对外经济关系范文

导语：如何才能写好一篇对外经济关系，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公文云整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

关键词：地缘经济关系 经济联系 匹配

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

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

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

中国与20国集团的地缘关系测算

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

（一）测度方法的设计

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

2.对指标进行无量纲化处理：

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

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

其中，Xi′，Yi′，Zi′为i国的X，Y，Z的标准化值。

4.标准化处理。为了便于识别，对欧氏距离值进行标准化处理，计算如下：

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

（二）2010年中国地缘关系测度

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

中国与20国集团各国的经济联系强度测算

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

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

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

中国地缘经济关系与对外经济联系强度的匹配

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

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

结论

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

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

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

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

中国与20国集团的地缘关系测算

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

（一）测度方法的设计

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

2.对指标进行无量纲化处理：

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

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

其中，Xi′，Yi′，Zi′为i国的X，Y，Z的标准化值。

4.标准化处理。为了便于识别，对欧氏距离值进行标准化处理，计算如下：

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

（二）2010年中国地缘关系测度

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

中国与20国集团各国的经济联系强度测算

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

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

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

中国地缘经济关系与对外经济联系强度的匹配

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

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

结论

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

参考文献：

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

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

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

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

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

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

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

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

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

篇2

关键词：对外经济合作; 经济增长; 协整关系

1 对外经济合作促进我国经济增长的实证分析

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

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

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

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

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

首先建立如下回归方程：

GDPt=β0+β1FECt+ut

估计后得到：

GDPt=25.2287+78.1356FECt+ut

R2=0.9893 D.W.=1.228

第二步，对上式的残差进行单位根检验，其结果如下：

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

即u^t∽Ⅰ(0)。上述结果表明：GDP和FEC之间存在协整关系。

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

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

3 结论及政策建议

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

为了使我国经济健康平稳的发展，必须从以下方面推动对外经济合作的发展：

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

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

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

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

(5)企业之间强强联合，实现全方位、多层次、宽领域的对外经济合作。

参考文献

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

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

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

篇3

关键词：对外贸易；经济增长；计量分析

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

一、引言

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

二、计量模型理论分析

（一）经典理论

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

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

（二）山东省实际情况分析

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

三、对外贸易与经济增长计量分析

（一）数据选择

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

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

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

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

（二）数据平稳性检验

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

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

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

表1 ADF检验①

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

（三）协整检验与协整方程

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

（21.03388） （26.71264）

R2 =0.96 DW=1，.88

（34.58004） （62.76792）

R2=0.99 DW=1.14

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

有广义最小二乘法得回归方程如下：

表2 LOG（GDP）与LOG（IM）间的广义回归方程

则原方程的广义最小二乘法估计结果是：

（19.41169） （35.93999）

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

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

（四）误差修正模型

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

所以，我省对进口与经济增长的关系表示如下：

长期发展趋势：

短期发展趋势：

我省出口与经济增长的关系如下：

长期发展趋势：

短期发展趋势：

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

三、对策

综上所述，对于山东省对外贸易与经济增长的实证分析，我们可以得出以下结论：

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

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

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

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

注释：

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

参考文献：

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

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

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

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

篇4

[关键词] FDI;对外贸易;经济增长

[中图分类号] F830 [文献标识码] B

一、研究意义

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

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

二、实证分析

（一）数据获取和模型构建

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

表1 含截距项的ADF检验结果

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

采用DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI构建四变量VAR模型：

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

其中，

Yt=（DLGDPt DLEXt DLIMt DLFDIt）’

c=（c1 c2 c3 c4）’

■，j=1，2・・・，k

ut=（u1tu2tu3tu4t）’

（二）VAR模型的估计

1.最优滞后期的确定

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

2.稳定性检验

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

3.格兰杰因果关系检验

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

表2 格兰杰因果关系检验结果

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

4.脉冲响应分析

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

（a） （b）

图1 脉冲响应分析

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

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

5.方差分解分析

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

图2 方差分解分析

三、结论与政策建议

（一）结论

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

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

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

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

（二）政策建议

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

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

[参 考 文 献]

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

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

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

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

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

篇5

【关键词】对外直接投资；国际收支；国际贸易；技术进步；就业

一、中国对外自己接投资的发展现状

企业的对外直接投资已经取得了显著的成绩，但相对于国内经济发展的整体水平和发达国家的对外投资活动，我国的对外直接投资还处于初级阶段，在实践中存在许多有待于解决的问题。

（一）总体发展状况

中国在2003和2004年的对外直接投资额分别为29亿美元和55亿美元。2005年较2004年增加1·2倍，中国的对外直接投资开始步入快速发展期。从2002年2007年，中国对外直接投资得到快速发展，对外直接投资总额从27亿美元上升到265亿多美元，增长近10倍。据商务部统计，2008年上半年，中国对外直接投资257亿多美元，同比增长229%。截至2008年上半年，中国累计对外直接投资达到1255亿美元。

（二）中国对外直接投资的基本特点

（1）对外直接投资主要流向亚洲和拉丁美洲，且集中于避税地

2004以后年亚洲地区投资存量下降，拉美地区比重上升，但亚洲仍是对外直接投资存量最大的地区。2005年亚洲地区、拉美地区的投资比重分别为71%和20%，两者合计超过90%。2006年对拉美地区投资比重进一步上升为48%，对亚洲地区投资比重下降为43.4%。在具体投资地点上，多数企业都选择了避税地。2005年中国对外直接投资流向避税地的金额为99.2亿美元，占流量总额的81%；2006年避税地投资额达到153亿美元，占比达到86.8%。

（2）对外投资行业主要分布在采矿业、制造业、批发零售也和商业服务业

上述几个行业合计占对外直接投资流量的90%以上。采矿业主要集中于石油和天然气开采业，制造业主要集中于通信设备、计算机及其它电子设备制造业、纺织业、黑色金属冶炼及压延加工业等。2005年，采矿业投资下降，商务服务业投资比重急剧上升，占到当年新增投资额的四成。2006年，采矿业投资额再度上升，占比达到40.4%；金融业投资比重大幅增长达到16.7%，商务服务业比重则降为21.4%。

（3）国有企业央企业仍然是对外投资的主力军，但是国防企业和民营企业的投资比重正在迅速增加

2003年，中央管理的企业占对外投资存量的九成以上。此后央企的比重开始下降，2004、2005和2006年该比重分别为83.7%、81.8%和82%，同时，地方企业、民营企业投资比重开始上升，2006年为18%。从投资主体数量来看，2006年国有企业占比为26%，私营企业占比为12%。

二、中国对外直接投资对经济发展的影响

充分利用国外资源，促进经济增长。自然资源是重要的生产要素，在各国间的分布是不均衡的。随着中国经济的增长，对资源的需求也日益增加，资源短缺已成为中国经济增长的瓶颈。为此，开展对外投资活动、开发利用国外资源，建立稳定的国外资源供应渠道是十分必要的，它将有助于减缓中国能源、原材料供应紧张局面，保持国民经济的稳定增长。

据凯恩斯主义的对外贸易乘数论，一国的出口与投资一样，有增加国民收入的作用，是一种“注入”，出口的增加会带来国民收入数倍的增长。中国通过对外投资推进了对外出口的发展。此外，中国企业在海外投资办厂，能够做到迅速准确地了解国际市场行情，并将这些信息及时反馈到国内，从而减少了出口中的盲目性，及时输出国外市场适销的商品。尤为重要的是，在目前国际贸易保护主义盛行的情况下，在海外投资办企业，抵制了外国政府的贸易保护主义，带动中国商品进入国际市场，避开一些国家所设立的关税和非关税壁垒。

三、中国发展对外直接投资的对策思路

在新形势下我国政府在推动企业“走出去”中的职能定位应该建立在以下目标上：以长远的发展规划为基础，通过超前的战略规划来引导企业的发展方向，以有力的优惠措施和服务手段来支持企业的经营活动，以有效的法律法规来保障企业的利益，为企业“走出去”创造一个全面有效的外部环境，提高企业参与国际分工的综合实力，以进一步提高对外开放水平。

（一）制定全局性战略规划，加快对外投资立法。建议将国家发改委、商务部、国家外汇管理局、财政部和海关总署等部门的相关职能分离出来，成立专门的管理机构———国家海外投资管理委员会，对全国对外投资与跨国经营企业进行战略管理，着重从资源供给、产业升级、对外贸易等方面，将对外投资纳入国民经济发展战略，大力支持有比较优势的企业到有资源、有市场的国家去投资。建议尽快制定与国际法、国际惯例相接轨的《海外直接投资法》和《海外投资保险法》等相关法规，将现有的法规和条例纳入法制化的轨道，对事关总体规划、产业定位、优惠政策等事项都应通过相应的法律加以明确。

（二）进一步完善金融服务体系。建议政府对符合政策导向的对外直接投资活动均给予融资方面的便利。整合援外资金，将现有的对外优惠贷款、援外无息贷款和援助合资合作基金，整合成统一的低息软贷款。在业务品种上可进行项目融资等业务创新尝试，加强与东道国引资机构的合作，推进联合融资、平行融资和再融资等方面的合作。将可动用的外汇储备按一定的收益率贷给职能金融机构，充实国家开发银行、进出口银行等金融机构的资本金，扩充资金来源。

（三）完善海外投资保证制度。现阶段我国的投资对象国多为发展中国家或转型经济国家，战争、内乱、没收、国有化及外汇禁兑、政府违约等种种风险发生的可能性相对较大，为保证我国企业对外投资的利益与安全，鼓励它们积极对外投资，必须按照国际惯例建立和完善海外投资风险担保制度。加强政策性业务的商业化经营，对每个项目都要详细研究其经济、技术、市场、财务的可行性后方可决定是否承保。鼓励开展业务创新，促进最大限度地利用私人资本。大力开展再保险计划，与保险公司、金融机构和其他非金融机构签订再保险合同，对后者为合格投资者的合格投资所做的保险提供再保险，最大限度地利用商业金融资本。

四、总结

总体来看，中国的对外投资政策，已经在朝着符合中国对外直接投资发展趋势的方向上调整，但是，不管是战略层面，还是核准与管理制度层面，以及促进政策方面，要有效地支持中国当前和未来相当长一段时期内的价值链延伸型为主的对外直接投资，还需要做出一些调整。

目前在弱化对“走出去”战略的目的的表述，而强化战略实施手段的表述。弱化战略目的表述的原因就在于不能准确把握中国对外直接投资的发展趋势。如果不明确战略目的，具体的管理与政策是会出现偏差的。外汇管理已经极大地放松了，但是还并没有做到对境外直接投资的完全可兑换。在推进资本账户自由化的过程中，对外直接投资是可以作为提前推进的项目的。另外，对境外投资的管理

另外，中国需要更加主动地参与和发起双边或者多边投资协定的谈判和签订，以及避免双重征税条约的谈判和签订。通过投资协定来保护中国企业的对外投资，获得市场准入，促进投资的便利化，将是未来中国促进对外投资的重要手段。

【参考文献】

[1]卢力平.中国对外直接投资战略研宄[M].北京：经济科学出版社，2010.

[2]綦建红.国际投资学教程.第2版[M].北京：清华大学出版社，2008.

[3]刘阳春.中国企业对外直接投资动因与策略分析[M].广州：中山大学出版社，2009.

篇6

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

关键词：对外贸易；经济增长；现状；分析；政策建议

一、导言

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

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

二、对外贸易与经济增长关系的相关综述

（一）国外有关对外贸易与经济增长关系的论述

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

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

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

（二）国内有关对外贸易与经济增长关系的论述

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

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

三、安徽省对外贸易与经济增长的相关性分析

（一）数据的选取

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

（二）协整关系检验

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

协整方程为：

Y=-1098230+66365.45*X1-66322.76*

X2+66357.35*X+994*T

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

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

（三）安徽省进出口额增长率与GDP增长率的相关性分析

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

四、安徽省发展对外贸易的政策建议

（一）优化出口商品结构

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

（二）积极有效利用外资，提高利用外资质量

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

（三）大力培育新的出口增长点

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

（四）利用区位优势，发展安徽省经济

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

：

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

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

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

4、杨全发.中国对外贸易与经济增长[M].中国经济出版社，1999.

5、冯德连，徐松.国际贸易教程[M].中国统计出版社，2003.

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

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

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【关键词】中日贸易 GDP 进出口依存度 产业内贸易

一、引言

对外贸易对于一国的经济发展有着举足轻重的作用，在经济全球化日益深入的今天，中日两国作为彼此重要的近邻以及世界上的经济大国，更应该积极探索互利互赢的贸易模式，为两国乃至世界的经济增长提供助力。在这样的形势下，深入分析当下中日贸易所存在的问题，把握中日贸易的发展趋势及未来前景，积极探索出更为合适的贸易发展道路，对于两国的经济发展就特别具有现实意义。

二、文献综述

Jung. Peton和Marshall（1985）在研究的37个发展中国家中发现只有4个国家支持出口具有促进经济增长的假设，Chow（1987）得出阿根廷国家的出口与GDP增长之间不存在Granger因果关系，而巴西、以色列、韩国、新加坡、香港、和台湾的出口与各自的GDP增长之间具有双向的Granger因果关系的结论；Jang C.Jin和Eden H.Yu发现美国的出口增长对本国的经济增长是中性的关系。Jianhong Zhang等（2005）计算1992到2001年间中国与50个贸易伙伴国的产业内指数，得到中国的产业内贸易指数在不断提高，中国的经济发展促进了贸易结构的升级。

三、中日贸易与中国经济增长关系的动态计量分析

本文选取中国与日本两国之间1998——2008的贸易与中国GDP的时间序列数据，通过建立计量模型，采用时间序列分析技术，运用协整分析的方法来考察中日贸易与中国GDP之间的长期均衡关系。

本文选取中日进口贸易额（JM）、中日出口贸易额（JX）、对日贸易进口依存度（DDJM）、对日贸易出口依存度（DDJX）四个指标衡量中日贸易规模，以中国国内生产总值（GDP）作为中国经济增长的度量指标，相关指标经过自然对数化处理，分别记为Ln（gdp）、Ln（jm）、Ln（jx）。

（1）单位根检验。本文采用的ADF检验，采用t统计量进行检验，分别对Ln（jm）、Ln（jx）、Ln（gdp）、ddjm、ddjx五个时间序列数据的水平、一阶差分形式进行检验，检验结果见表1：

四、结论

自2002年以来，伴随中国经济高速增长而出现的是中国对日贸易逆差额的持续扩大，该现象反映的是中国对日本关键零部件、优质原材料以及机械设备等严重依赖。日本对中国的投资及贷款一直是中日贸易最大的动力来源，在中日贸易结构中，日资企业的进出口构成中日贸易的大部分。虽然日资企业主导中日贸易，推动了中日贸易的迅速发展，提高了中国向日本出口商品的档次和技术含量，但大多情况下，中方只是赚取加工费，并没有转移相应的加工产品和技术。通过发展对外贸易带动国内经济的发展基本已成为共识，但对于如何以更优的贸易增长方式来促进国内经济的增长，则还有许多问题需要解决。

参考文献：

[1]Van Biesebroeck，J.“Exporting Raises Productivity in Sub-Saharan African Manufacturing Firms”[J].Journal of International Economics，2005，（12）.

[2]Schank.T，C.Schnabel and J.Wagner.“Exporting Firms do not Pay Higher Wages，Ceteris Paribus.First Evidence from Linked Employer—employee Data”[J].IZA Discussion Paper（Institute for the Study of Labor），2004，（1）.

[3]Heyman.F，F.Sjoholm and P.G.Tingvall.“Is There Really a Foreign Ownership Wage Premium？Evidence from Matched Employer—employee Data”[J].FIEF Working Paper Series，2004，（3）.

篇8

关键词：中国经济周期；对外贸易周期；关系

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

一、经济周期的相关概述

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

产生经济周期原因可分为外因论、内因论以及综合论等三个方面，具体表现如下：

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

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

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

二、对外贸易

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

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

三、中国经济周期与对外贸易周期

1.中国经济周期与进口周期

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

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

2.对外贸易进口情况与经济增长二者存在的不一致性

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

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

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

四、结语

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

参考文献：

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

[2]张金艳.中国对外贸易周期波动分析[D].河北工业大学，2014.

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

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Abstract： In order to verify whether the relationship changes between China's economic growth and foreign trade， this paper selects the data of import， export and GDP from 1978 to 2012， use E-G cointegration and Granger causality test models to analysis empirically. The results show that long-term dynamic equilibrium still exists between the foreign trade and economic growth， among the three variables exist two-way causal relationship， and the import role has a slightly significant affection in promoting economic growth than exports.

关键词： 经济增长；对外贸易；EG协整检验；Granger因果关系

Key words： economic growth；foreign trade；EG co-integration test；granger causality

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2013）13-0174-02

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作者简介：王保滔（1988-），男，河南商丘人，硕士，西北工业大学，研究方向为西方经济学；张婷（1973-），女，陕西西安人，经济学博士，西北工业大学，西部经济研究中心副教授，研究方向为西方经济学。

1 问题提出

我国自1978年改革开放以来，对外贸易与经济增长所取得的巨大成就证明了对外贸易与经济增长之间存在着非常紧密的联系。近年来，国内学者进行的大量实证研究也佐证了二者之间确实存在着相互作用关系。众多学者在“出口贸易与经济增长具有正相关关系”这一点上取得了共识，而对于进口贸易与经济增长之间的关系却说法不一，笔者认为这可能是由于学者们选取的样本区间、样本数量以及研究方法的不同所致。在日益严峻的国际经济形势下，我国的经济增长与对外贸易的关系是否有新的变化？本文在分析前人研究成果的基础上，运用EG协整检验、Granger因果检验等方法对最新的对外贸易与经济增长数据进行实证研究，力图揭示他们的内在联系。

2 我国对外贸易与经济增长的实证研究

2.1 数据选取及处理

本文所选用的数据样本为1978～2012年的年度数据，数据来源于2012年《中国统计年鉴》和中国新闻网，采用数据指标为出口EX、进口IM以及国内生产总值GDP，单位是亿元人民币。为了使数据具有可比性，以1978年为基准的国内生产总值指数对历年数据进行折算，取得实际出口REX、实际进口RIM和实际国内生产总值RGDP。为了消除数据中可能存在的异方差，使其趋势线性化，在不改变原始数据的计量关系下对数据进行取自然对数处理，相应地分别记为LNREX、LNRIM、LNRGDP。

2.2 单位根检验

在依据时间序列样本数据对其变化规律进行统计推断，都需要知道变量序列的平稳性，因此要利用ADF检验判断其数据的平稳性。本文所有的分析均在Eviews6.0软件下进行，三个变量的单位根检验结果如下：

由表格1中的结果可以看出，LNRGDP、LNREX、LNRIM这三个变量在原水平的ADF检验值均大于各个显著水平下的临界值，说明数据是非平稳的。而一阶差分后的各个变量序列的ADF值均小于显著性水平为5%的临界值，因此可以认为经过一阶差分后的这些非平稳变量就变成了平稳数据序列，因此可以进行后续的协整检验分析和因果关系检验。

2.3 协整检验

两个非平稳的时间序列之间可能存在平稳的长期关系，在此种情况下是不能存在回归关系的，只能是伪回归现象。由单位根检验可知，LNRGDP、LNREX、LNRIM这三个变量都是一阶单整，因此，可以对其进行协整检验。本文采用扩展的EG方法进行检验，设置LNRGDP为被解释变量，LNREX和LNRIM为解释变量，进行OLS估计并检验残差序列是否平稳。如果得到平稳的残差项序列，则认为这些变量存在协整关系。

①OLS估计的回归方程：

LNRGDP=3.009561+0.424830LNREX+0.575168LNRIM

t=（216.5301） （3.419450） （4.629399）

②对残差进行平稳性检验结果：

由其残差平稳性得出，三个变量之间存在唯一的协整关系。由其协整回归方程可以看出，LNREX的回归系数为0.424830，证明出口对实际生产总值具有正向作用关系，LNRIM的回归系数为0.575168，证明进口对实际生产总值也是正向作用关系。也就是说进出口与经济增长之间存在协整关系，但是否就是存在具体的因果关系，需要进一步通过因果关系检验来验证。

2.4 Granger因果关系检验

滞后值的选择对Granger因果关系检验非常重要，检验结果对滞后期也比较敏感。因此，本文给出了2～3阶滞后长度的检验结果，如下所示：

表3所示的格兰杰因果关系检验均是在5%的显著性水平上进行的，可以看出我国的出口、进口以及经济增长之间存在下列关系：

①出口与经济增长：

当滞后长度为2时，即在短期内，出口与经济增长不存在因果关系；但当滞后长度为3、4时，即在长期内，出口与经济增长之间存在着双向的因果关系。并且滞后长度为4的p值较滞后长度为3时要小，表明出口与经济增长之间的因果关系在长期较为显著。

②进口与经济增长：

当滞后长度从2变化到4时，进口与经济增长之间均存在着双向的因果关系。并且滞后长度为3的p值较滞后长度为2、4时要小，表明这种因果关系在中短期内较显著。

③进口与出口：

当滞后长度为2时，即短期内，出口与进口之间不存在因果关系；但当滞后长度为3、4、时，，即在长期内出口与进口之间存在着双向的因果关系。并且滞后长度为3时的p值较滞后长度为4时要大，表明这种因果关系在长期内比短期内显著。

3 结论与政策建议

上述实证分析的结果表明，对外贸易与经济增长确实有着紧密的联系。第一，从整体来看，进口要比出口对我国的经济增长贡献略大。随着我国改革开放的深入，进口贸易所带来的技术转移和溢出效应、消费效应、诱发新产业效应、竞争效应以及进口促进出口效应日益发挥出来，极大地促了经济增长。第二，从长期来看，出口对我国的经济增长的作用较显著。一方面，出口扩大不仅可以形成出口需求，而且可以促进资本形成，从而促进经济增长；另外一方面，出口扩大形成了就业促进效应和经济结构优化效应，从而促进经济增长。第三，从短期来看，进口对我国的经济增长的作用较显著。我国实行的进口政策鼓励生产性资本品进口，进口的先进设备和先进技术等可以直接投入生产，从而在短期内促进国内生产率的提高和技术进步，促进经济增长。

鉴于上述实证分析的结论，在当前国际经济形势持续恶化和贸易保护主义抬头的情势下，为了保持我国对外贸易与经济增长之间相互促进的均衡关系，本文提出两点建议：第一，在稳定出口规模作为保增长动力的基础上优化出口贸易结构，同时加强管理出口风险。我国应继续在改革开放的号召下，优化出口贸易的质量结构，加强风险意识，避免出口对经济增长潜在风险的发生；第二，正确认识和发挥进口贸易对经济增长的促进作用，不断完善进口管理体制。我国应充分挖掘和利用进口贸易的技术溢出和先进的文化管理经验，结合我国实际情况，努力改进国内生产技术和提高生产率，促进国内产业加快转型升级，转变经济增长方式，从本质上促进国内经济持续增长，促进对外贸易与经济增长的良性互动。

参考文献：

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[2]陈传兴.对外贸易与经济增长理论的若干思考[J].2005.

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[4]连飞，李晓晨.我国FDI、对外贸易和经济增长关系动态分析[J].2008.

[5]胡兵，乔晶.对外贸易、全要素生产率与中国经济增长—基于LA-VAR模型的实证分析[J].2006.

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【关键词】对外直接投资 宏观经济变量 回归分析 OLS估计

一、引言

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

二、文献综述

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

三、中国对外直接投资影响因素的实证分析

（一）变量的选取与数据来源

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

表1 回归分析所用数据

（二）模型的设计与解释

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

■

（方程3.1）

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

（三）实证检验结果与分析

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

表2 变量之间的相关系数

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

表3 OLS回归结果

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

■

（方程3.2）

结合方程3.2，通过分析可以得出以下结论：

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

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

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

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

四、总结与建议

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

（一）加快推进对外直接投资战略

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

（二）提升对外直接投资服务质量

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

（三）注意对外直接投资中的风险

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

参考文献

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