導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇經濟和貿易的關系，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

大洋洲會展經濟發展水平僅次于歐美，但規模則小于亞洲。該地區的會展業主要集中于澳大利亞，每年約舉辦300個大型展覽會，參展商超過5萬家，觀眾660萬人次。歐洲是世界會展業的發源地，經過100多年的發展，其會展經濟整體實力最強，規模最大，德國、意大利、法國、英國都是世界級的會展業大國。法國每年舉辦300多個展覽，有近一半集中在“展覽之都”巴黎。這里的凡爾賽展場及北展場，雖有40萬平方米的供展規模，還是常因面積不足，將展商拒之門外。資料顯示，法國展會每年營業額達13億歐元，展商的交易額高達230億歐元，展商和參觀者的間接消費也在38億歐元以上。意大利有40多個展場，年辦展700多個，是歐洲辦展最多的國家。著名的米蘭國際展覽中心，有65萬平方米38個展館，是世界三大展場之一。瑞士是一個只有700萬人口的內陸小國，可平均每年舉辦的國際會議超過2000個，僅會議每年就吸引外國游客超過3000萬人。在國際性貿易展覽會方面，德國是第一號的世界會展強國，擁有23個大型展覽中心，其中，超10萬平方米的展覽中心就有8個，展覽總面積達240萬平方米。每年約有三分之二的世界著名的國際性、專業性貿易展覽會都在德國舉辦，吸引世界各地的凈展商近20萬家。在德國科隆，每年定期舉辦44個國際展覽會，它擁有28.6萬平方米的展廳面積和5.2萬平方米的露天展場，120多個國家的34，000家參展商、200多萬采購商和專業觀眾定期前往科隆參展。結果是，參展商和觀眾每年在科隆地區消費達15億歐元，其中6億歐元用于旅店和餐飲業，3億歐元用于交通和購物，對發展旅游、娛樂業起到了提升作用。在德國漢諾威市召開的CeBIT（世界上最大的計算器和信息技術博覽會）。

上屆博覽會在參展商和參加人數上均創下歷史之最，據統計，為期一周的展覽，吸引了來自各國的75萬參觀者，大大超出漢諾威市52萬的人口數；而參展商也有7802家，比去年增加100家；展出面積達41萬平方米，相當于55個足球場。主辦單位漢諾威展覽公司光營業收入一項就達數億歐元，更不用說其它消費收入了。德國作為世界展覽業的代言人，之所以享有如此高的國際聲譽，一是得益于它地處歐洲的中心位置，二是它擁有一個潛力非常大的消費市場，更重要的是德國能給參展商和參觀者一個高質量的展覽會效益。德國展覽業的以下做法，很值得學習和借鑒：AUMA是德國貿易展覽業協會，成立于1907年，總部設在科隆，是德國展覽業的最高協會。它是由參展商、購買者和博覽會組織者三方面力量組合而成的聯合體，以伙伴的身份塑造博覽會市場。AUMA具有統一性、權威性，其地位在德國是不可動搖的。AUMA為了確保德國博覽會的透明化，制定了許多規章制度，盡管新的或調整改進過的博覽會與德國現有的國內或國際展覽會之間出現太多的重復。盡管這幾年德國舉辦的展覽會數量劇增，僅1999年博覽會就比20年前多了一倍，但各博覽會的目標非常明確，展會重復現象極少。AUMA請人在世展覽會的組織者不斷在世界各地進行宣傳，吸引參展商和專業觀眾。對于參展潛力比較大的國家，都專門派代表前去做宣傳，介紹相關展覽，并向感興趣者提供相關咨詢。即使有些展覽會很火爆，甚至展位已滿，他們也會繼續做宣傳，以強化品牌。

完備的宣傳資料。德國大型展覽會的資料很多都是一本冊子或一本書，內容不僅包括歷年展會的情況回顧，而且會介紹整個歐洲，甚至整個世界某一行業的發展趨勢和動態，同時涉及參展費德國漢諾威舉行的漢諾威通信和信息技術博覽會(CeBIT)上，一個機器人正在沏茶。界各地對展會進行考察，并寫成報告，為德國政府贊助本國企業出國參展提供了很好的建議和非常重要的參考作用。博覽會擁有長期的計劃。每個展覽會的舉辦計劃都是組織者與參展商、參觀者、各個聯合會、協會密切協商后制定出來的，而且會根據各行業不斷變化的市場條件進行調整。比如每兩年一屆在德國柏林舉辦的“電子消費品展覽會”是全世界電子消費品行業內的最大展會，已有多次舉辦的歷史。可見，德國的展覽會并非短期行為。

篇2

一、重慶市對外貿易發展的現狀

作為西部地區經濟的領頭軍，重慶市近十幾年的經濟發展迅速。1987年的進口總額12235萬美元，2006年達211821萬美元，增加17.3倍。1987年的出口額為17446萬美元，2006年達33519萬美元，增加19.2倍。1987年的進出口總額為29681萬美元，2006年的進出口總額為547013萬美元，增加18.4倍并且，1987年重慶市的GDP為190.35億元，2006年的GDP為3491.57億元，增加18.37倍。對外貿易與經濟同步增長，對外貿易 增長速度高于經濟增長速度，出口增長速度高于進口增長速度，已成為重慶市經濟發展的一個重要特點。在這種情況下研究重慶市對外貿易與對外經濟增長的關系，對于促進重慶市經濟發展，承接西部大開發政策，具有理論上和實踐上的意義。

二、選擇分析數據和預處理

本文選取1996~2006年的年度數據，數據來源于重慶市統計年鑒。依據經濟學理論和計量經濟學分析指標選取的原則，選擇了國內生產總值作為經濟增長狀況的衡量指標，為了消除價格變動的影響，用商品零售價格指數（1978年為100）對各變量指標進行了平價計算。對各變量指標值進行了平價計算,分別GDP,TOT、EM、IM代表經過平價計算后的國內生產總值、進出口總額、進口總額和出口總額的指標值。基于數據的自然對數變換不改變變量間原有的協整關系,能使變量趨勢線性化,并可在一定程度上消除時間序列中存在的異方差。經過一階差分處理后的LGDP、LTOT、LEM和LIM均圍繞均值做上下波動,呈現出平穩時間序列的特征。初步認為LGDP、LTOT、LEM和LIM為一階單整時間序列,且由于各變量對數都有不斷增長的趨勢,并且變動的方向較為一致,可以從主觀上判斷LGDP、LTOT、LEM和LIM間可能存在協整關系,但變量的平穩性和變量間的協整關系仍須經計量檢驗才能最終確定。

三、LGDP、LTOT、LEM和LIM的平穩性檢驗

在進行協整關系檢驗之前,首先需進行變量的平穩性檢驗,確定其單整的階數。所有變量同階單整是變量之間存在協整關系的必要條件對一組時間序列變量平穩性進行檢驗的方法是單位根檢驗。單位根檢驗方法主要有DF(Dickey-Fuller)檢驗法、ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗法和PP(Phillips-Perron)檢驗法,根據本文的需要,選擇ADF檢驗法作為檢驗的法。運用eviews5.0軟件對LGDP、LTOT、LEM和LIM,LGDP、LTOT、LEM、LIM分別進行ADF檢驗[5]。進行ADF檢驗時,變量的滯后期由eviews5.0軟件根據AIC和SC值最小的原則進行自動確定。LGDP、LTOT、LEM和LIM具有一定的時間趨勢,因此,采用有常數、有時間趨勢的模型進行檢驗。可得LGDP、LTOT、LEM、LIM～I(1),即LGDP、LTOT、LEM和LIM是一階單整時間序列,LGDPLEM、LIM、LTOT～I(0),即LGDP、LEMLIM、LTOT是0階單整時間序列。可以進一步檢驗LGDP、LTOT、LEM和LIM之間是否存在協整關系。

四、LGDP、LTOT、LEM和LIM協整關系檢驗

本文使用eviews5.0軟件采用Johansen檢驗法進行協整關系檢驗。用于檢驗協整關系的模型選擇觀測序列有線性確定性趨勢并且協整方程(CE)僅有截距的類型,滯后期的選擇依據AIC和最大特征值檢驗對LGDP、LTOT、LEM和LIM的協整關系進行檢驗,特征值軌跡檢驗和最大特征值檢驗的結果均表明LGDP、LTOT、LEM和LIM具有唯一的協整關系。協整關系的確立證明了LGDP、LTOT、LEM和LIM具有共同的變化趨勢,可以進行回歸分析和Granger因果檢驗。

五、LGDP、LTOT、LEM和LIM的Granger因果檢驗

協整關系檢驗結果說明,LGDP、LTOT、LEM和LIM之間有著長期穩定的關系。相關系數也證明了這一點。協整關系說明變量的同方向變化的關系,相關系數表明變量之間有關系,但變量之間是否存在因果關系并不確定,仍須進一步的驗證。驗證因果關系的檢驗方法為Granger因果檢驗法。本文運eviews5.0軟件進行LGDP、LTOT、LEM和LIM之間的相互因果關系檢驗,檢驗結果如表所示。

表中結果顯示GDP和進出口總額、進口總額，出口總額沒有明顯的Granger因果關系。

六、結論

根據對外貿易與經濟增長間的因果關系檢驗結果,可知現階段重慶市經濟增長主要依靠投資和消費實現的高速度,出口對經濟增長沒有明顯的促進作用,說明目前重慶市還不是出口導向型經濟。但是投資、消費和凈出口是短期經濟增長的因素,重慶市要保持經濟快速增長必須重視出口的作用,制定促進出口的政策措施,提高出口產品的附加值,增強高技術產品的競爭力。同時充分利用進口可以增加要素的供給和提高全要素生產率的作用,實現長期穩定的經濟增長。

[參考文獻]

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[3] 王維國 叢春 霞何向華.計量經濟學[M].大連:東北財經大學出版社, 2002.

篇3

一、科技創新對我國國際貿易競爭能力之間的關系

（一）我國科技創新能力正獲得不斷的提升

我國在進行四個現代化建設的過程中，就將科技現代化作為了其中重要的一環。伴隨著改革開放的深入發展，我國的科技創新能力得到了明顯的改善。首先，科技創新的基礎條件有利較為明顯改善，主要表現在科技人員數目的增加以及科研經費投入的增長方面。尤其是科研經費額的投入方面，其增長的速度要遠遠超過科研人員增加的速度；其次，產業集群是進行科技創新的基礎條件，實現產出技術溢出效應方面具有重要作用。

從下表1中就可以看出，我國近年來通過長期的努力，使得國家的科技創新能力得到較大的提升，使得我國的科技競爭能力在國際競爭中具有了一定的地位。但是，我們也要意識到，雖然我國的發明專利數目增長較快，但是作為專利技術中最優價值的發明，尤其是一些實用的新型技術與外觀設計等在整個專利中所占的比例還是較小，這表明我國的科技創新能力還較為欠缺，還具有比較大的發展與上升的空間。從表1中還可以看出，以為科技創新提供基礎支撐的SCI科研論文數目也在迅速的在鞥家，這一方面說明了我國對科技創新的基礎理論研究能力在不斷的增強，但是也表明我國基礎理論研究還需要進一步的加強。

表1 中國科技創新產出指標

（二）科技創新與我國國際貿易競爭力之間的互動關系分析

科技創新能力的增強有效的提升了我國的國際競爭能力，主要表現在這樣幾個方面：

1、科技創新有效的提高了產品的國際競爭力，改善了產品出口結構

在對一個國家的產品在國際市場上的競爭能力以及競爭優勢進行評價時，一般是采用競爭優勢指數——RCA來進行描述的，也就是說他是用該國家在某一個產品或者是在某一個行業在該國家所有出口份額中所占的比例，與在世界貿易中該產品或者是行業在世界貿易總額中所占的比例相比較。因此這個系數可以很好的放映出該產品或者是該行業的競爭優勢。

圖1 對外貿易中高新技術產品在貿易總額中所占的比例

從圖1中可以看到，隨著我國科技創新能力的不斷增強，近些年來我國的科技產品競爭能力迅速增強，出口產品的結構發生了明顯的變化，一些科技產品的出口比重呈現出不斷上升的趨勢。

2、科技創新能力的增強促進了我國出口產品市場占有率的增加

隨著我國經濟整體實力的增強，我國在國際貿易中的影響力不斷提升。我們可以采用國際市場占有率(MS)，對該國產品在國際市場上的份額進行衡量，它是體現該產品國際市場競爭力的重要指標。通過對科技產品的不斷創新，可以使得我國的產品在完全依靠自主力量就能夠和發達國家的產品進行競爭，并利用不斷增強的創新能力來提高產品的整體競爭力，促進產品的市場占有率不斷提升，從整體上實現我國產品的國際競爭能力。

3、科學技術與貿易的結合促進了競爭優勢的提升

在不斷的科技創新過程中，我們逐步的認識到了科技創新對于促進貿易發展的重要作用，因此進行了及時的科技貿易改革制度，基本實現了科技和貿易的結合。從2006年開始，依照“行業領先、自主創新、示范帶動、國際化發展和主動推進”的發展原則，國家商務部聯合科技部認證的兩批科技創新貿易基地，一共38家企業，覆蓋了電子信息、生物醫藥、現代農業、大型裝備制造、新材料、航空航天以及海洋化工等多個產業，有利的促進了我國科技實力的迅速增長，健全了我國的科技發展整體體系。

二、加強科技創新能力，提高國際貿易競爭能力的對策

（一）完善國家整體創新體系

從根本上來講，一個國家的創新體系是與企業、政府以及學術界直接相關的，三者之間的互動和交流形成了國家的整體創新體系，對國家創新能力的培養和國家的建設起到了重要作用。因此，應該加強國家整體創新系統的建設工作，加強整體創新能力的建設，同時結合經濟的持續發展，走出一條適合自己發展的創新體系建設道路。

（二）開展知識知識產權戰略改革

從當前的形勢來看，將來的國際貿易必然充滿了傾銷、反傾銷、知識產權保護、市場行業壁壘等一系列的問題。通過積極的自主創新，加大對我國自主知識產權的不斷投入，是打破國外知識產權保護壁壘，提高我國對外貿易競爭能力的有效策略。同時，在存在產權糾紛的環節上，應該防止國外企業聯合對我國企業的打壓，通過自身的技術創新和知識產權戰略改革的結合提高在貿易競爭中的能力。

三、結語

本文分析了科技創新對我國國際貿易競爭能力之間關系，提出了通過加強我國科技創新能力，提高我國國際貿易競爭能力的策略，對促進我國對外貿易競爭力的提高有一定的參考價值。

參考文獻：

篇4

未來世界經濟大格局會相對穩定，美國、歐盟、中國“三駕馬車”的市場格局將維持相當長一段時期，但彼此相互關聯機制會發生一定變化。美國經濟依然處于定海神針地位，總體趨勢是穩定上行并會繼續鞏固高端服務業(金融、會計、評估、咨詢、教育等)、高端技術行業(IT、航空、軍工、尖端材料等)、全球金融中心和消費中心地位。強勢美元和金融監管話語權將成為重要政策選項，財政政策也會繼續發揮更積極作用，并由此對世界經濟、國際市場產生舉足輕重的影響。歐盟經濟雖然面臨一系列脫歐的不確定性，但不會是顛覆性的風險，在趨勢向穩的大背景下，將會繼續保持高端消費品制造優勢和高端裝備制造業優勢，仍然是中高端消費品和大宗商品集散地;貿易保護主義會有所抬頭，但歐洲經濟已經離不開以中國為代表的新興市場，更不可能離開美國市場;可以預期歐盟經濟改革的重點將是著力解決“集中的貨幣政策與分散的財政政策”的協調問題。中國經濟地位仍有上升空間，但增長動力將由外轉內、由投資拉動轉向消費驅動，產出結構也將由中低端轉向中高端，與歐美等發達國家和其他新興市場經濟體形成錯位竟爭;由于轉型升級將持續5至10年，仍然是全球大宗商品最主要的需求方。預計未來幾年中國經濟增速將會保持在6%-8%區間內橫向運行，總體上貨幣政策將處于守成狀態，財政政策將繼續發揮更重要的作用。

篇5

（2）商務環境尚不夠理想。中國與日本同為世貿組織成員國，但日本卻不能公正地依照國際慣例和世貿組織規則處理中日貿易問題。日本違反平等互惠原則，實行貿易保護主義，利用關稅與非關稅的貿易壁壘阻礙中國商品對日本的自由貿易。日本針對中國商品征收高關稅，并通過管理程序復雜、透明度不高的關稅配額限制中國對日貿易的正常開展。此外，日本實行的進口許可制度，在實際操作中存在著阻礙貿易的做法。近年來，日本屢次與中國發生貿易糾紛。特別是針對中國輸日農產品。

（3）日本對華技術貿易規模小、技術含量低。這個問題在中日經濟關系發展中一直存在。上世紀80年代我國學者就對這一問題仔細研究過。20年后的今天，這一問題仍然沒有得到根本改善。日本為了抑制中國經濟發展速度，確保日本在經濟、技術領域占優勢。因此，日本在技術轉讓上設置過多的人為障礙，限制對華技術出口。

（4）日本對華直接投資出現波動。從上世紀90年代中期以后，日本對華直接投資就開始顯現嚴重萎縮的勢頭，不僅合同數不斷減少，而且合同金額也大幅下降。日本對華直接投資的嚴重萎縮，既導致了其在中國全部外來直接投資中比重下降，也致使其在日本全部對外直接投資中比例降低。

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2政治障礙影響中日經濟關系發展

目前中日經濟關系中存在的問題，根源在于中日兩國間政治關系。而中日政治關系出現問題的根源在于日本的對華政策和日本對歷史問題的處理。日本對華防備心理嚴重。日本將中國視為戰略上的潛在對手和假想敵。日本抑制中國經濟發展速度，以確保日本在經濟、技術領域占優勢的意圖十分明顯。最明顯之處就是日本對華技術合作幾十年沒有大的發展，而且日本對華投資很少投資于基礎設施和基礎產業。國際關系學者瓊•斯佩羅認為，國際經濟關系就是國際政治關系。在現實的國際關系中，國家間政治關系的重要性遠遠超過國家間經濟關系的重要性。“只有國家戰略關系是在和平關系的范疇內，經濟利益關系才有可能決定戰略關系的性質是合作為主還是競爭為主。”中日經濟關系的發展始終是以中日國家間政治關系的穩定和發展為前提的。1960年8月27日，總理在會見日中貿易促進會負責人鈴木一雄時提出了“對日三原則”：政治三原則（不要敵視中國，不要制造“兩個中國”，不要阻撓中日關系向正常化方向發展）；貿易三原則（政府協定，民間合同，個別照顧），強調貿易三原則服從政治三原則，明確提出政治與經濟不可分的原則。事實上，回顧中日經濟關系發展的歷史，我們很容易發現兩國的政治關系在經濟關系中的舉足輕重作用。20世紀70年代，中日關系正常化使得中級經濟關系迅速發展。1978年《中日友好條約》的簽訂，“結束了中日過去七八十年不幸的歷史，從政治上開辟了兩國之間長期友好關系。”20世紀80年代，中日經濟關系保持了健康、良好的發展。冷戰結束后，日本大國意識抬頭，對華外交出現“高姿態化”趨向。日本有關“中國”甚囂塵上。日本通過將經濟援助政治化等一系列措施希望能延緩中國經濟的發展。自2001年以來，由于日本首相小泉在參拜靖國神社問題特別是在上不斷挑戰中國國家安全的利益底線。引起了中國政府的強烈抗議，中日兩國間政治關系進入冷凍期。漫長的中日政治關系冷凍期造成了中日關系別引人注目的“政冷經熱”現象。但是，長期的“政冷”腐蝕著“經熱”。兩國政治關系的冷淡使得中日戰略層面的經濟合作可望而不可及，許多大項目的運作也受到影響和干擾。

3未來中日經濟關系的發展需要兩國政府的共同努力

中日政治關系的冷淡對中日經濟關系的傷害，是兩國都不愿意看到的。中國政府始終對中日政治關系極力維護，避免兩國經濟關系的降溫。中國方面在政治上采取了克制態度，始終致力維護中日友好關系的大局。另一方面，中國基本上以“政經分離”的方針對待中日經濟關系，將“政冷”對“經熱”的負面影響降到最低限度。同樣，日本國內的有識之士也認識到了中日經濟關系對于雙方未來發展的重要性而積極地為維護中日經濟關系大局而努力。2006年10月，日本首相安倍對中國進行了“破冰之旅”，一舉打破了5年來兩國政府首腦不進行互訪的僵局，雙方同意建立戰略互惠關系。安倍還提出“要讓中日關系政治經濟兩個輪子都轉動”的主張，以結束中日關系“政冷經不熱”的不正常狀態。2007年4月，總理對日本進行了“融冰之旅”，雙方就推動中日關系全面穩定發展和進一步擴大貿易、投資、科技等領域的交流與合作達成了共識。為落實兩國政府首腦達成的共識，雙方已建立由日本經濟產業相和中國國家發改委主任之間的高層對話機制，就能源問題的合作與協調展開對話與協商。兩國還正在磋商建立高層經濟對話機制，以就整個經濟領域的重大問題進行戰略性對話，推動兩國經濟關系的持續強勁發展。2007年12月1日在北京舉行的中日首次經濟高層對話是中日雙方希望以經濟合作夯實政治關系的一次努力。雙方確認中日經濟關系是“雙贏”關系。12月底，日本新任首相福田康夫進行了對華訪問。福田訪華凸顯了日本政府對于改善中日關系的熱心。

總體上看，中日經濟互補性依然很強，中日兩國政府和人民都愿意看到中日經濟關系保持穩定并快速發展的格局。因此，中日經濟關系的發展前景依然是非常光明的。

參考文獻

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中圖分類號：F207 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）031-000-01

引言

改革開放以來，我國的經濟水平顯著提高，從1978年至今，中國的GDP不斷增長，而且經濟增長呈現出平穩態勢。經濟運行的波動會對經濟增長和生產率產生重要影響，因此在新時代研究經濟波動的課題具有重要意義。貿易開放是擴大本國市場競爭力的重要渠道，隨著經濟全球化進程的推進，對外貿易對經濟波動造成很大影響，研究國際貿易水平、省際貿易潛力和經濟波動的關系，對促進我國經濟的平穩運行具有重要作用。

一、內生性處理

在考查國際貿易水平、省際貿易潛力和經濟波動的關系時，首先應當建立一個計量模型。我國的經濟學專家毛其淋和盛斌已經采用了計量模型的辦法，給當下的經濟研究人員提供了很好的借鑒[1]。

在研究三者關系的過程中，經濟學家們面臨的最大問題是內生性處理問題。雖然國際貿易水平的提升可以促進社會主義市場經濟的發展，但不能由現象定下結論，一些國家的國家貿易水平上升，經濟也會隨之增長。因此，影響國際貿易水平和經濟P系的變量很多，這些變量都是不可控因素。國際貿易水平對經濟發展和經濟波動具有內生性，經濟體擴大市場占有份額也會造成國際貿易的內生性。

如果內生性比較嚴重，計量模型的計算結果可能會出現偏頗，想要尋找有效的改進方法，可以尋找一個具體變量，只與國際貿易水平相關，與經濟波動不發生關系。比如，在具體的計算過程中，把各省會到我國東海海岸線的距離和到中國香港重要港口的距離作為一個衡量指標，可以計算各省會的海外發展潛力。

二、指標和數據

1.經濟波動

在對國際貿易水平、省際貿易潛力和經濟波動進行計算時，應當把經濟波動作為一個被解釋變量。比如計算1976年到2016年的經濟波動，在制定相應的計算模型之后可以得出相關結論。2006到2016年，各省的GDP增速標準差較之前大幅減少，但是雖然總體的經濟波動呈下降趨勢，各省的經濟波動還存在著較大差異。

2.國際貿易水平

在衡量各個省份的國家貿易水平時，可以計算各省進出口總額與GDP的比值，將計算過程中的美元匯率折合成人民幣計算，可以更加接近我國的真實經濟水平。進出口總額和GDP的比值是貿易開放程度，出口總額和GDP的比值是出口開放度。改革開放以來，各省的國際貿易水平顯著提升，直至2008年受到金融危機的沖擊，貿易水平出現下降情況，經過調整之后，各省的國際貿易水平又恢復了正常態勢[2]。通過計算各省貿易開放度的平均數和中位數，可以看出我國各個省份的經濟發展水平參差不齊，東南地區省份的國際貿易水平顯著高于西北地區的省份。

3.省際貿易潛力

根據經濟學家的有關推算，一個省的市場容量可以用加權平均值來計算，在研究市場規模對經濟波動的影響時，可以建構一個市場潛能函數，具體要關注兩個方面：第一，研究的重點是省際貿易潛力，但是各個省份的商品銷售總額中，有一部分是省內貿易額。第二，國家貿易水平和經濟波動存在內生性問題，省份的商品銷售總額對經濟波動也存在這一問題。

2000年以前，各省省際貿易潛力處在平穩上升的階段，之后呈現出下降趨勢，這與中國加入WTO有密切關系。2008年金融危機爆發后，各省的省際貿易潛力又有所提升。我國地區間的省際貿易潛力差異性較大，一般來說，發達省份的省際貿易潛力較小。

三、研究結果

用普通最小二乘法來計算國際貿易水平、省際貿易潛力和經濟波動的關系，可以得到初步結果。首先，為了考查省份國際貿易水平和省際貿易潛力的相互作用，可以引入貿易開放度這一變量，如果貿易開放度和省際貿易潛力的系數為負，說明國際貿易水平和省際貿易潛力的提高。其次，要將國際貿易水平、省際貿易潛力和經濟波動三者的關系列為公式，引入貿易開放度之后，可以發現此變量的增加可以緩解經濟波動，也就是說，省際貿易潛力增加有利于環節經濟的波動。最后，依據計算公式和結果得出初步的結論：在我國經濟平穩運行的狀態下，省際貿易水平的提高能促進國際貿易開發的加強，從而環節經濟波動[3]。因此，國際貿易水平和省際貿易潛力存在互補的關系。

想要計算細致的結果，可以采用兩階段最小二乘回歸方法。國際貿易開放存在內生性的問題，如果問題嚴重，用最小二乘法計算出的結果將會和實際情況有較大出入，此時最小二乘回歸方法的應用顯得十分重要。最小二乘算法已經證明國際貿易水平和省際貿易潛力的加強關系，利用回歸方法先求出一個省際貿易潛力的臨界值，在臨界值以下，貿易水平提高，經濟波動加劇，說明國際貿易水平在一定省際貿易潛力的數值限制下，與緩解經濟波動呈正相關關系。

四、結論

國際貿易水平、省際貿易潛力對緩解經濟波動具有重要作用，為了促進國民經濟的平穩運行，國家應當把握三者之間的關系，應對國內外的經濟壓力，挖掘我國市場經濟潛力。

參考文獻：

篇8

中圖分類號:F71 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟?劉易斯在其《經濟增長理論》中提出,促使經濟增長的三個近因為經濟活動、增進知識和增加資本。經濟增長是社會物質財富不斷增加的過程,通常表現為國內生產總值即GDP的增加。在開放經濟條件下,一國的經濟增長除了取決于國內消費和投資的拉動外,國際貿易和國際投資已成為國際經濟活動的基本形式,拉動經濟增長。

一、相關研究和文獻回顧

將國際直接投資與國際貿易及經濟增長聯系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿易理論經歷了由分歧到交叉融合直至逐步一體化,可以將直接投資與貿易置于同一框架下研究后,才有了出現的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學的小島清教授,他將國際直接投資理論建立在國際貿易理論的同一基石即國際分工基礎上,提出邊際產業理論,認為對外直接投資與對外貿易以互補形式存在,從而促進經濟增長。

實證研究方面,真正將進出口貿易與經濟發展、對外投資聯系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎上,考察了韓國和中國臺灣的貿易與直接投資的發展軌跡,認為一個國家或地區的進口行為增加將導致外資流入增加,外資流入增加會導致出口增加,而出口增加又會最終導致向外投資增加。

以上成果說明了一國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長之間確實存在一定關系,并探索對外直接投資、進出口貿易與經濟增長三者的關系提供了有益的借鑒。但現有研究仍多是集中在單一的對外直接投資的貿易效應或是對外直接投資的經濟效應上,對對外直接投資、進出口貿易及經濟增長三者之間關系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿易、經濟增長之間是否存在著長期穩定的均衡關系?它們之間的因果關系如何?

二、實證分析

前面已對對外直接投資、進出口貿易與經濟增長的相關理論進行了簡要闡述,現在此基礎上,運用協整理論、Granger因果關系檢驗等計量經濟學方法對我國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長三者間關系進行實證分析,以期對相關理論進行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進行解答。

(一)計量模型與數據說明

根據前文的假設及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產總值(GDP),進出口貿易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據理論,對外直接投資、進出口貿易對經濟有促進作用,但是一國的經濟還會受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關系,現引入以下函數:

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

其中,Q是除對外直接投資及進出口貿易以外的所有其他因素,如社會中的就業狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機擾動項。假設所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關系,將三者按樣本數據首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數據均取自《中國統計年鑒》,其中GDP數值以當年匯率折算換成美元。

從圖中可看出,各變量都有不斷增長的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強的相關關系,計算各變量之間的相關系數,結果見表1。

從圖1中可看出:時間序列數據有明顯的增長趨勢,且由表1可見,各變量之間的相關系數較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關關系,是非平穩的時間序列變量。因此,要使建立的回歸模型有意義,就必須要求這些非平穩變量之間存在協整關系,而存在協整關系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進行變量的平穩性檢驗。

(二)變量的單位根檢驗

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數據取自然對數后不會改變時序的性質及關系,且所得到的數據容易得到平穩序列,對這些時序數據進行對數處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進行單位根檢驗,檢驗結果見表2。

通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數序列在5%的顯著性水平下均存在單位根,即都是非平穩的。而經過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進行簡單回歸而不做平穩性檢驗所得出的回歸結果是難以令人信服的。

(三)協整檢驗

要建立經濟變量的關系模型,還要檢驗它們之間的協整關系。協整(Co-integration)方法是研究非平穩時間序列之間是否存在長期均衡關系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗進行分析,其結果見表3。

可得模型1為:

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

殘差項的穩定性檢驗:

由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協整關系,這表明我國的進出口貿易與GDP經濟增長之間存在長期的穩定均衡關系。

同理,可得表5。

可得模型2為:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其殘差的ADF檢驗統計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其殘差的ADF檢驗統計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協整關系。且由模型3中系數0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關關系,這表明我國對外直接投資與進出口貿易之間存在一個長期穩定的均衡關系,且兩者之間不存在明顯的替代關系,長期來看,兩者是相互促進的。這一點與前文小島清的貿易與投資互補理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿易互補互促,產生的貿易創造效應促進了GDP經濟增長。

(四)格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

協整分析的結果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩定的均衡關系,但是這種關系是否構成因果關系,三者之間又是怎樣的一個關系模式還需要進一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產總值之間的關系,下面進行變量之間的格蘭杰因果關系檢驗。通過格蘭杰因果關系檢驗,可得如下結果(見表9)。考慮到經濟中常出現的時滯效應,本文不是只用一種滯后階數來得到是否存在因果關系結論的。

我國的對外直接投資、進出口貿易與經濟增長很有可能存在這樣一種模式:進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

三、結論與討論

總之,通過上述數據的實證檢驗,可以發現對外直接投資與進出口貿易以互補互促關系存在,從而推動經濟增長,這與我國實際較為吻合。對外貿易與對外直接投資對推動我國經濟增長、增強綜合國力的作用是巨大的。

第一,從協整分析的結果可以看出,國民經濟的增長和進出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協整關系,表明三者之間存在著長期穩定的動態均衡關系,進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

第二,中國的對外直接投資與貿易基本上符合互補關系。對外直接投資QI對進出口貿易總額長期內是促進作用,但對貿易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規模有關,凈對外直接投資仍為負值。其次,進出口貿易的增長速度加快、貿易規模的迅速擴大使得對外直接投資對貿易的影響弱化。這個結果很好地說明,有關我國日益增長的對外直接投資會帶來貿易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。

第三,對外直接投資與對外貿易基本上是互補的,也就是說還是會對經濟增長起促進作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿易需要朝著相互促進和相互補充的一體化趨勢發展,以促進世界經濟增長。

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篇9

一、引言

自改革開放以來，中國對外貿易基本保持了以高于國內生產總值GDP的速度呈現出高速增長的態勢，成為拉動國民經濟增長的主要因素之一。安徽省也從對外貿易的發展中受益匪淺。在“十二五”期間，作為連接東部發達城市和西部大開發地區的樞紐，對外貿易是否能夠成為帶動安徽省地區經濟發展的“火車頭”，大家都拭目以待。因此，在現階段總結對外貿易為安徽省經濟帶來的好處，并為安徽省未來的發展提供方向和論據有著極其重要的意義。

近20年來，大量研究文獻對有關對外貿易促進經濟增長的假設命題的經驗研究，針對不同的國家和地區，運用不同的數理模型與分析方法得到的結論也不盡一致。

從國內學者的文獻我們可以看出，國內學者的研究主要針對全國對外貿易的總體狀況進行分析和研究，對于局部省份的研究并不是大家關注的重點，對于像安徽省這樣的中部不太發達地區的研究就更加寥寥無幾了。其次，對地區經濟與對外貿易關系的研究方法相對落后。許多研究地區經濟的文獻仍然采用普通最小二乘法（OLS）建立線性回歸模型對問題進行分析。最后，對地區經濟的研究文獻中，由于地方統計數據的相對較難收集和整理，因此文章中的數據年份較短，一般只有10年左右。

基于以上考慮，我們利用1989～2009年間的安徽省對外貿易與GDP數據分析兩者之間的協整關系，并建立誤差修正模型，分析安徽省對外貿易額對經濟增長的作用。

二、對外貿易對安徽省經濟增長的計量分析

1.對外貿易與安徽省經濟增長的關聯分析

對外貿易的高速發展直接帶動了安徽省經濟的發展，在對外貿易發生巨大增長的年份，安徽省的GDP總額也發生了極大的增長，這種極其類似的增長趨勢說明了安徽省對外貿易與經濟增長有著極大的內在聯動關系。

為了更準確的表達兩者之間的關系，我們通過計算對外貿易與GDP之間的相關系數來體現兩者之間的緊密聯系。由于數據的對數變換能反映變量之間的彈性系數，消除非平穩時間序列的異方差性，為了后面的分析我們對國內生產總值（GDP）和對外貿易總額（Trade）進行自然對數變換，分別記為LnGDP和LnTrade。

首先計算在考察期內同一時期GDP與Trade的相關系數，但考慮到對外貿易也具有一定的滯后效應，我們另外計算對外貿易總額與GDP滯后一、二期的相關系數。從Eviews6.0結果中有關數據來看，在1989～2009年間對外貿易（Trade）與經濟增長（GDP）具有強烈的相關性，對外貿易（Trade）與同期GDP之間的相關系數高達0.9265，與滯后一期的GDP間的相關系數為0.7164。這一計算結果表明，安徽省經濟的增長與對外貿易的發展有著極為緊密的聯系。從同期來看，每單位的貿易增長也伴隨著約一個單位的GDP增長，即使是前一時期的貿易增長也與下一時期GDP的上升有著很強的關聯。為了進一步分析對外對經濟增長的推動作用大小，下面將利用動態誤差修正模型計量分析安徽省對外貿易對經濟增長的推動作用。

注：DLnGDP和DLnTrade分別表示LnGDP和LnTrade的一階差分序列

2.對外貿易與安徽省經濟增長的誤差修正模型

（1）單位根檢驗

由于GDP和對外貿易額的數據都屬于時間序列，本文采用動態時間序列來分析它們之間的關系。首先，對時間序列進行平穩性檢驗。由于兩數據都具有很強的上升趨勢，屬于非平穩的時間序列。由于經濟變量的非平穩性，使得基于普通回歸方法所估計的方程可能存在“偽回歸”問題。因此，本文首先運用ADF檢驗法對lnGDP和lnTrade進行單位根檢驗，經Eviews6.0運行具體結果見表1。

從表1可以看出，在5%的顯著性水平上，兩時間序列是平穩的，即lnGDP和lnTrade均是I（1）序列，因此可以進行協整檢驗。

（2）協整檢驗

雖然時間序列lnGDP和lnTrade是平穩的，這個組合反映了變量之間長期穩定的比例關系，即協整關系。本文運用E-G兩步法對兩變量lnGDP和lnTrade的時間序列進行協整檢驗。首先運用E-G方法進行分析，建立協整回歸模型：

經Eviews6.0運行得到結果，協整方程①的估計如下：

由上可知，模型的擬合優度R2=0.97，D.W.=1.04，F=672.73，P值為0。方程的總體線性關系成立，方程的變量和常數在95%的致信度上均通過t值檢驗，因此協整模型①可被采用。為了確定lnGDP和lnTrade序列是否存在協整關系，需要檢驗①式的殘差序列的平穩性。之后，我們運用ADF檢驗法對進行單位根檢驗，的ADF檢驗值為-2.534759，小于1%的臨界值-2.685718，可以看出所估計的是平穩的（即沒有單位根）。因此，盡管lnGDP和lnTrade單獨來看并非平穩，但兩者卻存在著協整關系，即長期均衡關系。

（3）誤差修正模型的建立

通過協整檢驗可以看出，lnGDP和lnTrade之間存在著長期的均衡關系，當然，在短期內也許會出現失衡。因此，令，利用數據構建誤差修正模型為：

經Eviews6.0運行得到估計結果得到的誤差修正模型為：

式④中，表示一階差分，表示式①中的殘差的一期滯后值，作為均衡誤差項的經驗估計，而是具有通常性質的誤差項。式④把lnGDP和lnTrade的短期動態變化以及前期的“均衡”誤差聯系起來。在此回歸中，象征中的短期干擾，而誤差糾正項象征著長期均衡的調整。在式④中，不存在嚴重的自相關，且誤差修正項的回歸系數為負值，符合反向修正機制。從誤差修正模型各系數的統計性質來看，常數和的系數在5%的置信水平上都非常顯著，但在5%的置信水平上不顯著，只在10%置信水平上顯著，這一定水平上說明了短期內安徽省對外貿易對經濟增長的貢獻并不非常明顯。

（4）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

通過協整檢驗，表明對外貿易和經濟增長之間存在協整關系。但是，這種長期的均衡關系中，對外貿易和GDP在波動中孰為因孰為果，還是互為因果關系？這需要對對外貿易和GDP進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。我們分別取滯后期為1和滯后期為2，對對外貿易和GDP進行格蘭杰因果關系檢驗。LnGDP和LnTrade具體的因果關系檢驗結果如表2。

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下，安徽省對外貿易對經濟增長有極為明顯地促進作用，即對外貿易是經濟增長的Granger原因。對外貿易的發展對經濟增長產生積極的推動作用。

3.計量模型的結果分析

通過非平穩序列的單位根檢驗證實，時間序列lnGDP和lnTrade均是1階單整序列，即lnGDP～I（1），lnTrade～I（1）。通過協整分析表明，安徽省對外貿易與經濟增長之間存在著長期穩定的動態均衡關系。格蘭杰（Granger）檢驗也證明了對外貿易是安徽省經濟增長的格蘭杰因，說明了其對經濟增長的確有著極大的推動作用。

具體來看，協整模型②的估計結果告訴我們，lnGDP和lnTrade之間具有較高的相關性，假設其他條件不變，GDP對Trade的彈性為2.06308（e0.7242），即對外貿易額每增加1元，將促進經濟增長2.06308元。可見，對外貿易對經濟增長的拉動作用還是很顯著。

另外，從誤差修正模型④可以看出：對外貿易的短期波動將引起經濟增長同方向變化，但對外貿易的短期影響非常有限；從長期來看，協整關系式起到引力線的作用，將短期的非均衡狀態拉回到均衡狀態，如果本期的省內經濟增長偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有約52%得到糾正或清除，全省的GDP總值在受到干擾后將以較快的速度調整到它的長期成長途徑上。

三、政策建議

當前，我省對外貿易的發展處于一個關鍵時期，加快發展對外貿易，不僅可以直接拉動全市經濟增長，滿足人民日益增長的物質文化生活需要，開拓就業門路，提高安徽省的經濟和文化水平；而且有利于促進市場的成熟，優化資源配置，提高全省經濟整體效益和運行質量。要采取切實可行的措施加快發展對外貿易，優化貿易結構，從而進一步促進安徽省對外貿易健康發展和經濟又好有快發展。因此，我們提出以下幾點建議：

（1）擴大安徽省對外貿易的規模，政府應該重點培養一批外向型企業，讓他們帶動起安徽省的對外貿易發展，這對地區的經濟增長必然是有重要作用的。

（2）調整產業政策，優化出口產業結構，轉變外貿增長方式。目前，安徽省的貿易產品結構不盡合理，初級產品和低附加值產品比重過大，高新技術產品的貿易比重明顯偏小。因此，當務之急要調整產業發展政策，加快推進安徽外貿產業結構的優化升級，積極扶持培育有國際優勢的品牌，加大附加值高的產品出口，提升出口產品的國際競爭力，促進出口增長方式由傳統的以資源密集型產品為主向以高新技術型的先進制造業產品為主轉變。

（3）對外貿易對經濟增長的促進作用是一個長期的過程。雖然短期較大幅度的增加對外貿易額可以在短期內取得一定的經濟效益，但是長期來看，經濟增長依然會較快的回到原來的增長路徑上。因此，我們在擴大對外貿易規模的同時更應該注重對外貿易的質量，改變單純追求數量的對外貿易方式，而是將更多的目光著眼于那些有潛力、有前景的產品和項目，以可持續發展的眼光來發展安徽省的對外貿易與經濟。

我們都相信，只要找到了正確的方向和方法，安徽省經濟必然會實現騰飛，也許是10年，也許是5年……這一定不會太遠。

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篇10

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.07.53 文章編號：1672-3309（2013）07-117-03

一、引言

對外貿易對經濟增長的影響在很早就引起了經濟學家和學者的關注，同時也進行了大量的定性和定量研究。我國自改革開放和加入WTO以來，對外貿易規模不斷擴大，其增長速度遠遠超過了國內生產總值的增長速度，對經濟增長的作用也日漸明顯。因此，我國許多學者也對我國對外貿易與經濟增長的關系進行了大量研究分析，觀點各異。例如，姚麗芳（1998年）對對外貿易中多個影響因素進行了實證分析，得到國民經濟和進出口的影響是相互的、雙向的結論[1]；沈程翔（1999年）利用Granger因果關系檢驗和協整檢驗方法分析出口與產出之間的關系，結果發現中國的出口與產出之間存在著互為因果的雙向聯系[2]；季濤（2002年）利用國民收入公式對進出口貿易與經濟增長進行動態分析，表明在一定條件下進口和出口一樣可以成為經濟增長的增量因子[3]；王風云（2010年）對進出口貿易與地區經濟增長進行了Granger因果關系和協整檢驗，表明進出口與地區經濟增長之間也存在長期均衡關系[4]。國內對于進出口貿易與經濟增長的研究還有很多，如有利用回歸分析角度、投入產出表、對貿易乘數、ECM誤差修正模型進行分析的。

從以上國內外的研究情況可以看到，對于進口貿易與經濟增長的關系，由于選取的方法不同，并且在不同時期和不同地區得到的結果有可能不同。而且更多的是傾向于單方面研究出口或進口與經濟增長的相關關系，忽略了進出口貿易的平衡發展。本文以吉林省為背景，通過選用Granger因果關系檢驗與協整檢驗來對進口、出口與經濟增長的關系進行全面的研究分析，通過分析結果提出合理、科學、適用的建議。

二、實證分析

（一）變量選取及數據處理

本文選取吉林省地區生產總值GDP、吉林省進口IM、出口EX及進出口總額TOTAL（單位：萬元）作為研究變量，樣本采用1990-2010年的年度數據（數據來源于《吉林省統計年鑒2011》）。為了消除異方差并考慮數據的平穩性，將數據進行對數處理，其對應的序列為LGDP、LIM、LEX、LTOTAL。

（二）對外貿易與經濟增長關系的基本判斷

圖1顯示地區生產總值和進出口總額持續增長，地區生產總值從1990年的425.28億元增長到2010年的8667.58億元，年均增長率為11.31%；進出口貿易總額從1990年的44.98億元增長到2010年的1140.42億元，年均增長率為17.54%。在大部分時間里，吉林省的對外貿易額與地區生產總值一起增長，發展的方向與軌跡基本保持一致。

對外貿易對經濟增長的促進作用，也可以從對外貿易依存度入手，對外貿依存度，又稱“外貿系數”。一般用對外貿易進出口總值在國民生產總值或國內生產總值所占比重表示，作為一國經濟開放程度的重要指標，是衡量一國或地區融入經濟全球化，參與國際分工程度和內部市場對外開放水平的標志之一，此外它還可以分為進口依存度和出口依存度。

從圖2中可以看出，在中國逐步融入全球經濟一體化，對外依存程度不斷提高的進程中，吉林省也加快對外開放步伐，對外貿易有了較快的發展，外貿依存度有所提高，但與全國水平仍有較大差距。在1990-2010年期間，可以分為兩個階段，1990—1997年為第一階段，此時對外貿易依存度增減變化起伏較大，依存度最高達到36.1%，最低僅為10.5%；1998—2010年為第二階段，此期間對外依存度是穩步增長階段，起伏變化較小，比較平穩。

通過對吉林省對外貿易依存度的比較研究可知，經濟增長對對外貿易的依賴程度在經歷了大起大落之后，進入了平穩增長階段，與全國相比較，對外貿易依存度提高不是很大，但是對外貿易在地區經濟發展中的地位和作用卻越來越重要。

通過對現狀分析，對外貿易總額和地區生產總值都保持了強勢的增長勢頭，各變量都有不斷增長的趨勢，并且變動方向一致。這說明其間可能存在較強的相關關系，下面我們計算變量之間的相關系數。

通過相關系數表可以看到，變量之間的相關性很高，為了研究這種相關關系，一般可以利用樣本數據擬合回歸方程，但要求數據必須是平穩的，否則會出現偽回歸問題。而現實中變量的時間序列帶有明顯的變化趨勢，不滿足平穩性這個條件，因此不能用簡單的回歸方程來解決，而協整理論提供了解決問題的辦法。

（二）平穩性和Granger因果關系檢驗

1.平穩性檢驗。為了防止出現偽回歸問題，首先對樣本數據進行平穩性檢驗，本文選取的方法是ADF檢驗法。

表2 平穩性檢驗結果

注：檢驗類型中c表示常數項，t表示趨勢項，k表示滯后階數，滯后階數根據SIC原則確定；**表示5%水平下的臨界值。

從平穩性檢驗結果可知，原序列LGDP、LTOTAL、LIM、LEX均是非平穩的，在經過兩次差分之后均變為平穩序列，因此它們都是I（2）的單位根過程。

2.Granger因果關系檢驗。為了進一步明確進出口額與GDP的關系，對變量進行Granger因果關系檢驗分析變量之間的相互影響關系，然后實證分析變量之間的定量關系。

表3中P概率值越小，表明拒絕原假設越充分，檢驗結論以10%為置信水平得出。結果表明，出口與GDP之間不存在因果關系，進口與GDP之間存在著雙向因果關系，而進出口總額與GDP之間存在單向因果關系。這說明進口與GDP之間相互促進，相互影響，同時進出口總額也能夠促進經濟增長。

（三）協整分析

由于LGDP、LTOTAL、LEX、LIM都是2階單整的I（2）過程，并且進口LIM與GDP之間存在雙向Granger因果關系，我們運用E-G兩步法檢驗進口與GDP是否協整。

首先建立如下方程：

檢驗結果表明，殘差序列εt是平穩的，證明進口與GDP之間是存在協整關系的，表明了兩者之間的一種長期均衡的關系。

（四）結果分析

通過對吉林省1990—2010年地區生產總值和進出口貿易的平穩性檢驗、Granger因果關系和協整分析，我們得到了一些有用的結果，具體分析如下：

首先，從Granger因果關系檢驗結果來看，進口額與經濟增長之間存在著雙向的Granger因果關系，說明進口變動是經濟增長變動的原因，反之也成立。這與近年來一些學者的研究成果相同，例如，杜江（2007）基于誤差修正模型（ECM）分析進口與經濟增長的因果關系，得到進口與經濟增長存在雙向因果關系，進口對經濟增長起著促進作用。通過協整分析發現，進口與經濟增長之間還存在長期均衡關系，當進口額增加1%時，GDP的值將會增加0.71%，可以看到進口對于經濟增長的促進作用是十分明顯的。

其次，從Granger因果關系檢驗結果來看，進出口總額與經濟增長存在進出口總額到經濟增長的單向Granger因果關系，而出口與經濟增長則不存在因果關系。這與近年一些學者的研究成果不同，例如，陳偉國（2004）利用協整檢驗與VAR模型的Granger因果關系檢驗分析我國對外貿易與經濟增長的關系得出，出口與經濟增長之間是存在因果關系的，導致結論的不一致，可能是不同的研究對象與背景造成的，本文針對的是吉林省一個地區的研究，而前者則是針對全國范圍的。

最后，總體來看，進口額與經濟增長是雙向因果關系，而進出口總額與經濟增長是單向因果關系，主要原因可能是進口是促進經濟增長的主要因素，而出口則是促進經濟增長的間接因素。因此，吉林省應該提升出口貿易對經濟增長的影響效率，形成出口導向型經濟。

四、對策與建議

通過上述實證分析，我們明確了吉林省的進出口貿易促進了經濟增長，而且進口貿易與經濟增長之間是存在著長期均衡關系的，但是出口與經濟增長之間不存在因果關系。為了使吉林省對外貿易與經濟增長能夠更好的協調發展，根據分析結果本文提出以下幾點對策和建議：

1.使進口貿易與出口貿易協調發展。吉林省從1998年以來一直處于貿易逆差的狀態，其主要原因有可能是地理條件不及沿海城市、對外開放意識落后、產業結構不合理等外生因素，另一方面可能是由于勞動力豐富的比較優勢沒有得到充分發揮，而資本和技術密集型產業的比較劣勢明顯等內生因素。

2.優化出口商品結構、豐富出口品種、擴大出口規模。通過優化出口商品結構，同時豐富出口品種來擴大出口規模，使得進出口貿易協調發展，從而提升出口對于經濟增長的推動效應。

3.進一步加強與東北亞及周邊國家的經貿合作，擴大出口規模。充分利用自身地理的優勢，抓住與東北亞及周邊國家開展經貿合作的機會，擴大出口規模，促使對外貿易良好快速的向前發展。

4.進一步深化對外開放體制改革和關稅改革。吉林省可以從體制上進行改革，為對外開放提供更好的發展道路，建立規范透明、保障有力、監督有效的對外經貿促進體系和服務體系；同時，從關稅稅率和關稅結構方面深化關稅改革，推動對外貿易的發展。

參考文獻：

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