。2006年重庆市积极应对国际贸易出现的新情况，实现全年外贸进出口总额54.7亿美元，比上年增长27.4%。其中，出口33.5亿美元，增长33%。2007年重庆的进出口贸易总量仅60亿美元，根据以上统计数据可以确定进出口总额与经济增长存在着某种关系。“十二五”期间，重庆市提出进出口贸易达到上千亿美元的更高目标，近年来重庆吸引外资高速增长，日渐改善基础设施，优惠政策，便利资源要素，吸引跨国公司进行新的战略布局，重庆正在朝着目标奋进。

二、实证分析

（一）变量的选取及数据处理。

本文以重庆市进出口总值（万美元）作为解释变量（用X表示），地区生产总值（亿元）作为被解释变量（用Y表示）。由于数据的缺失，样本数据选取1987年至2010年的年度数据，数据来自于《重庆统计年鉴》。其中变量时间序列可能是非平稳序列，构建的计量模型可能产生“伪回归”，所以需要对各变量时间序列的平稳性进行检验，因为数据的自然数对数变换不会改变原来的协整关系，并且会消除时间序列数据存在的异方差现象，使其趋势线性化。所以对上述各个变量取对数，以消除数据的不平稳性，变量GDP（地区生产总值）、IE（进出口总值）取对数lnY、lnX，用、表示变量GDP、IE一阶差分，用、表示二阶差分，取5%临界值进行研究。

通过上述的数据处理，可以通过Eviews7.0绘制出处理后的lnY 和lnX 的散点图，见图1 ：

由图1可知：根据散点图可以看出进出口总额与地区生产总值大致呈现上升趋势。随着进出口总额的增加，重庆市地区生产总值不断的增加，两者的变动的方向基本一致。进而进出口总值的增加有利于经济健康持续的增长。

（二）单位根检验。

首先在进行计量经济模型之前，必须确保两变量序列是平稳的，因此使用单位根方法检验变量GDP、IE的平稳性，我们采用ADF检验方法，lnY、lnX分别进行单位根检验，如果水平序列是非平稳的，就要进行一阶或者二阶差分来检验平稳性，利用Eviews7.0，检验结果见表1：

由表1分析可得lnY、lnX在水平序列下不能拒绝单位根假设，因此是非平稳的序列，经过一阶差分后，lnX序列拒绝了单位根假设，是平稳的序列，但是lnY不是平稳序列，所以进行二阶差分。二阶差分后，lnY和 lnX在5%的显著水平下，两变量序列显著平稳。

（三）模型的建立。

由散点图分析可知，随着进出口总值的增加，重庆市经济增长（GDP）越快，分析重庆市地区生产总值随进出口总值的数量规律性，可以建立如下计量经济模型：

（四）协整分析。

协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验，从协整理论的思想来看，被解释变量能被解释变量的线性组合所解释，两者之间在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的，因此，检验一组变量之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。用Eviews7.0软件进行残差分析如表2：

由表3可知，残差的水平序列在5%的置信区间水平是非平稳的，在一阶差分和二阶差分的序列是平稳的，所以认为估计残差序列是平稳的，计量经济模型的设定是合理的，因此lnY与lnX两序列存在协整关系，因变量与自变量之间存在长期稳定的均衡关系。从回归分析中可以看出lnY与lnX之间具有较高的相关性。对上述方程的经济意义的解释是： 假设在其他条件不变的情况下，进出口总值（IE）每增加1%，对应的生产总值（GDP）将增长1.019%，由此可见，重庆进出口对经济增长具有较强的拉动作用。

（五）Granger因果关系检验。

Granger因果检验解决了lnX是否引起lnY的问题，也就是lnY能够在多大程度上被过去的lnX解释，加入lnX的滞后值是否使解释程度提高，如果lnX在lnY的预测中有帮助的话，就可以说lnX领先于lnY。检验结果见表3：

由表3得出结果：在10%显著水平上，滞后阶数为1时，拒绝原假设，即进出口总值是引起经济增长（GDP）的Granger原因，反之不成立，所以进出口总值与经济增长（GDP）是一个单向相关关系。

三、结论与政策性建议

（一）结论。

第一：本文基于重庆市1987～2010年进出口总值与地区生产总值的数据进行平稳性检验与协整检验，两个变量序列是平稳的，并且两者存在一种长期稳定均衡的关系，重庆市进出口总额（IE）越多，经济增长越快（GDP）。

第二：根据计量经济模型方程和Granger因果关系检验，重庆进出口与重庆生产总值之间存在一个单向相关关系。进出口总值是经济增长（GDP）的原因，反之不成立。

（二）政策性建议。

1.进出口结构的优化：从本市经济整体发展的需要出发，挖掘进出口总量背后深层次的贸易结构问题，切实推进进出口商品结构的优化，实现外贸发展同地区经济发展的良性互动，促进进出口贸易对经济增长的贡献。

2.技术发展：本市应关注进出口产品的技术含量和层次，拓展进出口发展的空间，根据国际国内环境的变化，利用各类机会采取有效方式，继续保持进出口适度增长，进而促进经济的增长。

3.品牌、创新、改革：重庆市竞争性企业为了获得国际市场和实现品牌扩张进行进出口贸易，这就需要企业引进高新技术，打造具有影响力的品牌，实行营销网络等方式，打开对外贸易市场，坚持制度创新，深化体制改革，推动地区经济的协调发展。

参考文献：

[1]林毅夫，李永军.必要的修正―对外贸易与增长关系的再考察[J].国际贸易，2001，9.

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关键词：进出口贸易；经济增长方式；相关分析

从1980年开始，我国的经济迅速发展，从全方位、深层次及多领域实施对外开放，这对我国的经济发展起到了至关重要的作用，在这其中尤以进出口贸易效果显著。国内外学者对进出口贸易与国家经济的发展关系进行了大量的实证性研究，最后综合各学者的研究数据显示，在不改变其他因素的影响情况下，密集型技术产品的贸易顺差能够对GDP的增长产生积极的促进意义。但之前的研究通常都只针对单方面的进口或出口进行研究，验证其对经济增长的作用，故本研究通过阐述进出口双方面的影响确定其与经济增长的关系。

一、我国进出口贸易现状

在我国实施改革开放之后，对外开放的程度不断的深入和扩大，我国的进出口贸易快速增长，在世界上引起广泛关注，一些资本主义国家不惜通过一些卑鄙手段遏制我国经济的增长。在改革开放后的30年间，我国的出口额实现了从百亿美元到万亿美元的长足进步，平均年增长率更是高达15.5%；随着出口额的增长，我国的进口额也实现了百亿美元到万亿美元的增长，其中年增长率略低于出口年增长率，约为14.7%。在这期间，我国的GDP增长也十分显著，从千亿元人民币增长到十万亿元人民币的程度，年增长率与出口额增长率相当，同为15.5%。在我国加入世界贸易组织之后，我国的经济迎来了第二次飞速增长，千禧年之后我国的出口贸易总量的年增长率更是突飞猛进，高达19.3%。通过以上数据研究能够发现，我国的进出口贸易通GDP增长呈正向相关，表现出互相促进和互相影响的关系。外贸依存度是指国民经济对对外贸易的依赖程度，通过该指标能够衡量对外贸易对经济增长的促进作用。

通过以上分析能够发现，我国的外贸依存度在逐年提高，据统计显示，我国的外贸依存度从改革开放初期的12.5%到千禧年提高到了33.3%，在2010年更是提高到了50.6%，通过以上数据都能看出，我国的进出口贸易在促进经济的增长上起到了至关重要的作用。

我国目前的贸易结构最初以中初级产品为主，通过这样一个出口商品结构能够看出我国在改革开放之初赚去商品的附加值较低。但是随着我国经济技术及工业技术的发展，现在我国工业制成品的比重已经大幅提升，有能力有实力赚去更高的产品附加值，同时我国的竞争能力也在逐渐提高。据统计我国改革开放初期的初级产品出口额占出口总额的比重高达50%，而在经历了30年的改革开放之后，我国的初级产品的出口权重已经降低到不足5%，这使得我国现在具有极强的国际市场竞争能力。到了2004年，我国的进口工业制成品比重开始下降，这一方面说明我国对进口依赖已经降低了。

二、实证分析我国进出口贸易与经济增长的相关性

1.数据处理。本研究选取我国改革开放后30年的进出口额、出口额、进口额和国内生产总值作为数据，所选取的数据均出自《中国统计年鉴》。

2.基于时间序列的验证。首先进行平稳性验证，之后进行协整检验，协整检验的基本思路为：若两个以上的同阶时间向量均显示较为不平稳，但它们的一种或多种线性组合却显示着及其平稳的特性，则证明这两个时间向量具有协整关系。检验两个向量间是否存在协整关系一般通过EG阶段方法和JJ法，而对于多变量进行协整检验则选用JJ法具有一定的运算优势。通过该方法进行计算能够对整个系统进行估计，根据其特征最大值系统计量能够进行判断，以确定其间是否存在协整关系。在计算过程中若出现计量数值超过临界值，则原有假设，若未出现此情况则认为该假设成立。通过这种方法进行计算与EG法比较具有的显著优势就是能够找到多个向量间的协整关系。在其具有5%的临界值的情况下，协整方程的假设进行逐次检验，因统计计量超过了临界值，故该假设，认为此三个变量之间是存在协整关系的。

在此之后通过因果关系检验验证以上论点，以上的协整检验已经证明我国的GDP与进出口存在一定的均衡关系，但其是否构成因果关系则还需要进一步论证。为了提高该论据的效果，必须对此检验设定一个准确的自由度，通过因果关系检验，证明与进口的关系存在1%的因果关系，这证明我国的经济增长是由进口进行推动的，而我国的经济增长则对进口不具有推动作用；同时对出口进行检验，结果显示，我国经济增长是由出口推动的，但我国的经济增长对我国的产品出口不具有推动作用。但对于进口与出口关系的分析则显示，我国进口是出口增长的原因，而出口对于进口没有推动作用。故通过以上数据证实，我国的进出口都对我国经济增长具有推动作用，但我国的经济增长并不推动我国产品的进出口。

三、结束语

综上所述，通过对我国进出口贸易与经济运行轨迹进行分析，计算出我国对外贸的依存度、贡献率等指标；另外通过协整检验和因果分析对我国的进出口贸易与经济增长的关系。通过以上分析具有以下结论：首先我国的国内生产总值与进出口是单整序列；其次通过协整检验证明我国虽然国内生产总值与进出口之间具有较平稳的关系，但其内部存在稳定机制，我国的经济增长与出口正向相关；从因果检验的数据显示能够看出，我国的国内生产总值与出口存在单向相关，同时国内生产总值与进口也存在单向相关性。

参考文献：

[1]关嘉麟.转型时期中国对外贸易政策研究[D].长春：吉林大学，2013.