进出口贸易理论范文

导语：如何才能写好一篇进出口贸易理论，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。

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完全的汇率传递是以世界市场的完全竟争为前提，而现实中大多数产品市场不完全竞争市场，美国经济学家多恩布什和克鲁格曼等从市场的不完全竞争以及产业组织角度来分析解释汇率的不完全传递问题。

他们认为传统的汇率传递理论是以世界市场是完全竞争市场为前提的，即进出口厂商是贸易产品进出口价格的接受者，无法左右进出口价格，在这种前提下，当汇率变动时则会引起进出口商品价格的同等变动。然而事实上，世界市场是不完全竞争的，在不完全竞争市场，大部分产品是差别产品，出口商有决定价格和产量的权力。在升值的情况下，出口商一般会通过降低成本等方式来抑制因货币升值而造成的价格上涨压力，从而导致不完全汇率传递。通常，市场集中程度越高、进口商品用国内货币标价的范围越大，汇率的传递系数越低;而产品的同质和替代程度提高、国外厂商相对于国内竞争者的市场份额扩大，汇率的传递系数就越高。

多恩布什认为一些产业组织因素也会影响汇率的传递，这些因素包括:市场集中程度、产品的同质性和替代程度等。一般说来，市场集中程度越高，厂商的垄断势力也越强，所以汇率的传递系数就越低:产品越具相似性，产品间的替代程度越强，则厂商的垄断势力越小，汇率的传递系数就越大。

2、沉淀成本

美国经济学家迪克希特和克鲁格曼从供给角度分析了汇率传递不完全的原因，他们同时也建立了汇率传递的沉淀成本模型[’61。该模型的思想是:在产品存在差异的情况的情形下，出口厂商不仅要为消费者提供高质量的产品和确定合理的价格，还必须投入一部分资源用于开发市场，建立分销网络，针对外国人的需求进行研发以使产品适应外国市场等。这些投入成本是为进入外国市场而支出的，然而这些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因为厂商不能轻而易举地廉价出售它的资产，无论是无形资产还是有形资产。由于沉淀成本的不可逆转性，以只有当厂商预期能够弥补沉淀成本时，他才会进入一个市场，一旦成本己经沉淀，即使厂商只能弥补可变成本，它也仍然会留在市场中不会退出。

事实上，当存在沉淀成本时，厂商会对未来利润的贴现值与当前利润进行比较然后做出决策，而不会一直因为有了沉淀成本而不进入市场。因此该模型有一定的缺陷。

3、市场份额

美国经济学家弗路特与克兰帕尔从分析厂商的市场份额角度研究了汇率传递问题。他们认为如果垄断厂商以其市场份额作为经营目标，那么对未来汇率的预期会影响厂商目前的定价策略与市场份额[47l。

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关键词:对外直接投资;进出口贸易;协整;误差修正模型

中图分类号:F71 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟・刘易斯在其《经济增长理论》中提出,促使经济增长的三个近因为经济活动、增进知识和增加资本。经济增长是社会物质财富不断增加的过程,通常表现为国内生产总值即GDP的增加。在开放经济条件下,一国的经济增长除了取决于国内消费和投资的拉动外,国际贸易和国际投资已成为国际经济活动的基本形式,拉动经济增长。

一、相关研究和文献回顾

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

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

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

二、实证分析

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

(一)计量模型与数据说明

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

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

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

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

为了消除或减少可能存在的异方差,对各变量取自然对数,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

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

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

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

(二)变量的单位根检验

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

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

(三)协整检验

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

可得模型1为:

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

残差项的稳定性检验:

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

同理,可得表5。

可得模型2为:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

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

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

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

(四)格兰杰(Granger)因果关系检验

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

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

三、结论与讨论

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

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

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

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

参考文献:

[1] 王小红,等.改革开放30年我国对外直接投资的回顾与展望[J].国际贸易,2008,(9).

[2] 孙敬水,张蕾.对外直接投资与进出口贸易关系的协整分析――以浙江省为例[J].财贸研究,2007,(1).

[3] 龚晓莺.中国对外贸易与国际直接投资关系的实证分析[J].经济理论与经济管理,2007,(1).

[4] 江小涓.中国对外开放进入新阶段:更均衡合理地融入全球经济[J].经济研究,2006, (3).

[5] 项本武.对外直接投资的贸易效应研究[J].中南财经政法大学学报,2007, (3).

[6] 张应武.对外直接投资与贸易的关系:互补或替代[J].国际贸易问题,2007, (6) .

[7] 姚树杰,韦开蕾.中国经济增长、外商直接投资与出口贸易的互动实证分析[J].经济学,2007,(1).

[8] 张骁,等.国际直接投资理论的发展脉络及最新进展[J].国际贸易问题,2006,(2).

[9] 张鹏,李荣林.外商直接投资对中国贸易影响的动态分析[J].世界经济研究,2006,(6).

[10] 张如庆.中国对外贸易与对外直接投资的关系[J].世界经济研究,2005, (3).

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[12] Dunning J. H.1981,“ExplainingThe International Direct InvestmentPosition of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach”,Weltwirtschaftliches Archiv, Vol. 119: 30-64.

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改革开放以来，中国经济迅速发展，进出口贸易在很大程度上促进中国经济的增长。国内外学者对进出口贸易与经济增长之间的关系做了大量研究，但大多数都是从进出口单方面分析对经济增长的影响，考虑进出口两方面对经济增长的影响分析较少。本文主要根据我国1980-2010年的样本数据，对进出口贸易和经济运行的轨迹进行分析，并测算了外贸依存度、贡献率和拉动度三个指标，运用协整理论和格兰杰因果关系检验方法对中国进出口贸易与经济增长的相关性进行实证分析和检验。

1. 中国进出口贸易发展的现状

进出口贸易与经济增长的相关性分析。中国改革开放以来，随着对外开放力度的逐步扩大，中国的进出口贸易飞速增长，经济增长举世瞩目。图1为进出口贸易与中国GDP增长趋势折线图。

从图中可知，1980年以来，中国的进出口贸易额和GDP总体呈增长的趋势。1980年到2010年，中国商品出口额从181.2亿美元增长到15779亿美元，年均增速15.5%；同期，中国商品进口额从200.2 亿美元增长到13949亿美元，年均增长率14.7%。1980年到2010年，中国的GDP从4545.6 亿元增长到397983亿元，年均增长率15.5%。中国加入WTO以后，中国的进出口贸易更是迅猛增长，从2001至2010年年均增长19.3%。中国进出口贸易和GDP呈现相同的变化趋势，充分说明了中国进出口贸易与经济增长的关系。

中国进出口贸易结构分析：出口商品结构中初级产品份额大幅下降，工业制成品份额大幅上升。出口商品结构是衡量一个国家外贸结构的重要依据。1980年初级产品出口额为91.14亿美元，其比重为50.3%，工业制成品出口额为90.05亿美元，其比重为49.7%。2009年，初级产品出口比重大幅度下降，其比重仅为5.3% ，而工业制成品出口比重大幅度上升，其比重高达94.7%，在很大程度上改善了中国商品的出口结构，大大提高了国际市场的竞争力。

中国对工业制成品的进口需求急剧上升。中国的进口商品结构受国内工业发展的影响，主要是进口机械设备等资本品。中国商品进口尤其是资本品的大量进口为中国经济增长添加了新的动力，导致高新技术产业的迅速发展，设备更新换代加快以及产业结构的调整。

2. 中国进出口贸易与经济增长相关性的实证分析

数据的处理和各变量相关系数分析。本文使用1980-2010年中国进出口额（MX）、进口额（M）、出口额（X）以及国内生产总值（GDP）的统计数据。为了避免样本数据中所存在的异方差，对各变量取对数。

首先进行相关系数分析。用简单线性相关系数来表示两个变量之间线性相关，用相关系数公式 ，来计算两个变量之间的相关系数。借助EViews 5.1对中国GDP和进出口贸易数据进行相关系数计算，计算结果表明GDP与MX、M、X之间的相关系数均在0.994045以上，说明它们之间相关性很强。

基于时间序列的实证检验：协整检验。协整检验是指：如果两个（或两个以上）同阶的时间序列向量单个来看是非平稳的，但它们的一种或几种线性组合却是平稳的，则这两个（或两个以上）序列向量之间存在的关系称为协整关系。本文运用JJ方法检验变量之间是否存在协整关系。检验结果如表1所示。

在5%的显著性水平下，对于协整方程个数的原假设依次检验，迹统计量

25.5965大于临界值24.2758，所以拒绝原假设，也就是说三个变量存在协整关系；迹统计量9.1018小于临界值12.3198，所以接受原假设，因此lnGDP、lnX、lnM在5%的显著性水平下存在一个协整关系。

格兰杰因果关系检验。协整检验说明了中国的GDP与进出口存在长期的均衡关系，但它们之间是否存在因果关系，需要根据格兰杰因果关系检验法作进一步的检验。要使模型参数具有较强的说服力，必须确定一个合适的自由度，根据赤池信息准则确定各变量的滞后阶数为1，对各变量的因果关系检验结果如表2所示。

由检验结果可知，在1%显著水平上，中国经济增长不是进口的原因，进口是经济增长的原因；同时，中国经济增长不是出口的原因，出口是经济增长的原因。即存在出口和进口到经济增长都存在的单向因果关系；中国出口不是进口增长的原因，但进口是出口增长的原因。他们也存在进口到出口的单向因果关系。所以，中国进出口的增长都促进了经济增长，而经济增长对进出口的增长没有很大的影响。

通过进行协整检验表明，中国GDP与进、出口之间长期的动态均衡关系说明三者之间存在内在的稳定机制。中国经济增长与出口之间是正相关的关系，出口增长对经济增长具有明显的促进作用，同时，经济增长与进口之间也是正相关的关系，因此，可以看出中国进出口贸易的增长都促进经济的增长。

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关键词：进出口贸易；经济增长；国内生产总值；最小二乘法

一、引言

改革开放以来，我国对外贸易的发展十分迅猛。进出口总额从1990年的5560.1亿元上升到2014年的264300亿元，仅仅25年间贸易总额就增加了47倍。与此同时，GDP从1990年的18667.8亿元上升到2014年的636463亿元，增加了33倍，首次突破60亿元的大关。进出口总额占GDP的比重，1990年为29.8%，而2014年则达到了41.5%，经济增长对外贸的依赖性越来越大，对外贸易在经济增长中的地位越来越高，经济增长与进出口贸易之间的关系也因此成为经济学者研究的一个热点问题。

然而传统的经济理论告诉我们，国内生产总值按支出法可表示为Y=C+I+G+X-M，这一公式会让我们直观的认为出口增加，GDP也会随之增加，而进口增加则会导致GDP下降。实践中经济增长与进出口贸易真的只是这样简单的关系吗？进出口贸易对经济增长到底有多大的推动作用？经济增长是与进口额还是出口额亦或是净出口额有关？本文将通过实证分析来回答这些问题。

二、 研究文献综述

国内外关于进出口贸易与经济增长关系的相关研究非常多。张世晴（2009）基于1978～2007年的相关数据，采用HP滤波以及协整分析方法来研究进出口贸易总额与我国经济增长之间的关系，结果表明在反映对外贸易对经济增长的推动作用时，使用进出口贸易总额这一指标比单纯的出口额、进口额、净出口额指标更为恰当；刘秀梅（2013）利用我国1990～2011年的相关经济数据，通过SPSS软件对我国的GDP与出口额、进口额、净出口额分别进行回归分析，指出GDP与进出口总额的相关性较大，进出口贸易与经济增长的关系主要体现在对外贸易总额上，而不是单一的出口或净出口；张兵兵（2013）运用回归模型以及CF滤波分析等方法，根据1952～2011年的数据进行研究，指出只有出口总额与GDP增长有显著相关关系，只有出口是促进我国GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格兰杰检验和协整检验方法进行研究，指出短期内进出口总额与GDP之间的关系不显著，但从长期来看对外贸易总额对GDP的影响显著，而GDP对外贸总额的影响不显著。

综上所述，现有文献多侧重于研究出口或净出口对GDP的作用，而研究进口额对经济增长的文献则较少，将四个指标集中在一起进行分析的更是少之又少。本文将基于我国1990～2014年的经济数据，采用最小二乘法分别对这四个指标与GDP之间的关系进行回归分析，从而更准确的说明我国对外贸易与经济增长之间的关系。

三、对外贸易与经济增长关系的理论基础

早在19世纪古典经济学的产生时代，贸易在一国经济发展中的地位就受到了极大的关注。英国古典经济学家亚当・斯密最早提出了自由贸易可以提高世界资源配置效率。约翰・穆勒指出贸易具有两种利益，即直接利益和间接利益，直接利益表现在通过国际分工，可以使生产资源向效率较高的部门转移，从而提高经济的产出和实际收入，此外通过贸易还可以得到本国不能生产的原材料、设备等；间接利益表现在通过专业化分工推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率，同时通过进口造成新的需求，刺激储蓄的增加，加速资本积累。

之后也有很多经济学家进一步研究了贸易对经济增长的作用。罗伯特逊指出“贸易是经济增长的发动机”的命题，认为贸易对经济增长具有很大的拉动作用；纳克斯对这一命题进行进一步的深入研究，指出较高的出口增长率可以通过多种途径来带动经济的增长。

四、我国进出口贸易与经济增长关系的实证分析

1990～2014年间，我国的进出口贸易总额与GDP基本呈逐年增长的趋势，个别年份虽有波动但波幅较小。直观的来说，GDP增速比对外贸易总额增速要快得多，并在2014年突破了60亿元的大关，但理性分析之后可以发现，进出口贸易总额占GDP的比重在逐年提高，由1990年的29.8%上升到2014年的41.5%，对外贸易对经济增长的影响越来越大。

1. 变量选择与数据来源

本文在假定其他因素对经济增长的影响不变的前提下，采用GDP来衡量经济增长，用Y来表示，作为被解释变量。出口额、进口额、净出口额和进出口总额这四个指标为解释变量，分别用X1，X2，X3，X4来表示。然后搜集相关年份的GDP以及贸易数据，数据来源于1990-2014年的《中国统计年鉴》。

2. 模型建立与分析

本文用Y表示GDP，以此衡量经济增长，作为被解释变量，用X1，X2，X3，X4分别代表出口额、进口额、净出口额和进出口总额这四个指标，建立各自的一元线性回归模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a为常数项，b为各个变量的回归系数，e为误差项，服从正态分布。运用Eviews7.2软件进行回归，结果如表1。

（1）GDP与出口总额

对解释变量进行显著性检验，其中t=21.80825，p值小于0.001，F=475.6，方程的各个系数均可以通过显著性检验，且系数为正，调整后的R平方=0.951865，说明模型的拟合优度较高，表明我国GDP与出口额之间具有很强的正相关性，出口额每增加1个单位，GDP增加3.756786个单位。

（2）GDP与进口总额

传统的经济理论告诉我们，进口增加会导致GDP下降，然而从另一种角度来说，进口能够弥补国内所缺乏的资源，节约生产成本，提高资源利用效率，从而对经济增长有积极的作用。GDP与进口总额究竟存在怎样的关系？

其中t=23.68115，p值小于0.001，F=560.7970，各个系数都可以通过显著性检验，且系数均为正，调整后的R平方=0.958890，说明模型的拟合优度很高，表明GDP与进口总额之间也存在极强的正相关性，进口额每增加1个单位，GDP增加4.380834个单位，否定了进口增加会导致GDP下降这一说法。

（3）GDP与净出口额

净出口额=出口额-进口额。

（4）GDP与进出口总额

从以上回归可以发现，GDP与出口总额和进口总额之间都存在很强的相关性，因此与进出口总额的相关性也应当很强。为了进行验证，本文对GDP与进出口总额也进行了简单的回归。

其中t=23.00874，p值小于0.001，F=529.4023，调整后的R平方=0.958364，各个系数均通过显著性检验，而且模型的拟合优度很高，表明GDP与进出口总额之间存在极强的正相关性，进出口贸易总额每增加1个单位，GDP增长2.025368个单位。

综上我们可以发现：出口额、进口额以及进出口总额与GDP增长之间都存在很强的相关性，而净出口额与GDP之间的回归方程拟合优度较差，两者的相关性较弱。因此，我国进出口贸易与经济增长之间的关系主要体现在进出口总额上，而不是由单一的净出口或出口总额所决定。

五、结论与政策建议

回归结果表明，进口额、出口额以及进出口总额与我国的经济增长之间都存在很强的相关性，而且各项系数均为正数，表明无论是出口还是进口，对我国经济增长都具有显著的正向影响。出口额每增加1个单位，GDP增加3.756786个单位，进口额每增加1个单位，GDP增加4.380834个单位。单纯认为进口增加会导致GDP下降的观点缺乏实证依据的支撑，我们应该重视进出口总额对经济增长的促进作用。

传统的观点认为出口越多越好，这固然可以促进我国GDP的增加，但是通过回归分析我们发现进口总额的增加对GDP也有很强的推动作用，因此我国应该坚持进口与出口并重的外贸策略，不能一味的只强调出口，而应保证进出口贸易平衡发展，此外政府部门应规范对我国对外贸易的管理，减少对进口的人为干预，在保护国内市场免受外国干扰的同时，适度扩大资源相对稀缺、缺少相关技术的产业的进口，充分发挥进口的技术替代效应，从而推动我国经济的增长。

参考文献：

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【关键词】反倾销会计；进出口贸易额；关系研究

一、反倾销会计的理论框架

所谓反倾销会计，是指特定主体运用会计知识、反倾销法知识和国际贸易知识，就反倾销中的问题提供会计支持，进行会计规避、会计举证、会计调查、会计鉴定活动。

近年来，越来越多的国家针对我国出口产品提起反倾销诉讼。在反倾销应诉调查中，会计信息提供着权威的诉讼支持。反倾销调查涉及国际贸易、反倾销法律和会计学等不同学科的知识，所以在反倾销应诉中，应诉企业面临着巨大的挑战。因此构建我国企业应对反倾销的会计概念框架，正确指导企业的内部会计核算，提供令反倾销调查当局信服的会计记载资料，获得反倾销调查中的市场经济正常调查待遇，就显得尤为必要。

反倾销的会计概念框架可以为企业提供实务运作上的指导，它可以从财务会计、管理会计、信息披露三个方面来进一步阐述，这三个方面又分别可以从企业日常会计核算专题、调查中的成本结构分析及问卷填列以及反倾销中的盈余管理三点来分别加以说明。

二、研究假设

反倾销会计主要用于应诉反倾销案件，以及在反倾销案件中提供对我方有利的经济证据。自1995年以来，各国对华反倾销案件逐年增加，与此同时我国反倾销会计学有了更深的发展，反倾销会计人员的队伍也逐年扩大。由此可见，反倾销案件与反倾销会计人员的数量存在着一定的关联。由于反倾销会计人员的数量不易统计，本文利用反倾销案件的数量来替代反倾销会计的发展这一变量。进出口贸易是本文研究的另外一个变量，这个变量易于量化，本文利用我国进出口贸易总额来替代我国进出口贸易的发展。

因此，本文的研究假设可归纳如下：假设:进出口贸易额为自变量JCK，反倾销案件的数量为因变量y，进出口贸易额与反倾销案件的数量呈正相关关系。

本文利用最简单的线性模型来对此假设进行检验，即：y=α+β*log（JCK）。

三、样本选取

（一）1995～2009年我国遭遇反倾销指控的案件统计

从反倾销的立案调查数量来看，我国世界上遭遇反倾销立案调查最多的国家。从1995年到2009年，世界范围内共发起3865起反倾销立案调查。自1979年欧盟对我国出口的糖精钠发起第一起反倾销调查来，国外对华反倾销愈演愈烈，一个最重要的例证就是我国产品遭遇反倾销调查案件数量的增加，我国已经连续15 年成为全球遭遇反倾销立案调查最多的国家。

从1995～2009年的15年间，全球发起的反倾销调查数达3865起，其中2009年最高，达到437起；1995年最低，为157起。而我国遭遇的反倾销立案调查数量也高达746起，从1995年的20起，到2009年的75起逐年增长。

国外对华反倾销数占全球反倾销发起总数的比重呈明显上升趋势。国外对华反倾销调查数占其全球反倾销发起总数的比重由1995年的12.73％上升到2008年的35.1％增长了22.37％。如此快的增长趋势，不仅说明我国已成为全球反倾销运动的主要目标国，也使我国成为反倾销的“最大受害国”，对我国出口贸易构成了严重的威胁。

（二）1995～2009年我国进出口贸易额的数据统计

自1995年以来，我国进出口贸易额呈现稳步上升的趋势。其中，进出口总额从23499.9亿元上升至150648.1亿元，最高达150648.1亿元。本文主要研究进出口总额对我国反倾销会计的影响，其变化趋势可用折线图表现，如图1所示。

四、实证结果与分析

本文运用Eviews对假设模型进行检验，检验结果如图2所示：

图2 实证结果

实证结果表明，进出口贸易额与反倾销案件的数量呈正相关关系，即进出口贸易额的增加一定程度上导致了反倾销案件的增加，而反倾销案件的增加将促进反倾销会计的发展，从而进出口贸易的发展在一定程度上促进了反倾销会计的发展。在今后几年，我国进出口贸易仍将不断扩大，我国仍然无法摆脱国际贸易争端的障碍，我国的反倾销会计将发挥其重要作用，其发展也将顺应潮流，成为我国会计体系中的重要一环，同时也是维护我国国家利益的关键一环。

参 考 文 献

[1]白蓉蓉，蒋葵．我国企业应诉反倾销中的会计问题及对策研究中国乡镇企业会计．2008（1）：123～124

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[5]刘翠英，杨桂花，刘虹．反倾销会计支持系统存在的问题及预警系统的建立．商业会计．2009（20）：14～15

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[8]张琦．经济全球化背景下反倾销会计问题研究．现代商业．2009（30）：253～255

[9]李朝良．建立反倾销预警机制[J]．企业导报．2009（12）

篇6

美国次贷危机所引发的金融危机对实体经济的影响正在各个国家逐步显现。在金融全球化不断推进的背景下，金融危机的传染效应在逐渐放大。主流观点将危机传染效应概括为四个方面，即季风效应、贸易溢出效应、金融溢出效应和净传染效应。其中，贸易溢出效应源于贸易关系密切的国家，即危机国家通过贸易渠道对其他国家造成影响。作为美国主要贸易伙伴国之一的中国，两国间贸易额在我国贸易总额中比重较大，因此此次百年不遇的金融危机对我国进出口贸易的冲击是否显著令人关注。

在已有的文献中，许多学者对贸易溢出效应在危机传染过程中的作用进行了检验，大多数研究认为危机传染的贸易溢出是显著的，Eichengreen等(1996)最早使用Probit模型对20多个工业国家在1959～1993年间发生危机的条件概率进行了估计，发现在危机扩散过程中，贸易溢出效应的影响要比宏观经济基本面的相似性更为重要。Glick和Rose(1999)对1971～1997年间发生的五次危机的研究发现，贸易联系是金融危机的重要传染途径，1997年的亚洲金融危机也导致包括中国在内的许多国家出口下滑。Forbes(2002)则从微观角度利用公司层面的数据，验证了贸易溢出的价格效应和收入效应都是亚洲和俄罗斯危机中重要的传染机制。Haile和Pozo(2008)研究了1960～1998年期间37个发达国家和新兴市场国家的金融危机，发现大多数危机是通过贸易渠道传染的。在国内相关文献中，裴平等(2009)、胡求光和李洪英(2010)等学者针对全球金融危机对我国出口贸易影响的实证分析中发现，危机对我国出口贸易负面影响是显著的。

由于各次金融危机特点不同，危机国家与非危机国家在贸易关系上存在差别，所以在此问题上的研究结论不同。本文将以2003年1月至2010年6月的月度数据为样本，主要就美国金融危机对我国进出口贸易冲击的原理和程度进行理论研究和实证检验。

二、危机对中国进出口贸易冲击理论分析

金融危机的贸易溢出主要是通过收入效应和价格效应实现的。如果一国是危机国家重要的贸易伙伴，双方存在互补型贸易关系，随着危机国货币的大幅贬值、居民实际收入的急剧下降等，都可能导致与之有直接贸易联系的国家产生贸易溢出的价格效应和收入效应。收入效应是指危机国经济增长放缓，居民实际收入下降，该国整体消费能力降低，其对外进口商品与劳务的需求减少，进而造成其贸易联系国出口的降低。价格效应是指危机国货币的持续贬值，进口品在危机国市场上以本币标示的价格相对上升，出口品在国外市场上以外币标示的价格相对下降，从而相对增强危机国商品和劳务出口的价格竞争力，致使其贸易伙伴国或其竞争对手出口下降与进口增加。危机将导致贸易伙伴国间的出口商品在另一个价格较低和数量较少的状态达到平衡，而进口商品在另一个价格较低和数量较多的状态达到平衡，金融危机通过收入效应和价格效应易对互补型经济体的双边贸易直接发生作用。

长期以来，中美两国双边贸易合作关系紧密。中国对美国进出口额占我国贸易总额的比重从2002年以来一直稳定在14%左右，并且在2005～2010年间中美贸易额年均增长9%。从美方来看，中国是美国的第二大贸易伙伴、第三大出口市场和第一大进口来源，在其经贸发展中扮演着重要角色。从中方来看，较美国不同的是，我国经济带有较为典型的出口导向型特点，对外贸易对于本国经济增长的拉动作用十分重要。2000～2010年，我国仅出口贸易就占GDP比重的20%以上，而对外贸易依存度均在40%以上，2005～2007年我国对外贸易依存度更高达70%左右。较高的贸易依存度使我国国内经济对于外部环境的变化更为敏感。因此，美国经济的稳定对中国的出口及经济增长有着至关重要的作用，从中美贸易的特点来看，美国金融危机会通过直接双边贸易渠道对中国产生冲击。

从贸易溢出的收入效应看，由于美国社会保障体系相对完善，在经济运行平稳的时候，现实收入和未来收入预期良好，居民消费支出强烈，形成了依赖借贷消费的美国消费模式。金融危机爆发将导致美国失业率上升，国民财富大幅缩水，信用规模急剧收缩，实际收入水平下降，居民可支配收入减少，收入预期也会逐步下调，借贷消费的美国消费模式难以维持，消费者信心下降，美国人必然紧缩现实消费，从而抑制进口消费需求。从贸易溢出的价格效应来看，金融危机后美元的贬值有效地刺激了美国出口的增长，降低了中国出口商品的国际竞争力。同时鉴于美元的国际地位，国际原材料价格大多以美元定价，美元的贬值使得国际能源和资源价格上涨加速，这又进一步增加了中国出口企业的生产成本，进一步削弱了我国出口产业的竞争力。

从上述分析可以看出，中美两国直接贸易联系紧密，中国对美国经济波动的易感强度高，直接贸易溢出的收入效应对中国进出口贸易形成冲击。同时，中美两国属于互补型贸易关系，美国金融危机导致货币贬值，必然也将通过价格效应对中国进出口贸易构成影响。本文将在下文中采用基于VAR框架下的Granger因果关系检验和脉冲响应函数的分析，通过危机前后美国收入水平和价格水平与中国的进出口贸易互动关系变化的对比分析，研究美国金融危机对我国进出口贸易产生的冲击。

三、危机对中国贸易溢出效应实证分析

(一)样本变量及研究方法

为了避免1997年亚洲金融危机和2001年的9.11事件对分析数据产生影响，并使得两个子样本研究的时间段基本匹配，本文选取2003年1月至2010年6月的月度数据，共计102个研究样本。

本文采用失业率、个人可支配收入和消费者信心指数作为美国收入水平的衡量指标，其中，个人可支配收入和消费者信心指数是美国个人收入水平的衡量指标，前者直接反映个人当前收入状况，后者反映个人对未来收入状况的预期。而相比而言，失业率是个人收入水平的间接衡量指标，因为失业率是从较为宏观层面反映当前或者未来一段时间整体的收入状况，因此可以看作美国社会收入水平的衡量指标。本文采用CPI和PPI作为美国国内价格水平的衡量指标，采用实际美元指数作为美国对外价格水平变化的衡量指标。

衡量中国进出口贸易状况的指标较多，而中美进出口额是直接反映中国贸易受美国危机溢出影响最直接的衡量指标，因中美贸易额占中国贸易额的比重较大，本文不必再以中国进出口总额作为贸易状况衡量指标，而采用了总的进出口数量指数和进出口价格指数分别衡量中国进出口货物的数量水平和价格水平产生的变化(见表1)。

本文涉及所有变量的原始数据均来自Wind资讯终端的经济数据库，从数据库获取的未经季度调整的中国对美国出口额和中国对美国进口额这两个原始统计变量季节性特征明显，因此本文采用移动平均比率法对这两个变量进行季度调整，同时，除CPI、PPI和UNRATE这三个变量之外，其他所有变量均进行了对数处理。

美国次贷危机是从2006年春季开始逐步显现的，2007年7月开始席卷美国、欧盟和日本等世界主要金融市场。因此，本文将2007年7月作为危机起始点，将总样本分为两个时间段，2003年1月至2007年6月为平稳期，2007年7月到2010年6月为美国金融危机导致的动荡期，金融危机对经济的影响属于事件冲击，一般在爆发后的24个月至36个月产生的影响较为明显，为了防止时间过长可能使事件冲击被经济周期性的长期趋势所掩盖，本文选择美国金融危机爆发后的36个月的时间段进行研究。

本文的实证方法主要采用VAR模型框架下的Granger因果关系检验，通过构建F统计量分析美国收入水平和价格水平对我国贸易状况的影响程度，再通过平稳期和危机期实证数据的对比分析，检验美国金融危机是否对中国存在贸易溢出效应，最终影响中国的贸易状况。考虑如下的双变量向量自回归方程(B－VAR):

如果危机前后价格水平或收入水平的指标对中国进出口贸易状况没有引导作用，或者有但程度相当，则说明危机并没有通过价格溢出效应或收入溢出效应对中国进出口贸易产生冲击;如果危机前价格水平或收入水平的指标对中国进出口贸易状况没有引导作用，而危机后引导作用显著，则表明危机通过价格溢出效应或收入溢出效应对中国进出口贸易产生冲击;如果危机后仅仅是中国进出口贸易状况对美国价格水平或收入水平指标的引导作用加强，则只能说明危机对变量间的互动关系产生冲击，但不能说明通过价格溢出效应或收入溢出效应对我国贸易状况的冲击显著。

本文采用脉冲响应函数描述我国进出口贸易指标对美国价格水平和收入水平新息冲击的响应轨迹。脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响，其可以追踪针对VAR系统中的变量的各个脉冲的时间路径，其计算方法在此省略。

(二)实证分析结果

表2是分别对12个变量在平稳期和危机期原始序列和1阶差分序列进行单位根检验的结果，从表2中的数据发现，无论在平稳期还是危机期，12个变量都是1阶单整I(1)变量，即其1阶差分值是平稳的。

表3和表4是对美国经济变量(X)和中国贸易变量(Y)1阶差分序列之间在平稳期和危机期分别进行的Granger因果关系检验结果。其中，表3为X不是Y的Granger原因的零假设检验，表4为Y不是X的Granger原因的零假设检验。在平稳期，衡量美国国内收入水平的三个指标中，个人可支配收入和消费者信心指数均不是中国贸易状况的Grang-er原因，这说明美国个人现实收入和预期收入水平在平稳期对中国贸易状况没有明显影响;而失业率是中国对美国的进口额和中国出口数量指数的Granger原因，说明美国国内失业情况会影响中美贸易和中国整体出口数量。而中国对美国出口额和中国出口数量指数是美国生产者物价指数PPI的Granger原因，则说明在平稳期中美贸易对美国国内生产成本有一定影响。美国对外的价格水平(即美元汇率水平)不是中国贸易状况的Granger原因，而美国国内价格水平的两个变量中也只有CPI对中国进口数量指数有较为显著的Granger影响。

在危机期间，美国失业率、个人可支配收入和消费者信心指数均不是中国贸易状况的Granger原因，金融危机并没有在短期内增加美国国内收入水平变化对中国进出口贸易状况引导关系。中国对美国的进出口额、进口价格指数和出口数量指数均是美国失业率的Granger原因，与危机前的实证数据对比不难发现，金融危机使美国失业率与中国贸易状况的引导关系发生了变化，由危机前失业率引导进出口贸易的关系转变为危机后的进出口贸易引导失业率，表明金融危机对美国失业率与中国进出口贸易状况的联动性产生了显著冲击，但不能说明危机通过美国社会水平的变化对我国进出口贸易状况产生冲击。危机期间美国CPI和PPI均是衡量中国贸易状况的六个指标的Granger原因，与危机前的数据相比，美国CPI和PPI在危机后对中国进出口贸易的引导作用显著增强。并且，危机后美元实际有效汇率也是中国对美国进口额、中国出口价格指数和中国进口数量指数的Granger原因，对这三个变量的引导作用也显著增强。这说明美国金融危机通过价格水平的变化对中国贸易已经产生明显的溢出效应。

总之，在平稳期，无论是美国收入水平还是价格水平，对中国进出口贸易状况的引导作用都是不明显的。在危机期，美国金融危机通过美国对内和对外价格水平变化对中国进出口贸易状况的溢出效应是显著的。同时，以失业率所代表的美国社会收入状况与中国进出口贸易状况存在显著互动关系，只是危机期间失业率不是中国进出口贸易状况指标的Granger原因，但美国金融危机对这种互动关系的引导方向产生了显著冲击。而美国个人收入水平对中国进出口贸易溢出效应不显著的主要原因，可能是由中国对美国出口商品的结构以及美国消费者对这些商品的需求刚性造成的。

为了动态地描述美国金融危机对中国进出口贸易的溢出效应，特别是关注美国价格水平对中国出口贸易状况冲击和持续时间，同时考虑到美国失业率与中国出口贸易的互动关系，本文根据估计的VAR模型，给出了美国CPI、PPI、失业率和实际有效汇率对衡量中国贸易出口状况的三个变量分别在平稳期和危机期冲击的响应图(见图1、图2)。其中，响应函数的追踪期数为18期。

从中国对美国出口额、中国出口价格指数和数量指数对美国CPI、PPI、失业率和实际有效汇率的脉冲响应函数来看，与平稳期相比，危机期间中国贸易出口状况的三个衡量指标对新息的反应呈现以下特点:一是对一个标准差新息的反应强度显著增加，危机后新息冲击对我国出口状况指标的影响均扩大了一个数量级;二是新息冲击所造成影响的衰减时间显著增加，在平稳期，对冲击响应的正负标准差线滞后6到8期后呈水平分布，而在危机期间，正负标准差线呈喇叭口状，滞后18期后冲击的累积影响仍再增加;三是危机期间新息冲击的影响呈现无规律的衰减特征，危机前随着滞后期的增加，冲击的影响强度逐渐减少，而危机后随着滞后期的增加，冲击的影响强度存在反复，衰减过程更显无规律性。从脉冲响应函数的分析来看，在危机期间，美国失业率和价格水平对中国贸易出口状况的影响强度、影响持续时间和影响衰减方式都发生了显著变化，这正是美国金融危机对中国贸易出口状况溢出效应的表现特征。

四、主要结论及政策含义

本文采用基于VAR框架下的Granger因果关系检验和脉冲响应函数的分析方法，对危机前后美国收入水平和价格水平与中国的进出口贸易互动关系进行了实证研究，并通过危机前后互动关系变化的对比，分析美国金融危机对我国进出口贸易产生的冲击，得到了以下主要结论:

1.在平稳期，美国个人现实收入和预期收入对中国贸易状况没有明显影响。而衡量社会收入状况的失业率指标是中国对美国的进口额和中国出口数量指数的Granger原因。在危机期间，美国收入水平的三个指标均不是中国贸易状况的Granger原因，金融危机并没有在短期内增加美国国内收入水平变化对中国进出口贸易状况的引导关系。而金融危机使美国失业率与中国贸易状况的引导关系发生了变化，由危机前的失业率引导进出口贸易的关系转变为危机后的进出口贸易引导失业率，表明金融危机对美国失业率与中国进出口贸易状况的联动性产生了显著冲击，但不能说明危机通过美国收入水平的变化对我国进出口贸易状况产生冲击。

2.在平稳期，美国国内价格水平CPI和PPI和实际有效汇率均不是中国贸易状况的Granger原因，危机期间，美国国内价格水平CPI和PPI均是衡量中国贸易状况的六个指标的Granger原因，与危机前的数据相比，美国CPI和PPI在危机后对中国进出口贸易的引导作用显著增强。危机后美元实际有效汇率也是中国对美国进口额、中国出口价格指数和中国进口数量指数的Granger原因，并对这三个变量的引导作用也显著增加。这说明美国金融危机通过价格水平的变化对中国贸易已经产生明显的溢出效应。

篇7

[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8

关键词：对外贸易投资；实际有效汇率；进出口贸易；VEC模型

基金项目：国家自然科学基金项目“强制性生育政策、低生育陷阱与中国经济的长期增长：微观机理与实证检验”（项目编号：71473118）；教育部人文社会科学重点研究基地重大目“长江三角洲全面建设小康社会中的开放发展研究”（项目编号：16JJD790025）

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2017）03-0097-05

一、引言与相关文献综述

对外贸易、投资和消费是推动我国经济增长的重要动力，加入WTO以来，我国对外贸易迅猛发展，进出口贸易总额从2001年的4.22万亿元人民币，增长到2015年的24.59万亿元人民币。中国已成为世界第一大出口国，第二大进口国，进出口总额居世界第一。2015年，受低迷的国际经济形势和国内产业结构转型升级的影响，我国进出口贸易出现了“双降”，全年进出口总值24.59万亿元，同比下降7%。其中，出口14.14万亿元，同比下降1.8%；进口10.45万亿元，同比下降13.2%，但进出口贸易总额仍占GDP的36.3%，其中出口占GDP的20.9%，进口占GDP的15.4%。在经济新常态下，对外贸易在我国经济增长中仍起着重要作用，更是新形势下提振我国经济增长的主要动力之一。

影响进出口贸易的因素很多，而汇率水平无疑是最直接最重要的因素之一。汇率水平，尤其是实际有效汇率水平直接影响了进出口商品的价格。本国汇率贬值将降低以外币计价的出口商品价格，从而增强本国出口商品竞争力，有利于出口；本国汇率贬值将提高以本币计价的外国商品的价格，从而不利于进口。相反，汇率升值则有利于进口，不利于出口。自2005年7月21日人民币实行有管理的浮动汇率制度以来，人民币名义汇率和实际汇率大幅升值。截至2015年6月末，人民币名义有效汇率升值45.62%，实际有效汇率升值55.75%。汇改后人民币汇率的波动性进一步加大，这无疑将直接影响未来我国进出口贸易的走势。

关于汇率与对外贸易的关系，国内外学者已经做了大量的研究。基于国际收支调节理论的马歇尔―勒纳条件（Marshall-Lerner Condition）认为：当出口商品的汇率弹性与进口商品的汇率弹性之和大于1时，本币贬值有利于改善一国的国际收支；相反，当进出口商品的汇率弹性之和小于1时，本币贬值会恶化一国的贸易收支。随后的大量研究围绕着马歇尔―勒纳条件的验证展开。Rose（1991）利用1974年到1986之间的年度数据对5个主要OECD国家贸易收支的实证研究表明，实际有效汇率水平对贸易收支的影响并不显著，马歇尔―勒纳条件不成立①。Bahmani-Oskooee（1998）利用协整方法研究了发展中国家的贸易弹性，结果表明大多数发展中国家的贸易弹性足够大，货币贬值有利于改善贸易收支，马歇尔―勒纳条件成立②。Wilson（2001）通过分析货币贬值对马来西亚、韩国和新加坡的贸易收支的影响，得出马歇尔―勒纳条件在这些国家不成立③。Inrandoust，Ekblad和Parmler（2006）利用基于似然估计的面板向量协整方法分析了1960年到2001年瑞典和主要贸易伙伴之间双边贸易的价格弹性和收入弹性，结果显示8个主要贸易伙伴国中仅有两个国家满足马歇尔―勒纳条件④。Sastre（2012）通过实证研究认为贬值有利于改善西班牙的贸易收支⑤。从已有的研究来看，汇率对国际收支的影响还没有一致的结论。

学者们对人民币实际有效汇率和中国进出口贸易也做了大量的研究，但研究结论差异较大。谢建国、陈漓高（2002）通过协整分析及冲击分解，验证人民币汇率贬值对中国贸易收支的改善并没有明显影响，中国贸易收支短期主要取决于国内需求状况，而长期则取决于国内供给状况⑥。卢向前、戴国强（2005）利用1994―2003年月度数据对人民币实际汇率与进出口贸易进行了实证分析，结果表明人民币实际汇率波动对我国进出口存在着显著的影响⑦。谷宇、高铁梅（2007）认为在长期，人民币汇率波动性对进口、出口的影响显著不同，对进口表现为正向冲击，对出口表现为负向冲击；在短期，对进口、出口都表现为负向冲击，但对进口的冲击效应稍大⑧。Zhang和Sato（2012）利用1987―2009季度数据建立和估计了VAR模型，研究发现中国的贸易平衡受到人民币汇率变动的影响不大，主要影响为外部需求冲击⑨。丁正良、纪成君（2014）建立VAR模型对1978―2012年中国经济增长、进出口贸易以及实际汇率进行实证研究，结果表明实际汇率贬值促进出口贸易，对进口贸易影响较弱；实际汇率与经济增长存在长期均衡关系⑩。杨凯文、臧日宏（2015）使用GARCH模型测算人民币汇率波动，运用ARDL协整方法研究在现行汇率制度下人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应，研究结果表明人民币汇率波动对我国国际贸易具有负面的传导效应，国际贸易尤其是出口贸易会受到人民币汇率波动的影响{11}。

国内外学者从不同角度，利用不同的计量方法对汇率和进出口贸易的关系进行了研究，得出很多有价值的结论。但由于数据来源、模型建立、计量方法等方面的不同，所得结论并不相同，有的甚至截然相反。本文在国内外研究的基础上，采用2001年1月至2015年9月的月度数据作为样本，研究实际有效汇率波动对中国进出口贸易的影响。与以往的研究相比，本文以月度数据代替年度数据与季度数据，建立向量误差修正模型，且在构建模型时加入外商直接投资这一变量，从而更好地评估实际有效汇率波动对进出口贸易的短期与长期影响。

二、模型的构建和数据、变量的选取

1. 分析框架

考虑一个不完全替代模型，进口商品与出口商品均为非完全替代品。我们假定本国的进口需求M是本国的国民收入水平YD、本国商品价格P、贸易伙伴国的出口商品价格PX*，人民币名义汇率E的函数。本国的出口需求X是贸易伙伴国的国民收入水平YW、本国出口商品价格PX、贸易伙伴国的商品价格P*、人民币名义汇率E的函数。假定本国的出口商品价格PX等于本国的商品价格P，贸易伙伴国的出口商品价格PX*等于其国内的商品价格P*。我们不考虑供给方面的影响，假定出口商品的供给弹性无穷大，则进出口贸易的函数可以表示为：

实际有效汇率REER（Real effective exchange rate）是对名义汇率进行物价调整后得到的汇率，反映了两国货币的购买力之比，有：

因此，式（1）和式（2）可改写为：

为了甄别外商直接投资（FDI）对中国进出口贸易的影响，我们进一步将FDI这一变量引入进出口方程，有：

本文将对模型（6）和模型（7）分别建立向量误差修正（VEC）模型。

2. 数据和变量的选取

鉴于人民币实际有效汇率和进出口贸易的短期波动性大，本文采用月度数据，样本期为2001年1月至2015年9月。进出口月度数据来自EIU数据库，并根据进出口价格指数调整为定基数据。进出口价格指数来自中经网月度数据库，并根据2009年1-12月《中国对外贸易指数》各期进行了向前和向后的定基转换为以2005年为100的定基数据。人民币实际有效汇率REER来自国际清算银行（BIS）数据库。本文中，REER上升表示人民币升值，REER下降表示人民币贬值。FDI数据来源于中经网数据库，由于缺乏GDP的月度数据，所以国内收入水平YD以工业增加值指数代替，工业增加值指数来自BVD的EIU数据库。国外收入水平YW是以美元衡量的实际的外国收入，由中国主要的出口贸易伙伴国的国民收入按照各国占中国出口贸易的权重加权得出，YW=∑wiYi。其中，i槲夜主要的十大出口贸易伙伴国，即美国、日本、韩国、德国、荷兰、英国、俄罗斯、新加坡、印度和澳大利亚。wi为贸易权重，根据IMF《国际贸易方向统计》各期贸易伙伴国占中国出口贸易的权重计算得出。Yi为各国的月度GDP，由各国季度GDP通过二次函数插值法计算得出。以上数据都转换为以2005年为基期的定基数据，并采用X12加法模型进行季节调整后取自然对数，分别记为lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw。

三、实证检验结果与分析

由于进口、出口、国内收入水平、国外收入水平、外商直接投资和人民币实际有效汇率都具有内生性，因此本文采用向量自回归 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型进行分析。VAR模型是由Sims（1980）最先提出的一种多变量数据分析方法。该模型不以经济理论为基础，直接考虑时间序列中各经济变量间的关系，采用多个方程联立的形式，把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，进而估计全部内生变量的动态关系。VAR模型的一般形式为：

其中，yt是k维内生变量列向量，xt是d维外生变量列向量，p为滞后阶数，T为样本个数，k*k维矩阵Φ1，∧，Φp和k*d维矩阵H是待估计的参数，ξt为k维扰动向量。

VAR模型只有在变量是平稳的条件下才是稳定的。如果时间序列不平稳，但变量之间存在协整关系，可以建立具有协整约束的VAR模型，即向量误差修正（VEC）模型。VEC模型的一般表达式为：

其中，ecm是误差修正向量，反映变量之间的长期均衡关系。系数矩阵a反映了变量之间偏离长期均衡状态时将其调整到均衡状态的调整速度，系数矩阵Γi反映各个变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响。VEC模型既衡量了变量之间的长期均衡关系，也反映了变量之间的短期变化。

1. 变量单位根及协整检验

在利用变量建立模型之前，需要对数据进行平稳性检验。本文采用扩展的迪克―富勒（ADF）检验对lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw进行平稳性检验。检验结果见表1。

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上拒绝零假设。

由ADF检验可以看出，lnexport，lnimport， lnreer， lnfdi， lnyd，lnyw均为非平稳序列，而它们的一阶差分项是平稳的时间序列。因此，所有的变量均为一阶非平稳的时间序列I（1）。它们之间可能存在着协整关系。Johansen在1988年及1990年与Juselius一起提出了一种以VAR模型为基础的多变量协整检验方法，将所有的变量都视为内生变量，相对于单变量协整模型而言，残差更小，解释力更强。我们对模型（6）和模型（7）分别进行协整检验，根据赤池信息准则（AIC）确定合适的滞后期。检验结果见表2、表3。

检验结果显示，模型（6）和模型（7）都在5%的显著性水平上拒绝没有协整关系的零假设，并接受至多有一个协整向量的零假设。因此，模型（6）和模型（7）存在协整关系，且仅存在一个协整向量。

括号内的数字为t统计量。进口协整方程显示，长期内，实际有效汇率会对进口形成正向的冲击，汇率升值增加进口，汇率贬值减少进口，但这种影响并不显著。国内收入对进口产生正向的影响，外商直接投资对进口产生负向的影响，并且两者在统计上都是显著的。国内收入和外商直接投资对进口的影响的弹性都大于1。协整检验结果表明，实际有效汇率对进口的长期影响不显著。我们认为主要有以下两个方面的原因：一方面，进口主要受国内需求的拉动。2001年以来，我国经济快速增长，年均增长率达到9.6%，国民收入水平大幅提高，拉动了对进口商品的需求，进口商品的需求受价格因素的影响较小；另一方面，我国的进口贸易主要以初级品和资本品的进口为主，这些产品的需求价格弹性小，因此汇率水平导致的进口价格变化对需求量的影响也较小。出口协整方程显示，长期内，实际有效汇率对出口形成负向的冲击，国外收入和外商直接投资对出口形成正向的冲击，并且统计上都是显著的。这一结果表明，人民币实际有效汇率的升值将不利于中国出口的长期增长，相反，实际汇率的贬值则将促进中国出口的长期增长。由出口协整方程可以看出，国外收入的提高和外商直接投资的扩大对中国的长期出口也有显著的正向促进作用。从变量的系数大小来看，汇率、国外收入和外商直接投资对出口的影响的弹性都大于1。

2. VEC模型

由Johansen协整检验的结果可知，进出口与人民币实际有效汇率、国内收入或国外收入、外商直接投资之间存在着协整关系，我们可以在此基础上建立VEC模型研究各变量之间动态的短期和长期关系，VEC模型的最优滞后期根据赤池信息准则（AIC）确定，检验结果如表4所示。

从进口VEC模型可以看出，短期内，人民币实际有效汇率和外商直接投资对进口产生负向冲击，国内收入对进口产生正向冲击，并且这些影响都是显著的。实际有效汇率在短期内会对进口产生负向冲击，汇率升值会抑制进口。汇率升值1个百分点，进口将在滞后两期时减少1.2个百分点。国内收入在滞后两期对进口产生正向的影响，国内收入上升增加进口需求，收入每增加1个百分点，进口将增加0.626个百分点。外商直接投资在短期对进口产生正向的影响，但影响较小，外商直接投资每增加1个百分点，进口增加0.08个百分点。这与外商直接投资对进口的长期影响方向相反，表明我国的外商直接投资短期内会带动相关设备、产品的进口，增加进口，而长期则会产生替代进口的作用。进口VEC模型表明，短期内汇率对进口会形成负向冲击，出现汇率升值抑制进口的现象，与谷宇、高铁梅研究得出的结论相似。这一结论与传统的国际经济学理论相悖。我们认为可以从以下两个方面去解释：一方面，汇率影响具有滞后性。汇率升值后，由于合同期的存在以及价格和市场的滞后反应，需要经过一段时间的滞后才会对进口产生正向的影响。另一方面，这与市场的汇率升值预期有关。当市场存在升值预期时，理性的进口商会推迟进口，以获得更多的利益。2001年以来，我国实际有效汇率升值幅度较大，市场的确普遍存在着人民币升值的预期。此外，长期协整关系对短期进口贸易的调整非常微弱并且不显著。

从出口VEC模型可以看出，短期内，除了实际有效汇率对出口的影响是统计显著外，国外收入和外商直接投资对出口的影响并不显著。短期内，汇率对出口形成负向冲簦汇率升值增加出口，汇率贬值减少出口。汇率的影响在滞后两期才产生效果，汇率升值1个百分点，短期出口将下降1.315个百分点，低于长期中的出口汇率弹性，但大于短期的进口汇率弹性。国外收入的增加转化为出口需求要经过一段时间的时滞，因此短期内不影响进口需求，长期会对进口需求有正向的影响。同样，外商直接投资短期内无法转化为出口生产力，不影响出口；长期有促进出口的作用。当变量之间偏离长期均衡时，长期均衡关系对出口的短期波动的调整也是非常微弱的。

3. 汇率变化的脉冲响应分析

脉冲响应函数描述的是VAR和VEC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，观察模型中的各变量随着时间的推移对于冲击是如何反应的。在VEC模型的基础上，我们运用脉冲响应分析我国进口贸易、出口贸易受到国内外收入水平、实际有效汇率、外商直接投资扰动时变动的方向与变动的范围。

图1显示了我国进口贸易对实际有效汇率、国外收入和外商直接投资的冲击响应。横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：月度），纵轴表示进口对冲击的反应。本期汇率的一个冲击会对进口产生负向的影响，这种负向影响并没有立即形成，从滞后两期开始，在滞后三期达到最大值，并且此影响具有较长的持续效应。国内收入冲击会对进口贸易产生正向的影响，在滞后三期时达到峰值，并从第五期开始形成稳定的正向影响。尽管收入的冲击影响幅度较小，但影响的持续时间较长。外商直接投资对进口贸易会形成正向冲击，冲击在滞后两期时达到最大值，然后逐步减弱，直至冲击影响消失。从进口贸易的脉冲响应可以看出，进口主要受汇率和国内收入的冲击影响，且汇率的冲击影响大于国内收入的冲击影响。

下图2显示了我国出口贸易对实际有效汇率、国外收入和外商直接投资的脉冲响应。横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：月度），纵轴表示出口对冲击的反应。从图中可以看出实际有效汇率冲击对出口会形成负向的影响，在滞后三期时达到最大值，且影响具有较长的持续效应。比较图1和图2可以看出，汇率冲击对出口的影响要大于对进口的影响。国外收入冲击对我国出口贸易短期内几乎没有影响。外商直接投资会对我国出口形成正向的冲击，在滞后两期时形成最大的冲击，且冲击的影响时间较长，但冲击的影响幅度较小。从出口贸易的脉冲响应看出，出口主要受汇率水平和外商直接投资的冲击影响，且汇率的冲击影响大于外商直接投资的冲击影响。脉冲响应分析结果进一步证实了前文的结论。

四、结论及启示

本文利用2001年1月到2015年9月的月度数据，建立VEC模型分析了我国进出口贸易与实际有效汇率、国内收入、外商直接投资的长期协整关系和短期动态关系，研究结果显示：（1）在短期，实际有效汇率、国内收入和外商直接投资对进口的影响都是显著的。实际有效汇率对进口表现为负向冲击，汇率升值减少进口，汇率贬值增加进口；国内收入和外商直接投资对进口都表现为正向冲击。在长期，实际有效汇率对进口产生正向冲击，但并不显著；国内收入对进口产生正向冲击；外商直接投资对进口产生负向冲击。（2）在短期，实际有效汇率对出口表现为负向冲击，即汇率升值减少出口，汇率贬值增加出口；国外收入和外商直接投资对出口没有短期影响。在长期，实际有效汇率、国外收入和外商直接投资对出口的影响都是显著的，实际有效汇率对出口产生负向冲击，而国外收入和外商直接投资对出口产生正向冲击。（3）人民币实际有效汇率对出口的影响大于对进口的影响，出口的汇率弹性大于进口的汇率弹性。

本文的分析结果表明，无论在短期还是长期，人民币实际有效汇率对进出口贸易的影响都是显著的，尤其对出口贸易。实际有效汇率波动影响国际收支的路径主要是通过影响出口而非进口，从实证分析结果来看，汇率贬值无论在短期还是长期都能增加出口，进而带动国内经济增长。实际有效汇率的升值将不利于中国出口的长期增长，相反，实际有效汇率的贬值则将促进中国出口的长期增长。一直以来，我国经济发展的外贸依存度很高，出口是拉动我国经济增长的“三驾马车”之一。在进出口出现双降的2015年，我国的外贸依存度仍达到36.3%。在国内经济下行压力增大的情况下，人民币汇率直接影响着我国的进出口贸易，关系着我国经济的持续、稳定和健康发展。人民币实际有效汇率水平受名义汇率、价格水平、外部冲击等多方面的影响，汇率的调整要综合考虑国内外多方面的因素，谨慎行事。

注释：

① A. K. Rose， The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade： Does the “Marsholl-Levner” Condition Hold？ Journal of International Economics， 1991， 30（3-4），

pp.301-316.

② M. Bahmani-Oskooee， Cointegration Approach To Estimate the Long-run Trade Elasticities in LCDs， International Economic Journal， 1998， 12（3）， pp.89-96.

③ P. Wilson， Exchange Rates and the Rrade Balance for Dynamic Asian Economies―Does the J-Curve Exist for Singapore， Malaysia and Korea？Open Economic Review， 2001， 12（4）， pp.389-413.

④ M. Irandous， K. Ekblad and J. Parmler， Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence From Likelihood-Based Panel Cointegration， Economic Systems， 2006， 30（2）， pp.170-183.

⑤ L. Sastre， Simultaneity Between Export and Import Flows and the Marshall-Lerner Condition， Economic Modelling， 2012， 29（3）， pp.879-883.

⑥ 谢建国、陈漓高：《人民币汇率与贸易收支协整研究与冲击分解》，《世界经济》2002年第9期。

⑦ 卢向前、戴国强：《人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994―2003》，《经济研究》2005年第5期。

⑧ 谷宇、高铁梅：《人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析》，《世界经济》2007年第10期。

⑨ Z. Zhang and K. Sato， Should Chinese Renminbi be Blamed for its Trade Surplus？ A Structural VAR Approach， The World

Economy， 2012， 35（5）， pp.632-650.

⑩ 丁正良、纪成君：《基于VAR模型的中国进口、出口、实际汇率与经济增长的实证研究》，《国际贸易问题》2014年第12期。

篇9

关键词：农业经济;进出口贸易;影响;建议

1我国农业经济发展的重要意义

1.1农业可持续发展是建设有中国特色的农村发展道路的新阶段

发展农业经济是我国开展进出口贸易的根基。实现农业经济可持续发展更是全社会实现可持续发展的重要基础，也是进出口贸易的基础。但是，从当前我国农业经济发展现状来看，目前还存在诸多不如意的地方，对我国进出口贸易造成了一定的影响。我们应该加大对农业经济发展的研究和分析，强化农业经济在我国进出口贸易中的地位，全面促进我国农业经济实现快速发展。我国改革开放发展至今，农业经济尤其是粮食经济取得了较大的成就，并且实现了较大幅度的出口增长，有效促进了我国朝着现代化方向发展。然而我们也应该看到，当前我国农业经济的发展过程中面临着较为严重的技术问题，随着环境、资源以及人口等困境和压力越来越多，对于农业经济的发展也会造成极大的阻碍。所以，未来我国农业经济的发展必须要从传统的粗放式经营转向集约式经营，高效利用各类农业资源，实现农业资源高效消耗，利用现代科学技术，实现农业经济快速发展，为带动我国进出口贸易注入新机。

1.2科学地认识和深入研究是农业可持续发展思想的需要

从目前我国农业经济整体发展情况来看，农业经济的发展事实上是一种全新的发展理念以及发展战略。农业经济的发展对于促进我国进出口贸易实现快速增长也被世界不同社会制度、不同意识形态以及不同的信仰国家逐渐接受。针对农业经济发展情况，世界各国都形成了农业经济发展学、生态学以及社会学等诸多研究项目。针对农业经济如何实现可持续发展的问题在理论规范当中也实现了进一步地融合，由此说明实现农业经济快速发展理论必将成为世界广泛关注的焦点，正确认识并且深入研究当前农业经济发展是社会发展的需要，更是提升我国进出口贸易水平的需要。

1.3我国农业的发展状况迫切需要开展对农业可持续发展问题的研究

历时20余年的发展历程，我国农业经济实现了长足的发展。然而，我们也应该看到，农业是我国进出口贸易中十分薄弱的一个环节，尤其是农业经济发展过程中所面临的问题逐渐凸显。在当前市场经济快速发展的进程中，因为需要尊重价值规律的发展和应用，农业经济为我国工业建设实现快速发展提供了丰富的原料、资金以及劳动力等诸多元素，但是众多领域在向农业经济领域输送资源的情况并不多见。很多地区出现了十分严重的土地、资金以及技术瓶颈，导致我国农业经济整体发展后劲存在着明显不足。

1.4农业可持续发展的研究具有一定的国际意义

目前我国还是一个名符其实的农业大国。第一，我们应该针对这个问题开展深入研究，并且制定出有效的解决措施，并要付诸实践改善我国农业经济发展滞后的问题，从而有效保障农业经济发展脚步加快，跟上我国进出口贸易的发展水平，甚至能够带动我国进出口贸易发展水平。第二，改革开放发展至今，虽然我国的农业经济得到了一定的发展，但是总体发展水平还偏低。如果能够开创出有着典型发展意义的、成熟的农业经济发展模式，对于实现我国进出口贸易快速增长有良好的促进作用，对于其他发展中国家也可以起到借鉴作用。

2我国农业经济的发展现状

2.1信息不灵

随着当今世界经济不断发展，信息引导能够帮助进行农业经济发展结构调整。可是从目前情况看来，各级政府还有相关部门对于我国农业经济发展结构调整相关的信息指导工作根本没有做到位，尤其是针对市场信息方面的统计、分析以及研究等方面的信息资料太少，很难准确地有利于市场供需方面的农产品信息。在以下三个方面表现最为明显。其一是市乡两级和村民之间还没有建立起信息沟通渠道。市乡两级之间比较容易收集到有关农产品市场供应方面的信息，但是对于农民来说，将很难获得农产品市场供应信息，这些信息在农民当中是不流通的，农民也根本接收不到此类信息。其二是农民和企业之间出现信息断层的局面。因此在这方面主要依靠一些龙头农产品公司和农民之间建立起供销合作关系才能够解决农民农产品供销难的问题，这也是莱阳推动农业经济发展结构调整一个非常有效的途径，是增加我国农民收入的一个主要渠道。在我国，最为典型的就是进行食品加工，这成为了促进我国经济发展的一个重大方面。莱阳的食品加工企业直接供销往国际市场，在某些方面来说，能够直接指导我国农民做出有效的信息参考。可是从目前看来，企业和农民之间并没有真正建立起直接联系，而且这二者之间也缺少了基本的中间载体，没有信息传输渠道，企业也只能够通过极个别的大户和企业之间建立合作，然后逐步扩散到别的种植户，进而影响到农业经济发展结构调整，能够帮助农户增收效益。其三是在信息传播的空间和时间上有断层的情况发生。往往因为一些原因，有的单位或者是企业的和农业产品有关的市场信息都没能够准时到达农户的手中，这些都使得农产品会经常出现供求失衡的情况。

2.2生搬硬套

不同地区有着不同的自然条件以及经济状况，而且农业产业发展的现状以及历史方面都存在着非常大的差别。所以说，在进行农业经济发展结构调整的时候一定要采取因地制宜的办法，要根据当地真实的情况以及优势特点来制定具体的调整结构规划，选择出具有主导型的产业以及主导产品，并且多种产品之间还可以形成相互之间的补充，形成一个优势互补，并且具有特色的，带有良性循环的农业经济发展结构新格局，这样的做法能够有效避免出现产业结构处于较低水平。可是，我们在调查的过程当中发现，很多农户根本不顾及自身种植的客观情况，所有的都是听从别人的说法，一切都是依照他人的选择作为种植参考的，看到别人做什么种植项目并获得了较好收益就跟随他人脚步也跟着种起来了。这种盲目跟风的状况非常严重，等到自己种植的产品丰收的时候却发现市场已经不时兴了。长此以往发展下去的话，很有可能造成一个“种啥啥不值钱”的状况。

2.3资金短缺，缺乏调整能力

进行农业经济发展结构调整以及增加农民收入，这些都需要获得金融方面的支持。如果没有投入，要想进行农业经济发展结构调整是非常困难的。所以说，应该增加农村信贷，要让更多的农民都享受到金融服务，这是一个非常重要的问题。但是我们从目前的情况来看，大部分的银行信贷政策以及农民的市场购买力都在不断降低，而使得要真正进行农业经济发展结构调整是非常艰难的，很多乡镇、企业以及农户都想要进行产业结构调整，但是没有足够资金，这一切都很难运作。比如说莱励公司从事奶制品加工业务，奶制品非常畅销，达到了日产袋装纯牛奶总量10多吨。由于扩大了市场，市场反响比较良好，公司在2001年底的时候计划投资800多万元从芬兰购买新型设备，开通第二条生产线，但是因为资金紧张，迟迟没有开工。

2.4顾虑重重，不敢大胆去做

在这次调查中，我们发现很多乡镇干部普遍心里都有想法，其一是很多人都在做产业结构调整，大部分的农户都在从事种菜以及养鸡等农业生产活动，但是很多人发现就算调整了产业结构也未必能够获得良好的经济效益，一旦松懈就再也不想继续了。其二是前几年出现了我国的“土豆事件”，还有传播非常广泛的“大蒜事件”，这些都使得乡镇干部对于进行农业经济发展结构调整感到心有余悸，都很担心一旦发动所有民众都进行农业经济发展结构调整还不能够获得良好的效益，农民生产出来的农产品卖不出去，将直接找到乡镇领导对峙，而且农民自身也比较担心，万一自己的投入没有产出的话将会失去更多，所以，思前想后，最终就放弃了进行农业经济发展结构调整的想法。

3农业经济的发展对进出口贸易的影响

3.1农业在进出口贸易中的地位

农业是国民经济的基础，在进出口贸易中占有重要地位。农业的重要性主要从以下两个方面表现出来：首先，农业是提供人类生存必需品的生产部门。其次，农业的发展是社会分工和进出口贸易其他部门成为独立的生产部门的前提和进一步发展的基础。

3.2农业在进出口贸易中的贡献

首先,食品是人们生活中最基本的必需品，非农业部门的食品消费品主要源自农业部门。其次,农业还对国家工业的发展做出了原料贡献。在工业化的早期阶段，一般国家的工业以农业原料加工业为主，所以工业的发展状况与农业的发展状况密切相关。

3.3农业在进出口贸易中展现的多功能性

3.3.1粮食安全功能

一个国家的农业在粮食安全方面的功能除了提供粮食这一特殊的商品外，还具有非商品功能，即保证一定的粮食自给水平，减少过度依赖国际市场的担忧，增加粮食安全的保障感，确保国家宏观战略的实现。对于面临粮食短缺和购买力不足的国家，农业生产具有消除饥饿和营养不良的特殊功能。

3.3.2环境功能

农业的直接环境收益包括，通过管理土壤和植物减少污染，通过多种植物轮作增加生物量和养分固定量，通过控制土壤侵蚀技术，提高生态系统的弹性等。

3.3.3经济功能

农业除了与其他部门一样具有提品和就业机会等传统的经济功能外，还具有其他经济方面的非商品产出功能，如：保障劳动力就业、经济缓冲作用、保持国土空间上的平衡发展、促进社会公平等功能。

3.3.4社会功能

由于农业所具有的地域性分布特点，农业不仅为农村居民提供了谋生手段和就业机会，而且还为他们提供了生活和社交场所，有助于形成和维持农村生活模式及农村社区活力，具有减少农村人口盲目向城市流动，保持社会稳定。

4结语

本文通过对农业可持续发展历史的深刻反思和现状的系统把握，以及有针对性的国际比较，力求对问题作一较深层次的理论阐释，在此基础上，对中国农业可持续发展与支持问题进行理论探讨和政策分析，以期建立起适合中国国情的、操作性较强的农业可持续发展体系。农业在我国经济和社会发展中具有特殊的重要性。

作者:杨婧 单位:新疆农业科学院农业经济与科技信息研究所

参考文献

[1]姚延婷,陈万明,李晓宁.环境友好农业技术创新与农业经济增长关系研究[J].中国人口•资源与环境,2014(7).

篇10

【关键词】 FDI;进出口贸易;ADF检验;协整检验;Granger因果关系检验

目前,国内关于FDI(外商直接投资)与进出口贸易关系的研究,对全国的多,对地方的少;对东部的多,对中西部的少。湖南属于内陆省份,其进出口贸易发展相对滞后,而根据发达国家和地区的发展经验,FDI因其带来的技术转移效应是促进东道国或地区进出口贸易增长的主要动力之一。因此,笔者拟通过实证研究湖南FDI与进出口贸易之间的关系,旨在为相应的政策制定提供理论依据。

一、研究方法

在经济学上,确定一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因,一般采用Granger(格兰杰)因果关系检验,其完整的检验过程包括:时间序列的平稳性检验、非平稳时间序列之间的协整检验和Granger因果关系检验。

(一)时间序列的平稳性检验

在建立计量模型之前,先采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)法对时间序列进行平稳性检验,时间序列为非平稳时,则采用差分对其进行平稳化[如果非平稳时间序列yt经过d次差分达到平稳,则称其为d阶单整序列,记作I(d)],实行平稳化后的d阶单整序列可以用来建立回归模型。

(二)非平稳时间序列之间的协整检验

平稳性检验避免了伪回归问题,但这种做法忽略了原时间序列包含的有用信息,而这些信息对于分析问题来说又是必要的。为解决此问题,必须检验非平稳时间序列之间是否存在协整关系。根据EG(Engle-Granger)法,非平稳时间序列的协整检验过程分为两步。

1.采用OLS(普通最小二乘法)对d阶单整序列xt和yt建立回归模型,即有:

yt=α+βxt+εt (1)

其中,α、β为回归系数,εt为残差。

2.对方程(1)进行移项,得出残差方程:

εt=yt-α-βxt (2)

根据方程(2)得到残差序列resid,采用ADF法对其进行平稳性检验。如果εt～I(0),则xt和yt具有协整关系。

(三)Granger因果关系检验

协整检验结果揭示了X与Y之间是否存在长期的均衡关系。但这种关系是否构成因果关系,还须采用Granger因果关系检验法进行验证。此方法的基本原理是:如果变量X有助于预测变量Y,即根据Y的过去值对Y进行自回归时,若再加上X的过去值,能显著增强回归解释能力,则称X是Y的Granger原因,否则为非Granger原因(Granger,1988)。

二、数据处理及变量设定

基于研究对象,本文主要考虑湖南1983-2008年的四个时间序列:进出口总额(T)、出口额(EX)、进口额(IM)和FDI总额(FDI)。数据处理过程如下:1.为确保数据的一致性,将以上四个时间序列用当年年终(12月31日)的人民币对美元汇率(ER0)换算成以亿元为单位的人民币额(结果①)。2.为确保数据的可比性,将结果①用当年的居民消费价格指数(CPI0)换算成以1983年不变价格计算的数额(结果②)。3.为了消除各数据中可能存在的异方差(异方差将导致参数估计值无效、变量的显著性检验失去意义、模型的预测失效等),对结果②的四个时间序列分别进行对数处理(结果③)。结果③即为设定的研究变量(见表1)。

三、分析过程

(一)平稳性检验

在Eviews6.0中,采用ADF法对结果③的四个时间序列T、EX、IM和FDI进行单位根检验。由表2的检验结果可知,T、EX、IM和FDI的原值在10%显著水平下均无法通过平稳性检验,但一阶差分后都拒绝了存在单位根的原假设,说明这四个时间序列都是一阶单整序列,可对其进行协整分析。

(二)协整检验

根据EG两步法:第一步,采用OLS对三组变量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI进行协整回归;第二步,采用ADF对协整回归方程的估计残差进行平稳性检验。由表3的检验结果可知,T和FDI之间存在1个协整关系,EX和FDI之间存在1个协整关系,IM和FDI之间存在两个协整关系。

(三)Granger因果关系检验

在三组变量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI之间存在协整关系的基础上,对满足平稳性要求的三组一阶差分变量D(T)和D(FDI)、D(EX)和D(FDI)、D(IM)和D(FDI)进行Granger因果关系检验。由表4的检验结果可知,D(T)和D(FDI)之间不存在任何单向的因果关系,D(EX)和D(FDI)之间存在双向的因果关系,D(IM)和D(FDI)之间存在一种单向的因果关系。

四、基本结论及对策建议

第一,湖南FDI与进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间存在长期稳定的均衡关系,FDI每增长1%,就能引起进出口贸易、出口贸易、进口贸易分别增长0.2669%、0.2272%和0.3921%。

第二,湖南FDI与进出口贸易之间不存在任何单向的Granger因果关系,说明湖南FDI尚处于起步阶段,其对进出口贸易增长的“发动机”效应还未很好地发挥出来。

第三,湖南FDI与出口贸易之间存在双向的Granger因果关系,说明两者存在较强的互补关系。一方面,FDI产生的技术溢出效应将带动当地相关企业的出口,再加上FDI企业生产的产品会有较大部分返销或向国外出售,从而形成FDI对出口贸易的引致效应;另一方面,湖南出口贸易总额的增加、产品结构的升级以及投资环境的改善等都将有利于增强国外投资者的信心,从而促进FDI更好的吸收。

第四,湖南FDI是进口贸易的Granger原因,说明前者对后者具有一定的促进作用。这是因为湖南FDI流入后,当地往往要从国外或子公司进口原材料、机器设备以及中间产品等,由此形成一定的进口刺激。

终上所述,湖南为了进一步提高吸收、利用和转化FDI的质量和水平,从而带动当地进出口贸易的快速增长,应着重考虑以下几点:一是投资主体上,优先选择大型的跨国公司;二是投资内容上,重点引进国外的先进技术和现代化管理经验;三是投资产业上,积极引导外资投向贸易贡献率更高的资金、技术密集型产业特别是高新技术产业;四是投资环境上,着力改善FDI的硬环境(主要是基础设施)和软环境(主要是产业配套以及财税支持)。

【参考文献】

[1] 李子柰.计量经济学[M].北京:高等教育出版社,2000.

[2] 樊欢欢,张凌云.Eviews统计分析与应用[M].北京:机械工业出版社,2009.

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