对外经济关系范文

导语：如何才能写好一篇对外经济关系，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：地缘经济关系 经济联系 匹配

在当前经济全球化和区域经济一体化的背景下，地缘因素对加强地区和国际合作中起到重要的作用。地缘经济研究产生于20世纪80年代末至90年代初的美国。在世界范围内，地缘经济学主要分为三个学派：美国学派，俄罗斯学派和意大利学派。美国学派主要认为，地缘政治时代的冲突逻辑，正逐渐让位于地缘经济时代的经济逻辑，地缘经济学首要考虑的是建设国际关系， 以实现和谐、效率和增长。意大利学派把地缘经济学理解为研究国际竞争问题的学科，参与国际竞争的不是跨国公司、托拉斯或银行，而是国家。俄罗斯学派认为地缘经济学是研究具体环境中国家行为的应用科学，应将其与国家战略相结合。

地缘经济关系是地缘经济学的研究重点。地缘经济关系是判别两个国家竞争与合作的重要指标，能够很好的分析两个国家的资源和要素的流动性。对外经济联系量反映区域间经济联系，能分析该国对其他国家的经济辐射能力以及该国对他国的经济接受程度。通过开展中国的地缘经济关系和对外经济联系匹配关系研究，能为中国区域经济合作提供相关理论支撑。

本文选取20国集团中的19国（除欧盟）为分析对象，分别为英国、法国、德国、美国、日本、意大利、加拿大、俄罗斯、中国、韩国、印度、印度尼西亚、澳大利亚、南非、土耳其、巴西、墨西哥、阿根廷和沙特阿拉伯。为保持数据口径一致，2010年各国的资本形成总额、农业、工业、服务业的增加值、GDP和人口数据均来自世界银行数据库。中国与20集团各国的距离数据采用首都或主要城市间直线距离来代替，来自网站。

中国与20国集团的地缘关系测算

地缘经济关系可以分为两种基本类型：竞争型关系和互补型关系。关于地缘经济关系的测度方法，学者温志宏（1998）提出使用欧氏距离法（Euclidean distance）。后来该方法被众多经济地理学者用来做定量的分析。本文通过改进，设计出一套指标体系，使其能够反映更好的国家间地缘经济关系属性。

（一）测度方法的设计

1.指标选取。指标的选取要能够准确的反映两国经济竞争性和互补性。竞争性和互补性表现为资源和产品的可流动性大小。资金、原材料、劳动力和消费品等一般是从生产效率低的地区流向效率高的地区，从多的地区流向少的地区。本文选取的3个综合指标X、Y、Z反映资源和产品的流动性，它们分别是：X=某国的资本形成总额/该国的GDP，Y=某国工业和服务业的增加值/该国的GDP，Z=某国农业增加值/该国工业增加值。X大小反映该国的资本的转换效率或余缺，Y的大小反映了一个国家的工业化程度和劳动效率的高低，Z的大小反映了一国资源和产品的向外流动能力。

2.对指标进行无量纲化处理：

其中：为X系列数据的平均值；SX为X系列数据的标准差；Y′和Z′的计算方法和X′相同。

3.计算欧氏距离。设X0′，Y0′，Z0′分别是中国X，Y，Z的三个标准值，则中国与其他国家的实际距离计算公式为：

其中，Xi′，Yi′，Zi′为i国的X，Y，Z的标准化值。

4.标准化处理。为了便于识别，对欧氏距离值进行标准化处理，计算如下：

其中，为i国距所有其它国家的欧氏距离平均值，Sdi为i国距所有其它国家的欧氏距离的标准差。若为正表示两国具有互补关系，正值越大表示互补性越强；若为负值表示两国具有竞争关系，负值的绝对值越大表示竞争性越强。

（二）2010年中国地缘关系测度

根据上述方法就可计算出中国与20国集团其他成员国的欧氏距离。把测算结果的大小分成四个等级：一是>0.5，为强互补型；二是0

中国与20国集团各国的经济联系强度测算

引力模型是一种计算空间相互作用强度的计量方法，可以用来定量地描述国家之间经济联系量的大小。国内学者主要将其应用于研究与城市间经济联系。后来一些学者对引力模型进行修正，使其能够更好的反映城市间经济联系强度。本文采用经济联系模型如下：

其中，Rij表示国家i和国家j的经济联系。Pi、Pj分别表示两国的人口数量，Gi、Gj表示i国和j国的GDP，Dij表示两个国家主要港口的距离。

根据上述引力模型，可以计算出中国与20国集团各国的经济联系强度。将对外经济联系强度分成四个等级：一是很强，联系量>100亿美元・万人/平方千米；二是较强，联系量10-100亿美元・万人/平方千米；三是有一定联系，联系量1-10亿美元・万人/平方千米；四是很弱，联系量

中国地缘经济关系与对外经济联系强度的匹配

根据地缘经济关系的测度等级和经济联系强度等级，可以将二者进行匹配，具体结果见表3。

由表3可以看出：在中国对外经济联系很强的3个国家中，与日本和印度的经济互补性很强，而与韩国的经济竞争很强。在中国对外经济联系较强的8个国家中，与英国、德国、美国、土耳其的经济互补性较强，而与印尼的经济竞争很强。在与中国对外经济有一定联系的6个国家中，与巴西的经济互补性很强，而与澳大利亚和墨西哥的竞争性很强。中国与阿根廷的经济联系很弱。总体上来看，经济的互补性国家数量大于竞争性数量，且多数国家与中国的经济联系较强。

结论

20国集团是全球经济合作的主要论坛，该集团业已从全球治理的边缘走向中心。本文通过将中国与20集团各国的地缘经济分析和经济联系强度的匹配分析，能够为中国的区域经济合作提供一些政策建议：第一，中国需要巩固和加强与周边国家的经济联系，将与周边国家的地缘劣势转化为地缘优势。第二，中国需要加强与20国集团中互补性强但经济联系强度弱的国家的经济合作，密切区域之间和产业之间的合作，提升在国际上的地缘空间。第三，中国需要处理好与本国竞争性强的国家的关系，学习和借鉴他国的竞争优势，扬长避短。

在当前经济全球化和区域经济一体化的背景下，地缘因素对加强地区和国际合作中起到重要的作用。地缘经济研究产生于20世纪80年代末至90年代初的美国。在世界范围内，地缘经济学主要分为三个学派：美国学派，俄罗斯学派和意大利学派。美国学派主要认为，地缘政治时代的冲突逻辑，正逐渐让位于地缘经济时代的经济逻辑，地缘经济学首要考虑的是建设国际关系， 以实现和谐、效率和增长。意大利学派把地缘经济学理解为研究国际竞争问题的学科，参与国际竞争的不是跨国公司、托拉斯或银行，而是国家。俄罗斯学派认为地缘经济学是研究具体环境中国家行为的应用科学，应将其与国家战略相结合。

地缘经济关系是地缘经济学的研究重点。地缘经济关系是判别两个国家竞争与合作的重要指标，能够很好的分析两个国家的资源和要素的流动性。对外经济联系量反映区域间经济联系，能分析该国对其他国家的经济辐射能力以及该国对他国的经济接受程度。通过开展中国的地缘经济关系和对外经济联系匹配关系研究，能为中国区域经济合作提供相关理论支撑。

本文选取20国集团中的19国（除欧盟）为分析对象，分别为英国、法国、德国、美国、日本、意大利、加拿大、俄罗斯、中国、韩国、印度、印度尼西亚、澳大利亚、南非、土耳其、巴西、墨西哥、阿根廷和沙特阿拉伯。为保持数据口径一致，2010年各国的资本形成总额、农业、工业、服务业的增加值、GDP和人口数据均来自世界银行数据库。中国与20集团各国的距离数据采用首都或主要城市间直线距离来代替，来自网站。

中国与20国集团的地缘关系测算

地缘经济关系可以分为两种基本类型：竞争型关系和互补型关系。关于地缘经济关系的测度方法，学者温志宏（1998）提出使用欧氏距离法（Euclidean distance）。后来该方法被众多经济地理学者用来做定量的分析。本文通过改进，设计出一套指标体系，使其能够反映更好的国家间地缘经济关系属性。

（一）测度方法的设计

1.指标选取。指标的选取要能够准确的反映两国经济竞争性和互补性。竞争性和互补性表现为资源和产品的可流动性大小。资金、原材料、劳动力和消费品等一般是从生产效率低的地区流向效率高的地区，从多的地区流向少的地区。本文选取的3个综合指标X、Y、Z反映资源和产品的流动性，它们分别是：X=某国的资本形成总额/该国的GDP，Y=某国工业和服务业的增加值/该国的GDP，Z=某国农业增加值/该国工业增加值。X大小反映该国的资本的转换效率或余缺，Y的大小反映了一个国家的工业化程度和劳动效率的高低，Z的大小反映了一国资源和产品的向外流动能力。

2.对指标进行无量纲化处理：

其中：为X系列数据的平均值；SX为X系列数据的标准差；Y′和Z′的计算方法和X′相同。

3.计算欧氏距离。设X0′，Y0′，Z0′分别是中国X，Y，Z的三个标准值，则中国与其他国家的实际距离计算公式为：

其中，Xi′，Yi′，Zi′为i国的X，Y，Z的标准化值。

4.标准化处理。为了便于识别，对欧氏距离值进行标准化处理，计算如下：

其中，为i国距所有其它国家的欧氏距离平均值，Sdi为i国距所有其它国家的欧氏距离的标准差。若为正表示两国具有互补关系，正值越大表示互补性越强；若为负值表示两国具有竞争关系，负值的绝对值越大表示竞争性越强。

（二）2010年中国地缘关系测度

根据上述方法就可计算出中国与20国集团其他成员国的欧氏距离。把测算结果的大小分成四个等级：一是>0.5，为强互补型；二是0

中国与20国集团各国的经济联系强度测算

引力模型是一种计算空间相互作用强度的计量方法，可以用来定量地描述国家之间经济联系量的大小。国内学者主要将其应用于研究与城市间经济联系。后来一些学者对引力模型进行修正，使其能够更好的反映城市间经济联系强度。本文采用经济联系模型如下：

其中，Rij表示国家i和国家j的经济联系。Pi、Pj分别表示两国的人口数量，Gi、Gj表示i国和j国的GDP，Dij表示两个国家主要港口的距离。

根据上述引力模型，可以计算出中国与20国集团各国的经济联系强度。将对外经济联系强度分成四个等级：一是很强，联系量>100亿美元・万人/平方千米；二是较强，联系量10-100亿美元・万人/平方千米；三是有一定联系，联系量1-10亿美元・万人/平方千米；四是很弱，联系量

中国地缘经济关系与对外经济联系强度的匹配

根据地缘经济关系的测度等级和经济联系强度等级，可以将二者进行匹配，具体结果见表3。

由表3可以看出：在中国对外经济联系很强的3个国家中，与日本和印度的经济互补性很强，而与韩国的经济竞争很强。在中国对外经济联系较强的8个国家中，与英国、德国、美国、土耳其的经济互补性较强，而与印尼的经济竞争很强。在与中国对外经济有一定联系的6个国家中，与巴西的经济互补性很强，而与澳大利亚和墨西哥的竞争性很强。中国与阿根廷的经济联系很弱。总体上来看，经济的互补性国家数量大于竞争性数量，且多数国家与中国的经济联系较强。

结论

20国集团是全球经济合作的主要论坛，该集团业已从全球治理的边缘走向中心。本文通过将中国与20集团各国的地缘经济分析和经济联系强度的匹配分析，能够为中国的区域经济合作提供一些政策建议：第一，中国需要巩固和加强与周边国家的经济联系，将与周边国家的地缘劣势转化为地缘优势。第二，中国需要加强与20国集团中互补性强但经济联系强度弱的国家的经济合作，密切区域之间和产业之间的合作，提升在国际上的地缘空间。第三，中国需要处理好与本国竞争性强的国家的关系，学习和借鉴他国的竞争优势，扬长避短。

参考文献：

1.李敦瑞.地缘经济学的理论流派与发展趋向[J].中南财经政法大学学报，2009（1）

2.温志宏.距离分析：地缘经济关系评价的一种方法[J].统计与决策，1998（1）

3.张学波，武友德，李佩 ，暴向平.基于“泛珠三角”区域合作的云南省地缘经济关系[J].资源开发与市场，2006（6）

4.张学波，武友德，骆华松.地缘经济关系测度与分析的理论方法探讨―以云南省为例[J].地域研究与开发，2006（4）

5.邵军，杨明华.空间分析：地缘经济关系评价的一种方法研究―以南京为例[J]. 经济师，2005（10）

6.郑国，赵群毅.山东半岛城市群主要经济联系方向研究[J].地域研究与开发，2004（5）

7.王德忠，庄仁兴.区域经济联系定量分析初探―以上海与苏锡常地区经济联系为例[J].地理科学，1996（1）

8.牛慧恩，孟庆民，胡其昌，陈延诚.甘肃与毗邻省区区域经济联系研究[J].经济地理，1998（3）

9.王欣，吴殿廷，王红强.城市间经济联系的定量计算[J].城市发展研究，2006（3）

篇2

关键词：对外经济合作; 经济增长; 协整关系

1 对外经济合作促进我国经济增长的实证分析

本文采用IMF数据库和《中国统计年鉴》的历年数据，对中国1982-2005年的对外经济合作（FEC）和经济增长（GDP）等时间序列进行经济计量实证分析，检验对外经济合作和我国经济增长之间的关系。

(1)单位根检验。对GDP和对外经济合作完成额（FEC）数列进行平稳性的ADF检验，结果见下表：

说明：(1)D(*)表示对变量的一阶差分;(2)检验类型括号中的C表示检验平稳性时估计方程中的常数项，0表示不含常数项；T表示时间趋势项，0表示不含时间趋势项；最后一项表示自回归滞后的长度。

由表2可知，GDP和FEC在10%的显著性水平下都没有通过平稳性检验，即他们都是非平稳序列；他们的一阶差分在5％的显著水平下也没有通过平稳性检验；而二阶差分在1%的显著水平下都通过平稳性检验，说明这些变量具有二阶单整性Ⅰ(2)。

(2)协整检验。根据协整理论，如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，从长期看这些序列具有均衡关系。协整检验从检验的对象上可以分为两种，一种是基于回归系数的协整检验，如Johansen协整检验。另一种是基于回归残差的协整检验，如CRDW检验，DF检验和ADF检验等。本文将采用Engle和Granger(1987)提出的协整检验方法。

首先建立如下回归方程：

GDPt=β0+β1FECt+ut

估计后得到：

GDPt=25.2287+78.1356FECt+ut

R2=0.9893 D.W.=1.228

第二步，对上式的残差进行单位根检验，其结果如下：

检验结果显示，u^t序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定u^t为平稳序列，

即u^t∽Ⅰ(0)。上述结果表明：GDP和FEC之间存在协整关系。

(3)Granger因果关系检验。计量经济模型的建立过程，本质上是用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济变量的依存性问题，但并不能有效说明该经济变量与其他经济变量之间的因果关系。本文利用Granger因果关系检验方法就中国对外经济合作与经济增长之间的因果关系进行单向检验，检验结果见表4。

经上述检验可知，中国对外经济合作与经济增长之间存在着两种格兰杰因果关系：（1）FEC的变化是GDP变动的原因；（2）GDP的变化是FEC变动的原因。

3 结论及政策建议

从以上分析来看，中国对外经济合作与经济增长之间存在着长期稳定的正相关关系，一方面，对外经济合作促进了我国经济的增长，另一方面，我国的经济增长又会推动对外经济合作。

为了使我国经济健康平稳的发展，必须从以下方面推动对外经济合作的发展：

(1)我国的对外经济合作主要分布在亚洲，同时近年来，中国和非洲之间的联系逐步加强，非洲已经成为了中国对外经济合作联系最为紧密的第二大洲。要想促进我国对外经济的发展，需要不断开拓国外新市场，在发展亚洲、非洲和欧洲对外经济合作的同时也要加强对拉丁美洲、北美洲和大洋州的经济合作。

(2)在国际工程承包方面，资金短缺，规模小，市场范围窄、管理水平低仍然是困扰中国公司发展的主要障碍。因此，对于中国公司而言，要扩大对外承包工程的规模和提高层次，减少过度分散带来的不利影响。一方面，要求中小企业间实行专业化分工与协作，实现优势互补。另一方面政府应采取各种优惠政策鼓励大型承包企业兼并中小企业，鼓励中小承包企业相互合并、联合与资产置换。与此同时，中国公司也应该正视现实，拓宽融资渠道，改善管理水平，更广泛地开拓国际市场，使自己在竞争中求得发展。

(3)在劳务合作方面，应该在充分发挥我国的比较优势的基础上，努力提高我国劳务输出的层次，扩大国际市场分额，提高人员素质。要不断扩大我国的对外工程承包和劳务合作，必须拥有一支高素质的外向型人才队伍，因此，企业除了要通过各种培训方式提高人才队伍的整体素质以外，也应该把人才队伍建设纳入战略规划，制定出具体的目标、计划和实施措施。

(4)要逐步重视对外投资和对外经济援助。我国统计年鉴的对外经济合作中，只包括了对外承包工程、劳务合作和设计咨询三项，随着对外经济合作的进一步发展，对外投资与对外经济援助也要引起高度地重视。

(5)企业之间强强联合，实现全方位、多层次、宽领域的对外经济合作。

参考文献

［1］张国清.对外经济合作在贸易结构调整中的作用［J］.国际经济合作，2004，（9）.

［2］李军.中国对外经济合作的新发展［J］. 外交学院学报，2003，（2）.

［3］张晓峒.计量经济学软件Eviews使用指南［M］. 天津：南开大学出版社, 2004.

篇3

关键词：对外贸易；经济增长；计量分析

中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）07-0-02

一、引言

山东省在确立外向型经济模式以后，全方位的对外开放型经济发展迅速，国民经济对外开放程度也在逐步地增强。从西方传统贸易理论代表人亚当·斯密和大卫·李嘉图到现代自由贸易理论者赫克歇尔和俄林，这些理论学家都在自身的经济环境下探讨国际贸易与经济间关系，并且这些学说为我们当前研究两者间的关系奠定了一定的理论基础。在当代经济领域，许多专家学者对二者间的关系论证观点不一，主要存有三种观点：即认为一国的对外贸易会促进、阻碍亦或毫无作用于经济的发展。本文将从山东省的实际出发，通过对非平稳序列的单位根检验、建立回归方程以及基于回归残差的协整检验来分析山东省对外贸易与经济增长间的关系。

二、计量模型理论分析

（一）经典理论

正如从古典自由贸易理论经济学家亚当·斯密和大卫·李嘉图分析研究国际贸易如何增加一国金银的财富，到马歇尔在《经济学原理》中明确指出：“确定国家经济进步的原因属于国际贸易的研究范畴”，这些传统理论论述了国际贸易给一国经济带来的促进与发展作用。

随后，在20世纪前半叶至70年代末，H-0理论（即要素禀赋理论）因在实践中的成功运用而成为这一时期的国际贸易的典范。随后众多经济学家们用动态分析法研究国家间的对外贸易产生的各种新现象以及探讨与一国经济增长之间存在的某种利益关系。在市场条件下，理论学家提出的技术差距理论、产品周期理论等都探讨了国家贸易给一国经济带来的经济现象等都会促进一国经济的进一步发展与繁荣。

（二）山东省实际情况分析

改革30多年来，山东省国民经济发展飞速。截止到2011年，山东省国民生产总值为245361.85亿元，对外贸易总额达到15343.24亿元，其中进口总额为7117.84亿元，出口总额为8124.40亿元，分别是1984年的212倍和168倍。山东省近些年海洋经济发展迅速，利用绝对的临海优势促进了山东省的进出口，同时也有加快山东省经济制度改革以及产业经济技术进步与创新的步伐。

三、对外贸易与经济增长计量分析

（一）数据选择

改革开放30多年以来，山东省经济持续快速发展。本文依据1984年到2011统计数据，选取山东省国民生产总值（GDP）来反映经济发展情况，用出口总额（EX）和进口总额（IM）来反映对外贸易发展状。本文所有的计量分析，均使用Eviews3.1软件。为使模型趋于合理，对数据做了以下处理：

1.为了保证数据的一致性，本文将以美元计量的进口、出口额分别乘以当年汇率中间价，即计算公式表示为进口、出口额（人民币）=进口、出口额（美元）×当年汇率中间价，换算成亿人民币为计量单位，目的就是为了消除汇率带来的数据本身的误差。

2.为了消除物价变动给数据带来的影响，本文用消费者价格指数（1984=100）对所取数据进行平减，以此得到实际条件下的数据。

3.为增强数据存在的稳定性，避免异方差存在的问题，本文对所取数据分别取对数，变换后的变量分别用LOG（GDP）、LOG（EX）、LOG（IM）来表示实际国内生产总值、实际出口总额和实际进口总额。

（二）数据平稳性检验

从图一中可以看出，山东省对外贸易与经济增长均有逐年迅速增长的趋势，并且这种趋势具有一定的同步性。图二的数据是经过一阶差分以后的序列，从发展趋势可以看出这些序列是平稳的，可见LOG（GDP）、LOG（EX）、LOG（IM）都是一阶单整数列，说明山东省进口、出口与经济增长之间都存在着长期均衡的发展关系。

图1 LOG（GDP） LOG（IM） LOG（EX）的趋势 图2 LOG（GDP） LOG（IM） LOG（EX）一阶差分

在研究对外贸易与国民生产总值之间的协整关系前，为避免出现虚假回归问题，首先要检查变量间的非平稳性。本文选择ADF方法对序列进行平稳性检验，检验结果如下：

表1 ADF检验①

从上表数据中可以得知，原有的时间序列在1%水平下都是不平稳的，但是在一阶差分后的序列都是平稳的。

（三）协整检验与协整方程

协整检验从检验对象上可以分为两种，本文主要使用基于回归残差的协整检验。为分别研究进口额、出口额对山东省经济增长的影响，所以本文共有两个协整方程，涉及解释变量也有两个即为LOG（IM）、LOG（EX），被解释变量为LOG（GDP）。得到的协整方程如下：

（21.03388） （26.71264）

R2 =0.96 DW=1，.88

（34.58004） （62.76792）

R2=0.99 DW=1.14

从协整回归结果可以看出，进口与GDP之间的可决系数R2达到了0.96，即有96%能被样本解释，DW值大于临界值（=1.30），消除了误差存在自相关可能性。然而出口与GDP之间的模型虽然拟合度较高，但是DW值小于临界值（=1.30），说明该模型的误差存在自相关，对此需对原变量做广义差分变换。

有广义最小二乘法得回归方程如下：

表2 LOG（GDP）与LOG（IM）间的广义回归方程

则原方程的广义最小二乘法估计结果是：

（19.41169） （35.93999）

修正后的模型拟合度较高（=0.98），虽然现在的0.98比修正前的0.99稍低，但是DW值大于临界值，消除了误差存在的自相关。下面对回归方程的残差进行AEG检验，就协整理论而言，当自变量与因变量存在协整关系，而由于存在一个残差序列，即为因变量不能被自变量所解释的这个部分序列，是对非均衡误差的估计，这个残差序列应该也是平稳的。AEG检验结果如下：

由上表可知，协整方程的两个残差序列均小于1%/和5%显著水平的临界值，说明残差序列通过检验，可见估计的残差序列是平稳序列。这表明在长期发展过程中，对外贸易与经济增长呈现正相关的关系。

（四）误差修正模型

如果变量之间是协整的，则它们之间存在着长期均衡关系。而在短期，这些变量可能是非均衡的，所以需要误差修正模型予以检验。建立误差修正模型如下：

所以，我省对进口与经济增长的关系表示如下：

长期发展趋势：

短期发展趋势：

我省出口与经济增长的关系如下：

长期发展趋势：

短期发展趋势：

从上述模型中可以看出误差修正系数均为负值，符合误差修正的负反馈原理。这说明在长期经济发展过程中，山东省对外贸易与经济增长之间具有稳定的趋势，且短期内也有均衡的发展趋势。从模型中可以看出，山东省进口、出口与经济增长之间都存在着正向的发展关系。分析进出口与经济发展之间的弹性系数，我们可以推断出，当出口额每增长1个百分点，经济增长同方向变动0.82个百分点；进口额每增长1个百分点，国民省生产总值同方向变动0.76个百分点。在误差修正模型下，当进口短期波动偏离长期均衡时，非均衡误差将以0.016的调整力度影响下一年的经济增长；同样的，在出口的短期波动内，将以0.18的力度将非均衡状态拉回均衡状态。

三、对策

综上所述，对于山东省对外贸易与经济增长的实证分析，我们可以得出以下结论：

（一）协整检验表明，山东省的对外贸易和经济增长存在着长期发展的均衡关系。从回归方程中可以看出，进口和出口与经济增长之间都存在着正相关的发展关系，并且，出口对于经济增长的促进作用要略大于进口对经济增长的促进作用。

（二）由于出口对经济增长有明显的促进作用，我省继续坚定大力发展“走出去”战略。企业要不断加快自己的创新能力，增加产品的竞争力，从而切实提升跨国投资经营的能力和水平。同时也要支持企业自主开拓国际市场，创立经济平台鼓励企业与跨国集团的合作，从而强化跨国公司的全球供应链。

（三）由于相对出口而言，进口对经济增长的导向作用略低于出口，所以应对进口贸易给予足够的重视与支持。应当适度扩大进口，进口国内短缺资源或高新技术设备，通过增加进口推动国民经济的发展，从而弥补国内资源不足等问题，保持国民经济综合平稳发展。由于人民币币值稳定与否与经济发展密切相关，要维持人民币币值稳定，缓解因人民币升值而带来的国际贸易摩擦问题。

（四）在全球化的今天，面对日益激烈的国际市场，山东省在保持国民经济增长的同时，进一步地优化进出口的产业结构，转变外贸增长方式。要切实贯彻十中对外贸易发展策略，推动外贸进出口从扩展市场规模向追求高质量产品方向转变，从进出口劳动密集型产品转向高新技术、高附加值的产品发展，从注重贸易顺差向提高国际竞争优势方向转变，要积极参与国际贸易，综合利用国际市场，积极开展多元化的合作方式，从而不断促进我省经济的全面发展。

注释：

①ADF检验由SIC和AIC准则确定。（*，**，***）分别表示1%、5%和10%的显著水平，D表示一阶差分算子。

参考文献：

[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模EViews应用及实例[M].清华出版社，2006（01）.

[2]张晓峒.计量经济学基础（第三版）[M].南开大学出版社，2007（09）.

[3]李子奈.计量经济学模型方法论[M].清华大学出版社，2011（04）.

[4]何剑.计量经济学实验与Eviews使用[M].中国统计出版，2010（04）.

篇4

[关键词] FDI;对外贸易;经济增长

[中图分类号] F830 [文献标识码] B

一、研究意义

外商直接投资（FDI）是指国外投资者在东道国投入资金、固定资产等生产要素，投资建立或参股企业，以期获得利润的活动。FDI可以促进资本在国际范围内优化使用、弥补东道国建设资金的不足。特别对于我国，FDI在改革开放之初，为解决国内建设资金紧张、推动我国经济增长、加速工业化进度、引进先进技术、培养人才等方面都发挥了重要作用。

改革开放以来，我国利用FDI规模不断扩大，2010年实际利用外资达1057亿美元，首次突破千亿美元关口，2013年达到了1176亿美元1。而近期，外资企业撤离中国的报道常见于报端，研究外商投资的变动对经济增长的影响有着现实意义。由于外商投资企业大多为出口导向型，随着外资的引进，我国对外贸易额也在逐年增加。因此本文在引入进出口数据的情况下对我国FDI和经济增长之间的关系进行实证分析，为我国引进外资政策、制定经济发展计划提供相关参考。

二、实证分析

（一）数据获取和模型构建

本文选取我国1983-2013年的国内生产总值（GDP）、出口总额（EX）、进口总额（IM）、外商直接投资（FDI）四个时间序列变量进行回归分析。数据来自国家统计局网站。对数据取自然对数，来减少可能有的异方差，变换后的变量分别表示为LGDP、LEX、LIM、LFDI。随后对数据进行平稳性的ADF检验，发现四个时间序列都含有单位根，而一阶差分后的DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI都为平稳序列。如表1所示。

表1 含截距项的ADF检验结果

注：“***”表示在1%水平下显著，“**”表示在5%水平下显著，“*”表示在10%水平下显著。其中LIM10%显著性水平下的τ临界值为-2.621007

采用DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI构建四变量VAR模型：

Yt=c+Π1Yt-1+Π2Yt-2+・・・+ΠkYt-k+ut，ut～N（0，Ω）

其中，

Yt=（DLGDPt DLEXt DLIMt DLFDIt）’

c=（c1 c2 c3 c4）’

■，j=1，2・・・，k

ut=（u1tu2tu3tu4t）’

（二）VAR模型的估计

1.最优滞后期的确定

根据施瓦茨准则，同时为减少自由度损失，确定最优滞后期为1期。即VAR（1）模型。

2.稳定性检验

本文使用AR根检验，得到VAR模型所有根模的倒数小于1，所有单位根落在单位圆内，说明所设定的VAR（1）模型是稳定的，选取的四个变量之间存在长期稳定关系，可以进入下一步分析。因篇幅所限略去AR根检验的结果。

3.格兰杰因果关系检验

本文基于VAR（1）模型检验DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI之间是否有显著的格兰杰因果关系，结果见表2。

表2 格兰杰因果关系检验结果

接受从表2可以看出，DLEX和DLFDI是DLGDP的Granger原因，说明出口和FDI对GDP有显著影响。DLGDP、DLFDI、DLEX联合对DLIM有显著影响，原因可能是GDP、FDI和出口都直接或间接的提高了居民收入，从而提高了进口商品的消费。DLGDP、DLIM、DLFDI个别以及联合都对DLEX没有影响，符合经济学的理论假设，即出口依赖于出口目的国，而与本国无关。DLGDP、DLIM、DLEX个别以及联合都对DLFDI没有影响，说明FDI不依赖于GDP以及进出口。

4.脉冲响应分析

对GDP和FDI分别施加一个正标准差冲击，两者的脉冲响应如图1。其中横轴表示滞后期数;纵轴表示因变量对各变量的响应大小。

（a） （b）

图1 脉冲响应分析

图1（a）显示DLGDP收到冲击后的响应。可知GDP受前期GDP的影响最大，滞后1-3期的GDP都对当期有较大影响，随后逐渐减弱。进口的波动在第1期对GDP没有影响，随后在第2期有微弱的负向影响，说明国外商品可能冲击本国商品的消费。出口的波动在第1期对GDP没有影响，随后在第2期有正向影响，第4期以后影响微弱，显示出口对GDP的拉动作用。FDI波动在第1期对GDP没有影响，从第2期开始有较强的正向影响，并且持续时间较长，直到第6期才开始减弱，说明外商投资对GDP的拉动作用需要时间来显现，并且由此带来的生产能力的提高能持续拉动GDP。

图1（b）显示DLFDI受到冲击后的响应。近几期的GDP对FDI有正向影响，体现了GDP增长和FDI增长之间的良性循环。出口增长和前期的FDI也对当期FDI有拉动作用;进口冲击对FDI有微弱的负向影响。

5.方差分解分析

对DLGDP进行方差分解，如图2所示。结果表明，DLFDI对DLGDP波动的贡献率最高达到22.2%，DLEX最高达9.6%，DLIM达2.4%。可以看出，FDI对经济增长的影响远大于出口和进口。

图2 方差分解分析

三、结论与政策建议

（一）结论

本文利用VAR模型，对1983-2013年我国GDP、FDI、进口和出口之间的关联影响进行了分析，得出以下结论：

1.DLEX和DLFDI是DLGDP的Granger原因，说明出口和FDI对GDP有显著影响。

2.FDI的波动对GDP需要时间来显现，从第2期开始有较强的正向影响，并且持续时间较长，直到第6期才开始减弱，FDI带来的生产力的提高能持续拉动GDP。出口贸易在短期内对经济增长存在正向带动作用，但作用效果不是很明显。进口对GDP的影响微弱。

3.在FDI、出口和进口中，FDI波动对GDP的影响最大，体现我国应重视外资对拉动经济的作用。

（二）政策建议

我国改革开放所带来的投资机会和廉价劳动力对外商直接投资具有很强吸引力，加之我国经济在2008年金融危机中表现稳定，也吸引了大量外资避险。而近期由于劳动力价格上涨等因素，使部分外商减少了投资，对此，应当维护宏观经济的稳定，从法律法规方面创造有利于外商投资的环境，推动外商投资转型，吸引技术密集型、资本密集型及研发设计等高附加值的投资。

同时，面对经济环境和外商投资的新变化，需要帮助国内企业转型升级，优化国内企业出口环境，积极参与国际贸易相关法规的制定，鼓励企业走出去以此带动国内经济的稳步增长。

[参 考 文 献]

[1]江锦凡.外国直接投资在中国经济增长中的作用机制[J].世界经济，2004（1）：3-10

[2]田梦飞.FDI对我国经济增长的实证分析[J].北京工商大学学报（社会科学版），2005（4）：8-10

[3]王坤，张书云.中国进出口与经济增长关系的实证研究[J].统计与决策，2004（2）：75-77

[4]韩家彬，张振.进出口贸易、FDI对金砖5国经济增长影响的比较研究[J].国际贸易问题，2012（11）：66-73

[5]刘宏，李述晟.FDI对我国经济增长就业影响研究.国际贸易问题[J].2013（4）：105-114

篇5

关键词：GDP；进口；出口

中图分类号：F752.8　文献标识码：A　文章编号：1672-3309(2011)02-01-03

无论是国外学者关于对外贸易与典型国家经济增长关系的实证检验。还是国内学者关于我国对外贸易与我国经济增长的实证分析，主流观点认为：在开放经济条件下，对外贸易与经济增长呈互为因果的正相关关系，外贸对一国或地区经济增长、产业结构优化、资源优化配置和经济发展具有积极的促进作用，尽管这种相关关系的程度在不同经济发展阶段、对不同国家有所不同。国内外学者关于对外贸易与一国经济增长和经济发展的实证检验所采用的方法同样适用于分析――国内地区外贸与地区经济增长和经济发展的相关性检验。

一、山东省对外贸易与经济增长关系的实证研究

进入21世纪，山东省在保持外贸持续增长的同时，经济也保持了较高的增长速度。那么山东省的经济增长与外贸高速增长的关系如何?在此通过用EVIEWS5.0软件进行实证分析，采集的数据是山东省2000-2008年的进出口数额和外商投资企业的进出口数额。

(一)进口数额的变化对山东省经济影响分析

采用EVIEWS5.0软件对山东省进口额同该地区相应时期的GDP进行回归分析，结果如下：

GDP＝377.5022＋6.470480*JK(JK代表进口额)

(7.787846)(44.64088)

判定系数R2＝0.9996500

调整后的判定系数R2＝0.996000

F＝1992.808>F0.05，故F检验通过。

1.320

其中。GDP为被解释变量，进口额(JK)为解释变量，括号内为t统计量。

用EVIEWS5.0软件做出的回归分析表明：调整后的判定系数R2＝0.996000，说明该模型的拟合程度很高。在GDP增量的变动中用进口做解释变量有99.6％的可信度：回归系数为6.470480，t统计量为44.64088，表明进口总额变动对GDP总量的变动具有显著影响，同时进口与GDP关联度很高且彼此呈正相关关系，进口每变动1个单位将导致山东省GDP变动6.470480个单位。

(二)出口数额的变化对山东省经济影响分析

采用EVIEWS5.0软件对山东省出口额同该地区相应时期的GDP进行回归分析，结果如下：

GDP＝295.7750＋4.425478*CK　(CK代表出口额)

(6.098667)(46.05952)

判定系数R2＝0.996711

调整后的判定系数R2＝0.996241

F＝2121.479>F0.05，故F检验通过。

0.824

其中，GDP为被解释变量，出口额(CK)为解释变量，括号内为t统计量。

用EVIEWS5.0软件做出的回归分析表明：调整后的判定系数R2＝0.996241，说明该模型的拟合程度很高。在GDP增量的变动中用出口做解释变量有99.6％的可信度：回归系数4.425478，t统计量为46.05952，表明出口额变动对GDP变动具有显著的影响，同时出口与GDP关联度很高且彼此呈正相关关系，出口每变动1个单位将导致山东省GDP变动4.425478个单位。

(三)净出口的变化对山东省经济影响分析

采用EVIEWS5.0软件对山东省净出口同该地区相应时期的GDP进行回归分析，结果如下：

GDP＝232.8323＋13.24182*JCK(JCK代表净出口额)

(1.102482)(10.76173)

判定系数R2＝0.943004

调整后的判定系数R2＝0.934861

F＝115.8148>F0.05，故F检验通过。

1.320

其中，GDP为被解释变量，净出口(JCK)为解释变量，括号内为t统计量。

用EVIEWS5.0软件做出的回归分析表明：调整后的判定系数R2＝0.934861，说明该模型的拟合程度很高。在GDP增量的变动中用净出口做解释变量有94.3％的可信度：回归系数13.24182，t统计量为10.76173，表明净出口额变动对GDP总量的变动具有显著的影响，同时净出口与GDP关联度较高且彼此呈正相关关系，净出口每变动1个单位将导致山东省GDP变动13.24182个单位。

(四)外商投资企业出口数额的变化对山东省经济影响分析

采用EVIEWS5.0软件对山东省外商投资企业出口额同该地区相应时期的GDP进行回归分析。结果如下：

GDP＝365.3997＋8.087703*WC (WC代表外商投资企业出口额)

(11.20176)(66.66986)

判定系数R2＝0.998428

调整后的判定系数R2＝0.998203

F＝4444.871>F0.05，故F检验通过。

1.320

其中，GDP为被解释变量，外商投资企业出口额(WC)为解释变量，括号内为t统计量。

用EVIEWS5.0软件做出的回归分析表明：调整后的判定系数R2＝0.998203，说明该模型的拟合程度很高。在GDP增量的变动中用外商投资企业出口额做解释变量有99.8％的可信度；回归系数8.087703。t统计量为66.66986，表明外商投资企业出口额变动对GDP的变动具有显著的影响，同时外商投资企业的出口与GDP关联度很高且彼此呈正相关关系，外商投资企业出口额每变动1个单位将导致山东省GDP变动8.087703个单位。

(五)外商投资企业进口数额的变化对山东省经济影响分析

采用EVIEWS5.0软件对山东省外商投资企业进口额同该地区相应时期的GDP进行回归分析。结果如下：

GDP＝173.7129＋12.73999*WJ　(w)代表外商投资企业进口额)

(3.805030)(51.25017)

判定系数R2＝0.997342

调整后的判定系数R2＝0.996962

F＝2626.580>F0.05　故F检验通过。

0.824

其中，GDP为被解释变量，外商投资企业进口额(WJ)为解释变量，括号内为t统计量。用EVIEWS5.0软件做出的回归分析表明：调整后的判定系数R2＝0.996962，说明该模型的拟合程度很高。在GDP增量的变动中用外商投资企业进口数额做解释变量有99.7％的可信度；回归系数12.73999，t统计量为51.25017，表明外商投资企业进口额变动对GDP总量的变动具有显著的影响，同时外商投资企业的进口与GDP关联度很高且彼此呈正相关关系，外商投资企业进口额每变动1个单位将导致山东省GDP变动12.73999个单位。

(六)外商投资企业出口额的变化对山东省出口总额的影响分析

采用EVIEWS5.0软件对山东省外商投资企业出口额同该地区相应时期的出口总额进行回归分析。结果如下：

CK＝16.23904＋1.825319*WSC　(WSC代表外商投资企业进口额)

(3.302069)(99.80464)

判定系数R2＝0.999298

调整后的判定系数R2＝0.999197

F＝9960.966>F0.05　放F检验通过。

DW＝0.694983

CK＝11.54531＋1.847755*WSC

(1.447150)(42.43308)

判定系数R2＝0.999863

调整后的判定系数R2＝0.999725

F＝7271.770>F0.05，故F检验通过。

1.320

其中，山东省出口总额(CK)为被解释变量。外商投资企业出口额(WSC)为解释变量，括号内为L统计量。

用EVIEWS5.0软件做出的回归分析表明：调整后的判定系数R2＝0.999725，说明该模型的拟合程度很高。在出口总额的变动中用外商投资企业出口额做解释变量有99.9％的可信度；回归系数1.847755，t统计量为42.43308，表明外商投资企业出口额变动对出口总额的变动具有显著的影响，同时外商投资企业的出口与GDP关联度很高且彼此呈正相关关系。外商投资企业出口额每变动1个单位将导致山东省出口额变动1.847755个单位，同时说明了外商投资企业的出口变化很容易导致出口贸易总额的变化。

(七)结论

通过采用EVIEWS5.0软件对出口额、净出口、进口额和外商投资企业的进出口额与该地区GDP变动进行回归分析，我们得出以下结论：

第一，对外贸易与山东省经济的增长呈现高度的正向相关关系，并且随着山东省对外贸易的发展，该地区的经济发展水平将会有明显的提高。对外贸易对该地区的经济增长具有很好的推动作用。在金融危机的背景下，对外贸易萎缩会导致该地区的经济增长速度下降进而对其整体经济发展造成一定的影响。

第二，外商投资企业进行的进出口贸易对山东省经济的增长促进作用不可小视。引进外资可以促进经济增长，更好地获取国外的先进技术，加快产业结构升级，从而提高出口产品的竞争力，推动经济增长方式的转变，也有利于扩大山东省对外贸易的发展，增加出口额。作为出口的重要组成因素，外商投资企业的出口会对出口贸易的发展产生重要的影响。

二、若干对策建议

(一)扩大内需，转变经济增长方式

GDP的核算主要包括投资、出口和消费三部分。在此次金融危机中。山东省经济受影响最大的是出口。为了应对危机，山东省采取了一系列措施加快投资基础设施建设，稳步推进扩大内需的政策促进了消费，使山东省在外部经济环境恶化的条件下实现了稳定增长。

作为推进GDP增长的发动机。投资对拉动GDP的增长会有立竿见影的效果，但从长远来看，要实现经济的可持续发展。减少对国外市场的严重依赖性，就要从根本上提高人民的消费需求和消费能力。为此，今后理应改变原来的以投资为主、对出口依赖的经济发展模式，适时转变为以内需为主的经济增长方式。

(二)积极调整产业结构，形成合理化的产业结构

近期美元持续贬值、原材料价格不断上升等因索均使得中国出口产品的利润空间进一步压缩，通过制造业的飞速发展来带动GDP增长的发展方式具有不可持续性。各级政府必须推进产业结构升级，建立现代产业体系，同时积极采取措施推进自主创新，加大对企业技术改造的投入，繁荣发展现代服务业。形成第三、第二、第一产业的产业格局。

2009年，山东省GDP的绝对量为33805.30亿元，其中第一、第二、第三产业分别为3226.60亿元、19035.03亿元、11543.67亿元，对GDP的贡献率为9.54％、56.31％和34.15％。第二产业对GDP的贡献率远高于第一和第三产业。国际上普遍认为，产业结构的可持续发展首先是要求产业结构优化，包括产业结构合理化与高度化(又称高级化)两方面。合理的可持续发展的产业结构，是以创意产业和服务业等第三产业为主的产业机构。有鉴于此，山东省理当调整产业结构。积极推动现代服务业的发展，提高现代服务业在经济增长中的比重。实现经济发展的绿色化，减少高消耗、高污染的企业。在推动第三产业发展的同时。要加大对工业的有效投入，形成“高端化、高质化、高新化、高附加值”的工业结构。积极发展具有自主知识产权。拥有核心技术的工业产业。推动工业发展的可持续化。

(三)加强自主创新，提高企业的核心竞争力

一直以来我国的加工企业的核心技术少，很难在激烈的国际竞争中把握先机。赢得主动。核心技术和关键技术是买不来的，企业要发展壮大，必须将自身的比较优势和自主创新的发展思路结合起来，结合本企业在本地区的比较优势，通过积极地进行技术创新、结构创新等推动企业创新文化的形成。实现由传统的比较优势发展模式向技术、资金密集型产业的转变。

政府部门应采取措施促进企业创新。积极组织建立产业集群。建立起主导产业，推动企业由简单加工向自主创新、由贴牌生产向自主品牌的转变。鼓励企业积极引进和吸收先进技术，建设一批拥有自主创新能力和较强国际竞争力的企业。同时，构建面向新型工业化和非公有制经济服务的技术创新和研发平台，不断提高企业的自主创新能力，在经济总量增加的同时不断提高经济发展质量，藉此实现可持续发展。

(四)采取措施推动企业出口。缓解其生存压力

出口作为山东经济发展的一个重要推动力，为了防止出口大幅下跌。必须采取相应的调整措施，促进出口贸易向多元化方向发展。这样，既可以保持出口的稳定，也可以扩大出口市场。

出口企业应积极加强企业风险意识。灵活地学习利用国际贸易中的风险转移方法，促进风险的分散化。同时，配合国家的外贸出口政策。积极利用出口退税，提高企业产品在国际市场上的竞争力。针对出现的贸易摩擦，出口企业要采取预见性的措施，积极应对对外贸易中的壁垒，要改变过去粗放的发展方式，强化技术创新，依靠提高自主创新能力。推动现有集群由低成本型向创新型转变。

参考文献：

[1]潘淑娟、忠等，国际金融学[M]，北京：中国金融出版社，2006

[2]忠、丁欣，次贷危机时我国沿海地区经贸影响探析[J]，西安财经学院学报，20lO。(0I)：74-80

[3]吴正林，金融危机背景下东部沿海省份产业转型升级对策，唯实，2010，(01)：54-57

篇6

摘要：对外贸易对经济增长是否具有促进作用，学者们众说纷纭。安徽作为一个内陆省份，经济外向度偏低，开放型经济发展缓慢，因此，研究安徽省对外贸易对经济增长的作用更具意义。文章首先从定性角度简要描述了安徽省对外贸易现状，其次从实证分析角度研究了安徽省对外贸易与经济增长的关系，指出安徽省经济增长与对外贸易存在长期稳定的关系，但对外贸易对经济增长的导向性作用不明显，最后在此基础上对促进安徽对外贸易发展给出了相关建议。

关键词：对外贸易；经济增长；现状；分析；政策建议

一、导言

随着中国改革开放由沿海向内地的加速推进和国家“中部崛起”战略的实施，安徽省的区位优势逐渐显现。安徽省是长三角地区的纵深和腹地，是沿海发达地区江、浙、沪等最毗邻的一个省。改革开放以来，安徽省外贸进出口额由1978年的不足1000万美元，发展到2008年的41.8亿美元，年均增长率近25%，出口占GDP比重已由1978年的0.1%上升到2008年的5.7%。2008年全省GDP达到8874亿元，全年进出口总额达204.35亿美元，实际利用外资达34.89亿美元，经济外向度迅速上升至17.07%。但是，目前安徽省的经济外向度还处于较低水平，不仅远低于全国69.6%的水平，而且全年进出口总额仅占全国的0.7%左右，可见，与全国相比，安徽省外贸出口额占GDP的比重、人均水平均明显偏低，对外贸易发展的差距还很比较大。

为此，安徽省委、省政府提出把对外开放作为主战略、把招商引资作为经济工作重中之重的战略思想，但是对外贸易对安徽省经济增长是否具有促进作用，以及促进作用大小如何，如何促进安徽省对外贸易的发展，这是安徽省对外经济贸易必须要解决的问题，也是本文研究的目的所在。

二、对外贸易与经济增长关系的相关综述

（一）国外有关对外贸易与经济增长关系的论述

第一，“对外贸易促进”论。该理论创始人是英国古典经济学家亚当·斯密，他提出，分工的发展是促进生产率长期增长的主要因素，而分工的程度则受到市场范围的强烈制约。对外贸易是市场范围扩展的显着标志，因而对外贸易的扩大必然能够促进分工的深化和生产率的提高，加速经济增长。

第二，“对外贸易无关”论。其主要观点是：从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率的提高两大类，与对外贸易没有关系。

第三，“对外贸易悲观论”，其主要观点是自由贸易不利于经济发展，尤其是不利于发展中国家的经济发展：自由贸易会加剧发展中国家贸易条件的恶化，导致发展中国家出现外贸与国际收支逆差，不利于发展中国家的资源利用和产业发展，而且自由贸易所决定的生产专业化对发展中国家十分不利，可能会导致更大的国际不平等。因此，发展中国家往往有必要采取保护措施，重新安排投资和配置资源。

（二）国内有关对外贸易与经济增长关系的论述

改革开放以来，快速发展的进出口贸易一直被视为拉动中国经济增长的“引擎”，但也有不同的声音。例如，张小济等（1999）等发现“贸易顺差与国内生产总值增长之间呈负相关”；彭福伟（1999）提出“净出口对经济增长的拉动往往与国民经济增长呈反方向运行趋势”等。

随着国内有关对外贸易对经济增长的影响分析日益成熟，越来越多的学者就这一问题纷纷提出自己的观点：李健（1998）概括了出口对经济增长的作用；张明玉（1999）则认为在经济起飞过程中，出口对经济增长显示出强大的推动作用，自改革开放以来，进口对经济增长的作用更为明显；许启发和蒋翠侠（2002）通过实证分析发现中国对外贸易与经济增长之间存在着极强的相关性，主张进口贸易与出口贸易并重。

三、安徽省对外贸易与经济增长的相关性分析

（一）数据的选取

本文数据的选取取自《中国金融年鉴》和《安徽统计年鉴》，样本数据为安徽省1990-2007年度的数据（见表1）。

（二）协整关系检验

为了分析对外贸易与经济增长的相关性，在假定其他因素对经济增长的影响不变或影响是平稳的基础上，以GDP为因变量，分别以进出口总额、出口额和进口额为自变量进行协整检验。用Y表示GDP，X表示进出口总额，X1表示出口额，X2表示进口额，借助 Eviews5.0软件进行协整关系检验（见表2）。

协整方程为：

Y=-1098230+66365.45*X1-66322.76*

X2+66357.35*X+994*T

X=6.29-1.02*X1-0.99*X2+669*T

表2说明，安徽省经济增长（GDP）与出口、进口、进出口之间存在着长期稳定的均衡关系。协整方程还表明，经济增长与出口、进出口之间呈现出同方向变动关系说明，安徽经济增长过程中存在显着的“外贸驱动”迹象。

（三）安徽省进出口额增长率与GDP增长率的相关性分析

如图1所示，安徽省进出口总额的年增长率与安徽省GDP的年增长率并没有存在显着的相互依存性，这表示安徽省进出口对GDP的增长虽有着影响，但不是起决定性作用，说明安徽省对外贸易需要进一步发展，才能促进安徽省经济的发展。

四、安徽省发展对外贸易的政策建议

（一）优化出口商品结构

安徽省出口商品结构不太合理，还没有摆脱依靠初级产品、简单加工、以量取胜的传统模式，仍处于粗放式数量增长型发展阶段。工业制成品出口提升速度较慢，机电产品、高新产品等具有高附加值产品出口份额较低，国际市场竞争力弱；且未形成多元化的出口市场，难以有效地规避风云变化的国际局势对外贸出口的影响。因此，要优化安徽省的出口商品结构扩大机电产品和高新产品的出口，推动出口贸易持续、健康的发展。

（二）积极有效利用外资，提高利用外资质量

继续将招商引资作为经济工作的重中之重，推动全省利用外资总量上较大跨越，质量上明显提升。把承接国际产业转移与推动全省产业结构升级更好地结合起来，着力提高对外资技术和管理的消化、吸收、创新能力，在更高层次上发挥外资对安徽省经济社会发展的积极作用。

（三）大力培育新的出口增长点

越来越多统计数据和研究成果表明，中小民营经济已成为主宰地区经济发展快慢强弱的重要标志，各地区经济差距主要体现在中小民营经济上。但是安徽省的中小私营企业发展水平较低，没有发挥它们应有的作用。政府要将对扶持中小企业的政策落实到位，大力促进中小企业的健康发展，引导中小民营企业“走出去”，培育新的出口增长点，从而拉动安徽省经济的发展。

（四）利用区位优势，发展安徽省经济

安徽省地处华东经济板块的腹地，有着较好的产业基础，投资成本也相对较低。在经济全球化的大背景下，世界制造业基地正向中国转移，东部沿海发达地区产业正在向中西部梯度转移，安徽省应该充分利用自身的区位优势和比较优势，积极融入长江三角洲的经济圈中，学习相邻发达省市的经验，实现在更大范围内、更高层次上参与国内国际经济交流与合作，拓展安徽在国内外市场的空间，保持促进经济加快发展的强大需求能力，促进自身经济的发展。

：

1、许启发，蒋翠侠.对外贸易与经济增长的相关分析[J].预测，2002(2).

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

3、姚丽芳.对外贸易对我国经济增长的贡献分析[J].统计研究，2001(9).

4、杨全发.中国对外贸易与经济增长[M].中国经济出版社，1999.

5、冯德连，徐松.国际贸易教程[M].中国统计出版社，2003.

6、夏兴萍.安徽对外贸易的主要特点和发展思路[J].宏观经济研究，2005(3).

7、石传玉，王亚菲，王可.我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].南开经济研究，2003(1).

篇7

关键词：对外贸易；经济增长；现状；分析；政策建议

一、导言

随着中国改革开放由沿海向内地的加速推进和国家“中部崛起”战略的实施，安徽省的区位优势逐渐显现。安徽省是长三角地区的纵深和腹地，是沿海发达地区江、浙、沪等最毗邻的一个省。改革开放以来，安徽省外贸进出口额由1978年的不足1000万美元，发展到2008年的41.8亿美元，年均增长率近25%，出口占gdp比重已由1978年的0.1%上升到2008年的5.7%。2008年全省gdp达到8874亿元，全年进出口总额达204.35亿美元，实际利用外资达34.89亿美元，经济外向度迅速上升至17.07%。但是，目前安徽省的经济外向度还处于较低水平，不仅远低于全国69.6%的水平，而且全年进出口总额仅占全国的0.7%左右，可见，与全国相比，安徽省外贸出口额占gdp的比重、人均水平均明显偏低，对外贸易发展的差距还很比较大。

为此，安徽省委、省政府提出把对外开放作为主战略、把招商引资作为经济工作重中之重的战略思想，但是对外贸易对安徽省经济增长是否具有促进作用，以及促进作用大小如何，如何促进安徽省对外贸易的发展，这是安徽省对外经济贸易必须要解决的问题，也是本文研究的目的所在。

二、对外贸易与经济增长关系的相关综述

（一）国外有关对外贸易与经济增长关系的论述

第一，“对外贸易促进”论。该理论创始人是英国古典经济学家亚当·斯密，他提出，分工的发展是促进生产率长期增长的主要因素，而分工的程度则受到市场范围的强烈制约。对外贸易是市场范围扩展的显着标志，因而对外贸易的扩大必然能够促进分工的深化和生产率的提高，加速经济增长。

第二，“对外贸易无关”论。其主要观点是：从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率的提高两大类，与对外贸易没有关系。

第三，“对外贸易悲观论”，其主要观点是自由贸易不利于经济发展，尤其是不利于发展中国家的经济发展：自由贸易会加剧发展中国家贸易条件的恶化，导致发展中国家出现外贸与国际收支逆差，不利于发展中国家的资源利用和产业发展，而且自由贸易所决定的生产专业化对发展中国家十分不利，可能会导致更大的国际不平等。因此，发展中国家往往有必要采取保护措施，重新安排投资和配置资源。

（二）国内有关对外贸易与经济增长关系的论述

改革开放以来，快速发展的进出口贸易一直被视为拉动中国经济增长的“引擎”，但也有不同的声音。例如，张小济等（1999）等发现“贸易顺差与国内生产总值增长之间呈负相关”；彭福伟（1999）提出“净出口对经济增长的拉动往往与国民经济增长呈反方向运行趋势”等。

随着国内有关对外贸易对经济增长的影响分析日益成熟，越来越多的学者就这一问题纷纷提出自己的观点：李健（1998）概括了出口对经济增长的作用；张明玉（1999）则认为在经济起飞过程中，出口对经济增长显示出强大的推动作用，自改革开放以来，进口对经济增长的作用更为明显；许启发和蒋翠侠（2002）通过实证分析发现中国对外贸易与经济增长之间存在着极强的相关性，主张进口贸易与出口贸易并重。

三、安徽省对外贸易与经济增长的相关性分析

（一）数据的选取

本文数据的选取取自《中国金融年鉴》和《安徽统计年鉴》，样本数据为安徽省1990-2007年度的数据（见表1）。

（二）协整关系检验

为了分析对外贸易与经济增长的相关性，在假定其他因素对经济增长的影响不变或影响是平稳的基础上，以gdp为因变量，分别以进出口总额、出口额和进口额为自变量进行协整检验。用y表示gdp，x表示进出口总额，x1表示出口额，x2表示进口额，借助 eviews5.0软件进行协整关系检验（见表2）。

协整方程为：

y=-1098230+66365.45*x1-66322.76*

x2+66357.35*x+994*t

x=6.29-1.02*x1-0.99*x2+669*t

表2说明，安徽省经济增长（gdp）与出口、进口、进出口之间存在着长期稳定的均衡关系。协整方程还表明，经济增长与出口、进出口之间呈现出同方向变动关系说明，安徽经济增长过程中存在显着的“外贸驱动”迹象。

（三）安徽省进出口额增长率与gdp增长率的相关性分析

如图1所示，安徽省进出口总额的年增长率与安徽省gdp的年增长率并没有存在显着的相互依存性，这表示安徽省进出口对gdp的增长虽有着影响，但不是起决定性作用，说明安徽省对外贸易需要进一步发展，才能促进安徽省经济的发展。

四、安徽省发展对外贸易的政策建议

（一）优化出口商品结构

安徽省出口商品结构不太合理，还没有摆脱依靠初级产品、简单加工、以量取胜的传统模式，仍处于粗放式数量增长型发展阶段。工业制成品出口提升速度较慢，机电产品、高新产品等具有高附加值产品出口份额较低，国际市场竞争力弱；且未形成多元化的出口市场，难以有效地规避风云变化的国际局势对外贸出口的影响。因此，要优化安徽省的出口商品结构扩大机电产品和高新产品的出口，推动出口贸易持续、健康的发展。

（二）积极有效利用外资，提高利用外资质量

继续将招商引资作为经济工作的重中之重，推动全省利用外资总量上较大跨越，质量上明显提升。把承接国际产业转移与推动全省产业结构升级更好地结合起来，着力提高对外资技术和管理的消化、吸收、创新能力，在更高层次上发挥外资对安徽省经济社会发展的积极作用。

（三）大力培育新的出口增长点

越来越多统计数据和研究成果表明，中小民营经济已成为主宰地区经济发展快慢强弱的重要标志，各地区经济差距主要体现在中小民营经济上。但是安徽省的中小私营企业发展水平较低，没有发挥它们应有的作用。政府要将对扶持中小企业的政策落实到位，大力促进中小企业的健康发展，引导中小民营企业“走出去”，培育新的出口增长点，从而拉动安徽省经济的发展。

（四）利用区位优势，发展安徽省经济

安徽省地处华东经济板块的腹地，有着较好的产业基础，投资成本也相对较低。在经济全球化的大背景下，世界制造业基地正向中国转移，东部沿海发达地区产业正在向中西部梯度转移，安徽省应该充分利用自身的区位优势和比较优势，积极融入长江三角洲的经济圈中，学习相邻发达省市的经验，实现在更大范围内、更高层次上参与国内国际经济交流与合作，拓展安徽在国内外市场的空间，保持促进经济加快发展的强大需求能力，促进自身经济的发展。

：

1、许启发,蒋翠侠.对外贸易与经济增长的相关分析[j].预测,2002(2).

2、赵陵,宋少华,宋泓明.中国出口导向型经济增长的经验分析[j].世界经济,2001(8).

3、姚丽芳.对外贸易对我国经济增长的贡献分析[j].统计研究,2001(9).

4、杨全发.中国对外贸易与经济增长[m].中国经济出版社,1999.

5、冯德连,徐松.国际贸易教程[m].中国统计出版社,2003.

6、夏兴萍.安徽对外贸易的主要特点和发展思路[j].宏观经济研究,2005(3).

7、石传玉,王亚菲,王可.我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[j].南开经济研究,2003(1).

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关键词：中国经济周期；对外贸易周期；关系

经济全球化的发展进程逐渐加快，各国之间的竞争趋势不断加剧，为适应当今时展潮流，对外贸易已成为重要的经济手段，我国必须重视对外贸易发展的具体情况。我国的经济发展周期在一定程度上可推动我国对外贸易活动的发展，另外，所进行的对外贸易活动也有助于提升我国的经济实力。通过本文对我国经济周期和对外贸易周期彼此相互联系的分析和研究，从而促进二者协调发展，为我国未来良好的发展进程创造条件。

一、经济周期的相关概述

经济周期又可称为商业周期或者景气循环，是指经济物质在其发展过程中所出现的周期性经济扩张和经济紧缩相互交替、循环往复的一种经济情况。经济周期预示着国民经济资金状况的波动变化，是一段时期内经济发展现象的反映。经济周期的发展阶段一般可划分为四个部分，这四个阶段分别为繁荣时期、衰退时期、萧条时期以及复苏时期。经济周期所呈现的是国民总资产的波动情况，其数据的积累以及信息的来源主要依靠的是经济部门的扩张与收缩状况。

产生经济周期原因可分为外因论、内因论以及综合论等三个方面，具体表现如下：

1.外因论：周期主要源自经济体系之外的一些因素，其内容包括太阳黑子理论、创新理论以及政治性理论等等理论研究。太阳黑子理论认为由于太阳黑子的周期性不断变化，继而导致农业收成有所下降，影响经济的整体发展。另外，太阳黑子存在一定的规律性，出现的时间可通过预测进行一定的防御。创新理论认为生产要素新组合与经济发展较为密切，新组合的出现使其与旧生产要素在市场上得以共存，有利于一段时间内的经济发展，不过，如果新组合的使用范围不断扩散，必然动摇旧生产要素的市场地位，从而导致企业经济出现萧条的情况。政治性理论认为经济周期之所以出现循环往复的情况，主要原因在于政府在不同时期内的决策内容。

2.内因论：经济周期来源于经济体系的内容结构，其包括收入、资金、成本以及投资等多方面内容。纯货币理论认为货币的供应情况以及货币的流通形式对名义上的国民收入有着十分密切的联系，经济所呈现的波动情况的主要原因来自于银行系统内部存在交替性扩张或紧缩的状态，其中短期利率起着决定性的作用。另外，其中的消费不足理论认为经济之所以出现衰退的情况，主要是因为消费品需求所带来的问题，无法与时代相互作用，进而造成我国经济发生问题。

3.综合论：经济周期的出现，原因来自于多个方面，是由诸多因素而形成的，各个因素之间彼此相互联系、相互作用，形成了较为系统的构架形式。根据经济周期存在的主次作用来划分，可将经济周期产生的原因分为基本因素和影响因素两个方面。基本因素是指经济周期形成时所具备的根本性的条件和作用。而影响因素则是指经济周期形成过程中具有一定影响力的作用和条件。基本因素在经济周期形成过程中具有不可替代的根本意义，其他的形成因素对经济周期的形成具有重要的影响作用。

二、对外贸易

对外贸易又可称为国外贸易或者进出口贸易，主要是指一个国家根据自身条件与另一个国家进行的商品或劳务的交换活动。对外贸易可分为进口和出口两部分，从而实现各国之间的交流和沟通，有利于增强社会稳定，促进和谐共处。对外贸易周期则是指我国在进行对外贸易活动所呈现的周期性变化，是当今我国对外贸易较为显著的特征之一。

对外贸易活动的出现，在一定程度上可促进我国资源的协调配置，促进资源的合理运用，进一步节约社会上的劳动成本，提高我国的经济收益，借鉴国外一些优秀的技术成果，将其进入到我国现代化发展之中，增强我国的技术含量和经济实力。对外贸易活动是我国为应对国外局势而展开的项目内容，可极大提高我国在国际上的竞争实力和总体水平，是促进我国各个企业发展的重要力量。

三、中国经济周期与对外贸易周期

1.中国经济周期与进口周期

经济增长速度情况与实际的对外贸易有着十分密切的联系，如果我国经济呈现着经济持续增长的发展状态，那么我国与各国之间的贸易往来也会越加紧密，与之相反，我国对外贸易的发展速度也会逐渐减慢。根据相关数据显示，我国进口发展情况与GDP实际增长情况二者具有一定的联系，当GDP出现上升的情况时，进口增长率也会随之发生一定的上升，比如1985年开始，我国经济增长情况呈现着紧缩的发展趋势，1990年进入到第二次低潮时期，在这段时间内，我国GDP的实际增长率仅有3.8%，而在这同一时期，进口贸易情况也大幅度下滑，出现了负值的现象，为-9.8%，由此数据分析可得知因为进口贸易与经济增长率之间的联系，使得我国与外国进行进口贸易时会随着经济增长情况发生一定的变化，从而造成进口贸易出现一个相对不稳定的形势之下。

对于经济周期的实际波长，可按照波谷的形式对其进行较为准确地描述，通过波谷计算周期的波长，并根据时间安排进行详细划分，结果清晰可见。根据调查的数据显示，在我国1982年到2009年，这段时间可分为三个周期，第一个经济周期为1982年到1990年，第二个经济周期为1990年到1998年，第三个经济周期为1998年到2009年。从这段时间可以得知，我国共经历了三次经济贸易周期，每段贸易周期的平均时间长度为9年，这段时间属于一个阶段的经济贸易周期情况。到2010年，将开始下一阶段的经济贸易活动。

2.对外贸易进口情况与经济增长二者存在的不一致性

虽然经济增长率与进口贸易情况二者存在着较为密切的联系，但部分时间之内，二者却存在不一致，具体可体现在两个方面：其一进口对外贸易所呈现的波峰和波谷有时会滞后或者超前于我国经济周期的实际发展速度；其二是在经济增长率还没出现波峰的情况时，已经存在一些年份的进口对外贸易发展到极致的现象。

对于上述所产生的情况，在经济发展过程中属于较为常见的一种情形，由于不同国家自身实际因素导致与实际预测发生了一定的偏差，这些因素是随经济发展而延伸出来的主要因素，这是一种不可避免的常态现象。比如，2000年和2003年这两年之间，我国经济增长率分别为8.4%和10%，而与此同一年份，我国的对外进出口贸易却创下历史新高，分别到达了35.8%和39.9%。

1999年是我国经济发展的波谷时期，2000年开始，我国开始逐渐恢复自身的经济发展情况，走向下一环节的经济周期扩张计划，另外，我国在这一时期加入了世界贸易组织，与之相互配合的是我国2000年的经济增长率极大提高的未来，我国在这一时期经济水平得以空前提高可以说是早已预料之中的事情，但实际情况表明，2001年我国经济增长的情况远没有达到预想的那样，甚至在扩张过程中出现了停滞不前的现象，进口增长率大幅度下降，与2001年相比，下降到了8.2%。直至2002年之后，我国经济开始逐渐恢复，进入较为繁荣的发展时期，出现了年增长率为20%的较高记录。进口贸易增长率往往在有时会与经济周期发生一定的误差，会在经济周期达到高度时期产生一定的延迟，在还没出现最高点时就会出现进口贸易的巅峰阶段。

四、结语

综上所述，我国经济周期的实际情况决定着我国对外贸易的具体活动，是我国进行国外交流的关键，为促进我国走向世界，提高我国整体实力和水平，必须加大力度发挥我国的有利因素，创造有效的发展对策，提高我国的经济实力，促进我国现代化进程的健康发展，为我国未来的经济进步创造条件。

参考文献：

[1]郎丽华，张连城.中国经济周期与对外贸易周期的关系研究[J].经济学动态，2011，11：24-30.

[2]张金艳.中国对外贸易周期波动分析[D].河北工业大学，2014.

[3]张连城，郎丽华.经济周期与对外贸易周期的关系[J].中国集体经济，2009，08：16-21.

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关键词：贵州省；对外贸易；经济增长

中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673－291X（2011）14－0171－02

一、国内外研究现状及问题的提出

对外贸易与经济增长的关系问题一直受到经济学家的关注。古典经济学家亚当斯密提出的“剩余物品出口”学说中涉及到国际贸易与经济增长关系的问题。20 世纪 40 年代罗伯特逊提出对外贸易是“经济增长的发动机”[1]。20 世纪 80 年代中期以来，由罗默和卢卡斯提出的内生性增长理论认为，技术创新和进步是推动生产率增长的核心因素，对外贸易通过提供更广阔市场、更频繁的信息交流和更加激烈的竞争而促进一国的创新活动和技术进步，促进该国经济增长[2]。以克鲁格曼、赫尔普曼等为代表的经济学家将新国际贸易理论与新增长理论有机结合，对国际贸易与经济增长的关系进行多角度研究， 提出一系列理论与模型。研究表明： 对外贸易能够通过剩余商品出口、创新刺激、技术扩散、劳动分工专业化和规模经济等途径促进一国经济的增长[3]。

二、贵州省外贸与经济增长关系的计量分析

改革开放以来，特别是 1992 年全方位对外开放后，贵州省对外贸易有一定发展。1990―2007 年，贵州省外贸进出口额年均增长率约为 4.27%，但外贸对经济增长的贡献率有待更进一步提高。为分析贵州省进出口贸易额与经济增长的影响力， 忽略其他影响经济增长的因素，以 GDP 为因变量，分别以进出口总额为自变量进行线性回归。构建线性方程： GDP=a+bX+u， GDP 代表国内生产总值，变量 X 代表进出口额，a为常数项，b 为待测参数，u 是随机扰动项。以 1990―2007 年数据为样本（表1）：

运用普通最小二乘法进行回归，得到一元线性回归结果（表2.1、2.2、2.3）。

其中，D.W=1.570 D.W 大于 dL=1.13，du=1.38（n=17，k=1查表得），且 du

三、贵州省发展国际贸易的建议

1.加强对对外贸对经济增长的作用的认识。对外贸对经济增长的作用可归结为以下几点：（1）对外贸易通过技术创新、技术贸易等途径可有效促进技术进步。对外贸易通过国际市场竞争使企业开发新技术和新产品，通过培育技术优势形成竞争优势； 通过国际技术外溢使各国企业相互启发， 引发创新思想， 确定创新方式。国际贸易和技术的流动可以促进技术创新，形成规模经济，降低科研成本。（2）对外贸易对产业结构优化的影响。在开放条件下，世界市场需求结构的变动促使国内产业结构进行调整和优化。出口扩大会鼓励更专业化和更有效率地利用中间投入品， 增加对向出口部门投入的部门的需求；这些部门向其他供给部门增加需求，通过改变需求状况来促进产业结构的优化。（3）对外贸易导致了更大的生产规模。出口的扩大突破了国内市场的局限性， 使生产规模不断扩大，劳动具有经济规模性，促进生产的专业化，提高劳动生产率，从而获得规模经济效益，增强国际竞争力。

2.加快产业升级换代，转变外贸增长方式。资源约束，以及他国贸易保护主义的抬头使粗放型增长难以继续，贵州省的对外贸易发展面临同样的问题，贸易增长方式亟需转变。贵州省应根据国际市场需求，调整产业结构，努力扶植那些无污染、高附加值、多功能等市场发展潜力大的产品，优化出口商品结构。

3.实施品牌战略，提高出口商品竞争力。现在越来越多的企业已经意识到品牌的重要性，并已推出一些在国内享有一定知名度的品牌商标。但在国际市场上贵州省具有高知名度、高信誉度、高市场占有率并能给企业带来效益的品牌非常少。为尽快扭转这一被动局面，贵州省的外贸企业必须要树立起名牌产品意识，加大培育名牌产品的投资，完善售后服务，强化品牌宣传，不断推陈出新，塑造国际品牌。

4.培养和造就高层次的国际经贸人才。入世后，外贸企业面临的是更加激烈的竞争，这对贵州省外贸企业人力资源的素质提出了更高、更新的要求。因此，培养和造就大批知识渊博、懂经营管理的高层次经贸人才，对提高贵州省出口商品竞争力具有重要的现实意义。这就要求各种对外企业一定要重视人力资源开发，加强对人才的培训和培养，通过人力资本的积累来改善出口结构，实现人力资本和出口贸易综合效应带动的经济增长。

5.大力扩出口并注重进口对经济增长的带动作用。多年来，国家和各地政府都以出口增长论成败，制订各种各样的出口鼓励措施。这一以追求出口规模和贸易顺差为目标的不平衡贸易政策，导致了许多诸如出口恶性竞争、低价竞销等问题的出现[3]。2005年中国的巨额顺差带来的一系列诸如贸易摩擦增多、贸易条件恶化、人民币升值压力增大等问题，使人们越来越能够理性地认识到单纯追求贸易顺差的弊端，从而把注意力更多的转移到进口上来[4]。贵州省应制定进出口战略，把进口与贵州省的产业结构调整、技术改造紧密结合起来，有秩序地进口那些贵州省经济建设急需的资源、原材料及先进的设备和适用技术，加快进口向现实生产力的转化[5]。总之，在知识经济时代，面对国际贸易的新趋势，贵州省对外贸易的发展必须实现从对外贸易观念的创新到对外贸易战略政策、体制的创新，直到对外贸易法制制度，贸易构成和贸易工具的全面创新。

参考文献：

[1] 张二震，马野青.国际贸易学：第2版[M]. 南京：南京大学出版社，2005.

[2] 嗡迪.当代国际贸易发展的趋势及中国的对策[J].黑龙江对外经贸，2005，（3）.

[3] 孙义清.黑龙江省对外贸易对经济增长的拉动效应分析[J].黑龙江对外经贸，2006，（1）.

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【关键词】对外直接投资 宏观经济变量 回归分析 OLS估计

一、引言

从产品输出到资本输出，是一个国家在世界经济版图中不断晋升的经典路线。作为GDP和外汇储备双双位居亚洲第一的中国，在国际投资格局深度变化、国内生产结构转型升级的大背景下，由劳动密集型向资本和技术密集型的出口模式转变就显得尤为必要。随着“中国资本”将取代“中国制造”成为经济新标签，中国将迎来资本输出时代。在人民币国际化进程中，作为资本输出重要组成部分的对外投资扮演着重要角色。作为世界第三大对外投资国，中国于2014年前三季度共对全球152个国家和地区进行了直接投资，涉及4475家境外企业，累计实现投资749.6亿美元，占全球投资额的25.8%。随着中国资本输出进程的不断推进，对外投资影响因素研究的重要性愈加凸显。因此，研究中国对外直接投资与宏观经济变量之间的关系，具有理论意义与实践意义。

二、文献综述

目前，人们普遍认为宏观经济变量是对外直接投资的重要影响因素之一。西方经济学认为，若一国国内投资小于国内储蓄，会造成储蓄过剩，则需向外输出资本，从而构成经常账户盈余。宏观经济变量通过这种机制，对对外直接投资产生影响。20世纪80年代初期邓宁提出IDP理论，即在折中理论基础上引入宏观经济变量和时间变量而形成的动态模型。近年来西方学者不仅从理论上研究这些变量的影响作用，还进行了相应的实证分析。Lechenko（1999）研究表明一国对外直接投资与出口之间存在一种因果关系。Aliber（1983）认为汇率对FDI流出的区位选择会产生重要影响。另外，施耐德和弗雷（1985）提出了在发展中国家工资是对外投资显著因素的观点。综上所述，西方学者基本认为宏观经济是影响一国对外直接投资的主要因素。结合中国经济发展状况，有学者认为外汇储备额也应是影响对外投资的显著因素。

三、中国对外直接投资影响因素的实证分析

（一）变量的选取与数据来源

国内外有关对外直接投资与宏观经济关系的文献中，选择的宏观变量主要包括国内生产总值、外贸进出口、工资水平、利率水平等，有的甚至包括了外国直接投资、世界贸易总量等变量。本文在选择宏观经济变量时，充分考虑了理论关系、相关实证研究结论以及中国当前经济形势，并遵循公开性与公众性原则。考虑到数据的可获得性与可计算性，本文选取了国内生产总值、外贸出口额、人民币兑美元汇率、通货膨胀率以及外汇储备量作为宏观经济变量，分别反映中国国内市场情况、出口贸易景气程度、汇率水平、通胀状况及外储头寸，分别用GDP、EXPO、EXCH、INF、FER表示。对外直接投资用ODI代表。本文研究期间取2003年1月至2013年12月，共计11年。使用的数据来自各年度《中国统计年鉴》与世界银行（Http：///）。

表1 回归分析所用数据

（二）模型的设计与解释

已有的对ODI宏观因素的实证研究，虽选取了不同的模型设定，但在方法选择上，绝大多数选择OLS回归分析。参照以往的研究方法，本文构建如下模型对中国对外直接投资的影响因素进行检验：

■

（方程3.1）

其中，t代表时间，μ为随机误差项，C为对所有期间固定不变的影响因素。本模型对变量采用对数形式，因此得到的相关系数表示ODI对相关解释变量的弹性。

（三）实证检验结果与分析

1.变量间相关系数分析结果。利用Eviews软件对各变量之间的相关关系进行解析，结果如下表2所示。可以观察到各变量之间相关关系显著，基本在0.9以上（INF因取百分比效果较弱），说明选择的解释变量具有代表性和显著性。

表2 变量之间的相关系数

2.OLS回归结果。利用方程3.1对五个影响因素（GDP、EXPO、EXCH、INF、FER）对ODI的影响进行估计，首先对变量取对数，消除数据波动的异方差，使其变量系数成为弹性系数。由于数据时间较短，不考虑残差自相关。利用Eviews软件，进行OLS回归分析，得到表3的结果。

表3 OLS回归结果

3.实证检验OLS回归分析。从OLS回归结果中可知，调整后达到了0.9953，说明模型的拟合优度较高，模型能够解释中国对外直接投资变化的99.53%。从T统计量看，在给定5%的显著性水平下，所有系数均比较显著。该模型可用式子描述为：

■

（方程3.2）

结合方程3.2，通过分析可以得出以下结论：

（1）对外直接投资与出口额、外储头寸之间存在正相关关系，与国内生产总值、人民币兑美元汇率、通货膨胀率之间存在负相关关系。其中，对于GDP与ODI呈负相关关系，虽然有悖经济意义与相关图检验，但综合考虑中国国情与对外经贸政策，可以理解为政治因素施加了过多的影响。其作用机制为中国在经济新常态背景下，加大高附加值产品出口，并由此拉动了大规模的海外基建资本输出。例如虽然2014年中国经济增速未及预期，但代表着资本输出的“一路一带”建设、主导推动“亚投行”等国家战略正在纵深发展。

（2）ODI与EXPO、FER的正相关关系显著，且符合国内外相关研究结论。尤其是对于拥有庞大外汇储备的中国来说，FER对对外直接投资有着根本性的影响，它决定了投资的强度与持久性。从EXPO角度观察可理解为产品输出与资本输出是一种互补关系，两者之间有着相互促进的作用。

（3）ODI与EXCH、INF存在负相关关系，代表通胀率的INF斜率系数为负值但很小，说明对外直接投资受货币购买力影响较小，因为中国在计算区间货币购买力变化不大，所以在研究中只体现了方向性特征。EXCH每变动1%，就会造成ODI反向变化7.68589%。因为中国持有大量美元国债，汇率会对其绝对收益产生影响，且ODI与持有美元国债具有替代关系，所以ODI与EXCH存在负相关关系。

综上所述，本文利用2003年至2013年这11年的数据实证检验了ODI与宏观变量之间的关系，结果符合经济理论与相关研究，其中影响最显著的是FER与EXCH。限于数据和现有研究方法的狭隘和实际影响因素的复杂性，本文的研究分析与绝对准确结果存在误差。

四、总结与建议

在人民币国际化背景下，中国正以前所未有的速度在世界范围内进行投资，中国已成为资本输出大国。实证研究表明，宏观经济因素对中国对外直接投资有着显著影响。其中，外汇储备头寸与汇率水平是最显著因素。面对经济新常态，中国应当关注：

（一）加快推进对外直接投资战略

提高我国资本输出能力，须要尽快推进“一路一带”、“亚洲基础设施投资银行”、“亚太自贸区”等国家战略。随着各项谈判的进行，我国资本全球布局的步伐将显著加快，我国将拥有年输出3000亿美元资本的能力。

（二）提升对外直接投资服务质量

通过简化行政审批手续，提高企业走出去便利化程度;鼓励中国企业到海外投资技术和研发平台类企业，对并购技术密集型和资本密集型的企业给予政策支持。

（三）注意对外直接投资中的风险

要仔细研究东道国是否有投资机遇以及哪些行业有投资机遇、能不能获得利润增长点等问题。要注重利用法律服务、金融服务的来规避风险。

参考文献

[1]赵美英，李春顶.我国对外直接投资发展状况及影响因素实证分析[J].亚太经济，2009，（4）：81-84.

[2]Leehenko，R.&E.Rodney.Foreign Direct Investment and State ExportPerformance.Journal of Reginal science，1997，37（2）：307―330.

[3]Aliber，R.“Money，Multinationals，and Sovereign".In：C.Kindleberger and D.Audresch ads.The Multinational Corporations in the 1980s Cambridge，Massachusetts：M1T Press，1983.

[4]王颖.宏观经济因素对我国对外直接投资影响的――基于投资国的角度[J].中国商贸，2012，（21）：173-174.

[5]邱立成，王凤丽.我国对外直接投资主要宏观影响因素的实证研究[J].国际贸易问题，2008，（6）：78-82.