外贸数据范文

导语：如何才能写好一篇外贸数据，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

信用意味着订单

对于卖方企业而言，他在选择合作对象时，看重的并非是这家公司的办公地点、注册时间，而是企业的交易能力，也就是曾经与谁合作过，贸易额有多少。

眼下，网购已经成了网民的主要购物渠道。但是，在几年前，淘宝刚刚出现在中国时，网购并没有如今这般流行。原因就在于，当时的网购平台看上去产品丰富，实际上则是鱼龙混杂。在消费者抱怨网购陷阱多时，淘宝诚信体系上线了，淘宝卖家必须根据自身的销售业绩、服务态度等进行诚信测评，以此在规避交易过程中的各种乱象。于是，网购开始逐渐迈入诚信经营阶段，网购人群也日益增长起来了。

如今，同样的问题也出现在外贸B2B交易中。对于外贸企业而言，信用二字的分量更重，对于卖家，它意味着订单，对于买家，则意味着金钱。深圳一达通有限公司（以下简称“一达通”）作为一家外贸中介服务机构，对买方和卖方的需求十分了解，对此，其总经理魏强在接受网络导报记者采访时就表示：“通常，在交易前，外贸中介服务公司会对企业进行信用评估，买方企业可以根据信用评估结果到银行进行贷款，进而提前拿到货品；卖方则要根据信用交易数据争取订单，即过往订单量越大，说明其交易能力越强，因此获得的订单就越多。”

在采访中，魏强一直强调信用数据的重要性，“对于卖方企业而言，他在选择合作对象时，看重的并非是这家公司的办公地点、注册时间，而是企业的交易能力，也就是曾经与谁合作过，贸易额有多少。”魏强对网络导报记者说，在拥有200万用户的阿里巴巴外贸交易平台，买家总是希望能够获得更多有效的卖家信息。然而，相比公司在哪一年注册或者办公室设在哪里，企业的销售能力、销售规模，这些信息则显得更有经济价值。

他表示，在这一点上，B2B与B2C存在很大差别，B2C属于个人消费，是感性的、小额的，而B2B则是企业与企业之间的交易，不是买一双鞋、一件衣服，而是数以万计的商品交易。“正因如此，诚信交易显得更为重要。”

魏强介绍称，由于不诚信而使企业利益受侵害的案例不胜枚举，有的企业拿了钱不发货，或者发到买家手里的货有严重质量问题；有的企业收到了货不给钱，导致卖方企业“货财两空”。“如果能在交易之前，把企业的情况了解透彻，那么交易过程中出现的问题就会逐渐减少。”魏强说。

B2B平台从1.0向2.0迈进

对于外贸中小企业而言，信用可以转化为数据。而当这一数据由第三方平台时，则既可以满足买卖双方对于信用数据的需求，又在数据真实性方面有了进一步的保障。

电子商务的方便之处在于，企业无需跑到各种交易展览会上搜寻卖家，只要把企业及产品信息到网上，就会有订单找上门来。当网络平台的信息真实性越来越强的时候，国外买家利用网络平台下单的可能性也会跟着增加。这其中暴露出来的，也是中国网络交易诚信度的问题。

“在中国，企业已经认同了互联网电子商务的便捷，但是由于互联网是虚拟的，买家与卖家的真实信息基本是靠自己填写的。在这种情况下，双方信息的真实度与有效性就比较差。如果哪一个平台能够获取到会员的有效的、真实的经营数据的话，那么这个平台就肯定是最热门的平台，因为大家都愿意去到你的平台进行真实、可靠的交流。”在魏强看来，目前的B2B平台还处于1.0版本，一旦出现项目数据认证服务，则是迈向2.0的标志。

此外，魏强还指出，对于当下的B2B平台而言，数据认证服务将会有别与B2C的诚信体系认证。原因在于，B2C、C2C的信誉排名出自旗下交易数据，用户通过成交量以及顾客的评价进行信誉排名，没有第三方机构的介入，刷信誉、虚假购物等制造假数据的现象发生。

一达通此次推出的数据认证服务，则是来源于其中介服务的数据统计。在外贸交易过程中，一达通主要负责外贸中小企业的报关、报检、退税、物流等服务，对企业的真实情况了如指掌，为了避免交易过程中出现问题，一达通在筛选会员企业时所做的准备工作非常精细。在此基础上公布出的贸易交易数量、贸易交易额，一定是真实可靠的。

对此，魏强表示：“到那时，如果一家企业说自己是大买家，卖家就可以通过第三方数据认证看到对方的交易数据是否像其所描述的那样。另外，如果像一达通这样的交易的服务商越来越多，那么我国的外贸的信用交易就会越来越广泛，买家和卖家合理的、真实的交易状况也会越来越好，欺诈情况也会随之减少。”

说破“不能说的秘密”

“数据认证服务将会带来多方共赢的局面。”魏强这样对网络导报记者说。数据认证，一方面使一达通的服务对象——外贸买家与卖家有了“诚信名片”，另一方面也为电商B2B平台下了诚信经营、诚信交易的决心。

数据认证虽然有着如此巨大的作用，但是也已成为电商行业中“不能说的秘密”，比如在电商B2C中，有商家通过虚拟付款、虚拟发货的方式刷信誉，甚至有的企业为了有良好的信誉，刷评价、刷排名。

在这种情况下，怎样才能保证B2B平台所提供的数据是真实、客观呢？对此，魏强介绍道：“在出口的过程中，很重要的一个过程就是报海关、报税务，而海关和税务对于企业交易的数据要求又是全方位的，这个数据不能作假，一旦有作假现象出现，海关和税务部门都有对企业做出相应惩罚。这些数据必须真实。”

此外，记者了解到，本次一达通推出的数据认证服务，是与阿里巴巴国际站合作推出的，即将此服务覆盖于阿里巴巴与一达通的共同会员中。“享受这一服务的企业，首先必须要确认是阿里巴巴的会员，然后，也在过去一年内曾享受过一达通的服务。”一达通数据认证产品营销副总经理彭静对网络导报记者说，“企业无需专门找一达通特意开通这个数据认证服务，这些数据在一达通为中小企业服务过程中自然生成。只要服务上述条件，即可在阿里巴巴网站上查看到其交易数据。”

不过，在彭静看来，数据认证服务目前尚处于概念阶段，想到产生更大的影响力，需要中小企业以及外贸中介服务商付出更多努力。此外，彭静认为，此次数据认证服务能在阿里巴巴国际站上线，体现了阿里巴巴今年转型的思路，即提升买家的用户体验和卖家的服务水平。而第三方服务平台的客观数据评价，也会给一达通带来更多的客户，从而扩大规模。

对此，魏强也表示赞同，他表示，推出这项服务，让外贸企业、电商B2B平台都能看到，是第一步，目前，一达通的6000多名会员已经全部覆盖使用这一认证服务。而后，这项服务会随着其作用的不断扩大，让更多外贸企业参与进来。“它不仅能够改善整个外贸交易状态，而且，还会让卖家通过认证，得到更多更好的海外买家。未来，数据认证服务必将实现外贸交易多赢局面，让外贸交易平台开启诚信时代。”

链接

一达通数据认证服务一览

主要内容：

企业年贸易额、贸易单量、贸易地区、贸易产品

三大优势：

帮助企业赢取优质订单

通过查看企业的真实性信息，企业可以开通认证展示服务，自由地让买家浏览器相关贸易记录信息，帮助企业获得买家信任。

帮助企业获得贸易融资

通过外贸B2B平台记录的企业外贸的真实性信息和数据，企业可以凭借此信用记录申请贸易融资，接触外贸流通资金的困境，帮助企业快速发展。

篇2

关键词：海外华人网络；国际贸易；面版数据

中图分类号：F830.59　文献标识码：A　文章编号：1005－0892(2007)09－0099－05

一、现有文献的回顾

以往关于海外移民对一国国际贸易的影响通常仅考虑移民会影响移民来源国与东道国之间要素供给的变化，认为要素供给的变化会对一国的生产，最终也会对一国的对外贸易产生影响。近年来，由于JamesRaueh等多位学者的关注，关于移民的国际贸易效应的研究正逐步转向对移民网络的其它效应的探讨。移民网络被认为可以给买卖双方提供关于贸易机会的信息，并且可以提高契约的执行能力，从而增进国际贸易的规模。对于华人网络而言，正如Weidenbaum和Hughes(1996)指出，从事商业活动的华人(华商)遍布世界贸易的每一个角落，他们不仅仅生产零部件，进行零部件的组装工作，与此同时，遍布批发、金融、外包、交通等行业……杰出的华商通常会相互认识并且进行相互间交易，通过一种非正式网络来进行信息传播而不是通过传统的渠道，因此海外华人网络被认为是促进中国对外贸易发展的重要影响因素之一。

表1汇总了近些年本领域的经验研究的主要成果。在这些研究中，除了Rauch和Trindade(2002)对华人网络作出分析外，几乎所有的文章都以母语为英语的国家作为分析对象。他们在1980年及1990年数据的基础上，用截面数据回归分别估计了海外华人网络对于差异化产品、有参考价格的产品以及同质性产品的贸易弹性，但他们仅以双边贸易总量作为被解释变量，并没有严格区分进口弹性与出口弹性，因此，其研究仍有待于进一步深入。 上述研究得出的结论基本都认同海外移民网络对双边贸易流量存在明显的促进作用，尽管不同的研究得出的估计结果可能在相关程度上存在很大的差别。例如，Gould(1994)、Dunley和Hutchinson(1999，2001)发现，移民网络对消费品贸易的影响要比对投入品贸易的影响要大；Rauch和Tnndade(2002)、Wager，Head和Ries(2002)发现，移民网络对差异化产品贸易的估计系数要比对同质产品贸易的估计系数要大；Girma和Yu(1000)发现，当双方不存在殖民关系时。估计的系数要更大，而Blanes-Cristobal(2003)却得出了与其相反的结论；Ching和Chen(2000)发现，企业家移民要比投资者移民对贸易的影响更大；Gould(1994)和Wagner、Head和Ries(2002)则发现，移民网络的贸易弹性会随着移民数量的变化而发生变化，移民数量越大，弹性值就越小，它反映出一种边际递减规律。

二、引力模型及其修正

经济学家通常应用引力模型来讨论国与国间的双边贸易流量。引力模型起源于牛顿物理学中的“引力法则”，即两个物体之间的引力与它们各自的质量成正比，与它们之间的距离成反比。最先将引力模型成功引入国际经济学的是丁伯根(1962)。在国际贸易的引力模型里，假设双边贸易流量规模是两国经济总量(和人口)、两国经济中心的距离、双方的贸易政策等变量的函数。自20世纪60年代以来，引力模型已经在国际贸易经验研究中获得了相当大的成功。

以往关于移民网络的研究都假定上述各变量对双边贸易流量的影响对每个国家来说都是一致的，据此，引力模型的方程可表示为(模型各指标代码和指标名称参见表2)：

但是，为了解决引力方程中不可观察的异质性问题，我们决定引入固定影响变截距模型对系数重新进行估计，即假设方程的截距对于每个国家来说都是不一样的。这是因为：一方面，截距除了包括个体成员影响和时间影响因素外，它其实还包含了很多影响双边贸易流量但又不随时间和个体变化的因素，如双方间的距离等因素。但方程的自变量不能完全表达出这部分信息；另一方面，由于每个国家的移民政策、文化传统、消费习惯等都是有差别的，因此，假定海外华人网络对中国与各个国家的双边贸易流量的影响是一致的假设是不合理的，据此，我们将上面的引力方程修正为如下形式：

在上述方程中对于我们所关注的海外华人网络变量，我们沿用Rauch(2002)对这一指标大小进行测量的方法，即用第t年i国居住国华人人口占当地总人口比例与当年中国华人占中国全人口的比例的乘积来进行测算。

三、样本与数据说明

(一)样本国家范围

尽管中国的贸易伙伴遍布全球，但鉴于其贸易地理集中度和数据的可获得性，本文以Rauch和Trindade(2002)选取的国家样本为基础，一共选取了46个国家，它们分别是：英国、法国、德国、荷兰、意大利、西班牙、奥地利、葡萄牙、丹麦、比利时、挪威、瑞典、芬兰、瑞士、希腊、爱尔兰、匈牙利、日本、缅甸、韩国、印度、泰国、新加坡、马来西亚、菲律宾、印度尼西亚、沙特阿拉伯、巴基斯坦、越南、美国、秘鲁、加拿大、巴西、委内瑞拉、阿根廷、厄瓜多尔、墨西哥、玻利维亚、巴拉圭、智利、哥伦比亚、乌拉圭、南非、肯尼亚、澳大利亚、新西兰。

(二)数据来源及说明

鉴于华人人口统计数据的可获得性，本文共选取了1980、1985、1990、1994、1999五年的数据，其中1980、1990年数据来源于Rauch和Trindade(2002)；1985年数据来源于《华侨经济年鉴》(1985，1986年)；1994年数据来源于黄润龙(2003)；1999年数据来源于台湾省对海外华人华侨的统计数据。双边贸易量数据来源于各年份的中国对外经济贸易年鉴。各国人口、GDP数据来源于联合国的“国民账户主要总量数据库”。国家间的距离来自省略网站中的“距离计算器”。殖民关系来自王荣昌等主编的《世界近现代史》的相关章节。此外，在双边贸易流量数据可能出现不能获得的情况下，鉴于无法对。值取对数，故凡遇到0值，均以0.025代替(Kalbasi，2001)。

为了突出我们的分析特点，我们首先运用GLS面版数据方法对传统的引力模型进行回归，分别估计出海外华人网络对于中国贸易总额、出口及进口的影响，然后将其与以往文献的回归结果进行比较。在此基础上，我们假设海外华人网络对中国与各国的双边贸易的影响并不一致。运用经修正过的引力模型对网络的贸易效应重新进行估计。

四、引力模型的回归结果

(一)对传统引力方程(1)－(3)的回归结果及其

解释

从上表可以看出，各变量回归系数结果与预期的符号基本一致。双边贸易量与双边经济总规模(双边的乘积)成正比，与双边距离成反比；如果双方存在殖民关系，则双边贸易流量下降；但是，对于双边人口变量对双边贸易量的影响，存在着两种相互对立的看法，即，一方面，如果一个国家是自给自足的话，那么其国内人口总量与出口呈负相关；另一方面，更多的国内人口总量会促进劳动分工，因此也会增加双边贸易的机会。由上述回归系数为负可知，上述第一种效应的影响要大于第二种效应。

针对我们所关注的变量，海外华人网络对中外双边贸易总量的影响系数的值为0.152，即华人网络密度每增加1％，则双边贸易总量增加0.152％，要小于Ranch和丁rindade(2002)得出来的回归系数(0.21／0.47)。其中的原因可能是在于，Rauch和Trindade(2002)的分析是以1980年与1990年数据为基础的，而本文以1980、1985、1990、1994、1999五个年度的数据为基础，涉及的样本时间跨度相对较大。另一方面，在20世纪90年代以后，信息通讯技术的发展和中国法律制度的完善相对减弱了华人网络在克服信息壁垒方面对国际贸易的促进作用。

同时，表3的回归结果告诉我们，华人网络出口贸易弹性要比进口贸易弹性小，这与(Ching and Chen，2000)、Wagner，Head and Ries(2002)的研究结果是一致的。华人网络密度每增加1％，则中国向外国出口(进口)贸易总量增加0.124％(0.181％)。

尽管上述对传统引力方程的回归结果的符号与我们的预测是一致的，但是，我们对估计结果依然存在着质疑。理由是，上述引力方程并没有包括或准确考虑模型中不可观察的异质性影响。因此，我们应对改进后的引力方程(4)－(6)重新进行估计。

(二)修正的引力方程(4)－(6)的回归结果及其解释

对于我们所关注的华人网络变量，我们把其回归系数通过10％显著性检验的国家分别汇总到表4、表5、表6：

由表4可以看出，方程回归系数通过显著性检验的国家中，其系数的绝对值普遍要比引力方程(1)－(3)的估计结果要大得多，而且，海外华人网络对中国与不同国家的双边贸易影响的差别是很明显的，个别国家的弹性系数特别大，其原因可能有二：一方面，中国与移民居住国之间的制度、语言、文化差别越大时，华人网络对双边贸易的影响也就越大；另一方面，移民网络所具有的技术水平、移民所能提供的信息以及网络的契约执行能力也往往会影响弹性系数Dumlevy，2005)。此外，越南和南非等国弹性系数出现异常大的弹性值的原因是因为除了华人网络本身对贸易的促进作用外，还有可能是在80年代和90年代期间，这些国家与中国的贸易与移民关系都处于非正常化的阶段，如越南直到1991年才实现中越关系的正常化，南非直到1998年才与中国建交。而在关系正常化之前，这些国家与中国的双边贸易量都非常小，但生活在这些国家的海外华人数目都比较大，因此出现了回归结果系数较大的现象，

从表5可以看出，海外华人网络促进了中国对6个移民居住国的出口。华人网络促进中国出口的作用可以通过移民网络的“移民偏好效应”与“交易成本效应”来进行解释。

所谓“移民偏好效应”是指移民在相当大程度上存在着对本国产品的需求依赖，如果移民居住国不能满足这种消费需求的话，则会促进移民居住国从移民来源国的进口。所谓“交易成本效应”，是指移民网络通过减少中外双边贸易的交易成本，从而增加了双边的贸易量。产生“交易成本效应”的原因有：第一，移民到达居住国后会给当地居民带来许多重要的信息，如中国潜在的市场机会、分销网络、交易习惯、风俗民情、政策法律等等，从而减轻了贸易中的信息问题；第二，由于移民网络在国外基本上处于一个少数群体的地位，因此相互间的支持与信任变得非常重要，而通过移民网络间的贸易相对可以减少贸易中的机会主义行为，增强了契约执行的力度。

由表5同时可以看出，海外华人网络抑制了中国对8个移民居住国的出口。对于华人网络减少中国对移民居住国的出口量的原因，可以用移民网络的“进口替代效应”来进行解释。即如果居住于移民居住国内的移民人数足够多的话，由于规模报酬递增的存在，在居住国内自主生产产品会变得比从移民来源国进口更有吸引力，因此，他们宁愿自己生产产品而不选择进口(Dunlevey and Hutehison 1999，Girma and Yu2000)。

从上表可以看出，华人网络促进了十二个移民居住国对中国出口。我们可以用移民网络的“出口导向，效应”来进行解释：当在移民居住国居住的华人达到一定数量后，由于移民网络的“进口替代效应”，他们首先会选择在移民居住国自主生产来满足自身需求。并且，在经过一段时间之后，或许是由于规模经济效应或生产成本优势，再加上海外华人网络在商业信息上的高度适应性，便逐渐具备了向中国出口商品的能力。

表6同时显示，华人网络抑制了十三个移民居住国对中国的出口。我们可以用移民网络的“生产结构效应”来进行解释：由于华人移居到居住国后，导致了移民居住国生产结构发生了转变，即生产转向了满足移民需要的非贸易品。因此，虽然在华人网络内部信息流动较快，契约执行度较强，但是，由于移民偏好及其引致的移民居住国生产结构的变化效应要比“交易成本”效应更显著。因此，华人网络的存在反而减少了移民居住国对中国的出口。这种情况一般发生在大量非技术性华人移民的情形下，因为非技术性移民本身不能带来太多的信息，但是，他们对非贸易品的需求却引起了居住国生产结构的改变。

五、结论

本文用面板数据方法对传统的引力方程与放宽了约束限制的引力方程分别进行回归，回归结果有一定的差别，这说明对引力方程约束条件的限制显著影响最终得到的结果。在针对传统引力方程的回归结果中，我们发现华人网络对中国与各国贸易流量的弹性系数要比以往学者所得到的弹性系数要小，而在针对经修正的引力方程且通过显著性检验的回归结果中，我们发现，华人网络促进中国与移民居住国双边贸易量的国家共有十个，抑制中国与移民居住国双边贸易量的国家共有十一个；华人网络促进中国对移民居住国出口的国家共有六个，抑制中国对移民居住国出口的国家共有八个；华人网络促进移民居住国对中国出口的国家共有十二个，抑制移民居住国对中国出口的国家共有十三个。而且，在修正的引力方程情形下得到的弹性系数绝对值比从传统引力方程中得到的弹性系数要大得多。

然而，对于没有通过显著性检验的国家而言，我们也并不能否定海外华人网络对于中国与这些国家间的双边贸易所发生的影响，因为在本文的估计中只局限于五年的数据，而且移民网络对双边贸易的影响也不仅仅体现在移民的数量上，移民所具有的技术水平也发挥着很大的作用，这方面的研究还有待于进一步进行拓展和改进。

篇3

    关键词:中日贸易 外贸依存度 市场规模 外商直接投资

    一、前言

    进入二十一世纪,特别是中国加入WTO以来,我国经济的发展与国际市场的关系日益密切,对外贸易的依存度不断上升。美国的次贷危机使得世界经济从增长走向下坡路,欧债危机则加剧了世界经济进入危机的进程。在欧美市场都不景气的情况下,研究亚洲及新兴市场对于中国的发展具有重要的战略意义。日本作为中国在亚洲最大的贸易国家,日本经济态势对中国的经济发展具有重要作用。日本对外直接投资模式的转换发生了很大的变化,从资源型、成本型转换到目前的综合(市场+生产+信息) 型。日本对北美和欧洲等发达区域的直接投资动机的综合型特征进一步强化,对亚洲直接投资的基本动机从成本型向市场主导的复合型(市场+生产)转换, 而对华直接投资动机则处于从成本型向生产主导的复合型(生产+市场)的过渡之中(李国平和田边裕,2003)。同时,中日FTA在日本FTA 战略中被放在了次要的地位,在中国政府主动倡导中日FTA 以后,日本政府也没有积极地回应(刘昌黎,2007)。这种投资类型的转换使得我们对日本对华投资抱有谨慎的乐观(朱六一和蒋雪冬,2005)。中国经济的发展在一定程度上有日本经济发展的影子,把中日之间的经济增长方式、经济周期等进行比较并类推可以得出,中国具有泡沫经济的文化和制度根源。但中国现有政策更多是防止经济泡沫而非应对经济萧条,继续实施现有政策很可能会导致经济萧条(陈睿洁,2011)。

    本文选取了2001 -2010年中日贸易的相关数据,研究两国经济从增长到金融危机的过程中二者之间的依存度及其影响因素的变动情况,这对于中国对外贸易的发展乃至国家战略都具有重要的理论与现实意义。

    二、中日贸易的发展的对比分析

    (一)中日贸易整体情况分析

    进入二十一世纪以来,中日贸易的发展有着显着变化,主要表现在以下三个方面:

    1、中日进出口总值比较分析

    2001-2010年,中日两国的进出口总值、出口单项值、进口单项值及贸易差额变化显着,具体情况如表1所示。

    表1 2001-2010年 中日对外贸易变动情况 单位:亿美元

    数据来源:《中国统计年鉴》(2002-2011),世界贸易组织数据库。

    从进出口总值方面看,2001-2003年中国进出口总值低于日本,2004年-2010年,中国进出口总值高于日本,而日本进出口总值呈波动变化。出口方面,2001-2008年中国出口呈上升趋势,2009年受美国“次贷”危机影响,出口出现负增长。日本出口的总体态势与中国相似,但其增长速度低于中国,且受危机的影响更大,出口恢复得较慢。贸易差额方面,中国贸易差额呈波动上升趋势,而日本贸易差额出现较大反复,这与日本国内调整相关产业政策有关。

    2、中国对日本的出口总额及其变动情况

    2001-2010年,中国对日出口呈上升趋势,具体情况如图1所示。

    数据来源:中国海关统计报告

    中国对日出口总体趋势趋于平稳,但变化较为剧烈。2001-2004年,中国对日出口上升幅度提高,2004-2010年中国对日出口绝对数额增加,但增长速度起伏较大,2009年受金融危机的影响出现负增长。

    3、日本对中国直接投资变动情况

    2001-2010年,日对华投资呈波动变化形势,具体情况如图1所示。

    数据来源:《中国统计年鉴》(2002-2011)整理所得。

    2001-2005年,日本对华投资呈上升趋势,并且在2005年达到单年对华投资的历史最高点,其后受其国内产业政策调整及金融危机的影响,日本对华直接投资呈总体下降趋势,但2010年之后预计会出现新的增长。

    (二)中日外贸易依存度比较分析

    外贸依存度是反映一个地区的对外贸易活动对该地区经济发展的影响和依赖程度的经济分析指标。从最终需求拉动经济增长的角度看,该指标还可以反映一个地区的外向程度。 外贸依存度的计算公式:

    外贸依存度的数值越大表明该地区经济发展对国外市场的依赖程度越高,也反映国际市场对该地区产品的认可程度提高,对该地区经济的拉动作用增强。

    根据计算公式,计算出中国外贸依存度、日本外贸依存度及中国对日本的外贸依存度,具体情况如表2所示。

    表2 中国、日本的对外贸依存度及中国对日本外贸依存度的计算结果

    数据来源:中国GDP数据来源于《中国统计年鉴》并根据当年汇率情况折合成美元;日本GDP数据来源于中国商务部的统计数据。

    从中日间外贸依存度的对比中我们可以看出,中国对外贸易依存度正逐年上升,且依存度高于日本;日本对外贸易依存度呈上升趋势,受金融危机的影响,在2008年之后出现下滑,但随后仍处于上升趋势。从中国对日本的

    三、中日外贸依存度的影响因素比较分析

    (一)变量选择

    1、市场规模平均水平。市场规模平均水平影响着两国对外贸易,本文选取中国GDP总量与日本GDP总量的加权平均值作为市场规模的平均水平的变量,其计算公式为:,其中,为日本第t年的GDP总量,为中国的GDP总量。数据来源于《中国统计年鉴》(2002-2011)根据当年汇率折合成美元计算得出。数据来源于中国商务部统计报告。

    2、市场规模差距。市场规模差距对两国贸易有重要影响,本文选取两国GDP总量差距作为市场规模差距的变量,其计算公式为:。数据来源于《中国统计年鉴》(2002-2011)根据当年汇率折合成美元计算得出。数据来源于中国商务部统计报告。

    3、汇率。汇率是影响出口的重要因素,本文选取日元对人民币的汇率为变量,E代表汇率,汇率的数据来源于《中国统计年鉴》(2011)。

    4、外商直接投资。本文选取中方计算的实际利用日本直接投资的数额为变量,FDI代表外商直接投资,数据来源于《中国统计年鉴》(2002-2011)整理所得。

    5、依存度。本文分别选取中国外贸依存度、日本外贸依存度和中国对日本外贸依存度为变量,其中,Depc代表中国外贸依存度,Depj代表日本外贸依存度,Depcj代表中国对日本的外贸依存度。本文将分别进行回归分析,并对结果进行比较分析。数据来源于《中国统计年鉴》(2011)及中国商务部统计报告整理计算所得。

    (二)实证过程

    1、样本数据

    本文计量模型选取的数据是2001-2010年中日贸易的相关数据,其中中国贸易依存度、日本贸易依存度及中国对日本贸易依存度为被解释变量,市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资为解释变量。

    2、数据检验

    为了更好的分析等因素对贸易依存度的影响,得数有效的计量模型,本文对相关序列依次进行序列平稳性检验、协整检验和格兰杰因果检验并得出回归方程。

    (1)单位根检验

    本文采用Eviews 5.0软件,运用ADF检验法对市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资等时间序列进行单位检验,其检验结果如表所示。

    表3 时间序列平稳性检验结果

    从表3中可以看出,市场规模的平均水平、汇率、外商直接投资料、中国对外贸易依存度、日本对外贸易依存度和中国对日本的贸易依存度的二阶差分1%的显着水平上是平稳的,市场差距的一阶差分在1%的显着上是平稳的。

    2、协整检验

    为了确定被解释变量与解释变量之间的协整关系,本文被解释变量与各解释变量间分别作了协整检验。运用最小二乘法对中国外贸依存度、日本外贸依存度及中国对日本外贸依存度进行回归分析,回归方程设定如下:

    残差估计值为:

    对残差序列的检验结果如表4所示。

    表4 残差序列RESID检验值结果

    从检验结果中可以看出残差序列的ADF检验值比显着水平在10%的临界值要小,则可以得出:中国对外贸易依存度、日本对外贸易依存度及中国对日本贸易依存度与市场规模的平均水平、市场差距、汇率及外商直接投资之间存在着协整关系。各解释变量与被解释变量的协整方程分别为:

    由协整方程可以看出,模型的拟合集成度很好,模型整体解释力显着。从各变量的参数来看,市场规模的平均水平、市场差距对外贸依存度有显着正效应,外商直接投资对外贸依存度有正效应,汇率变动对外贸依存度具有负效应。市场差距对中国外贸依存度的影响要大于对日本外贸依存度的影响。市场规模的平均水平对日本外贸依存度的影响大于对中国外贸依存度的影响。汇率变动对中国外贸依存度的影响更大,而外商直接投资对中国影响要大于对日本的影响。市场规模的平均水平和市场差距对中国对日本的外贸依存度具有着正效应。

    四、结论

篇4

［关键词］对外直接投资；对外贸易；变参数模型

［中图分类号］F830.59［文献标识码］B［文章编号］1002-2880(2011)01-0042-03

一、 引言

对外直接投资与对外贸易之间的关系，最早是由R．A．Mundell(1957)提出的，他认为存在贸易壁垒的情况下，贸易与投资之间具有替代性。Beldelbos 和 Sleuwaegen(1998)的研究支持了R．A．Mundell的结论，即东道国存在贸易保护的情况下，对外直接投资会替代东道国进口贸易。然而，随着跨国公司的发展，此理论越来越不能解释贸易与投资共同发展的现实。于是便产生了以K．Kojima(1973)为代表的投资促进贸易理论：贸易与投资相互促进的边际产业扩张理论。此外，Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)提出了贸易和投资之间是互补关系的补偿贸易模型。联合国贸易发展会议《1996年世界投资报告》从产业角度总结了对外直接投资与贸易的关系，得出贸易与投资之间的关系因部门而异的结论。

随着我国对外投资的发展，国内学者也越来越多地关注我国对外直接投资与对外贸易的关系问题。刘恩专(1999)提出投资的贸易效应会受到投资动因、行业与产品特性等影响。刘红忠(2001)运用邓宁的对外直接投资发展阶段理论，分析了我国对外直接投资的发展阶段。刘志彪(2002)认为利润决定了一家公司是选择出口还是对外直接投资。李东阳(2002)分析我国对外直接投资的贸易效应主要表现为出口引致效应、进口转移效应、出口替代效应和反向进口效应。蔡锐和刘泉(2004)运用岭回归方法对我国对外直接投资的贸易效应进行了实证分析，结果表明我国向发达国家的投资对进口促进作用比较明显，而向不发达国家的投资对出口促进效应更显著。孙艳红(2005)对我国国际贸易与双向FDI进行分析，表明我国国际贸易对双向FDI有促进作用，其中对引进外商直接投资促进作用较大，对我国对外直接投资影响较小。张如庆(2005)运用协整理论和误差修正模型对我国对外直接投资和进出口之间的关系进行了实证研究，结果表明进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系。李建萍(2007)对我国不同行业部门的贸易效应进行分析，结果显示我国对外直接投资不仅对出口贸易规模产生影响，而且对贸易结构改善也起到一定作用。李文(2008)从总量和行业角度分析，结果表明对外直接投资的贸易效应是正的。

综上所述，国内学者关于对外直接投资与对外贸易的实证分析主要是利用回归分析、协整检验、格兰杰因果关系检验、向量误差修正模型、VAR模型等固定参数模型来研究，这些都是静态分析方法，不能揭示出对外直接投资与对外贸易之间的动态演变过程和特征。而20世纪80年代以来，我国的对外直接投资经历了很大的变化，其与进出口之间的关系也在不断改变， 因此，本文采用动态系统的状态空间模型来建立我国对外直接投资与对外贸易的变参数模型，试图从另一个角度反映我国对外直接投资的情况，从而更加深入地分析对外直接投资与对外贸易之间的关系。

二、 变量选取与数据说明

关于我国的对外直接投资流量，由于无法从国内统计资料中直接获取各期完整的数据；同时由于商务部(包括原外经贸部)的统计数据只反映了经主管部门批准或备案过的企业的对外直接投资额，而未反映未经官方批准的投资，因此，1980—2008年的我国对外直接投资流量选用联合国贸发会议FDI数据库公布的数据(stats．unctad．org/FDI，2010年6月29日)。2009年的数据来自中国统计局网站。

对外贸易指标一般使用贸易开放度来进行衡量，最早的贸易开放度是使用对外贸易依存度表示的，即用进出口贸易总额与国内生产总值的比值来表示。虽然这种度量方法有一定的局限性，但是简单直观，在实证分析中一直为研究者广泛采用。因此，本文选用对外贸易依存度作为对外贸易的度量指标，梁莉(2005)做了相同的处理。1980—2008年的进出口总额和国内生产总值来自《中国统计年鉴》各期提供的数据。2009年的数据来自中国统计局网站。

对外直接投资、进出口总额和国内生产总值分别用ODI、IMEX、GDP表示。对外贸易用OPEN表示，并且有OPEN=IMEX/GDP×100。

由于对时间序列数据进行取自然对数的变换不会改变数据特征，但是却可以使数据趋势线性化并在一定程度上消除异方差性问题，因此在进行实证分析时使用变量的自然对数值，分别用LNODI和LNOPEN表示。

高春玲王丛芳：我国对外直接投资与对外贸易的关系——基于变参数模型的分析

三、 模型构建与实证分析

状态空间模型被用来估计不可观测的时间变量，是动态模型的一般形式，由量测方程和状态方程构成。在变量之间建立状态空间模型时，要求变量之间具有协整关系，否则所建立的模型将是伪回归。如果变量之间存在协整关系，那么变量必须是同阶单整的。因此，首先要对变量进行平稳性检验和协整检验。

(一)平稳性检验和协整检验

采用最常用的ADF检验法对LNODI和LNOPEN进行平稳性检验，最优滞后步长根据Schwarz准则确定，检验结果如表1所示。可见，变量LNODI和LNOPEN都是非平稳的时间序列，但是其一阶差分在5%的显著性水平下都是平稳的。因此，可以认为这两个变量都是一阶单整序列。

由于协整关系只能说明变量之间存在长期均衡关系，但是不能确定具体的因果关系，因此需要进一步检验变量之间的因果关系。下面采用非平稳序列的格兰杰因果关系检验法检验LNODI和LNOPEN之间的因果关系，以确定状态空间模型中变量之间的因果关系，结果如表3所示。

可见，我国对外贸易是对外直接投资的格兰杰原因；但是对外直接投资不是对外贸易的格兰杰原因。这说明尽管我国的对外直接投资与对外贸易关系密切，但它们之间也只存在单向因果关系。

(三)变参数模型的状态空间表示与估计结果

1.变参数模型的状态空间表示

通过上述分析可知，对外直接投资和对外贸易之间存在协整关系，而且对外贸易是对外直接投资的原因，对外直接投资不是对外贸易的原因。因此，构造我国对外直接投资与对外贸易之间的变参数的状态空间模型如下：

量测方程： LNODIt=c+αtLNOPENt+ut(1)

状态方程： dt=c1ατ1+vt(2)

上式中，LNODIt和LNOPENt是可观测变量，变参数αt随着时间而发生改变，反映了解释变量对被解释变量影响关系的改变，称为状态向量，是不可观测变量，需要利用LNODIt和LNOPENt来进行估计。方程(2)是状态方程或转换方程，它描述了状态变量的生成过程，在(2)中假设变参数αt服从一阶自回归AR(1)模型。ut和vt分别是量测方程和状态方程的扰动项。

2.变参数模型的估计结果

使用Eviews5.0进行数据处理与估计，利用卡尔曼滤波算法得到变参数模型(1)和(2)的估计结果如下：

量测方程：LNODIt^=5.2407+αtLNOPENt

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关键词：对外贸易；经济增长；新常态

1中国经济增长与对外贸易间关系分析

1.1指标选择与数据处理

本文在研究过程中选择中国进口总额、出口总额、国内生产总值（GDP）作为研究对外贸易与经济增长的指标。本文数据选取区间为我国实施改革开放国策后的1980年至2014年的相关数据，数据来源为2014年中国统计年鉴、中经网统计数据库和Wind资讯。主要的操作过程为：借助Eviews软件的统计和计量功能，第一步,对进口总额、出口总额、国内生产总值这三个变量作变化趋势分析；第二步，对进口总额、出口总额、出口额、国内生产总值进行平稳性检验；第三步，对进口总额、出口总额、国内生产总值之间的影响关系进行协整分析与格兰杰因果关系检验。

1.2指标实证分析

1.2.1单位根检验。通过进行ADF检验可以对上述指标的单位根进行检验，不仅可以减少数据的误差，还能规避伪回归的出现，进而可以确保数据的平稳。ADF检验由以下三个模型组成：通过采用上述三个模型进行对采集的数据进行单位根检验，结果显示：本文选取的三个变量在0.95的置信水平下均为非平稳的。在5%的显著性水平下不存在单位根，即为一阶平稳的时间序列数据。1.2.2协整关系检验。通常地，变更间的协整关系可以通过EG检验得到。结合上述数据，采用该检验法，分别对出口总额与国内生产总值、进口总额与国内生产总值间的协整关系进行检验。结果显示：对外贸易出口总额、对外贸易进口总额与国内生产总值之间均长期稳定的协整关系，即进出口额对经济增长具有正向的促进作用。1.2.3Glanger果关系检验。进一步地，通过构建VAR模型、格兰杰因果关系检验、脉冲响应分析、方差分解等步骤，不仅可以更加准确的分析出对外贸易与经济增长的因果性影响，而且能够更加精确的测算出口贸易比进口贸易对国内生产总值的促进作用更显著。

2研究结论

结合统计数据，通过单位根检验、协整分析、格兰杰因果关系检验等实证过程，可以得出如下结论：在较短年份时期内，中国经济增长的格兰杰原因是对外贸易（出口和进口）；在较长的年份期间，出口贸易和进口贸易均与中国经济的增长保护稳定的协整关系。进一步地对协整方程进行分析，结果显示出口贸易和进口贸易均促进了中国经济的迅速增长，但是进口贸易的作用更为显著。这与《世界发展报告》中披露的研究结果是一致的,各个国家或地区的经济增长既依赖于对外贸易,而对外贸易的发达程度又取决于经济增长。二者相互作用，彼此影响。

3新常态下做好对外贸易工作推进经济发展的若干建议

历经三十多年的改革开放，我国经济发展已到了一定的规模程度，面临的国际国内形势均出现了新的变化，在2013年提出了“新常态”，要求全国上下认真思考“新常态”、尽快适应“新常态”，攻艰克难，努力在新常态的背景下做好各项工作更好的推进经济增长。鉴于此，结合本文的研究结论，就新常态下做好对外贸易工作推进经济发展的提出两点建议:

3.1扩大进口，调配出口，助力供给侧改革

根据本文研究观点，相较于出口，进口在促进经济增长方面更能发挥效用，所以应适度扩大进口。当然，要避免低水平的重复引进，重点是高新技术的进口，适应新常态下从粗放式资源消耗向质量效率、技术密集转型，通过创新驱动经济快速增长。

3.2优化贸易结构，推动产业升级

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关键词：河北省；区域经济增长；对外贸易

1 区域经济增长与对外贸易的相关理论

区域经济，指在生产要素、商品劳务不能完全流动，经济活动不完全可分，创新能力具有部分排他性和竞争性的前提下，特定区域的经济活动和经济关系的总和。区域经济发展就是经济进步，区域经济增长是区域经济发展的一个方面。

对外贸易是指某个国家或地区与其他国家或地区之间所进行的商品或服务的交换活动，其本质是商品和服务在世界范围的跨境转移和重新配置。

对外贸易与区域经济增长的关系一直是理论界争论的焦点之一。按照的观点，对外贸易与区域经济增长的关系，归根到底是交换与生产的关系。较系统地论述贸易发展利益的古典经济学家，是英国的约翰・穆勒，他第一次明确区分了贸易利益和发展利益。之后的亚当・斯密、李嘉图、俄林等也对这一观点进行了发展。其中较为著名的是d・h・罗伯特逊在20世纪30年代首次提出来的对外贸易是“区域经济增长的发动机”命题。而到了70年代，克拉维斯提出了对外贸易不是增长的“发动机”，而只是增长的“侍女”（handmaiden）的见解。国内学者对此问题的研究较晚， 大多集中在对我国区域经济增长与贸易的时间序列数据的检验上。

我国各省市之间的经济发展水平差异很大，对外贸易对一个地区有推动作用不代表对所有地区都有推动作用。因此， 本文采集了相关的统计数据， 对河北省对外贸易与区域经济增长的相关性进行了分析，力求突破以往研究的局限性。

2 对外贸易与区域经济增长的相关分析

2.1 衡量指标及数据的选取

对外贸易量指标为进出口总额、出口总额、进口总额；衡量区域经济增长的指标有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文选用GDP来衡量，这也是我国常采用的一种衡量指标。本文选取1989～2008年进出口总额、出口总额、进口总额与GDP，数据来源于2009年经济年鉴，其中的进出口额是采用2008年底人民币对美元汇率（6.8252）进行处理后得到的，金额单位为亿元（人民币），其具体数值见表1。

2.2 数据的处理过程

本文利用一元线性回归分析进行数据处理，所谓回归分析法，是在掌握大量观察数据的基础上，利用数理统计方法建立因变量与自变量之间的回归关系函数表达式（称回归方程式）。如果在回归分析中，只包括一个自变量和一个因变量，且二者的关系可用一条直线近似表示，这种回归分析称为一元线性回归分析，其数学公式为yi=a+bxi+εi。本文是利用excel进行的数据处理，其基本步骤为：

1）利用数据建立散点图，选中数据，再依次选择“插入”-“图表”，选择X，Y散列点图。

2）添加趋势线，单击新生成的X，Y散列点图，在依次选择工具栏按钮“添加趋势线”-“类型”中选“线性”，“选项”选择“显示公式”和“显示R平方值”。

3）检验，给定显著性水平为0.001，按n-2查相关系数临界值表，查出相应的临界值 ，将相关系数R2与其进行比较，当R2>= 时，其相关性水平显著，说明该模型通过检验。

2.2.1 进口总额与GDP 的回归分析

设进口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果见下图：

其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.9108，R2> ，其相关性水平显著，即进出口总额对GDP的影响是显著的。

以上模型从经济意义上解释，当进出口额每增加1个单位会给GDP总量带来6.5465个单位的增加量。因此，今后应重视发展对外贸易充分发挥对外贸易对区域经济增长的作用，增强国民区域经济增长能力。

2.2.2 出口总额与GDP 的回归分析

设出口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果如下

其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.9228，R2> ，其相关性水平显著，即出口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP总量带来10.405个单位的增加量。

2.2.3 进口总额与GDP 的回归分析

设进口总额为因变量，GDP为自变量，分析结果如下。

其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.8802，R2> ，其相关性水平显著，即进口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP 总量带来17.454个单位的增加量。

3 结论与思考

3.1 结论

本文对对外贸易整体与区域经济增长的关系、区域经济增长与进、出口之间的相关性进行了回归分析，得出进出口总额、出口总额、进口总额对区域经济增长有较大的影响，出口和进口共同对区域经济增长起促进作用。在早期经济发展水平较低时，出口对区域经济增长有较大的促进作用，但到了经济发展水平较高时，我们更应该注重进口贸易对区域经济增长的影响。

一国的区域经济增长主要取决于投资需求、消费需求和出口需求三驾马车， 在其他条件不变时， 出口的扩大意味着有效需求的扩大， 从而促进了区域经济增长。但我们同样不可忽视进口的作用， 河北的进口品中有大量的省内急需的关键生产设备、高新技术和重要原材料， 这些进口品有利于促进科技进步和生产率的提高， 在生产中发挥了重要作用， 有些进口品是直接为出口服务的，而且我们可以看出就现阶段而言，进口而对区域经济增长的影响是最大的。

应制定进口战略，把进口与产业结构调整、技术改造紧密结合起来，有秩序地促进那些经济建设急需的资源、原材料及先进的设备和适用技术进口，加快进口向现实生产力的转化。总之，在知识经济时代，面对对外贸易的新趋势，对外贸易要求的发展应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。

3.2 思考

虽然我们可以得出，进口对河北省的区域经济增长有较大的影响，但是当增加1个单位的进口量和增加1个单位的出口量时，那么对外贸易总额就增加了2个单位，可是区域经济增长量此时却存在矛盾，这是我们需要思考的问题。

虽然不能解释上述原因，但我们至少可以明白：（1）这不是一个简单的加量运算；（2）在影响河北省区域经济增长的三个量中，影响最大的是进口；（3）虽然进口对河北省的区域经济增长影响最大，但我们不能盲目的去提高进口水平，而需要综合考虑各种因素，制定出一个合理的增加进口的方法策略。

参考文献：

[1] 于俊年.计量经济（第二版）[M].对外贸易经济大学出版社，2007.

[2] 刘荣增等.区域经济系统论纲[M].科学出版社，2011.

[3] 朱廷，于宾.对外贸易与区域经济增长：文献述评[J].兰州商学院学报，2006，（5）.

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1长三角区域简介

长三角是长江三角洲的简称，在地里位置上来说，具体是指长江和钱塘江在入海处冲积成的三角洲，面积约为5万平方千米左右。该区域主要包含上海、江苏、浙江三省(直辖市)的部分或全部区域，重点是江苏省东南部和上海市，浙江省东北部。该区域是我国经济实力最强劲的地区之一。

2长三角区域对外贸易回顾与分析

长三角区域对外贸易在我国对外贸易中起到了举足轻重的作用，这一点可以从国家统计局贸易外经统计司编制的历年《中国贸易外经统计年鉴》的统计项目——“各地区进出口总额(按境内目的地、货源地分)”中反映出来。以2009年(2010年，括弧内数据为2010年数据)该年鉴的此项目数据为例，上海、江苏、浙江地区的对外贸易总额依次为13604208万美元(17325476万美元)、20735942万美元(28144865万美元)、14767376万美元(20094364万美元)；而2009年、2010年中国对外贸易总额依次为120161181万美元(157775432万美元)。依次计算出，上海、江苏、浙江地区的对外贸易总额占到我国对外贸易总额的比重为11.32163%(10.9811%)、17.25677%(17.83856%)、12.28964%(12.73605%)，综合上海、江苏、浙江的数据可以看到，长三角区域对外贸易总额在中国对外贸易中的比重为40.86805%(41.55571%)。下面我们就结合中国贸易外经统计年鉴数据和上海、江苏、浙江地区的统计年鉴数据，对长三角对外贸易的特征、趋势进行深入分析研究。

2.1上海地区对外贸易特征、趋势分析

通过查阅上海地区历年统计年鉴，我们得到上海地区对外贸易的重要数据，将上述数据进行汇总，可以较为清晰地看出，上海地区对外贸易自样本调查起点(2000年)开始，基本处于稳步上升趋势(2008~2009年除外)，且上升势头有逐年加快的趋势。2007年美国金融危机对上海地区对外贸易的破坏性影响在2008年显现，2008年国家出台一系列宏观调控政策后，该地区对外贸易总额止跌回升，目前已经成功实现逆势上升。上海地区对外贸易，对亚洲地区的出口总额始终占据其出口总额的头把交椅；对欧洲、美洲地区的出口总额则稳居二三位。对欧洲、美洲地区的出口总额差距较小，对亚洲地区的出口总额与欧洲、美洲地区的出口总额相比，差距有逐渐扩大的趋势。对非洲、大洋洲及太平洋岛屿的出口总额与对前三位区域(亚洲、欧洲、美洲)的出口总额存在较大的差距。由于相关统计年鉴未提供该地区对外贸易明细项数据，仅提供了大框架类贸易数据。基于该数据，我们可以看到，上海地区对外贸易主要集中在四个方面，它们依次为：一般贸易、进料加工贸易、来料加工装配贸易、其它。其中一般贸易发展呈现小幅下滑的态势，截至2010年年底，该年全年的一般贸易总额占对外贸易总额的58%左右；在此同期，进料加工贸易发展呈现小幅上升的态势，截至2010年年底，该年全年的进料加工贸易总额占对外贸易总额的39%左右；在此同期，来料加工装配贸易发展呈现小幅徘徊的态势，截至2010年年底，该年全年的来料加工装配贸易总额占对外贸易总额的4%左右；其他贸易所占比重过低。

2.2江苏地区对外贸易特征、趋势分析

江苏地区对外贸易自样本调查起点(2002年)开始，基本处于稳步上升趋势(2008~2009年除外)，且上升势头有逐年加快的趋势。2007年美国金融危机对江苏地区对外贸易的破坏性影响在2008年显现，2008年国家出台一系列宏观调控政策后，该地区对外贸易总额止跌回升，目前已经成功实现逆势上升。江苏地区对外贸易，对欧洲地区的出口总额始终占据其出口总额的头把交椅；对亚洲地区的出口总额则稳居第二位；对欧洲地区、北美洲地区的出口总额居于第三集团；对东盟、拉丁美洲、大洋洲地区的出口总额居于第四集团。每一集团间均存在着明显的差距，集团内部差距则明显较小(尤其是第三集团内部几乎没有差距)。从对外贸易商品种类来看，江苏地区对外贸易商品主要集中在：初级产品和工业制成品。初级产品主要包括：食品及活动物、饮料及烟类、非食用原料(燃料除外)、矿物燃料、油及有关原料、动植物油、脂及蜡。工业制成品主要包括：化学成品及有关产品、按原料分类的制成品、机械及运输设备、杂项制品。初级产品在对外贸易中的比例在逐渐降低，工业制成品在对外贸易中的比例在逐渐提高。截至到2010年年底，当年初级产品所占对外贸易的比例为1.62%；工业制成品所占对外贸易的比例达到98.38%。在工业制成品中，化学成品及有关产品、按原料分类的制成品呈现稳定发展的态势，这两项成品所占该地区对外贸易的比重分别依次稳定在6%、13%左右；杂项制品呈现出下滑的态势，其所占该地区对外贸易的比重已经从最初的32%(2000年)下降到17%(2010年)；机械及运输设备则呈现出上升的趋势，其所占该地区对外贸易的比重已经从最初的37%(2000年)上升到60%(2010年)。

2.3浙江地区对外贸易特征、趋势分析

浙江地区对外贸易自样本调查起点(2004年)开始，基本处于稳步上升趋势(2008~2009年除外)，且上升势头有逐年加快的趋势。2007年美国金融危机对浙江地区对外贸易的破坏性影响在2008年显现，2008年国家出台一系列宏观调控政策后，该地区对外贸易总额止跌回升，目前已经成功实现逆势上升。浙江地区对外贸易，对亚洲、欧洲地区的出口总额始终处于其出口总额的第一位；对北美洲地区的出口总额则稳居第二位；对其他地区的出口总额居于第三位。其中对亚太经合组织的出口总额基本占到该地区对外贸易总额的一半以上，对欧洲的对外贸易也集中在对欧盟国家展开。每一集团间均存在着明显的差距，集团内部差距则明显较小。从对外贸易商品种类来看，浙江地区对外贸易商品分为四个层次(按照出口总额和聚类)，它们依次为：机电产品、服装及衣着附件、纺织纱线、织物及制品，高新技术产品，农副产品及其他。其中机电产品在对外贸易中的比例在迅速提高，服装及衣着附件、纺织纱线、织物及制品在对外贸易中的比例在逐渐提高；高新技术产品在对外贸易中的比例有所提高；农副产品及其他在对外贸易中的比例小幅下挫。截至到2010年年底，当年机电产品所占对外贸易的比例为40.59%；服装及衣着附件、纺织纱线所占对外贸易的比例为12.77%；织物及制品所占对外贸易的比例为12.75%；高新技术所占对外贸易的比例为7.56%；农副产品所占对外贸易的比例为4.26%。

#p#分页标题#e# 2.4长三角区域对外贸易特征、趋势分析

基于上述分析研究我们发现，长三角地区在中国对外贸易中起到了举足轻重的地位。该区域对外贸易呈现出以下几大特征：(1)对外贸易对象较为集中。长三角地区对外贸易伙伴主要集中在亚太经合组织成员国范围之内，与世界其他范围国家、地区的对外贸易交流过低。(2)对外贸易产品科技水平层次过低。长三角地区对外贸易产品主要集中在初次产品和具有较低附加值的非初次产品，高科技产品在长三角地区对外贸易产品中所占比例过低。(3)对外贸易抗风险能力较弱。长三角地区的重镇上海、江苏、浙江对外贸易均存在抵御风险能力较弱的现象。2007年美国金融危机导致该地区对外贸易急速、全面、大幅度下滑。(4)对外贸易自我调整性较差。长三角地区的重镇上海、江苏、浙江对外贸易在经历2007年美国金融危机之后，面对急速下滑的态势，无法通过自我调整的方式，完成对外贸易替代性。只能依赖中央政府的刺激性政策、税收减免等政策完成产业的进一步发展。从上述四个方面的深入分析，我们对长三角区域对外贸易的形势有了较为全面的认识，下面，我们就根据分析的结果，对长三角区域对外贸易深入发展提出有针对性、可操作性强的具体对策。

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关键词：吉林省；外贸竞争力；进出口

一、吉林省外贸进出口总量及所占比重分析

2012年，吉林省全年累计实现外贸进出口总值245.72亿美元，增长11.4%。其中，实现出口总值59.83亿美元，增长19.7%；一般贸易完成38.07亿美元，增长23.3%；加工贸易完成13.59亿美元，增长24.2%。实现进口总值185.89亿美元，增长8.9%。一般贸易完成171.38亿美元，增长7.7%；加工贸易完成5.27亿美元，增长4.8%。吉林省2008年至2012年进口额逐年增加，出口额除2009年较2008年有所下降外，其余年份均有所增加，而且同一年份的进口额均高于出口额。吉林省出口总额在全国所占比重非常低，没有超过0.5%。而且吉林省出口额在全国所占比重2012年较2008年有所下降，从0.33%下降为2012年的0.29%，2009年至2012年吉林省出口总额在全国所占比重变化不大。

二、吉林省外贸依存度分析

外贸依存度是一国或一个地区的进出口总额与国内生产总值的比值。对外贸易依存度能够能够反映一国或地区的市场开放程度，同时也能揭示一国或地区的经济对贸易的依赖程度。吉林省与全国外贸依存度具体情况如表2所示。

数据来源：《吉林省2012年国民经济和社会发展统计公报》、《中华人民共和国2012年国民经济和社会发展统计公报》数据整理计算得出。

表2显示了吉林省历年来的外贸依存度变化情况。从2008年至2012年，吉林省外贸依存度基本上处于12%的水平。同时也说明了同全国相比，相对于全国最高水平5042%，吉林省外贸依存度极低。吉林省外贸依存度过低显然不能充分发挥其参与国际分工的能力，外贸对经济的拉动作用乏力，其不能享受参与国际竞争所带来的经济利益，相应地外贸对经济增长的贡献也受到很大的限制。因此，吉林省的对外贸易强度有待加强，外贸竞争力还有待进一步开发。

三、吉林省贸易竞争力指数分析

贸易竞争力指数等于出口总额减去进口总额的差除以出口总额与进口总额的和。它反映某国或地区生产的某种产品相对于世界上供应的其他国家或地区的该产品来讲，是处于生产效率的竞争优势还是劣势以及优劣势的程度。吉林省贸易竞争力指数经过计算分别为2008年：-2846%；2009年：-4668%；2010年：-4686%；2011年：-5466%；2012年：-513%。由此可以看出，吉林省近5年均为净进口省，贸易竞争力指数均为负数，甚至2011年竟达到了近-55%。这些数据表明吉林省的产品出口竞争力较弱，生产效率低于国际水平。

四、吉林省与其他省份外贸竞争力对比分析

为了更好地展现吉林省外贸竞争力状况，本文选取了对外贸易一直处于领先地位的广东省以及同样位于东北地区的黑龙江省和辽宁省进行比较分析。通过对这些省份对外贸易情况的对比，可以揭示各省份间的差异，对促进吉林省对外贸易的进一步发展有一定的参考作用。2012年各项指标比较结果具体情况参见表3。

数据来源：《吉林省2012年国民经济和社会发展统计公报》、《广东省2012年国民经济和社会发展统计公报》、《辽宁省2012年国民经济和社会发展统计公报》、《广黑龙江省2012年国民经济和社会发展统计公报》、《中华人民共和国2012年国民经济和社会发展统计公报》数据整理计算得出。

从表3可以看出：从总量来看，吉林省2012年的出口总量只占广东省的104%，两省相差568153亿美元；从地区出口额占全国出口额比重来看，吉林省低于广东省近28个百分点，占全国的比重约为029%；从出口依存度和外贸依存度来看，吉林省都低于广东省和全国平均水平；从贸易竞争力指数来看，吉林省的贸易竞争力指数小于0，说明吉林省出口产品缺乏国际竞争力，同时低于广东省和全国平均水平。

同时与东三省的其他两省比较可知，吉林省各项指标均低于黑龙江省和辽宁省，与辽宁省的差距更大一些，其对外贸易竞争力不及这两省。经过分析可知，吉林省外贸竞争力低于辽宁省和黑龙江省，远低于广东省，也低于全国平均水平，因此，尽快提升吉林省对外贸易竞争力是必需的。（作者单位：吉林工商学院）

参考文献

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β系数是资本资产定价模型（CAPM）中的重要概念，也是用于衡量证券市场系统风险的重要概念。现实经济环境中的β系数必须用过去的数据来估计，因此检验β系数的相对稳定性，进而才能对证券市场未来系统风险进行无偏差估计。因此β系数的稳定性检验对于认识现实证券市场情况和估计资本市场风险都具有较大的意义。

【关键词】

外贸行业；资本市场；稳定性

1 研究背景

自从资本资产定价模型诞生以来，β系数就是用于测量证券市场系统风险的一个重要概念，也是资本资产定价模型中最为重要的参数之一。β系数被广泛应用于衡量证券的系统风险，通过对β系数的估计，投资者可以预测证券现在或将来的系统风险性。就方法论而言，β系数需要从过去证券市场的收益率数据中进行估计，而过去的数据估计出来的只能是过去的β系数。过去的β系数要能用于反映现在或将来的风险，必须具有一定的稳定性。因此，β系数的稳定性检验就显得非常重要。

我国的股票市场分成了不同板块、不同行业，目前证券市场上被业内分析人士和广大投资者接受并获广泛应用的分类方法是在进行投资时为了分析方便而逐渐形成的。本案例选取了外贸行业作为研究对象。因此对外贸易行业作为我国经济的重要支撑，一直是经济发展的重要组成部分。近年以来，我国外贸继续保持快速增长，呈现出“大进大出”的增长态势，贸易出口增速攀升，出口产品不断增加，贸易顺差逐渐加大。因此研究贸易行业的资本市场β系数稳定性，对于评价研究外贸行业资本市场表现和相关股票预测都具有一定意义。

2 研究设计

通过对理论文献的分析总结并针对本案例所要研究的内容，最终选择通过股票的日收益率和市场平均收益率序列利用OLS估计方法获得β系数的回归拟合值，然后利用CHOW检验方法对我国外贸行业资本市场β系数稳定性进行实证检验分析。Eviews具有界面友好、操作简单、功能强大、与其他软件交互性好和结果易于判读等优良特点，特别对于计量分析中的部分模型检验能够较为简便的实现，因此在数据分析中广泛应用，本案例中的数据分析和模型检验都能够通过Eviews软件较为简便的获得。

2.1 研究模型的设定

对β系数的稳定性检验有很多方法，如主要采用描述性统计分析、转移矩阵分析法、虚拟变量法、White异方差检验法、非参数检验方法、系数约束的Wald检验等。本案例根据沈艺峰（1994）、沈艺峰和陈浪南（1995）、陈周敏（1998）的研究成果，对本案例的β系数采用可以克服相关分析法局限性、能有效检验β系数稳定性的CHOW检验法进行测算。CHOW检验能够检验不同时间段的β系数有无发生稳定性变化，因此能够较好的达到预期的研究效果。CHOW稳定性检验的基本思想是将数据分成两个集合，通过检验整体估计与分组估计的差异，或者通过检验预测值与观测值的差异，从而判断模型的稳定性。若两个集合差异较大或预测值与观测值差异较大，则说明模型不具备稳定特点。CHOW稳定性检验原假设HO为两个子样本回归系数无显著变化。构建F统计量：其中N分别是大样本和两个子样本各自的观测值个数，k为解释变量个数。如果计算出F ，α为检验水平，接受原假设 ，即两个子样本回归系数无显著变化。

2.2 研究的数据选择

中国的股票市场包括深、沪证券交易所，由于这两个交易所的经营、交易的股票不同，交易规则和各种指数的计算存在着很多的差异，很难找出各种指数等价的转换方法，所以在选择数据时，本案例尝试只选取上海证券交易所的股票数据来进行研究。表19-1显示了16只样本股标的基本信息。为了研究β系数的稳定性特征，提高检验的准确性，需要较长的样本观测时间段。本案例选取了尽可能长的时间窗口，最终选取了2005年1月4日至2010年2月22日超过五年的日交易样本数据，并剔除各股停牌的交易日数据。研究的单只股票观测样本达到1100个以上，16支股票的总观测样本达到了19068个，较大的样本容量为本案例的实证研究提供了重要支撑。

为了研究外贸行业16只股票β系数的稳定性特征，需要对每只股票进行单一模型估计并进行CHOW稳定性检验，因此需要在Eviews工作文件中依次生成16只股票的个股日收益率序列及其对应的市场日收益率序列。每只股票样本序列对象的建立非常相似，此处我们以东方创业（600278）为例进行。在东方创业（600278）单一指数回归模型窗口，以此选择ViewㄧStability TestsㄧChowBreakpoint Tests命令。弹出如图19-10所示的Chow Tests 对话框，在Enter one or more breakpoint dates 栏目下输入突变点的位置数，东方创业（600278）2008年6月第一个交易日数据对应着是第797个观测值，因此输入797.Regressors to vary across breakpoints 栏目下是进行突变点检验的解释变量，通常检验与估计一致所以此处设置为默认。最后单击OK按钮。可以看到统计量的伴随概率都比较大，因此接受Chow稳定性检验的原假设，认为2008年6月前后东方创业（600278）股票的模型系数即β系数并没有发生显著变化，因此东方创业（600278）股票β系数具有稳定性。依次对其他各只股票进行Chow稳定性检验操作，最终获得如表19-4所示的我国外贸行业16只股票β系数稳定性检验结果。

3 研究结论

本文利用Chow检验方法对我国外贸行业资本市场β系数进行实证分析，结果表明在我国外贸行业资本市场贝塔系数具有相对稳定性，β系数在相对短期内会不断地发生变化，但是从长期来看，它总是围绕某个均值上下波动。通过OLS回归估计计算得到各个股票的β系数，可以看到我国外贸行业资本市场β系数围绕1波动，绝大多数的β系数大于1，最高达到了1.31，低值较少，最低在0.8附近浮动。表明我国外贸行业资本市场的系统风险普遍高于市场风险水平。风险与收益是相伴而生的，较高的风险也意味着较高于市场平均水平的收益率。因此我国外贸行业股票属于进攻型股票。对β系数进行了Chow稳定性检验。在5%的显著水平下，为使原假设HOβ/系数在两个期间存在稳定性成立，Chow检验的F值的伴随概率需要大于0.05.我国上证外贸行业被检验的16只股票中除了新华锦之外，F值的伴随概率大于检验显著水平5%，应该接受Chowa稳定性检验的原假设HO，认为两个分期间的贝塔观察值属于同一个回归模型，即β系数具有稳定性。这与国外学术界的普遍看法：“作为β系数稳定性研究的总结，结果认为单个股票的β系数一般是不稳定的”并不相同，表明我国外贸行业资本市场拥有较为稳定的预期收益模型。

【参考文献】

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【关键词】对外贸易；误差修正模型；协整分析；Grange检验

一、引言

自改革开放以来，中国对外贸易基本保持了以高于国内生产总值GDP的速度呈现出高速增长的态势，成为拉动国民经济增长的主要因素之一。安徽省也从对外贸易的发展中受益匪浅。在“十二五”期间，作为连接东部发达城市和西部大开发地区的枢纽，对外贸易是否能够成为带动安徽省地区经济发展的“火车头”，大家都拭目以待。因此，在现阶段总结对外贸易为安徽省经济带来的好处，并为安徽省未来的发展提供方向和论据有着极其重要的意义。

近20年来，大量研究文献对有关对外贸易促进经济增长的假设命题的经验研究，针对不同的国家和地区，运用不同的数理模型与分析方法得到的结论也不尽一致。

从国内学者的文献我们可以看出，国内学者的研究主要针对全国对外贸易的总体状况进行分析和研究，对于局部省份的研究并不是大家关注的重点，对于像安徽省这样的中部不太发达地区的研究就更加寥寥无几了。其次，对地区经济与对外贸易关系的研究方法相对落后。许多研究地区经济的文献仍然采用普通最小二乘法（OLS）建立线性回归模型对问题进行分析。最后，对地区经济的研究文献中，由于地方统计数据的相对较难收集和整理，因此文章中的数据年份较短，一般只有10年左右。

基于以上考虑，我们利用1989～2009年间的安徽省对外贸易与GDP数据分析两者之间的协整关系，并建立误差修正模型，分析安徽省对外贸易额对经济增长的作用。

二、对外贸易对安徽省经济增长的计量分析

1.对外贸易与安徽省经济增长的关联分析

对外贸易的高速发展直接带动了安徽省经济的发展，在对外贸易发生巨大增长的年份，安徽省的GDP总额也发生了极大的增长，这种极其类似的增长趋势说明了安徽省对外贸易与经济增长有着极大的内在联动关系。

为了更准确的表达两者之间的关系，我们通过计算对外贸易与GDP之间的相关系数来体现两者之间的紧密联系。由于数据的对数变换能反映变量之间的弹性系数，消除非平稳时间序列的异方差性，为了后面的分析我们对国内生产总值（GDP）和对外贸易总额（Trade）进行自然对数变换，分别记为LnGDP和LnTrade。

首先计算在考察期内同一时期GDP与Trade的相关系数，但考虑到对外贸易也具有一定的滞后效应，我们另外计算对外贸易总额与GDP滞后一、二期的相关系数。从Eviews6.0结果中有关数据来看，在1989～2009年间对外贸易（Trade）与经济增长（GDP）具有强烈的相关性，对外贸易（Trade）与同期GDP之间的相关系数高达0.9265，与滞后一期的GDP间的相关系数为0.7164。这一计算结果表明，安徽省经济的增长与对外贸易的发展有着极为紧密的联系。从同期来看，每单位的贸易增长也伴随着约一个单位的GDP增长，即使是前一时期的贸易增长也与下一时期GDP的上升有着很强的关联。为了进一步分析对外对经济增长的推动作用大小，下面将利用动态误差修正模型计量分析安徽省对外贸易对经济增长的推动作用。

注：DLnGDP和DLnTrade分别表示LnGDP和LnTrade的一阶差分序列

2.对外贸易与安徽省经济增长的误差修正模型

（1）单位根检验

由于GDP和对外贸易额的数据都属于时间序列，本文采用动态时间序列来分析它们之间的关系。首先，对时间序列进行平稳性检验。由于两数据都具有很强的上升趋势，属于非平稳的时间序列。由于经济变量的非平稳性，使得基于普通回归方法所估计的方程可能存在“伪回归”问题。因此，本文首先运用ADF检验法对lnGDP和lnTrade进行单位根检验，经Eviews6.0运行具体结果见表1。

从表1可以看出，在5%的显著性水平上，两时间序列是平稳的，即lnGDP和lnTrade均是I（1）序列，因此可以进行协整检验。

（2）协整检验

虽然时间序列lnGDP和lnTrade是平稳的，这个组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。本文运用E-G两步法对两变量lnGDP和lnTrade的时间序列进行协整检验。首先运用E-G方法进行分析，建立协整回归模型：

经Eviews6.0运行得到结果，协整方程①的估计如下：

由上可知，模型的拟合优度R2=0.97，D.W.=1.04，F=672.73，P值为0。方程的总体线性关系成立，方程的变量和常数在95%的致信度上均通过t值检验，因此协整模型①可被采用。为了确定lnGDP和lnTrade序列是否存在协整关系，需要检验①式的残差序列的平稳性。之后，我们运用ADF检验法对进行单位根检验，的ADF检验值为-2.534759，小于1%的临界值-2.685718，可以看出所估计的是平稳的（即没有单位根）。因此，尽管lnGDP和lnTrade单独来看并非平稳，但两者却存在着协整关系，即长期均衡关系。

（3）误差修正模型的建立

通过协整检验可以看出，lnGDP和lnTrade之间存在着长期的均衡关系，当然，在短期内也许会出现失衡。因此，令，利用数据构建误差修正模型为：

经Eviews6.0运行得到估计结果得到的误差修正模型为：

式④中，表示一阶差分，表示式①中的残差的一期滞后值，作为均衡误差项的经验估计，而是具有通常性质的误差项。式④把lnGDP和lnTrade的短期动态变化以及前期的“均衡”误差联系起来。在此回归中，象征中的短期干扰，而误差纠正项象征着长期均衡的调整。在式④中，不存在严重的自相关，且误差修正项的回归系数为负值，符合反向修正机制。从误差修正模型各系数的统计性质来看，常数和的系数在5%的置信水平上都非常显著，但在5%的置信水平上不显著，只在10%置信水平上显著，这一定水平上说明了短期内安徽省对外贸易对经济增长的贡献并不非常明显。

（4）格兰杰（Granger）因果关系检验

通过协整检验，表明对外贸易和经济增长之间存在协整关系。但是，这种长期的均衡关系中，对外贸易和GDP在波动中孰为因孰为果，还是互为因果关系？这需要对对外贸易和GDP进行格兰杰（Granger）因果关系检验。我们分别取滞后期为1和滞后期为2，对对外贸易和GDP进行格兰杰因果关系检验。LnGDP和LnTrade具体的因果关系检验结果如表2。

从表2可以看出，在5%的显著性水平下，安徽省对外贸易对经济增长有极为明显地促进作用，即对外贸易是经济增长的Granger原因。对外贸易的发展对经济增长产生积极的推动作用。

3.计量模型的结果分析

通过非平稳序列的单位根检验证实，时间序列lnGDP和lnTrade均是1阶单整序列，即lnGDP～I（1），lnTrade～I（1）。通过协整分析表明，安徽省对外贸易与经济增长之间存在着长期稳定的动态均衡关系。格兰杰（Granger）检验也证明了对外贸易是安徽省经济增长的格兰杰因，说明了其对经济增长的确有着极大的推动作用。

具体来看，协整模型②的估计结果告诉我们，lnGDP和lnTrade之间具有较高的相关性，假设其他条件不变，GDP对Trade的弹性为2.06308（e0.7242），即对外贸易额每增加1元，将促进经济增长2.06308元。可见，对外贸易对经济增长的拉动作用还是很显著。

另外，从误差修正模型④可以看出：对外贸易的短期波动将引起经济增长同方向变化，但对外贸易的短期影响非常有限；从长期来看，协整关系式起到引力线的作用，将短期的非均衡状态拉回到均衡状态，如果本期的省内经济增长偏离长期均衡值，那么到下一时期这一偏离度将有约52%得到纠正或清除，全省的GDP总值在受到干扰后将以较快的速度调整到它的长期成长途径上。

三、政策建议

当前，我省对外贸易的发展处于一个关键时期，加快发展对外贸易，不仅可以直接拉动全市经济增长，满足人民日益增长的物质文化生活需要，开拓就业门路，提高安徽省的经济和文化水平；而且有利于促进市场的成熟，优化资源配置，提高全省经济整体效益和运行质量。要采取切实可行的措施加快发展对外贸易，优化贸易结构，从而进一步促进安徽省对外贸易健康发展和经济又好有快发展。因此，我们提出以下几点建议：

（1）扩大安徽省对外贸易的规模，政府应该重点培养一批外向型企业，让他们带动起安徽省的对外贸易发展，这对地区的经济增长必然是有重要作用的。

（2）调整产业政策，优化出口产业结构，转变外贸增长方式。目前，安徽省的贸易产品结构不尽合理，初级产品和低附加值产品比重过大，高新技术产品的贸易比重明显偏小。因此，当务之急要调整产业发展政策，加快推进安徽外贸产业结构的优化升级，积极扶持培育有国际优势的品牌，加大附加值高的产品出口，提升出口产品的国际竞争力，促进出口增长方式由传统的以资源密集型产品为主向以高新技术型的先进制造业产品为主转变。

（3）对外贸易对经济增长的促进作用是一个长期的过程。虽然短期较大幅度的增加对外贸易额可以在短期内取得一定的经济效益，但是长期来看，经济增长依然会较快的回到原来的增长路径上。因此，我们在扩大对外贸易规模的同时更应该注重对外贸易的质量，改变单纯追求数量的对外贸易方式，而是将更多的目光着眼于那些有潜力、有前景的产品和项目，以可持续发展的眼光来发展安徽省的对外贸易与经济。

我们都相信，只要找到了正确的方向和方法，安徽省经济必然会实现腾飞，也许是10年，也许是5年……这一定不会太远。

参考文献：

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