对外经济关系十篇

对外经济关系篇1

关键词：重庆 对外经济联系 地缘经济关系 匹配分析

问题的提出

在制定城市发展战略及规划时，单研究城市的对外经济联系，难以判断城市间是互补还是竞争关系；单研究城市的地缘经济关系，难以判断城市对外经济联系的强弱程度。只有对两者进行匹配分析，才能比较准确地反应城市自身的特质及其在全局中的地位，从而为制定恰当的经济发展策略提供依据。重庆市直辖14年以来，经济持续高速增长，竞争力不断增强，但目前离东部发达城市仍存在着显著的差距，重庆只有找准自身定位，恰当处理与全国其它重要城市的经济关系，不断加强对外经济联系，才能实现自身的长足发展，真正成为西部龙头。重庆作为西部的重要经济中心之一，并且也是西部唯一的直辖市，对西部其它城市具有显著的先行示范效应和辐射带动效应，它在处理对外经济关系中的经验教训对于其它城市具有重要的参考价值。因此，研究重庆市的对外经济联系与地缘经济关系匹配状况，不论是对于提高重庆自身的经济实力，还是对于推进西部大开发，促进全国经济布局优化和区域协调发展都具有重要意义。

对外经济联系量测度

经济联系量，或称作空间交互作用量，是用来衡量区域间经济联系强度大小的指标，既能反映经济中心城市对周围地区的辐射能力，也能反映周围地区对经济中心辐射能力的接受程度。

城市间经济联系量的定量测度一般采用引力模型，但是一些学者考虑到城市的分工水平信息化水平等因素，将传统引力模型修正为：

在本文中：ij代表不同的两个城市；Rij代表两城市间的经济联系量；Gij为克鲁格曼指数；IIiIIj为两城市的信息化指数；PiPj代表两城市全市的人口总数；ViVj代表两城市全市的生产总值；Lij为两城市之间的距离，此处选用公路里程。本研究将运用上述模型对重庆市与全国其它省会城市（直辖市）的经济联系强度进行定量分析。

（一） 克鲁格曼指数的计算

克鲁格曼指数，最早由克鲁格曼（Krugman，1991）提出，主要用于衡量区域分工与专业化程度。计算公式为：。

其中，Gij为ij两区域间的克鲁格曼指数，Gij值越大，表明两区域之间的产业分工与专业化程度越高；k代表某一产业，Sik代表i地区第k产业产值占该地区各产业总产值的比重；为全部产业数。查阅各城市全市当年一二三产业的产值数据，计算出重庆市与其它省会城市（直辖市）的克鲁格曼指数（见表1）。

实际上，克鲁格曼指数可以采用多种指标来计算，既可以用产业产值，也可以用产业就业人数，但考虑到我国地域广阔，经济发展极不均衡，各地劳动力素质悬殊显著，使用产业就业人数计算区域分工指数会受到各地劳动生产率的较大影响，因此，本文采用产业产值。查阅各城市全市当年一二三产业的产值数据，运用上述公式，就可以计算出重庆市与全国其它省会城市（直辖市）的克鲁格曼指数。

（二） 信息化指数的计算

信息化指数的测算采用简单线性加权法：。

其中，II为信息化指数；Ti为第i个评价指标无量纲化处理后的值；Wi为Ti的权重；n为指标个数。

本研究选取三项指标：某市本地电话用户数/该市总人口数；某市移动电话用户数/该市总人口数；某市国际互联网用户数/该市总人口数。无量纲化处理方式为：某市某指标值/各市该指标值之和。Wi的确定采用赋值法，赋予三项指标的权重分别为0.2、0.4、0.4，结果见表1。

（三） 经济联系量的计算与强度类型判别

根据修正后的引力模型，以及测算出的克鲁格曼指数和信息化指数，计算出重庆市与其它城市的经济联系量。再根据联系量的大小对经济联系强度类型作出判别，见表1。

地缘经济关系测度

地缘经济关系的概念来源于地缘经济学，是指不同地区之间在经济、地理、政治、文化等方面的相互联系及其对该区域经济发展的影响。按照影响的不同方向，可分为两种基本类型：竞争型关系和互补型关系。

温志宏（1998）创建性地提出了运用多元统计分析中的欧氏距离来定量测度地缘经济关系的方法。该方法一经提出就迅速得到学者们的积极响应。金玉国（2000）对江苏、山西，李林等（2001）对湖南，张学波等（2006）对云南，李敦瑞（2007）对上海，丁洪建等（2008）对南京，邓春玉（2009）对广州、深圳、珠海以及珠三角城市群，赵保华等（2010）对广西分别进行了地缘经济关系的定量测度。学者们选取的综合性指标大同小异，都旨在反映某地区资源与产品的流动性。

大多数研究者都只使用了三个指标，但也有研究者使用了多达八个指标。理论上讲，使用的指标越多，反映的问题就越全面，但在实际操作中，数据的搜集和处理的难度也会随之增大，可操作性就会受到影响。地缘经济关系定量测度的首要问题也就在于选取一套科学的指标体系。

（一）指标的计算与标准化处理

本文选取三项指标反映某城市资源与产品的流动性：Xi=某城市固定资产投资总额／该城市生产总值；Yi=某城市第二、三产业产值之和／该城市生产总值；Zi=某城市第一产业总产值／该城市第二产业总产值。

再对指标数据进行标准化处理，计算公式为：，（n= 31）。其中，Xi′为标准化处理后的指标值，X为Xi系列数据的平均值，Sx为Xi系列数据的标准差。Yi′、Zi′的计算方法与Xi′相同，结果见表2。

（二）欧氏距离的计算与标准化处理

本研究以重庆市为目标地区，运用欧氏距离公式计算出它与各省会城市（直辖市）间的距离值。公式为：。其中，X0′、Y0′、Z0′分别为重庆市经过标准化处理后的指标值。再对Di值进行标准化处理，得到Di′的值，计算方法与Xi′相同，结果见表2。

（三）距离的调整与关系类型的判别

以往的研究者一般采取的是赋值法对Di′的值进行调整，这种方法具有较大的主观性，亟待改进。考虑到权数应该与距离成反比，运用以下公式计算更具客观性：。其中，Wi为权数，Lij为两城市间的距离（公路里程）。调整后的距离用ADi表示，则。根据调整后的距离，就可以对重庆市与其它城市的关系类型作出判别，见表2。

对外经济联系与地缘经济关系匹配分析

根据表1和表2的结果，就可以得到重庆市与全国其它30个省会城市（直辖市）对外经济联系与地缘经济关系的匹配状态，见表3。

单就经济联系量而言，重庆市的对外经济联系状况极不理想。与重庆呈强联系型的城市严重不足，仅有成都，呈较强联系型和一般联系型的城市完全没有，呈较弱联系型的城市共有4个，呈弱联系型的城市多达25个。也就是说，重庆市与全国绝大多数省会城市（直辖市）都呈弱或较弱联系型。

单就地缘经济关系而言，重庆市的状况也不太尽如人意。与重庆呈互补型的城市共有16个，呈竞争型的城市共有14个。尽管前者略多于后者，但是与重庆呈强互补型的城市完全没有，而呈强竞争型的城市有3个，并且多达17个城市呈弱互补和弱竞争等不显著的类型。

将对外经济联系与地缘经济关系进行匹配分析可知：与重庆呈[强联系+强互补][强联系+一般互补][较强联系+强互补][较强联系+一般互补]等四大理想匹配类型的城市完全没有，甚至连[一般联系+弱互补]型也没有；呈[强联系+强竞争]型的只有成都，并且由表1和表2可知，成都的 值和 值均显著地超过其它城市，可以算是“超强联系”和“超强竞争”型；呈[较弱联系+一般互补]型的城市有北京和上海；呈[较弱联系+弱竞争]型的只有西安；呈[较弱联系+强竞争]型的只有贵阳；呈[弱联系+一般互补]型的城市共有3个；呈[弱联系+弱互补]型的有多达11个，呈[弱联系+弱竞争]型的有5个，即是说全国有超过半数的省会城市（直辖市）与重庆经济联系强度很弱且地缘经济关系类型不显著；与重庆呈[弱联系+一般竞争]型的城市有5个，呈[弱联系+强竞争]型的只有昆明。总而言之，匹配状态分布极不均衡，理想匹配极为匮乏，重庆面临的形势相当严峻。

政策建议

对城市对外经济联系与地缘经济关系进行匹配分析的目的就是为城市制定恰当的经济发展策略提供科学依据。面对如此严酷的局面，重庆应审时度势，针对不同匹配状态的城市采取不同的经济政策。具体而言：

对于[强联系+强竞争]型的成都，重庆应一方面利用与其强大的经济联系量，不断加强沟通交流，积极发掘合作渠道，尽可能地增强互补性，另一方面应及时调整自身不合理的产业结构，尽量减少矛盾和摩擦，消减竞争，并充分发挥自身的特长和优势，形成有鲜明特色的经济体系。

对于[较弱联系+一般互补]型的北京和上海，以及太原等[弱联系+一般互补]型的城市，重庆应充分利用与其互补型的地缘经济关系，整合资源，互通有无，不断加强经济联系，进而通过经济联系增强互补性，即使得经济联系强度和互补性不断相互促进，最终促使这些城市逐渐向[强联系+强互补]型的方向转化。

对于天津等[弱联系+弱互补]型的城市，重庆应积极尝试与其加强经济联系，并在经济往来的过程中逐渐拓展合作渠道，实现优势互补，促使其向[较强联系+一般互补]型转化。

对于[较弱联系+弱竞争]型的西安，以及沈阳等[弱联系+弱竞争]型的城市，重庆应通过主动与其加强经济联系，进而不断增强互补性，削弱竞争性，从而促使其向[较强联系+弱互补]型转化。

对于石家庄等[弱联系+一般竞争]型的城市，[较弱联系+强竞争]型的贵州，以及[弱联系+强竞争]型的昆明，重庆应一方面加大经济联系力度，并在广泛的经济交往中创造合作条件，开发合作渠道，实现共赢，另一方面应积极调整和优化产业结构，尽量减少冲突，倡导公平竞争，杜绝恶性竞争。

参考文献：

1.王德忠，庄仁兴.区域经济联系定量分析初探[J].地理科学，1996(1)

2.丁洪建，余振国.城市对外经济联系量与地缘经济关系的匹配分析[J].中国软科学，2008(3)

3.邓春玉.基于对外经济联系与地缘经济关系匹配的广州国家中心城市战略分析[J].地理科学，2009(3)

4.邓春玉.城市群际空间经济联系与地缘经济关系匹配分析[J].城市发展研究，2009(8)

5.国家统计信息中心.中国各地区信息化水平测算与比较研究[J].统计研究，2001(2)

6.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)

7.金玉国.江苏省地缘经济关系的测度分析[J].江苏统计，2000(12)

8.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[J].地域研究与开发，2006(4)

9.李瑞敦.上海市地缘经济关系的测度[J].统计与决策，2007(9)

作者简介：

李明鸿(1987.7-），男，四川达州人，西南大学经济管理学院硕士，研究方向：区域发展战略与规划。

对外经济关系篇2

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文献综述

（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著标志，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

对外经济关系篇3

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文献综述

（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著标志，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著的“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著的相互依存性，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。

参考文献：

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).

对外经济关系篇4

    近年来,国内外展开了新一轮的利用外资竞争,广东利用外资的龙头地位已被后起的江苏全面超越,并且引进外商直接投资的增速明显趋缓,越来越多的省市正在追赶广东。

    让广东省更担忧的是,中国2010年实际使用外资突破千亿美元,实际使用外资金额1057.4亿美元,同比增长17.4%,而相比之下,2010年广东全省新批外商直接投资合同额246.01亿美元,增长40.11%;实际投资额202.61亿美元,增长3.72%.广东吸收外资增速已低于全国平均水平。2007-2009年由于受到次贷危机的影响,我省的进出口也全面下滑,因此有必要研究外商直接投资和对外贸易对广州经济的影响情况。

    二、实证研究

    本文的数据来源于《广东省统计年鉴》2010,其中进口(ex)、出口(im)和外商直接投资(FDI)的数据用当年的汇率折算为以亿元为单位的人民币。因为数据的自然对数不改变原来的协整关系,并且能够使其趋势线性化,同时能够在一定程度上消除时间序列中存在的异方差现象,所以对各变量进行对数变换。对GDP、FDI、EX、IM分别取对数,得到序列LNGDP、LNFDI、LNEX、LNIM。再分别进行ADF单位根检验。

    1.平稳性检验

    本文采用ADF检验法来检验平稳性。由表2-1的检验结果可知,所有变量在5%的显着性水平上都拒绝了存在单位根的假设,是平稳的。

    2.协整检验

    根据上文的单位根检验,时间序列是平稳的,LNGDP、LNEX、LNIM、LNFDI是零阶单整序列,由于零阶单整同样符合协整的前提条件,对变量做协整分析是用来检验变量之间是否存在长期稳定的协同趋势,至于这种协同趋势的有效性还要通过检验,并且通过误差修正模型修正。因此LNGDP、LNEX、LNIM和LNFDI之间可以进行协整检验。本文将采用Johansen检验,在协整检验前必须先确定VAR模型的最优滞后阶数。由于五个评价指标LR、FPE、AIC、SC和HQ全部认为应该建立VAR(2)模型,因此,确定滞后阶数为2。Johansen检验,结果如表2-2和2-3所示。在5%显着水平上,协整检验和最大特征值检验结果表明四个变量之间存在最多3个协整关系,因此各变量之间存在长期均衡的稳定关系和趋势。从上面的协整方程可以看出,在长期内,广东省的经济增长与进出口之间存在着稳定的正相关关系,和外商直接投资之间存在稳定的负相关关系。

    3.Granger因果关系检验

    由表2-4可以看出,在90%的置信水平下,EX不是GDP的格兰杰原因和IM不是GDP的格兰杰原因拒绝了原假设,说明EX是GDP的格兰杰原因,IM是GDP的格兰杰原因,出口可以引起经济增长的变化,进口可以引起经济增长的变化,但FDI不是GDP的格兰杰原因,接受了原假设,外商直接投资不能直接引起GDP的变化。反过来,GDP不能够称进口、出口和外商直接投资的格兰杰原因。

    4.脉冲响应分析

对外经济关系篇5

【关键词】对外贸易；经济发展；granger因果关系检验

对外开放政策实施以来，辽宁省经济伴随着对外贸易的迅速扩大而高速增长。在1978年至2011年的30年间，辽宁省生产总值从229.2亿元猛增至22025.9亿元，增长了约96.1倍，年均增长率达到了10.0%以上。同时，由于进出口贸易的迅速增长以及对外开放水平的不断提高，对外贸易在国民生产总值里所占的比重也不断上升。1978年，辽宁省对外贸易商品进出口总额为15.9亿美元，占国内生产总值的11.7%，到2011年，商品进出口总额增长为959.6亿美元，占辽宁省国内生产总值的比重已经升至27.9%[1]。这些数值反映了对外贸易对辽宁省的经济影响力己经越来越大，成为支持辽宁省国民经济持续、快速、健康增长的一个重要因素。因而对辽宁省对外贸易与经济增长关系进行实证研究具有较强的现实意义。

一、国内外研究现状

1.国外研究现状

自二十世纪六十年代以来，西方经济学家分别站在不同的立场、以不同的理论基础对对外贸易与经济增长关系问题进行了系统的论述与分析，在众多理论中梳理出以下三种观点：促进论，阻碍论和折中论。

促进论。英国古典经济学家亚当·斯密最早研究对外贸易与经济发展相互关系问题，他提出的“剩余产品出口”模型和动态生产率理论，对日后的理论发展有重要影响[2]。1937年，英国学者罗伯特逊提出“对外贸易是经济增长发动机”，这一命题主要着眼点在于阐述后进国家可以通过对外贸易特别是出口来带动本国经济的增长[3]。

折中论。1970年，欧文·克拉维斯在发表的《贸易是经济增长的侍女：19世纪与20世纪的相似点》中指出：19世纪经济取得成功的国家几乎都不是以出口主导型增长为其标志，而经济发展不成功的国家在19世纪倒有过相当大的出口扩展。他认为，应该把贸易扩展形容为成功的经济增长的侍女，而不是经济增长的自主发动机[4]。

阻碍论。以普雷维什和辛格为代表的“中心—论”，从贸易条件恶化的角度分析，认为当今的国际经济体制是以发达的资本主义国家为中心，控制着由发展中国家组成的地带，国家只能顺应中心国家的发展[5]。这种依附关系在对外贸易方面则表现为，发展中国家进行对外贸易非但不能促进经济的增长，反而是造成发展中国家经济不发达的原因。

2.国内研究现状

虽然到目前为止，我国的经济学界还尚未提出一个有创造性的、独立的对外贸易与经济增长理论。但是经过多年来的探索和学习，尤其是改革开放以来，针对我国出现的一系列贸易问题，学者们各自使用不同的方法，选择不同的样本数据，提出了自己的观点。

（1）从全局的角度对中国经济的整体发展情况与对外贸易的关系进行论证

袁知英、李占风（2009）通过建立联立方程模型和脉冲响应函数，对1978-2006年我国经济的历史数据进行分析，得出结论：经济增长对净出口、居民消费和投资都产生正向影响，且经济增长对净出口的影响最大，居民消费次之。

（2）从区域经济角度出发，验证对外贸易对区域经济的影响

王佳（2011）运用计量方法包括建立var模型、平稳性检验（adf检验）、协整检验、方差分解以及脉冲反应函数对山东省对外贸易和经济增长的发展状况进行定量的实证分析。

（3）从服务贸易角度，探寻我国对外贸易经济增长模式

林发勤、唐宜红（2009）认为，影响我国对外贸易经济增长模式的四点问题：第一，我国整体贸易结构不合理，服务贸易的发展相对滞后；第二，货物贸易的增长方式以粗放型为主；第三，货物贸易的出口贸易方式加工贸易占主导地位，不利于技术创新；第四，服务贸易的竞争力相对较弱。

（4）从进口、出口贸易角度分别进行论证

黄凌莹（2008）对我国1978-2006年的进口、出口贸易与国内生产总

值进行协整分析，结论表明它们之间存在着长期稳定的动态均衡关系，并基于误差修正模型的因果关系检验得出进口、出口贸易对经济增长具有促进作用。

综观上述研究观点，不难发现：

首先，关于对外贸易与经济增长的理论研究方面主要是基于一些特定假设而提出的，对于特定国家、特定地区并不一定适用；其次，相关实证研究方面，学者们注重进出口和各地区经济情况的差异性，将视角由进出口总量与经济增长的关系研究转向进口、出口分别与经济增长的关系进行分析，由一国的贸易与经济增长的关系转向单个省区的外贸与经济增长的关系研究，这两种转变更具有现实意义；再次，对进、出口和gdp的关系进行简单的线性回归分析是不恰当的。这是因为进、出口和gdp均为非平稳序列，对非平稳序列直接进行线性回归，容易产生伪回归问题[6]，从而导致回归模型回归的结果毫无解释意义；最后，相关关系并非因果关系。进出口与经济增长的正相关关系，有可能是因为进出口扩张促进了经济增长，也有可能是因为经济增长推动了进出口的增加。

二、辽宁省对外贸易与经济发展关系的实证研究

1.辽宁省进出口总额与经济增长的关系

（1）数据的选取与建模

本文的数据主要选取1990-2011年《辽宁省统计年鉴》（09年的数据由于受08年美国次贷危机引发的全球金融危机的影响，导致我省外贸总额大幅下降，为避免影响分析结果的准确性将其剔除），gdp代表辽宁省国内生产总值；z代表进出口总额；ex代表出口额；im代表进口额。为消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不改变原序列的协整关系[7]。数据详细见表2.1：

表2.1 辽宁省gdp与进出口总额

年份 lgdp lz lex lim

1990 6.968568 4.146304 4.027136 1.960095

1991 7.090160 4.209160 4.055257 2.261763

1992 7.295056 4.338597 4.123903 2.694627

1993 7.606288 4.437934 4.128746 3.113515

1994 7.808648 4.574711 4.229749 3.342862

1995 7.935015 4.699571 4.41401 3.306887

1996 8.057599 4.722953 4.423648 3.370738

1997 8.183816 4.864453 4.487512 3.706228

1998 8.264028 4.847332 4.388257 3.848018

1999 8.336079 4.922168 4.406719 4.012773

2000 8.448722 5.248076 4.68675 4.403054

2001 8.523791 5.293807 4.710431 4.477337

2002 8.604874 5.381739 4.817859 4.540098

2003 8.699931 5.581991 4.985659 4.781641

2004 8.805675 5.841804 5.242805 5.044715

2005 8.993092 6.016401 5.457029 5.168778

2006 9.138253 6.181878 5.646153 5.301811

2007 9.320476 6.388057 5.867318 5.486869

2008 9.522857 6.585344 6.041444 5.71637

2010 9.823215 6.692952 6.066572 5.928258

2011 10.009050 6.866517 6.235195 6.107468

资料来源：1978-2012《辽宁统计年鉴》整理

研究模型的构建：以辽宁省第t年全年国内生产总值的自然对数lgdp作为被解释变量，以辽宁省第t年全年进出口总额的自然对数lz作为解释变量，建立如下模型：

（2.1）

（2）时间序列的平稳性检验

在进行变量间的内部关系研究时，只有变量间是同阶单整的才会有意义，因此我们首先对lgdp与lz进行adf单位根检验来检验两个变量间的平稳性。时间序列lgdp、lz经过二阶差分后平稳，lgdp、lz同为二阶单整序列。因此，可以进一步检验变量之间的协整关系。

（3）协整性检验

为了分析lgdp与lz之间是否存在协整关系，我们先做两个变量之间的回归，得出残差项，然后对回归残差进行平稳性检验。以lgdp为被解释变量，lz为解释变量，用ols回归方法估计回归模型如下：

（2.2）

（13.3638） （20.67867）

r2=0.957457 f=427.6075 d.w=0.31779

此方程的拟合优度良好，设et为lgdp与lz的回归残差，下面我们对et用adf检验进行单位根检验。

残差e的adf检验值小于a=5%的显著性水平下的临界值，在95%的置信区间内，拒绝原假设，残差序列没有单位根是平稳序列，说明lgdp与lz具有长期稳定的协整关系。由此

可以说明，从长期来看，辽宁省的国内生产总值与进出口总额之间具有较强的相关关系。

（4）lgdp与lz之间的granger因果关系检验

表2.2 lgdp与lz之间的granger因果关系检验

lags：1

null hypothesis： obs f-statistic prob.

lz does not granger cause lgdp 20 7.4309 0.01437

lgdp does not granger cause lz 0.38064 0.54544

lags：2

null hypothesis： obs f-statistic prob.

lz does not granger cause lgdp 19 8.60268 0.00366

lgdp does not granger cause lz 0.36041 0.70368

lags：3

null hypothesis： obs f-statistic prob.

lz does not granger cause lgdp 18 12.8189 0.00065

lgdp does not granger cause lz 0.37992 0.76945

由表2.2的检验结果发现，我们分别对三个滞后期的辽宁省国内生产总值lgdp与lz进行了granger因果关系检验，得出的结论是：lz是lgdp的granger原因，而lgdp不是lz的granger原因。综上所述，对外贸易拉动经济增长，而辽宁省经济增长对对外贸易的促进作用不强，它们之间只具有单项的granger因果关系。

2.辽宁省出口额、进口额与经济增长的关系

（1）数据的选取与建模

数据主要选取1990-2011年《辽宁省统计年鉴》（剔除09年数据），并且进行了简单的数据处理。各经济数据详细见表2.1。

研究模型的构建：以第t年辽宁省全年国内生产总值的自然对数lgdp为被解释变量，以辽宁省第t年全年出口额、进口额的自然对数lex、lim为解释变量，建立多元回归模型如下：

（2.3）

（2）平稳性检验

我们对lgdp、lex和lim进行adf单位根检验来检验各变量间的平稳性。时间序列lgdp、lex和lim经过二阶差分后平稳，lgdp、lex和lim同为二阶单整序列。因此，可以进一步检验变量之间的协整关系。

（3）协整性检验

首先，分析lgdp与lex之间是否存在协整关系，我们先做变量之间的回归，以lgdp为被解释变量，lex为解释变量，用ols回归方法估计回归模型如下：

（2.4）

（7.95187） （14.03909）

r2=0.912076 f=197.0959 d.w=0.281891

设et为lgdp和lex的回归残差，对et用adf检验进行单位根检验。

残差e的adf检验值小于a=5%的显著性水平下的临界值，在95%的置信区间内，拒绝原假设，残差序列没有单位根是平稳序列，说明lgdp与lex具有长期稳定的协整关系。由此可以说明，从长期来看，辽宁省的国内生产总值与出口额具有较强的相关关系。

其次，分析lgdp与lim之间是否存在协整关系，先做变量之间的回归，以lgdp为被解释变量，lim为解释变量，用ols回归方法估计回归模型如下：

（2.5）

（53.43141） （29.47346）

r2=0.978596， f=868.6850 d.w=0.475823

设et为lgdp和lim的回归残差，对et用adf检验进行单位根检验。

结果同上，残差序列没有单位根是平稳序列，说明lgdp与lim具有长期稳定协整关系。由此检验结果可知，从长期来看，辽宁省的国内生产总值与进口额具有一定的相关关系。为了更进一步研究各变量之间的相关关系，下面对lgdp与各变量进行granger因果检验，做进一步的验证分析。

（4）lgdp与lex、lim之间的granger因果关系检验

由表2.3检验结果可知：首先，分析gdp与lex之间的granger因果关系：对三个滞后期的lgdp与lex进行了granger因果关系检验，都得出相同的结论：lex是lgdp的granger原因，而lgdp不是lex的granger原因，它们之间只具有单向的granger因果关系。其次，分析gdp与lim之间的granger因果关系：同样对三个滞后期的lgdp与lim进行了granger因果关系检验，得出结论：它们之间不存在因果关系。

表2.3 granger因果关系检验

lags：1

null hypothesis： obs f-statistic prob.

lex does not granger cause lgdp 20 17.0841 0.00069

lgdp does not granger cause lex 0.79552 0.38489

lim does not granger cause lgdp 20 0.12587 0.72711

lgdp does not granger cause lim 0.19223 0.66659

lags：2

null hypothesis： obs f-statistic pr

ob.

lex does not granger cause lgdp 19 11.3181 0.00119

lgdp does not granger cause lex 0.33202 0.72297

lim does not granger cause lgdp 19 0.42203 0.66379

lgdp does not granger cause lim 0.49952 0.61723

lags：3

null hypothesis： obs f-statistic prob.

lex does not granger cause lgdp 18 11.4779 0.00103

lgdp does not granger cause lex 0.23232 0.87198

lim does not granger cause lgdp 18 0.29196 0.83039

lgdp does not granger cause lim 1.71752 0.22092

综上所述，辽宁省的国内生产总值与进口额、出口额具有长期稳定的关系，但是促使我省经济快速发展的真正原因是出口的推动，进口并不是最重要的原因。

三、结论与对策

1.结论

由协整性检验可知，辽宁省的国内生产总值与出口额、进口额和进出口总额具有长期的协整均衡关系。再由回归结果可知，进出口总额与gdp之间的相关系数为0.959031具有很强的正相关性，出口额与gdp之间的相关系数为1.101501，而进口额与gdp的相关系数为0.695191，由此可以得出，进出口总额、出口额与gdp之间具有高度的相关性，而进口额与gdp之间的相关性比较低。

由granger因果关系检验可知，对外贸易进出口总额对辽宁省经济增长具有很强的推动作用，而我省经济增长对对外贸易进出口总额没有拉动作用；辽宁省国内生产总值gdp的增加与出口额具有单向的因果关系，即出口额推动我省经济的增长；而我省国内生产总值gdp与进口额不具有明显的因果关系。由此我们可以看出，促使我省经济快速发展的真正原因是出口的推动，进口并不是最重要的原因。

2.对策

（1）协调好经济发展和出口的关系

根据本文的实证分析结论，得出出口对我省经济增长的推动作用是显著的，今后如何进一步发挥出口的推动作用，需要注意以下几点问题：首先，实施贸易伙伴多元化战略。其次，实施加工贸易升级战略。最后，加快出口产业的升级，大力发展出口优势产业，培育新的出口增长点。

（2）重视进口的作用，鼓励先进技术和先进设备的进口

实证结果表明：从长期来看，辽宁省出口对经济增长具有很强的促进作用，而进口对辽宁省经济增长的促进作用不显著；而从短期看，进口对辽宁省经济增长具有正向的推动作用。

因此，应在充分发挥出口带动经济增长的基础上，依据经济发展的需要适时调整进口策略，继续支持紧缺原料和资源的进口，限制科技含量低的产品和要素的进口，积极鼓励引进国外的先进设备、技术和创新成果以加快产业结构的优化和升级，促进经济集约化增长，提高要素生产效率，进而提高外贸对经济增长的促进作用。

（3）以区域创新促进外贸新的发展

“五点一线”沿海经济带开发建设战略的实施，是实现辽宁老工业基地振兴的必然要求，也是扩大辽宁对外开放的重要举措。

参考文献：

[1]辽宁统计年鉴（2012）[m].中国统计出版社.

[2]亚当·斯密.国民财富的性质和原因的研究（下卷）[m].商务印书馆，1972.

[3]李欣广.理性思维：国际贸易理论的探索与发展[m].中国经济出版社，1997.

[4]王爽.辽宁省对外贸易与经济增长的关系实证分析[j].东北师范大学，2005（05）.

[5]王佳.山东省对外贸易与经济增长关系的实证分析[j].山东经济学院，2011（04）.

[6]马薇，王建.计量经济模型伪回归表现形式及其易生经济变量研究[j].现代财经，2005（06）.

[7]张丽华.湖北省对外贸易与经济增长的实证分析[j].国际贸易问题，2008（05）.

[8]oxley，l.cointegration，causality and export-led growth in portugal[j].economics letters，1993（43）：160-17.

作者简介：

对外经济关系篇6

关键词：对外贸易 经济增长 回归方程

1.引言

加入WTO，促进了我国市场经济的发育与完善，加快了产业结构调整升级，使我国在深层次上参与了世界经济一体化进程，更好地享受了世界贸易的比较利益，对我国近年经济增长功不可没。南通，作为全国首批对外开放沿海城市，积极实施开放经济战略，大力发展对外贸易，很好地促进了地区经济的发展，尤其2002年-2010 年是南通经济高速增长阶段，期间南通对外贸易发展迅猛，年均增长率超过35%。

一般理论研究认为，对外贸易对经济增长具有很强的促进作用，是推动地区经济持续、快速增长不可或缺的因素，经济学家常把“对外贸易”、“投资”和“消费”称为拉动经济增长的“三驾马车”。国内对于经济增长和对外贸易关系的研究较多，有理论研究，也有实证研究，但结论却不一致，甚至大相径庭。其中，有研究认为对外贸易对我国地区经济增长作用不明显，对非出口部门促进作用尤其不强[1]；也有研究提出对外贸易对经济增长促进作用较强，对经济增长意义重大[2]；还有研究认为两者关系不能简单而论，比如，张少霞在其《进出口与经济增长关系的总需求和总供给模型分析》一文中提出在总需求约束条件下，净出口与经济增长呈现正相关关系，但在总供给约束下，净出口与经济增长呈负相关关系等等[3]。

综合以上研究， 我们可以推断：对外贸易与经济增长的关系和经济社会所处的经济环境、政策环境等因素息息相关，在不同时期，对外贸易对不同地区的经济增长起到的影响是有差异的。即：在经济发展的不同阶段， 对外贸易与经济增长的关系存在差异，即便在同一阶段， 由于各地经济发展水平差异的存在， 对外贸易与经济增长关系也不尽相同。

上述研究侧重于一国范围，对地区相关分析涉及比较少，特别对我国首批沿海开放城市的相关研究就更少。因此，本文拟选择南通市作为研究对象，应用时间序列模型分析对外贸易对南通经济增长的影响，讨论对外贸易对南通经济增长的作用，以及对外贸易通过哪些途径促进了南通地区经济的增长，希望研究结果能对我国其它沿海开放城市具有一定的借鉴意义。

2.实证模型和样本数据

本文搜集了南通市2001年到2011年期间的时间序列，包括国内生产总值GDP、投资、消费和净出口。考虑到2001年正式加入WTO前后，我国对外贸易的内外部环境，如外贸政策、财政政策、货币政策等发生较大变化，比如，加入WTO后，我们获得了WTO成员国的进口关税优惠，一定程度上降低了我国商品出口的贸易壁垒，推动了国内各地区外向型经济的高速发展，因此，我们选取2001年以后的数据进行分析。

为了检验变量之间是否存在协整关系，我们队对方程（3）的残差序列e进行单位根检验，选择无截距项、无趋势项的ADF检验模型，估计结果如表5。

检验结果显示，残差序列在5% 、10% 显著水平下拒绝原假设。表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，从而验证了四个变量之间存在协整关系，公式（3）给出了它们之间的协整关系。回归结果表明，南通对外贸易净出口的增长率每变动 1%，能引起南通GDP增长率变动0.016859%；而投资和消费每变动1%，会引起南通GDP增长率分别变动 0.185895%和 0.626768%。这说明投资、对外贸易与消费对南通经济都具有促进作用，但投资和消费的促进作用大于对外贸易。

4.政策建议

近几年来，对外贸易对南通经济增长所起的促进作用是有目共睹的，但历史数据表明，对外贸易因素整体而言对南通经济增长的促进作用很有限，因为南通还没有摆脱供给约束，高新技术产品、高附加值产品生产出口能力较弱，还以传统产品出口为主。出口在优化资源配置、推进产业结构升级、带来规模经济效应、获得国际分工比较利益等方面效果不明显，经济增长还是以我们内部消费需求和投资为主，远谈不上真正意义上的出口导向型经济。

建议南通今后在推进开放型经济战略中发挥资源优势，大力发展具有一定国际竞争优势的海洋产品产业，提高海产品的深加工能力，统筹产业链，提高其竞争力；充分利用南通教育和科研优势，发展高新技术和高附加值产业，提升出口产品科技含量，引导出口企业向质量、效益型转变；在国际劳务和工程承包市场上，加大政策扶持力度，积极摸索对外劳务出口新模式，实现“走得出去，站得稳”格局，充分发挥南通建筑之乡和劳务出口大市的竞争优势，并带动产品出口，缓解劳动力压力；在纺织服装、机电、化工等传统出口行业培育新的出口增长点，提高出口规模，通过规模效应降低出口产品成本。

参考文献：

[1]杨全发、舒元.中国出口贸易对经济增长的影响[J].世界经济与政治，1998（8）：14-19

[2]刘晓鹏.协整分析与误差修正模型―我国对外贸易与经济增长的实证研究[J].南开经济研究，2001（10）：52-56

[3]张少霞.进出口与经济增长关系的总需求和总供给模型分析[J].国际经贸探索，2002（6）：15-18

[4]刘小鹏.协整分析与误差修正模型-我国对外贸易与经济增长的实证研究[J].南开经济研究，2001，（9）：52-56

[5]李文.出口对我国经济增长贡献的定量分析[J].审计与经济研究，1997，（5）：49-51

[6]彭福伟.怎样看待目前对外贸易对国民经济经济增长的作用[J].国际贸易，1999，（1）： 15-19.

[7]沈程翔.中国出口导向型经济增长的实证分析：1977-1998[J].世界经济，1999，（12）： 26-30.

[8]Kwan.Economic Growth and the Expanding Export Sector：China 1952-1985，International Economic. 1990：105-116

[9]Johansen S. Statistical analysis of co integration vectors [J].Journal of

Economic Dynamics and Control，1988，（12）：231-254.

[10]江苏统计局.《江苏统计年鉴》[M].中国统计出版社，2001-2010.

对外经济关系篇7

[关键词] 对外贸易　经济增长　贡献率　拉动度

改革开放以来，浙江省对外贸易发展迅速，全省进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2004年的852.3亿美元，年均增长30.1%，高出全国同期年均增长速度14个百分点。进出口总额占全国的比重从1978年的0.3%增加到2004年的7.4%。尤其是1998年以来，出口规模稳居全国第四，出口增速不仅全国领先，而且在沿海主要省市中也处在领先地位。贸易顺差更是连续多年名列全国第一，2004年浙江实现贸易顺差310.9亿美元，占全国贸易顺差 （320亿美元）的97.2%，浙江省对外贸易的快速发展对推动经济增长起到了十分重要的作用。无论是从纵向的增长速度，还是横向的国内比较，以及结构性的产品升级，浙江的对外贸易堪称中国外贸奇迹的典型代表。因而对浙江省对外贸易与经济增长关系进行实证研究具有较强的现实意义。

一、简要的文献回顾

当前对外贸易与经济增长的关系问题已成为理论界探讨的热点问题，很多学者从不同角度进行了研究，如陈家勤(1999)通过对进出口依存度、进口GDP增长弹性的研究，得出结论认为进口增长对GDP增长发挥了较大作用；林毅夫等(2001)通过联立方程组，得出“出口对经济增长具有较大作用”的结论；石传玉等(2003)运用误差修正模型,得出“短期内出口促进经济增长、长期内进口与出口共同促进经济增长”的结论。尽管各自选用的方法不同，结论有异，但一个广为接受的现实是对外贸易与经济增长之间存在密切的关系。然而由于我国幅员辽阔，不同地区的经济结构和经济发展水平存在很大差异，因而对外贸易与经济增长在不同地区可能存在着不同的数量关系。笔者旨在分析对外贸易对浙江经济增长的贡献率和拉动度，进而分析对外贸易与浙江经济增长之间的数量关系，并据此提出政策建议。

二、对外贸易对浙江经济增长的效应分析

为分析对外贸易对浙江经济增长的作用，笔者引入对外贸易的贡献率和拉动度两个概念。对外贸易的贡献率是指对外贸易变量的增量与GDP增量的比率；对外贸易的拉动度则指对外贸易的贡献率与GDP增长率的乘积，它表明在GDP的增长中有多少是由对外贸易贡献的。然而在实际测算对外贸易的贡献率和拉动度时，到底采用哪一对外贸易变量，并无统一的认识。净出口分析法认为应采用净出口增量，因为按照支出法核算国内生产总值的恒等式：GDP=C+I+(X-M)，这里C表示消费，I表示投资，X表示出口，M表示进口，(X-M)表示净出口。用增量的形式表示，则有，式中表示各变量的增量。这意味着GDP的增量是由投资、消费和净出口三大需求因素的增量决定的，因而对外贸易对经济增长的贡献率应由净出口增量与GDP增量的比率(百分数)来表示；相应的对外贸易对经济增长的拉动度则等于该比率与GDP增长速度的乘积。而出口总量法则强调出口总量增长对国民经济的拉动作用，因此认为应采用出口增量与GDP增量的比率表示对外贸易对国民经济增长的贡献率，用该比率与GDP的增长速度的乘积表示对GDP的拉动度。以上两种方法现实中都有所采用，因此这里笔者根据有关统计数据分别按以上两种方法计算了1996年以来对外贸易对浙江经济增长的贡献率和拉动度，结果见表1：

表1 1996-2004年对外贸易对浙江GDP增长的贡献

资料来源：根据2005年《浙江省统计年鉴》的数据资料整理计算。

从表1可以看出，对外贸易对浙江GDP增长的贡献率和拉动度波动较大，但总体具有正的趋势。按照净出口分析法，1996年～2004年9年间除1996年的贡献率和拉动度为负值外，其余年份均为正值，2004年达到最高，贡献率为41.67%，拉动度为8.2%，说明2004年浙江GDP增长的1848亿元中有41.67%是由净出口贡献的，GDP增长19.67%，其中有8.2个百分点是由净出口拉动的。按照出口总量法，各年份均为正值，2000年达到最高，贡献率为81.04%，拉动度为10.14%。总体上看，亚洲金融风暴以后的1998年，外贸对浙江GDP增长的贡献率和拉动度有所下降，在加入WTO以后的2002年、2003年、2004年，外贸对浙江GDP增长的贡献率和拉动度均有所上升。

但无论净出口法还是出口总量法都存在一定的缺陷，净出口法完全将进口作为对国民经济增长的负面因索来考虑，认为进口产品完全是对国内需求的抵消，是国内可供商品的完全替代。而出口总量法则完全不考虑进口，认为进口产品是国内供给不足的补充，两种方法都有极端性。为了比较准确地衡量对外贸易对浙江经济增长的作用，下面笔者采用定量方法分析对外贸易与浙江经济增长的关系。

三、对外贸易对浙江经济增长的实证分析

1.变量及模型选择

为了进一步分析对外贸易与浙江经济(GDP)之间的数量关系，笔者选用浙江省的出口、进口、GDP年度数据进行回归分析。原始数据(见表2)取自2005年《浙江省统计年鉴》，样本区间为1990年～2004年。

表2 1990年～2004年浙江GDP与进出口额单位:亿美元

资料来源：GDP及进出口数据见2005年《浙江省统计年鉴》，其中GDP数值根据当年中美汇率换算而得（1990年：5.2；1991年：5.4；1992年：5.7；1993年：5.8；1994年：8.6，1995年：8.4；1996年～2004年均为8.28）。

为了消除GDP和进出口数据中存在的异方差，对上述各变量分别取对数,并建立如下的线性回归方程：

(1)

(2)

式中，Y代表GDP，X代表出口，M代表进口，为出口趋势的截距和斜率，为进口趋势的截距和斜率，为误差项。由于笔者旨在考察对外贸易与浙江GDP增长之间的数量关系，因此模型中忽略了影响GDP增长的其他因素。

2.回归结果及分析

借助SPSS软件，对表2中相关变量取对数后，采用最小二乘法，对以上模型(1)、(2)分别进行回归，回归结果见表3。

表3 模型的回归结果

从回归结果看，模型(1)的拟和度很好，调整的，表明方程总体线性关系在97%的水平上成立。从经济意义考虑，，表示出口的增加能够促进GDP的增长；从统计角度看，回归系数的估计值都通过了显著性检验。回归方程为：lnY=3.295+0.631lnX，这表明在只考虑出口对当年经济影响的情况下，出口每增长1%,将会使浙江GDP增长0.631%。

从模型(2)的回归结果看，模型的整体拟和度很好，调整的=0.962，但是由D.W值可以看出在5%的显著性水平上,回归模型的误差项却存在正的自相关，因此在模型中增加AR(1)项，并且以作为AR（1）项，进行重新回归，得到修正的回归方程：

lnY=1.776+0.262lnM+[0.567AR(1)]

方程中各项系数均通过了5%的显著性水平检验，并且整体拟和度也有所改善，调整的=0.987，D.W=2.674，该方程表明，进口每增加1%，浙江当年的GDP相应会增长0.262%。

模型(2)表明进口也会对浙江GDP的增长具有拉动作用，这似乎与传统的理论有悖，传统理论认为，对外贸易对国民经济的拉动作用主要依靠出口或净出口。实际上，根据现代经济增长理论，虽然短期内经济增长主要取决于投资、消费和净出口三大需求因素。但是，从长期来看，经济增长则主要取决于要素供给的增加和生产率的提高。要素供给的增加包括资本和劳动供给的增加；全要素生产率的提高则包括产业结构优化、规模经济、制度创新、知识进展等，这些都与进口有着密切的关系。因为进口中往往包含大量的先进设备和技术，它虽然不会直接对GDP总额产生正向促进作用，但大量先进设备和技术的进口会促进科技进步和生产率的提高，促进经济集约化增长程度的提高，从而导致要素生产率的提高，最终促进GDP增长。从这一点考虑我们就不难理解为什么进口对浙江省的经济增长也有促进作用了。

三、结论与政策建议

以上分析表明，对外贸易对浙江的经济增长有明显的促进作用。在加入WTO以后，其促进作用在不断加强。因此发展对外贸易，有利于浙江利用海外资源来推动经济发展，也有利于浙江在更大的范围内优化资源配置，从而促进经济增长。从实证分析中可以看到，进口也能促进浙江经济增长，因此在加入WTO后经济全球化和新技术革命的大环境中，浙江经济要想在更加激烈的外部竞争压力下持续发展，在不断保持出口优势，提升出口质量、品牌、结构的同时，也就应充分发挥进口的作用，只有这样，才能使浙江更好地参与国际分工，才能在国际贸易中获益更多。从可持续发展的高度考虑，应该限制低科技含量的商品进口，引进高科技含量、可同时服务于出口部门和非出口部门的技术设备和智力资源，提高河北GDP的进口弹性，以利于浙江经济长期可持续性发展。

参考文献：

[1]陈家勤:我国外贸对经济增长的贡献与外贸扶持政策调整的基本取向[J].财贸经济，1999第6期

[2]林毅夫李永军:必要的修正――对外贸易与经济增长关系的再考察[J].国际贸易，2001年第9期

[3]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年第1期

[4]王喜平:对外贸易对河北经济增长作用的实证分析，商业研究，2006年第13期，

[5]孙敬水高玲芬孙金秀:浙江省对外贸易与经济增长关系的协整分析.国际贸易问题，2005年第10期

[6]孙敬水龚江洪:进出口对浙江经济增长拉动作用的实证研究.财经论丛，2006年第2期

[7]范柏乃毛晓苔王双:中国出口贸易对经济增长贡献率的实证研究：1952年～2003年，国际贸易问题，2005年第8期

[8]刘晓鹏:我国进出口与经济增长的实证分析――从增长率看外贸对经济增长的促进作用.当代经济科学，2001年第3期

[9]许和连赖明勇:我国出口与经济增长关系分析.湖南大学学报，2001年第3期

对外经济关系篇8

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。www.133229.COm

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).

对外经济关系篇9

关键词：循环经济 对外贸易 可持续发展

 

一、对外贸易可持续发展与循环经济的内涵研究 

 

1、对外贸易可持续发展的内涵。对外贸易可持续发展是经济可持续发展的一个组成部分,位于流通环节,它要求一国通过制定与经济可持续发展、生态可持续发展、社会可持续发展等相协调的外贸战略与政策,促使对外贸易的经济效益、社会效益与生态效益的高度统一,实现对外贸易的长期、持久、稳定、健康地增长。 

2、循环经济的内涵。循环经济就是在可持续发展思想指导下,建立在资源不断循环利用基础上的经济发展模式,它以资源重复利用、循环利用、永续利用为核心,以实现经济效益、生态效益、社会效益的协调统一为目标,以减量化、再利用、再循环为原则,按照自然生态系统物质循环和能量流动规律重构经济系统,使经济系统和谐地纳入到自然生态系统的物质循环过程中,从而实现经济活动的生态化转向。 

 

二、循环经济与对外贸易可持续发展的关系 

 

1、循环经济与对外贸易可持续发展的本质是一致的。可持续发展是人类对自己与自然的关系进行深刻的反思后提出的全新的发展思想和发展战略,资源的持续利用和生态的可持续性保持是可持续发展的首要条件,也是可持续发展的标志,它要求经济社会的发展不能超越资源和环境的承载力。而循环经济是人们在可持续发展思维的引导下产生的一种全新的经济形态和发展模式,循环经济的指导思想是以最小的资源、环境为代价获取最大的经济效益和发展空间,实现经济与环境的双赢。因此可以说,发展循环经济就是实践对外贸易可持续发展战略,循环经济与对外贸易可持续发展本质上是一致的。 

2、循环经济与对外贸易可持续发展的目标是一致的。循环经济追求的是社会、经济和环境的协调统一,它强调资源的重复利用、循环利用。循环经济一方面通过减少资源的使用量和废弃物的资源化减轻了经济系统对自然资源的需求压力,使得自然资源可持续利用;另一方面通过减少废弃物的排放量,降低环境的污染程度,把人类的经济活动和社会活动等对自然资源和环境的影响降低到尽可能小的程度,从而保护环境,实现社会、经济和环境的可持续发展。对外贸易可持续发展是以实现经济效益、社会效益和生态效益相结合为目标。可见,两者的目标是一致的,都强调资源消耗和环境影响的最小化。 

 

三、我国对外贸易可持续发展的主要制约因素 

 

1、粗放型的外贸增长方式。长期以来,对外贸易特别是出口贸易实施了“高投入、高消耗、高污染、低收益”的数量型发展模式,外贸企业在追求利润最大化目标引导下,一味追求规模和速度,很少考虑环境保护和资源消耗问题。这种增长方式导致了对资源的掠夺性开采和对环境的肆意破坏,造成资源的浪费、环境的污染以及发展后劲的削弱。

2.低层次的进出口商品结构。在出口结构方面,我国出口产品多为劳动密集型的初级产品和低附加值、低技术含量的工业制成品。近年来,我国出口贸易额最大的五大行业分别为:机械、电子、电子设备制造业,纺织业,化工原料及化工制成品制造业,金属制品业和采掘业,其产品出口额占当年出口总额的2/3以上,这些行业大都是污染严重的行业,并且,各行业在出口迅速增加的情况下,环境污染程度有所上升。在进口结构方面,进口商品中能源和原材料不断增加,如原油、化工材料、铁矿石、钢材等,这些作为投入品的原料型产品都是高能耗的,在生产过程中对环境造成危害。更为可怕的是,近年来由于经济利益的驱动,我国陆续发生进口工业垃圾和有害废物的事件,给我国生态环境带来严重的破坏。

四、发展循环经济以实现我国对外贸易可持续发展的战略措施 

 

面对我国传统的外贸增长方式与循环经济之间的种种矛盾以及在循环经济下我国外贸所面临的环境, 我们必须充分认识到, 在循环经济发展的大趋势下, 通过发展循环经济而实现我国对外贸易的可持续发展, 既是我国经济发展的内在要求, 也是面临着国外循环经济发展趋势的外在约束。为此, 应从以下几个方面来协调我国对外贸易与循环经济的关系, 以实现我国对外贸易的可持续发展。 

1、正确认识循环经济与我国外贸可持续发展的战略关系。这是正确处理对外贸易与循环经济协调发展的指导思想。贸易与环境的协调发展是我国可持续发展战略中的一部分, 我们应以可持续发展理论为指导思想, 把贸易与循环经济协调发展纳入到可持续发展战略中统筹考虑, 追求贸易、经济、生态环境和社会效益相统一的可持续发展,提高环境质量, 促进科技进步, 提高我国出口产品的竞争力, 从而促进对外贸易的可持续发展。从整体上来看, 要逐步改进大进大出的粗放式贸易战略, 调整我国外向型经济政策, 在重视对外贸易工作的同时, 要加快国内贸易和国内市场的建设, 加快培育国内循环经济模式的形成与发展。 

2、调整我国的产业政策和产品结构, 逐步改变资源型出口导向战略。加快调整产业结构、产品结构和能源消费结构是发展循环经济的重要途径。对出口产品来说, 就是要提高产品的技术含量和附加价值; 对进口方面来讲, 就是要提高资源和能源的利用率, 减少对石油、铁矿石等的进口。整体来看,就是要提升我国国际分工地位, 提高产品的附加值, 减少对外贸易发展中对资源的过度消耗。在当前和今后一段时期内, 一是要遏制对部分地区和行业的盲目投资和低水平重复建设。二是要加快低耗能、低排放产业的发展。三是政府要制定环境保护产业发展规划, 确保环境保护产业的发展目标和发展重点, 培育环境保护产业的国际竞争力。四是政府要制订环境保护产业发展的倾斜政策, 比如政府直接投资、信贷优惠、税收优惠、出口退税、加大研发投入和鼓励环保科技创新等。 

 

参考文献： 

[1]余敏友,左海聪,黄志雄.WTO 争端解决机制概论[M].上海出版社，2001 

[2]李树.技术性贸易壁垒的设置与我国的策略选择[J].改革，2003（6） 

对外经济关系篇10

关键词：可持续发展；经济；生态；协同发展

自工业文明以来，人类不仅积累了庞大的物质财富，更为重要的是掌握了日益精进的认识、改造、驾驭、奴役自然的技术与能力，在此基础上，显见的结果是由此而伴生的人类蔑视自然的野心及欲望，正在不受任何约束地膨胀。对于仍然徘徊在自由王国之外的人类来说，这种无知的欲望加上强大的技术力量将招致灾难性后果。1962年，美国生物学家卡逊的环境科普著作——《寂静的春天》已经将这一后果昭示于全体人类面前，这一警世之作的全部意义集中于它启迪了人们对自身行为的反思，这一反思催生了可持续发展观的孕育及发展。从一开始，可持续发展观就把生态与经济的关系作为中心问题加以研究，这在其不同发展阶段的具体理论学说中逐一得以呈现。

一、罗马俱乐部的经济零增长论

成立于1968年的罗马俱乐部以研究“世界性的问题”而闻名于世，以麻省理工学院米都斯(dennis l.meadows)教授为首的研究小组于1972年公布了第一份研究报告：《增长的极限——罗马俱乐部关于人类困境的报告》(以下简称《报告》)，引起了世界范围内的广泛关注。

《报告》考察了世界人口、工业化、污染、粮食生产和资源消耗等五个方面的发展趋势，指出世界经济与人口的指数增长必然会遭遇一个“极限”，“我们可以有信心说，在现有系统没有重大变化的假定下，人口和工业的增长，最迟在下一个世纪内一定会停止。”随之而来的是不可避免的全面的衰退和崩溃。与《寂静的春天》不同的是，《报告》虽得出了令人悲观的结论，但却拒绝放任悲剧性前景的降临，“无论如何，我们的态度是一种很严肃的忧虑，而不是绝望的恐惧。”对此，《报告》提出了维持“全球均衡状态”的设想，以此作为应对危机的根本思路，其核心观点是“工厂资本和人口在规模上不变。出生率等于死亡率，资本的投资率等于折旧率。所有投入和产出的速率；包括出生、死亡、投资和折旧保持最小。”他们认为只要“自觉控制增长，促使增长结束”就会实现“更好的”结果，即“可以维持，没有突然的和不可控制的崩溃；可以满足全体人民的基本物质需要”。

《报告》主张经济零增长，但这并不意味着对发展与进步的抛弃与否定，“在均衡状态中，需要不变的量只有人口和资本。而那些不需要大量不可代替的资源，或不产生严重的环境退化的人类活动，可以无限地继续增长。”为避免可能发生的误解与偏见，《报告》在总结部分进一步阐明这一原则性认识：“我们毫不含糊地支持这种论点，给世界人口和经济增长强加上一个制动器，而绝不是导致冻结世界各国经济发展的现状。”

“这份报告的悲观主义结论，已经而且无疑将继续是一个争论的问题。”正如《报告》所预言的那样，经济零增长论一经提出就引发了广泛的争议，对它的主要非议集中于《报告》把经济与生态的关系简单对立起来，宣扬一种抑此扬彼的机械主义论调，无疑是过于消极、片面的。显然，《报告》所主张的经济零增长论并非是解决经济与生态矛盾的一剂良方，而只是在现有技术、理论学说、社会政治框架、国际合作体系等都存有不足与缺陷的前提下，为完成“一场思想上的哥白尼革命”而赢得时间。

《报告》在可持续发展思想史上具有里程碑意义，它引导人们理智地透析出生态问题的本质即经济与生态关系的矛盾。这份报告，尽管“仅仅是第一步”，但却是具有深远意义的开创性的第一步，正如波托马克协会主席威廉?瓦特在《报告》前言中所说：“我们希望，《增长的极限》会在所有社会得批判性的注意，并激发争论。我们希望，它将鼓励每一个读者思考增长与进步的等同关系及其结果。而且，我们希望，它会导致一切领域里有思想的先生们和女士们明白：如果我们要维护这个我们自己和我们的孩子们居住的星球，现在就需要一致行动。”从这一意义上说，《报告》更像是一份划时代的“行动宣言”，启迪人们在解析生态与经济关系的世界性难题上不断寻求理论与实践上的答案。

二、戴利的稳态经济论

美国生态经济学家赫尔曼·e·戴利(hermane.daly)1971年出版了《走向稳态的经济学》，开始提出稳态经济学概念。1996年出版的《超越增长：可持续发展的经济学》一书，进一步全面系统地论述稳态经济论，被视为“对于每一个关心可持续发展的人必读的著作”，他本人也被誉为“对传统经济学发起哥白尼式革命的最卓越的倡导者”。

戴利认为经济子系统是被生态母系统包围的，二者之间不断进行物质与能量的交换。由于人类活动(尤其是经济活动)的加剧，使得经济子系统的空间区域日益膨胀，逐渐压缩生态系统，乃至有扩展至生态边界、导致生态系统崩溃的危险，即由“空的世界”日益走向“满的世界”，这是人类目前面临着的生态危机的实质。为缓解这一危机，消除生态问题，就需要对经济系统的扩张施加一定的约束和限制，为此戴利提出了“稳态经济”——在必要时应该不惜放弃短期经济增长和资源消耗以维持整个社会长期生存和稳定的一种经济，也就是说，“经济流量的恒定水平必须是生态可持续的，能在长久的未来保持人类生活在一个足以有优越生活的标准的或人均资源使用水平。”

稳态经济学的核心问题是确定经济规模。戴利认为“宏观环境经济学的主要任务是设计出一个与装载线相类似的制度，用以确定重量即经济的绝对规模，使经济之船不在生物圈中沉没。”提出要用“经济的装载线”——这种“目前还未存在的政策手段”来限制经济产量的规模，确保生态安全。戴利还提出了最大规模与最佳规模的区别，并且把最佳规模与可持续发展联系起来，使其对可持续发展的分析具有了全新的意义，“可持续发展是经济规模增长没有超越生物环境承载能力的发展。”“可持续发展的整个理念就是经济子系统的增长规模绝对不能超出生态系统可以永久持续或支撑的容纳范围。”

稳态经济论所主张的可持续发展不同于丹尼斯在《增长的极限》中所提出的对于经济增长所施加的简单的、粗暴的甚至是危险的方法，这就是“用质量性改进(发展)的经济范式来代替数量性扩展(增长)的经济范式作为未来进步的道路。”因此，稳态经济论成功地将人们对于经济与生态关系的关注，由过去对经济增长速度的追求转移到对经济发展质量的追求上来，这符合经济与社会现实发展的需求，在对经济与生态关系的研究上迈出了重要一步。然而不可否认的是，稳态经济论在处理经济与生态关系上的基本策略是对经济增长实施一定程度的自觉的约束与限制，这与《增长的极限》的基本主张在本质上是一致的。因此，稳态经济论只能是立论于经济与生态关系矛盾对立基础上的改进方案，而对于经济与生态二者之间的互动关系，尤其是二者之间的协同发展的认识明显不足，这注定了稳态经济论只能限于理论研究层面，而很难应用于具体实践活动。

三、环境库兹尼茨曲线说

20世纪末一批环境经济学家，包括卡蒙纳(commoner，1991)、戴斯卡布塔和米勒(dasgupta，maler，1994)等人在分析经济增长与环境质量的关系时，经过大量实证研究得出结论，认为在经济发展过程中，环境恶化程度随着经济发展水平的提高逐步加深，达到一定严重程度后随着经济发展水平的提高而逐步得以改善，环境状态随经济发展水平呈“倒u型”态势，这是一种类似库兹尼茨(kuznets)曲线的动态关系，因此称为环境库兹尼茨曲线。环境库兹尼茨曲线说似乎印证了这样一种客观联系，即在经济发展的较低阶段，人类的经济活动规模不大，生产方式自发地遵循生态规律，因而经济活动对于生态环境的负面影响并不危机自然界的生态修复功能；但工业革命以来，由于技术进步速度加快，经济活动对自然生态资源的消耗开始超出资源更新与生态修复能力；进入后工业化时代，知识经济成为主流经济形式，环境保护与治理的制度、技术、意识取得长足进步，经济活动与生态环境实现良性互动。环境库兹尼茨曲线的存在，表明在一个国家或地区的经济发展初期不可避免地将出现一定程度的环境恶化，并随着人均国民收入的提高，经济增长将有助于环境的改善。

环境库兹尼茨曲线说论证了生态与经济的复杂关系，即在一定条件下的对立关系可以成功转向为统一关系，实现共生共进的良性互动。这为进一步改变经济增长模式，通过经济发展的积极的能动作用，实现经济与生态共同发展提供了理论依据，为可持续发展模式的创新开辟了一条新道路。环境库兹尼茨曲线说的提出是可持续发展思想史的一个重大转折点，在对经济与生态关系的处理上，不再是对经济活动的单纯的约束与限制，而转向积极有效地引导与规范，使经济发展成为促进环境质量改善的有效手段。

然而，环境库兹尼茨曲线说作为可持续发展思想史上的一个阶段性理论成果，仍然有其难以克服的理论缺陷与不足。首先，环境库兹尼茨曲线说是以发达国家的发展实践为例，显然并不具有令人信服的普遍性。大部分发达国家的经济发展所造成的环境成本已通过不公正的国际分工和贸易体系转嫁到发展中国家。如果发展中国家遵循并且按照环境库兹尼茨曲线说所指明的所谓的“发展规律”进行经济活动，通过追求高速度来实现经济发展阶段的跨越，那势必会削弱其可持续发展的基础，结果可能是不仅不能成功实现发达状态，相反却会出现生态与经济的同步衰退与崩溃。其次，环境库兹尼茨曲线说只是一个实证性研究的成果，只是注意到了经济增长与环境质量之间存在着一定的客观联系，但却没能给这种联系以内在逻辑自洽的理论解析，也就是说它不可能对经济与生态关系如何实现共同发展给出明确的回答。最后。环境库兹尼茨曲线说在处理经济与生态关系问题，实质上是一种不作为的消极态度。它认为只要人们自觉遵循经济与生态关系变动的发展规律，通过经济发展由低级阶段上升到高级阶段，生态与经济关系会自动进入一个良性互动状态，这一认识的根本性危险在于它放任了生态危机可能在经济发展的低级阶段就会爆发，造成不可逆转的后果，从而危及人类的整体性生存。

四、协同发展观

1986年由德国科学家赫尔曼·哈肯(hermannhaken)撰写的《协同学——大自然构成的秘密》一书出版，“协同”一词成为被各门学科广泛引用的重要概念。哈肯的协同观主要集中于对事物结构的自组织特性——由无序到有序的认识上，这对传统的物理学认识发起了挑战。哈肯协同学的研究目标是“在千差万别的各科学领域中确定系统自组织赖以进行的自然规律”，在此意义上，他把协同学定义为“一门在普遍规律支配下的有序的、自组织的集体行为的科学”。哈肯的协同学对可持续发展思想的发展与演化无疑是有积极意义的，按照事物的协同发展规律判断，经济与生态是完全可以由对立走向统一，由冲突走向协同，实现良性互动的。