經濟和貿易的關系精選(九篇)

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第1篇：經濟和貿易的關系范文

關鍵詞 對外貿易 經濟增長 協整檢驗 格蘭杰檢驗

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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[4] 重慶統計局 重慶統計年鑒[Z].重慶統計出版社，2007年.

第2篇：經濟和貿易的關系范文

（1）中日雙邊貿易增速有所放緩，且中國對日本貿易逆差迅速擴大，中日貿易占中國外貿總量的比重趨于下降。2002年、2003年、2004年、2005年、2006年、2007年中日貿易增速分別為16.20%、31.1%、25.7%、9.9%、12.42%、13.8%。中日貿易的增速明顯落后于中國同其他主要貿易伙伴雙邊貿易的增長速度。如從2001年至2007年，中國同歐盟的貿易額由766.2億美元增至3273.3億美元，增長4.27倍，年均增速為23％；中國同美國的貿易額由804.8億美元增至3020.8億美元，增長3.75倍，年均增速為20.7％；中國同韓國的貿易額由359.1億美元增至1598.98億美元，增長4.45倍多,年均增速為23.8％。同期中日貿易額由878億美元增至2360.2億美元，僅增長了2.69倍，年均增速為15.2％，遠落后于上述3家對華貿易的增長水平。日本在中國對外貿易中重要性趨于下降。同時，中日貿易失衡趨于加劇。中國對日本貿易逆差迅速擴大。2001年以來，中國方面年年逆差，且中國方面逆差呈逐年擴大之勢。2002年中國方面逆差50.31億美元，2007年增至318.79億美元，中方逆差5年增加5倍之多。中日雙邊貿易的變化使得中日貿易依存情況發生改變。近年來中日貿易對中國的分量下降，而對日本的分量顯升。直到2003年，日本連續11年是中國最大的貿易伙伴，中國對中日貿易的依賴大于日本對中日貿易的依賴。2004年起，日本在對華貿易落在歐盟、美國之后，居第三位。中日貿易量占中國外貿總量的比重逐年減少,從1993年的20％降至2002年的16.4％,再降到2006年的11.8％。

（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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第3篇：經濟和貿易的關系范文

關鍵詞:對外直接投資;進出口貿易;協整;誤差修正模型

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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第4篇：經濟和貿易的關系范文

關鍵詞：集約邊際 貿易擴張 經濟增長 消費福利

引言

貿易作為一個完整的生產過程四大環節中交換環節的重要內容，它不僅制約著交換效率的提高，也直接影響到居民最終對貿易商品和服務的消費福利感知，同時還影響到下一階段生產過程是否順利進行。而國際貿易的產生和發展更是關系到貿易國居民消費福利和經濟增長等方面的問題，當前針對國際貿易為何增長、貿易增長對貿易國經濟的影響如何，以及如何更好地發揮各國比較優勢制定適當的貿易政策來促進貿易增長等問題，國內外的理論研究和實證研究并沒有取得一致共識，Irving B. Kravis （1970）認為一國內部因素是經濟增長主要推動要素，而對外貿易作為外部因素只能刺激經濟增長。但D.H. Robertson和R. Nurkse分別在20世紀30、50年代指出國際貿易已經成為一國經濟增長的“發動機”。盡管現有的關于貿易發展和經濟增長之間關系的研究并沒有取得共識，但有必要指出的是貿易尤其是國際貿易對制約貿易國居民對商品和服務消費的福利這方面的研究更缺乏共識。鑒于此，本文不僅是在新的國際貿易背景下對貿易與經濟增長之間關系進行量化分析，更為重要是嘗試給出國際貿易對我國居民消費福利波動影響的直接經驗證據。

文獻述評

現有的相關文獻在分析貿易擴張和經濟增長之間關系時，基本上從貿易廣度擴張、價格擴張及數量擴張三個層面進行解析。其關注的核心問題就是貿易廣度擴張也即是貿易的集約邊際擴張對經濟增長及國民福利的影響。

（一）貿易擴張與經濟增長

現有的關于貿易擴張和經濟增長關系的代表性文獻更多的體現在國外研究層面。Armington（1969）通過構建貿易理論模型對貿易擴張和經濟增長關系進行研究，其認為經濟體系規模的擴張會導致對外貿易的擴張，如果貿易商品或服務的同質程度較高，那么就會導致貿易商品或服務價格下降，就此意義而言經濟體系迅速擴張一般會導致貿易狀況的惡化。但在實際經濟增長和貿易擴張實踐進程中，這一關系并沒有得到顯著驗證，其中一個可能關鍵原因在于經濟增長會擴充貿易商品或服務的廣度，會增加更多的可貿易新型商品或服務進而導致貿易進一步擴張（Gagnon，2004）。同時這一結論也得到Krugman（1989）的研究支持。Ghosh，Ostry（1994）；Bleaney，Greenaway（2002）通過對貿易擴張和經濟增長之間關系研究揭示，貿易擴張對經濟增長的影響主要通過貿易擴張導致出口商品或服務多樣化，而貿易產品多樣化在很大程度上推動了經濟增長。其研究進一步指出貿易集約邊際擴張可以實現貿易增長的穩定性，在一定程度上可以削弱國外市場需求擾動的沖擊，最終促進經濟穩定增長。Hauman，Rodrik（2003）研究認為，貿易擴張導致的貿易商品或服務種類的擴張，進而形成貿易商品的規模經濟效應并降低貿易商品或服務成本，最終實現經濟穩定增長（Marin，1992）。Heiko，Hesse（2008）通過構建實證分析框架認為，貿易集約邊際擴張與一國經濟增長存在正相關關系。以上代表性文獻顯示，一國對外貿易集約邊際擴張可以在一定程度上克服貿易商品或服務同質性所造成的價格下降而導致的經濟增長不利影響，因此我們給出第一個研究假設H1：在其他條件既定情況下，貿易集約邊際擴張與我國經濟增長之間存在正相關關系。

（二）貿易擴張與居民消費

綜合現有的關于貿易和居民消費福利之間關系的研究文獻，我們發現對于二者之間直接關系的研究較少。徐璐（2010）對我國居民消費和對外貿易之間關系進行實證檢驗，其研究認為，我國居民人均消費與進出口貿易之間存在正向相關關系，并討論了改變消費理念和消費環境對于促進我國對外貿易擴張的意義。趙應宗（2000）研究認為對外貿易擴張進程中消費品進口的擴張會導致居民邊際消費傾向的擴張，進而導致對外貿易乘數的擴大（趙應宗，2001）。林永生、張生玲（2006）通過考察我國1991-2005年間對外貿易和居民消費實際數據并進行實證分析，其研究認為增加進口會導致國內消費水平的提高，樣本期內消費品進口增加1個百分點，國內居民消費水平就會上升0.7左右的百分點。胡延平（2009）結合二元經濟特征對我國國際貿易與居民消費之間關系進行實證分析，其研究認為以進出口為代表的國際貿易波動是我國居民消費波動的不可忽視的誘因，而進口對居民消費尤其是農業居民消費波動的影響要小于同等條件下出口對居民消費波動的影響，而對于城鎮居民消費而言，進口波動對其影響更為顯著。劉德學、陳必偉等（2011）通過構建計量實證模型對我國居民消費結構與國家貿易之間關系進行探討，其研究表明出口在一定程度上抑制了我國居民消費結構的升級，與此對應的是進口促進我國城鎮居民消費的升級，但國際貿易對我國農村居民消費結構的影響并不顯著。基于已有的關于貿易擴張和居民消費之間關系研究文獻，可以看出二者關系存在但并不顯著。因此，給出本文第二個研究假設H2：在其它條件不變的情況下，貿易集約邊際擴張對我國居民消費福利存在直接性影響。但是這種影響性質需要下文中的經驗驗證。同時，既有的諸多關于經濟增長與居民消費之間關系的研究顯示，居民消費與經濟增長存在緊密關聯，而由上文關于貿易擴張與經濟增長之間關系研究文獻可以看出，貿易擴張與經濟增長之間同樣存在緊密關聯。基于這種內生邏輯傳導路徑，給出本文的第三個研究命題H3：貿易集約邊際擴張通過影響經濟增長對我國居民消費福利的影響存在并且顯著。

研究設計

（一）模型設定及變量選取的經濟學解釋

結合本文的研究思想，為了更好的捕捉貿易集約邊際擴張與經濟增長及居民消費福利波動之間的關系，延續一般相關實證研究選取C.Cobb-P.Douglas生產函數模型作為基本分析框架，并結合本文實際研究需要對其進行合理擴展。C.Cobb-P.Douglas生產函數模型基本形式為：

（1）

在（1）式基礎上，我們對其兩端同時取對數可得一般線性模型形式，如下：

Ln（Y）=Ln（A）+a1*Ln（x1）+a2*Ln（x2） （2）

其中，Y為產出要素，x1和x2為投入要素，A、a1、a2分別為正常數，并且滿足0

則可以得出該生產函數也是a1+a2次齊次函數，也即是說對于任意非0常數λ，若a1+a2=1，則投入要素對于產出要素而言具有規模不變性態，同時該模型也刻畫了非嚴格凹函數的生產特性；若a1+a21，則投入要素對于產出要素而言具有規模遞增性態，此時生產函數刻畫的生產特性既不是凹函數也不是凸函數。由此可見，采取C.Cobb-P.Douglas生產函數模型可以避免先驗決定投入要素對產出要素影響性態而造成主觀性偏誤。

在理論模型設定的基礎上，依據已有的相關研究文獻和變量自身的經濟學意義對本文變量進行篩選和解釋。首先，結合已有研究文獻定義貿易集約邊際擴張（Intensive Expansion）一國出口商品或服務的總體規模和數量的增加（龔向明，2012）。由此，本文選取我國出口商品或服務總量的增長率（EXIE）表征我國貿易集約邊際擴張因素；其次，繼承已有研究，選取我國GDP增長率（g）表征我國經濟增長因素；最后，針對我國居民消費福利波動因素，還選取城鎮和農村家庭消費性支出（CS）來反映我國居民實際消費狀況，在此基礎上，我們利用Hodrick-Prescott濾波分別得出居民消費循環項（CSC）和趨勢項（CST），并依據公式：得出我國居民消費缺口量，其實質就是我國居民消費支出圍繞消費支出趨勢（CST）上下波動序列，也即是本文用于反映我國居民消費福利波動因素的變量。同時，根據經典計量經濟學相關理論，為了避免遺漏變量所導致的可能擬合偏誤，我們結合已有相關研究對相關變量進行控制。控制變量有：政府支出增長率（RGE）、居民可支配收入增長率（RDI）及通貨膨脹（CPI）。

（二）本文經驗論證模型設定的經濟學分析

在上文理論模型分析的基礎上，結合本文的研究假設H1，在基本理論模型（2）的基礎上我們給出假設H1的線性經驗論證模型：

Ln（gt）=c3+α1*Ln（EXIEt）+α2*Ln（RGEt）+α3*Ln（RDIt）+α4*Ln（CPIt）+μt （3）

可知模型（3）捕捉的是在控制其他因素情況下，貿易集約邊際擴張對經濟增長的直接影響性態。同樣，結合本文研究假設H2，我們給出假設H2的線性經驗論證模型：

Ln（GaCSt）=c4+β1*Ln（EXIEt）+β2*Ln（gt）+β3*Ln（RGEt）+β4*Ln（RDLt）+β5*Ln（CPIt）+μt （4）

在基本假設H1和H2得到經驗論證的基礎上，我們結合其論證模型（3）和（4）可知，將（3）式中Ln（gt）代入到經驗論證模型（4）中即可得到本文第三個研究假設H3的經驗表達式，也即是我國貿易集約邊際擴張通過對經濟增長影響而最終對我國居民消費福利波動影響的性態。

在本文具體經驗論證模型設定的基礎上，進一步給出貿易集約邊際擴張、經濟增長對居民消費福利波動影響的比較靜態分析框架。首先，給出貿易集約邊際擴張對我國居民消費福利波動直接影響的比較靜態等式（5）和（6）： （5）

（6）

在此基礎上，給出貿易集約邊際擴張通過經濟增長因素對我國居民消費福利波動間接影響的比較靜態等式（7）和（8） ： （7）

（8）

最后，結合我國經濟運行實際和數據的可獲得性，本文選取2001-2013年度期間變量數據，同時為了增加樣本觀測容量選取的數據頻率為季度數據。本文數據均來自中經網統計數據庫和EPS全球統計數據庫。

實證分析

（一） 基本單變量統計分析和相關檢驗

單變量的基本統計描述分析作為實證研究中必不可少的組成部分，不僅有助于我們了解變量序列的基本統計分布規律，更重要的是通過合理的基本統計分析可以避免變量序列中可能存在的異常值對擬合結果的干擾。基于此，文章對原始變量序列的單變量分析如表1。表1顯示，除去政府財政支出增長率分布呈現尖峰厚尾的金融時間序列分布特征外，其余變量均呈現近似正態分布性態。同時，我國居民消費福利缺口在樣本期內呈現出了顯著的波動性狀，在一定程度上表明我國居民消費福利波動幅度較大，我國居民消費并不穩定。而對應實際居民可支配收入增長率和貿易集約邊際擴張呈現穩健上升的性狀，而政府支出增長率也表現出較為顯著的波動上升態勢，其增加的幅度高于居民可支配收入增長和貿易集約邊際擴張的速度。整體來看，變量序列并不存在異常值，其變量序列分布具有良好的經驗分析性狀。

承接上文單變量分析，結合本文變量序列具有時間序列特征，我們有必要對變量序列平穩性進行檢驗，借以避免非平穩序列回歸產生的經驗分析偏誤。則平穩性檢驗結果如表2。表2單位根檢驗進程中，我們不僅給出當前檢驗功效最強的DF-GLS單位根檢驗結果，同時也給出左單側檢驗PP單位根檢驗結果進行對照。表格還分別給出兩種單位根檢驗tau值和Z（t）值，及其對應的5%置信水平上閥值。由表2檢驗結果來看，除去ln（CPI）在10%的顯著水平上拒絕存在單位根的原假設外，其余變量均在5%的水平上顯著拒絕存在單位根的原假設，也即是說本文變量序列至少在10%的顯著水平不能拒絕變量序列為平穩序列的假設。

（二）經驗擬合分析

承接上文分析，我們對本文經驗論證模型（3）和（4）進行擬合回歸，同時為了對目標回歸結果的穩健性進行分析，文章繼承已有相關文獻中穩健性回歸的檢驗方法，對模型（3）和（4）進行穩健性檢驗回歸，選取樣本期間內2004-2013年間樣本進行擬合檢驗，借以捕捉擬合結果穩健性。鑒于此，文章將目標擬合和穩健性檢驗回歸結果同時摘錄到表3。

表3中經驗擬合結果表明，貿易集約邊際擴張與經濟增長之間存在顯著正相關關系，但在控制經濟增長因素的情形下，貿易集約邊際擴張與我國居民消費福利的波動呈現顯著負向相關關系，直接經驗分析顯示貿易集約邊際每擴張1個百分點，我國居民消費福利波動就會降低1.02個百分點，在一定程度上表明以出口為代表的貿易集約邊際擴張有利于我國居民消費福利的穩定。同樣經濟增長因素與我國居民消費福利波動存在顯著負向相關關系，表明經濟增長有利于抑制我國居民消費的波動進而促進我國居民消費福利的提高。同時，政府財政支出因素和居民可支配收入因素與我國居民消費福利波動呈現正向相關關系，表明了財政支出和居民可支配收入增加不利于我國居民消費福利的穩定，但財政支出和可支配收入對居民消費福利影響程度小于貿易集約邊際擴張和經濟增長對其的影響程度。在直接經驗分析的基礎上，我們結合上文比較靜態分析等式進一步對貿易集約邊際擴張因素對居民消費福利波動直接和間接影響進行比較靜態分析。則我們將直接經驗分析結果分別代入到比較靜態等式（5）、（6）、（7）和（8）中整理為 ： （9）

（10）

（11）

（12）

由（9）和（10）比較靜態等式可以看出，貿易集約邊際擴張對居民消費福利波動的邊際影響主要受到集約邊際因素的影響，如果當期貿易集約邊際呈現擴張現狀，那么其對居民消費福利波動邊際影響為負并呈現非穩態的上升性態，表明出口集約邊際擴張有利于抑制我國居民消費福利波動，從而穩定我國居民消費福利狀態；反之，如果當期我國貿易集約邊際呈現收縮狀況，那么其對我國居民消費福利波動邊際影響呈現正向助推作用，并且這種影響呈現持續上升的非穩態趨勢，表明出口收縮表征貿易集約邊際因素不利于確保我國居民消費福利的穩定。進而結合（11）和（12）比較靜態等式可以看出，貿易集約邊際因素通過經濟增長因素對我國居民消費福利波動的間接影響呈現出與直接影響同質的性態，只是在某種程度上而言這種間接影響的程度略大于其直接影響的程度，也就是說，當我國貿易集約邊際收縮時，如果考慮到對經濟增長影響情形下這種貿易集約邊際收縮更進一步的加劇了居民消費福利波動，反之，當貿易集約邊際擴張時，如果考慮到對經濟增長的影響，那么這種擴張會更有利于穩定居民消費福利狀態。而貿易集約邊際因素對居民消費福利波動的直接和間接邊際影響趨勢同樣呈現非穩態上升性狀，同時這種非穩態的上升性狀也受到政府財政支出、居民可支配收入等因素的制約。

研究結論與啟示

在合理擴展C.Cobb-P.Douglas函數模型基礎上，文章系統地構建了貿易集約邊際擴張和經濟增長因素對我國居民消費福利波動影響的比較靜態分析框架。直接實證分析和比較靜態分析結論顯示，以出口規模為代表的我國貿易集約邊際的擴張有利于我國居民消費福利的穩定，與之對應是貿易集約邊際的收縮在一定程度上加劇我國居民消費福利的波動。而在考慮經濟增長因素情形下，這種貿易集約邊際的收縮或擴張對我國居民消費福利波動的影響更為顯著并且同質，也就是說經濟增長因素會深化我國貿易集約邊際波動對居民消費福利波動的影響。而經濟增長因素本身對我國居民消費福利波動的影響與貿易集約邊際因素對居民消費福利波動影響呈現同質性態。

參考文獻：

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3.施炳展.中國出口增長的二元邊際[J].經濟學（季刊），2010（9）

第5篇：經濟和貿易的關系范文

關 鍵 詞：經濟開放度；經濟增長；長期均衡效應

中圖分類號:F061.5 文獻標識碼:A 文章編號:1005-0892(2007)04-0090-05

一、相關理論與方法的探討

經濟開放度是進行諸如經濟開放與經濟增長等實證研究不可缺少的基本變量，它綜合反映一國（地區）市場對外開放的程度。但經濟開放度的度量卻是一個比較復雜的理論問題，并有多種度量方法。較早的經濟開放度度量指標是對外貿易依存度，即用進出口貿易總額與國內生產總值（GDP）的比值表示經濟開放度。這種方法直觀、容易測算，一直為研究者廣泛采用。但在研究過程中，人們逐漸發現用對外貿易依存度來度量經濟開放度的局限性，因為一國（地區）經濟開放程度要受到該國（地區）的經濟規模、市場規模、消費需求等影響，因此對外貿易依存度并不能完全反映經濟開放度的變動。

1990年代開始，學術界對如何合理度量經濟開放度出現了不同看法。總的來說，主要體現在兩方面：一是指標體系法。例如Dollars（1992）[1]采用單一指標法，運用商品實際價格對貿易開放條件下價格的偏差程度來體現經濟（貿易）開放度；Sachs & Warner（1995）[2]采用綜合指標法，選取平均關稅率、進口非關稅率、黑市交易費用等5類指標將國家（地區）分為開放或不開放兩種類型，以此考察一國（地區）的經濟開放度等。二是模型構建法。例如Leamer（1988）[3]使用包含9個要素的Hecksher-Ohlin模型，對53個國家的183種商品估計凈貿易流量和貿易強度，然后利用貿易強度的預測值和實際值之差作為貿易開放度指標；Lloyd & MacLaren（2002）[4]利用可計算一般均衡模型（CGE）對常用的貿易依存度指標進行改進，得出一組衡量貿易開放度的指標，并計算了14個國家（地區）的開放度水平等。

從國內研究來看，不同學者度量經濟開放度指標的方法各異。李（1998）[5]、胡智等（2005）[6]從國際貿易、國際金融和國際投資三個角度測算了一國的對外開放程度。陳耀庭（2000）[7]以外貿依存度作為經濟開放度主要度量指標，并比較了中國和世界主要國家的開放程度。黃繁華（2001）[8]、蘭宜生（2002）[9]、何楓等（2004）[10]均認為經濟開放度指標應包含貿易和投資兩個范疇。李建軍（2003）[11]采用國際收支自主易項目的借方余額和貸方余額占國內生產總值的比重來反映經濟對外開放程度。郭妍等（2004）[12]選取外資依存度、外貿依存度、對美貿易依存度和實際關稅率等指標來測算我國的經濟開放度。孫煥民等（2004）[13]采用Panel-data模型方法，對15個國家1993～2002年匯率波動與衡量經濟開放度層次的三個指標――國際貿易、直接投資、資本流動之間的關系進行了分析。范良（2005）[14]則以國際收支平衡表中的經常賬戶和金融賬戶為基礎，分別從實體經濟層面的貿易開放度和金融層面的投資開放度來界定我國的經濟開放度指標。此外，還有學者從產業等角度探討了經濟開放度指標的其他度量方法。[15]

對于經濟開放與經濟增長的關系，學術界有較為一致的觀點，即經濟開放能夠促進經濟增長，同時認為，發展中國家（地區）能夠通過對外貿易更好地利用發達國家已有的知識存量，因此，發展中國家（地區）的貿易利益要高于發達國家。[16]但對于經濟開放對經濟增長的具體作用過程與內在機理關系，不同學派和學者的觀點卻大相徑庭。新古典增長理論認為，貿易開放促進經濟增長的渠道主要來源于貿易帶來的規模經濟效應、促進資本形成以及資源配置效率的提高等。以Romer（1986）[17]、Lucas（1988）[18]等為代表的內生增長理論則認為，經濟（貿易）開放主要通過加快本國技術進步、提高要素生產率來促進經濟增長；Barro & Sala-I-Martin（1995）[19]認為，開放國家有更強的吸收先進國家技術進步的能力；Grossman & Helpman（1991）[20]運用Lucas的兩部門內生增長模型，發現貿易的開展促進了國內資源在物質生產部門和知識產品生產部門之間的要素優化配置，從而促進了經濟增長。還有學者從競爭的角度來研究貿易開放與經濟增長的關系，認為貿易開放使來自國外的競爭加強，世界市場的競爭提高了生產率，因而成為一國經濟增長的源泉之一。

綜合來看，盡管學術界在理論方面對經濟開放與經濟增長關系有較為一致的觀點，但在經驗研究方面仍存在許多差異，最明顯的是關于經濟開放度指標的度量，不同的度量方法、樣本空間和經濟開放指標會產生不同的結論。本文綜合運用指標體系法和模型構建法，選取外資依存度、外貿依存度、粵港貿易依存度和實際關稅率作為衡量廣東省經濟開放度的指標，其理由是：改革開放以來，引進外資和對外貿易是廣東省外向型經濟發展的主要形式，可以用外資依存度和外貿依存度對其進行考察；粵港貿易在廣東省對外貿易中占有非常重要的地位，1985～2005年，粵港進出口額占廣東省進出口額的比重平均為33.81%，廣東省對香港出口額占其出口總額的比重平均為43.48%，①因此可以將粵港貿易依存度作為考察廣東省對外貿易主要地區結構的指標；結合近年來我國內地削減關稅、消除貿易壁壘、進一步促進經濟開放和貿易自由化的現實，選取實際關稅率作為反映廣東省經濟開放度的“反面指標”，以使整體指標體系符合現實性、全面性和可操作性的要求。通過平穩性檢驗和協整分析技術，分別將上述指標與廣東省整體經濟增長進行實證分析，并通過Granger因果關系檢驗來揭示引進外資、貿易開放、粵港貿易、關稅削減與廣東省經濟增長的影響機理。

二、實證檢驗與結果分析

（一）平穩性檢驗

對變量進行協整分析之前，需要先檢驗變量的平穩性。如果一個時間序列是非平穩的，但是經過對其進行次差分使之成為平穩序列，則稱該序列為階單整（Integration）序列，記為I(k)。一個時間序列是否為平穩序列以及如果是不平穩的情況下它是幾階的單整序列要通過計量檢驗來確定。通常檢驗時間序列單位根的方法有三種：Dickey-Fuller（DF）檢驗法、Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗法、Phillips-Perron（PP）檢驗法，目前用得最廣泛的檢驗方法是ADF檢驗法。

已有的研究在測量經濟開放度時多選取截面數據（Cross-sections），本文為了考察經濟開放度隨時間的變化情況，選取廣東省1985~2005年的時間序列數據進行測算②，分析歷年經濟增長（地區生產總值，GDP）和外資依存度（實際利用外資額與GDP的比值）、外貿依存度（進出口總額與GDP的比值）、粵港貿易依存度（粵港進出口總額與GDP的比值）、實際關稅率（海關關稅收入與進口總額的比值）等反映經濟開放度的四項指標之間的協整關系。各經濟變量數據經過價格指數化處理后，為消除數據中存在的異方差，分別取其對數，記為LNGDP、LNINVEST、LNTRADE、LNHK和LNTAX，應用ADF檢驗方法對其進行單位根檢驗，檢驗結果見表1：

注：（1）檢驗類型中的c和t表示截距項和趨勢項，k表示檢驗所采用的滯后階數，加入滯后項是為了使殘差項為白噪聲；（2）*表示5%顯著性水平下的臨界值，**表示10%顯著性水平下的臨界值，其余為1%顯著性水平下的臨界值；（3）D2表示變量的二階差分。

經過檢驗可知，所有變量原時間序列都是非平穩的，說明存在單位根，不能拒絕零假設H0：p′=1；而它們的二階差分序列的ADF檢驗值均小于相應的臨界值，表明至少可以在相應的置信水平下拒絕零假設H0：p′=1，因此原序列二階差分序列不存在單位根，為平穩I(2)序列。

（二）協整檢驗

一般地，在對變量間的相互關系進行分析時，常常使用回歸分析方法，但這種回歸分析要求變量都是平穩的（至少是趨勢平穩）。在變量是非平穩的過程中，回歸分析的結果有可能產生“偽回歸”（Spurious Regression）現象。而平穩性檢驗表明，原序列二階差分序列是同階平穩的，有可能存在某種協整關系，因此就不能用傳統的回歸分析方法來說明變量之間是否存在均衡關系。

協整分析技術是近年來出現的處理非平穩經濟時間序列的有力工具，它從分析時間序列的非平穩性入手，探求非平穩變量間長期穩定的比例關系。[21]對于變量之間協整關系的檢驗，通常有兩種方法：一是Engle & Granger（1987）提出的基于協整回歸殘差的兩步檢驗法，二是Johansen & Juelius（1990）提出的基于VAR的協整系統檢驗。[22]由于Engle-Granger兩步檢驗法是在假設變量之間存在一個協整向量條件下的檢驗，如果變量之間存在多個協整向量時，兩步檢驗法就具有一定的局限性。因此，本文采用Johansen提出的方法來檢驗變量之間的協整關系，通過建立基于最大特征值的似然比統計量?姿-max來判別變量LNGDP、LNINVEST、LNTRADE、LNHK和LNTAX之間的協整關系。前面已經檢驗了各變量序列均為I（2）序列，由此可進一步檢驗變量之間的協整關系。在運用Johansen協整分析方法檢驗之前，還要確定每個VAR模型的最優滯后期，本文對最優滯后期的選擇根據無約束的VAR模型的殘差分析（滯后2階）來確定，檢驗結果見表2和表3：

從表2和表3可知，變量LNGDP、LNINVEST、LNTRADE、LNHK和LNTAX之間存在一定的協整關系，對應的長期協整方程（令其為VECM）為：

VECM=LNGDP-1.141871×LNINVEST-2.741934×LNTRADE-1.178975×LNHK-0.172201×LNTAX+5.76493

對VECM時間序列進行單位根檢驗，發現它已經是平穩序列；做圖也可看出VECM的數值在0軸附近上下波動（見圖1），證明各變量之間的確存在協整關系。從反映長期均衡關系的協整方程來看，外資依存度（INVEST）、外貿依存度（TRADE）、粵港貿易依存度（HK）、實際關稅率（TAX）與GDP之間均存在正向的協整關系，說明經濟開放度對廣東省經濟增長存在正向的長期均衡效應。根據標準化協整系數可以判斷，外貿依存度與廣東省GDP間的協整關系最強，即外貿依存度每增加1%會帶來廣東省GDP增加約2.74%；其次是粵港貿易依存度，其每增加1%會帶來廣東省GDP增加約1.18%；外資依存度與GDP間的協整關系，同粵港貿易依存度相當，其每增加1%會帶來廣東省GDP增加約1.14%；實際關稅率與GDP間的協整關系則相對小得多。反映經濟開放度的四項指標與廣東省GDP之間的長期穩定的比例關系充分表明，經濟開放尤其是對外貿易對廣東省經濟增長具有正向、積極的拉動作用。

（三）Granger因果關系檢驗

由協整檢驗結果可知，廣東省經濟開放度各項指標對經濟增長存在長期均衡效應，但這種均衡效應是否構成因果關系及因果關系的方向如何，尚需要進一步驗證。本文采用Granger（1969）[23]提出的因果關系檢驗法來解決這一問題。

根據表4可知：GDP是外資依存度提高的Granger原因（LNGDP?圯LNINVEST），一方面說明廣東省經濟增長吸引了大量外來資本，帶動了外資依存度的提高，而不是相反，也不存在互為因果的情況；另一方面說明改革開放以來廣東省外資依存度在經濟增長中的直接導向性作用并不明顯。外貿依存度的提高是GDP增長的Granger原因（LNTRADE?圯LNGDP），說明對外貿易是促進廣東省經濟增長的主要因素之一。GDP與粵港貿易依存度互為Granger因果關系（LNGDP?圳LNHK），說明隨著廣東省經濟增長，粵港貿易依存度逐漸提高，同時粵港貿易（主要是廣東省對香港出口）的蓬勃發展在更大程度上促進了廣東省經濟增長率的提高。③ GDP增長導致了實際關稅率的提高（LNGDP?圯LNTAX），但在協整檢驗中，GDP與實際關稅率的協整系數較小（-0.172201，見表3），說明這種作用相對微弱。因此，從實際效果來看，廣東省增長與實際關稅率之間這種單一方向的長期均衡效應并不明顯。

三、結論與建議

本文以經濟開放與經濟增長相關理論和方法為基礎，利用廣東省統計局公布的1985～2005年時間序列數據，選取外資依存度、外貿依存度、粵港貿易依存度和實際關稅率作為衡量廣東省經濟開放度的指標，通過平穩性檢驗、協整檢驗和Granger因果關系檢驗等實證分析，考察這些指標（經濟開放度）對廣東省經濟增長的長期均衡效應，可以得出以下主要結論：

1．反映廣東省經濟開放度指標的外資依存度、外貿依存度、粵港貿易依存度、實際關稅率與GDP之間存在正向的協整關系，說明經濟開放度對廣東省經濟增長存在正向的長期均衡效應。同時，外貿依存度與廣東省GDP間的協整關系最強，其次是粵港貿易依存度和外資依存度，實際關稅率與GDP間的協整關系則相對小得多，說明經濟開放尤其是對外貿易在廣東省經濟增長中發揮著重要的作用。

2．廣東省GDP增長增強了外來資金投資的吸引力，并促使實際關稅率的提高。改革開放以來，廣東省以優惠政策和廉價的土地與勞動力，積極承接海外制造業的轉移，大量外來資金的持續投入，使外資依存度不斷上升。外來資金（主要是港商投資）加快了廣東省工業化進程，形成了外向帶動的經濟增長模式。在實際關稅率方面，由于廣東省地處沿海，毗鄰港澳，最先實行改革開放，經濟開放（貿易自由化）程度較高，因此GDP與實際關稅率呈現相對較弱的正向協整關系，對其影響作用也相對較小。

3．外貿依存度的提高促進了廣東省GDP的增長，并且兩者之間的協整關系是四種指標中表現最顯著的。廣東省位于中國的南大門，是連接國際和國內市場的重要橋梁，對外貿易在經濟增長中占有十分重要的地位。在對外開放過程中，廣東省加強對傳統出口產業的技術改造，工業整體技術水平逐年上升，形成了電子信息、新材料、光機電一體化、新能源、生物技術等一批高新技術產業群，珠江三角洲已成為全國規模最大、發展最快、出口總額最多的高新技術產業帶。可以這樣說，廣東省經濟總量的快速增長與對外貿易的拓展是分不開的，對外貿易是廣東省經濟增長的動力和生命線。

4．廣東省經濟增長與粵港貿易依存度呈現出雙向的良性互動因果關系，并且兩者之間具有較強的正向協整關系。這一結果不僅僅表明廣東省經濟增長是粵港貿易依存度提高的原因，更反映出粵港進出口貿易對廣東省經濟增長的促進作用。長期以來，粵港之間保持著密切的貿易聯系，近幾年均以年增400多億美元的幅度增長。2006年粵港進出口貿易總額（含轉口）突破3500億美元，廣東省7成進出口貿易通過香港進出口或轉口，廣東口岸進口香港CEPA項下“零關稅”產品的受惠貨值和優惠稅款均占全國近7成。未來一段時期內，粵港經貿合作的進一步加強，將對兩地經濟增長產生深遠的影響。

基于以上分析，本文認為，改革開放以來廣東省經濟增長取得了巨大成就，很大程度上得益于經濟開放程度的提高，特別是對外貿易（以粵港進出口貿易為主）的蓬勃發展。當前，在經濟全球化加速推進的國際背景下，區域經濟合作不斷向縱深方向發展，區域內各成員貿易投資自由化進程加快；尤其是中國入世過渡期結束、CEPA深入實施、中國―東盟自由貿易區加速形成和泛珠三角區域經濟合作加快發展，為廣東省更好地發揮區位優勢、綜合競爭優勢提供了條件。另一方面，國際引資競爭日趨激烈，貿易爭端和貿易保護逐漸增多，正在成為廣東省對外開放和經濟發展的最大障礙。因此，廣東省在進入全面建設小康社會、加快推進社會主義現代化的新的發展階段，必須不斷提高統籌省內發展和對外開放、增強在擴大開放條件下促進經濟發展的能力。具體來說，可從以下幾方面著手：一是努力提高吸引外資的質量和對外投資能力，促進產業結構升級和區域經濟發展。增長是廣東省外資依存度提高的Granger原因，因此要大力發展區域經濟，增強區域經濟的綜合競爭力，把吸引外資與促進產業結構升級、技術管理創新、區域協調發展、國企改組改造緊密結合起來，做到以我為主、為我所用。二是著力轉變對外貿易增長方式，促進經濟增長方式的轉變。外貿依存度的提高是廣東省增長的Granger原因，因此在保持對外貿易穩定較快增長的同時，更要優化出口產品結構，深化外貿體制改革，發揮對外貿易對拉動經濟增長和促進自主發展的作用。三是大力提高泛珠三角的核心競爭力，推動區域內的全面合作。廣東省增長與粵港貿易依存度互為Granger因果關系，因此要以打造泛珠三角區域品牌為中心，充分利用CEPA來提高粵港經貿合作水平，增強粵港區域間的經貿互動關系，加快區域經濟一體化進程。

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注釋：

①依據歷年《廣東統計年鑒》相關數據計算得出。

②由于粵港貿易額自1985年始有統計數據，因此本文的時間序列數據均從該年計起。

③體現在Granger因果關系檢驗中，LNHK?圯LNGDP的概率值（0.00366）小于LNGDP?圯LNHK的概率值（0.00456），即拒絕原假設“LNHK does not Granger Cause LNGDP”的概率更大，亦即粵港貿易依存度（HK）的提高是廣東省GDP增長的原因的概率更大。

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第6篇：經濟和貿易的關系范文

關鍵詞：進出口貿易；經濟增長；動態影響；實證分析

改革開放以來，我國進出口貿易取得了快速發展，對我國經濟的增長起到了一定的促進作用。盡管國內學者在考察我國進出口貿易時，做了很多研究，但是在已有的研究中，大多都忽視了進出口貿易對經濟增長隨時間變化的動態特征。隨著我國對外貿易規模和方式的轉變，考察我國進出口貿易對經濟增長的動態影響，不僅是對現有研究的一個有益補充，還可以為進一步提高我國對外開放水平、轉變貿易增長方式等提供有用的經驗依據。本文以吉林省進出口貿易與經濟增長的關系為研究對象，著重探討吉林省進出口貿易對經濟增長的動態作用，從實證角度，科學、客觀地研究二者的相互關系，分析對外貿易對經濟增長的拉動作用。

1 吉林省進出口貿易發展概況

吉林省的進出口貿易，相比于東部沿海地區較為落后。自20世紀八十年代以來，隨著國家外貿體制和政策的不斷改革調整，吉林省對外貿易的發展呈現出波浪式的上升態勢。從1978年到1994年，進出口總額大體保持著穩步的持續增長，尤其是進入到九十年代以來，年增長率均在40%以上，但總體上貿易規模比較小，1994年達到361，209萬美元頂峰后，由于受到國家有關政策的影響，如糧食出口配額的變動調整、汽車整車特征認證及國產化政策等，再加上自身存在的結構矛盾問題，對外貿易總額出現了下滑，1995年進出口貿易總額為271，474萬美元，同比下降24.8%。隨后在東南亞經濟危機的沖擊下，對外貿易持續惡化，到1998年末進出口貿易總額為165，282萬美元，同比下降10.9%，跌至谷底。但在國家積極的經濟刺激恢復政策中，吉林省自身進行積極地調整，在1999年，進出口貿易總額恢復上升的發展趨勢，而且在2000年以來，隨著中國成功加入wto之后，在不斷融入到世界市場的發展過程中，吉林省的對外貿易也取得了快速的發展，在進出口貿易總體規模上有了很大的提高，截止到2010年末，外貿總額已達168.46億美元。

這些年來，吉林省進出口貿易對全省經濟的貢獻不斷提升，影響大幅提高。據測算，吉林省進出口每增加1億美元可以拉動gdp增加48.9億元人民幣。統計數據顯示， 吉林省2010年全年累計實現外貿進出口總值168.46億美元，比2009年增長43.5%。其中實現出口總值44.76億美元，增長43.2%；實現進口總值123.70億美元，增長43.5%。而2010年吉林省實現地區生產總值8，577.06元，按可比價格計算，比上年增長13.7%。可見，在開放經濟條件下對外貿易為吉林省經濟增長作出了重要貢獻。下面將通過實證分析詳細探討吉林省進出口貿易和經濟增長間的關系。

2 實證分析過程

2.1 數據描述

經濟增長是指一個國家（地區）在一定時期內包括產品和勞務在內的產出的增長。因此， 本文擬選取gdp總量作為衡量經濟增長的指標，分別用x代表出口貿易額、m代表進口貿易額，三者均以人民幣為單位進行相關計算。所選取的樣本區間為 1978-2010年。對采用的吉林省歷年地區生產總值（gdp）、出口貿易額（x）、進口貿易額（m） 的相關數據進行處理，將gdp、x、m各變量轉換為實際值，基期為1978年（1978=100）。其中，1978-2010年間gdp、x與m的實際數據如下表1所示。

2.2 平穩性檢驗

由圖1可以看出，吉林省1978-2010年的gdp、x和m序列水平值呈出一定的不規律波動性和隨著時間變化而不斷增長的趨勢性，這主要是由于數據中異方差的存在和非隨機因素的影響。

為避免數量級的差別，得到彈性的估計結果，考慮到數據的自然對數不改變原來的因果關系，并能使趨勢線性化，這在一定程度上可以消除時間序列中異方差的影響， 提高模型的擬合程度，所以我們用gdp、m與x變量的對數形式進行分析，分別用lngdp、lnx與lnm加以表示，如圖2所示。

從圖2可以看出，取對數后的lngdp、lnm和lnx的波動較為平滑，但變化趨勢仍然存在。為了消除這種趨勢性，有效的方法是將對數轉換后的變量水平序列lngdp、lnm和lnx進行一階差分，差分后的dlngdp、dlnm和

dlnx序列見圖3。

從圖3可以看出，經過差分后的變量序列仍存在某種趨勢性，為了使數據生成的隨機過程更加平緩，對變量水平序列lngdp、lnm和lnx在一階差分的基礎上再進行一次差分即進行二階差分得到差分序列ddlngdp、ddlnm和ddlnx，其序列見圖4。

adf檢驗結果表明，變量序列lngdp、lnm和lnx在1%、5%和10%的顯著水平上都是非平穩的，它們的一階差分dlngdp、 dlnm、dlnx中dlngdp在1%、5%和10%的顯著水平上都是不平穩的，而dlnm在1%、5%和10%的顯著水平上都是平穩的，dlnx在 5%和10%上是平穩的。它們的二階差分即ddlngdp、ddlnx和ddlnm在各顯著水平上都是平穩的，這和上述為消除gdp、x和m變動的不平穩性而進行的圖形分析基本一致。這說明吉林省生產總值、進口和出口總額取對數后的變量序列是非平穩的，進行一階差分后進口、出口都變成了平穩序列，生產總值經過二階差分后也變成了平穩序列。因而，需要對吉林省進口貿易額、出口貿易額和生產總值作進一步的協整檢驗，以判明它們之間長期是否存在協整性或者是否存在動態均衡關系。

2.3 協整檢驗

協整檢驗是對非平穩時序變量之間是否存在著長期均衡關系進行考察，在這里要對lngdp、lnx、lnm進行協整分析。常用的協整方法包括 engle和granger于1987年提出的eg兩步檢驗法及johansen協整檢驗法，前者適用于雙變量檢驗，后者適用于多變量檢驗，本文采用eg 兩步法，分別對lngdp和lnx、lngdp和lnm進行回歸分析。 　從協整理論的思想來看，因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者間存在穩定的均衡關系，因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列，這個殘差序列應該是平穩的。因此，檢驗一組變量間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。

運用普通最小二乘法對lngdp和lnm、lngdp和lnx兩組變量進行回歸。得到2個方程后對方程的殘差序列進行平穩性檢驗，檢驗結果見表3。

從表3中可知，e1的adf檢驗統計值-3.974257小于1%、5%和10%顯著水平下的臨界值，可認為殘差序列e1為平穩序列，表明 lngdp和lnm間存在協整關系；而e2的adf檢驗統計值均大于各顯著水平下的臨界值，e2為不平穩序列，即lngdp和lnx之間不存在協整關系。將所得到的結果整理為表4。

由表4中看出，對吉林省而言，其進口貿易額與經濟增長存在著長期穩定的均衡關系，即協整關系，而出口貿易額與經濟增長間不存在這種協整關系。但是，協整檢驗的結果只能表明變量間存在長期穩定的均衡關系，并不意味著變量間必然存在因果關系，即是說進口貿易與經濟增長之間存在協整關系，并非兩者間就一定存在具體的因果關系。進出口貿易對經濟增長是否真的有明顯影響，經濟增長對進出口貿易的影響又是如何？ 這需要通過下一步的因果關系檢驗來驗證。

2.4 因果關系檢驗

為了進一步說明兩組變量之間的因果關系，這里將對變量進行granger因果關系檢驗，結果見表5。

（1）吉林省進口不能拉動經濟增長，應調整進口結構。

根據協整關系檢驗，吉林省的進口與經濟增長間存在協整關系，即長期穩定的關系。根據granger因果關系檢驗，經濟增長是進口的 granger原因，但進口不是吉林省經濟增長的granger原因，說明吉林省的經濟增長帶動了進口貿易的發展，而進口貿易卻沒有對經濟增長帶來良好的促進作用。吉林省工業以汽車制造及化工等重工業為主，但進口產品中卻仍以重工業產品為主。因此，吉林省應改變現有的進口貿易模式，積極加大高新技術、重要原材料以及生產設備等有利于吉林省經濟快速增長的進口商品的經濟比重。

（2）吉林省經濟增長不能帶動出口，出口也不能有效拉動經濟增長。

根據granger因果關系檢驗，吉林省經濟增長不是吉林省出口的granger原因， 吉林省出口也不是吉林省經濟增長的granger原因。吉林省的經濟增長模式并非出口貿易型，出口貿易對吉林省經濟增長的促進作用并沒有真正發揮出來，出口商品主要集中在附加價值較低的勞動密集型產品上，而且與吉林省的主導行業沒有密切關聯。附加價值較低的勞動密集型產品從長期看無法有效提高吉林省出口貿易的總體水平， 且由于吉林省出口產品市場過于集中等客觀事實，將進一步導致出口貿易風險的加大。

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第7篇：經濟和貿易的關系范文

在經濟快速發展的當下，金融發展與國際貿易之間的關系越來越緊密，從近年來金融發展與國際貿易各種數據來看，當金融市場紊亂的時候，國際貿易也會受到相應的干擾，同樣，國際貿易開放程度不高時，國家的經濟增長速度就會受控。因此，當前經濟發展的當務之急就是縷清金融發展與國際貿易之間的關系，只有捋順金融發展與國際貿易之間的關系，了解它們之間的相互影響，才能更好地采取戰略措施，趨利避害，推動金融與國際貿易的共同發展。

二、金融發展與國際貿易之間的概述

所謂金融發展是指金融結構的變化，這種變化既有長期的，也有短期的。金融發展有利于資源的優化配置，提高社會經濟效率。諸多研究表明，金融發展與經濟增長之間存在著一定的因果關系，1973年Mckinnon和Shaw分別提出了金融淺化理論和金融自由化理論，他們分別從“金融抑制”與“金融深化”兩個不同的角度，闡述了金融與經濟發展之間的辯證關系。而國內學者對金融發展也進行了深入的研究，史永東（2003）利用格蘭杰因果關系檢驗和基于柯布-道格拉斯生產函數框架下的計量分析，對我國金融發展與經濟增長間的關系進行了實證研究。得出結論我國經濟增長與金融發展在格蘭杰意義上存在雙向因果關系，同時得出了金融發展對經濟增長貢獻的具體數值。而國際貿易是指跨國境的貨品和服務交易，一個國家的過貿易水平在一定程度上反映了該國的經濟發展水平。國際貿易是世界各國參與國際分工，實現社會再生產順利進行的重要手段，是世界各國緊密聯系的重要途徑。從金融發展與國際貿易的定義可以看出，兩者之間存在著必然的聯系。在社會經濟發展過程中，不可避免的一個問題就是金融發展問題，加快金融發展，可以推動社會經濟的更好發展。而經濟的快速發展必然會帶動國家貿易增長，使得國家紛紛開展進口、出口貿易，可以說國際貿易是經濟快速發展的必然結果。從國際貿易的定義可以看出，貿易對象走向國際，國際貿易的發展也必然會帶動金融發展，使得我國金融逐漸走向國際市場。

三、金融發展與國際貿易相互影響

1.金融發展對國際貿易的影響

（1）金融發展對國際貿易規模的影響

當前，金融發展是我國經濟發展的重點，國家對金融發展也越來越重視，在這種環境下，金融發展規模也在不斷擴大。金融發展規模擴大，國民經濟就會持續增長，而經濟水平的提高，必然就會帶動國際貿易的發展。從經濟學理論來看，一個國家的發展受金融發展的影響要遠遠大于外部融資產業所帶來的影響，換句話說，金融發展規模、水平對經濟的發展影響巨大。金融發展有助于提高金融資產進行儲蓄的比例，提高社會投資水平，進而帶動經濟的增長，進而推動國際貿易的持續發展，為國際貿易提供巨大的便利。可以?f，金融發展規模直接影響到了國際貿易規模。只有推動金融的穩定、持續發展，才能不斷壯大國際貿易規模，從而實現國際貿易的穩定發展。

（2）金融發展促進了國際貿易方式的轉變

傳統的國際貿易的主要方式有經銷、、寄售、展賣、招投標等方式，然而隨著金融市場的發展，這種傳統國際貿易格局也逐漸被打破，使得國際貿易方式更加多樣。金融發展實現了資金的聚集和集中，有助于規模化生產、經營，實現規劃經濟效益，而在這種規模化經濟效益模式下，境外貿易加工、易貨貿易、外匯商品、租賃貿易等方式也隨之產生，進而更好地推動國際貿易的增長。

（3）金融發展改變了國際貿易結構

從商品結構上看，金融發展程度高的國家，對金融依靠較強的技術知識密集型產品比較看重，國家會注重這些產品的生產，并擴大其在出口貿易中的比重；而金融發展程度較低的國家，對金融依賴較弱的勞動密集型產品在國際貿易中就會占有一定的優勢。由此可見，金融發展會改變國際貿易結構，促使國家根據自身的優勢來調整貿易結構。就我國而言，我國金融行業取得了飛速發展，不僅為國內經濟的發展注添了新鮮血液，同時在世界經濟中的作用也越發凸顯，尤其是在2001年入世后，我國與世界各國之間的聯系越來越緊密，金融市場也逐漸開放，國際貿易規模也在不斷擴大，國內產品結構也在隨金融業的發展而不斷升級，可以說，金融越發達的地區，其貿易也就越發達，如美國、英國等發達國家，這些國家金融發展程度高是有目共睹的，這些金融發展程度高的國家中最凸顯的一個特征就是貿易發達程度高。

（4）金融發展影響國際貿易關系

自2007年9月美國金融危機爆發后，金融市場一直處于不穩定的狀態，并在全球引起了連鎖反應，金融危機迅速席卷世界各國，給各國的經濟造成了巨大的影響。越來越多的國家開始害怕金融危機持續升溫，在國際貿易策略中也變得越來越謹慎。由此可見，后危機時代下，美國的經濟地位受到了動搖，各國間的貿易關系也發生了巨大的變化，這種變化會直接影響到經濟的發展。

（5）增加國際貿易風險

隨著金融的快速發展，互聯網金融的應用也將成為必然，然而互聯網金融結合了互聯網技術，網絡的虛擬性使得互聯網金融存在較大的風險，這種風險也必然會深入到國際貿易中，使得國際貿易過程中存在的一定的風險。現行社會形勢下，實現互聯網金融的發展已成為金融發展的主要方向，在互聯網金融給國際貿易帶來有利一面的同時，也使得國際貿易風險也越來越大。對于國際貿易主體而言，在借助互聯網開展國際貿易的過程中，信息很容易被不法分子竊取，從而造成重大損失，從而不利于國際貿易的發展。

2.國際貿易對金融發展的影響

國際貿易在一國經濟中發揮著重要的作用，國家貿易可以調節市場供求關系，延續社會再生產，促進生產要素的充分利用，推動產業結構的優化和升級，同時，也能強化各國經濟聯系，促進經濟發展。而經濟的發展必然會給金融發展創造許多有力的條件。Blackburn和Hung認為，貿易自由化推動了金融市場的創新與發展，大大的降低了金融中介成本，活躍了金融市場。Aizen man從理論上研究了國際貿易開放對金融自由化的影響。他認為，貿易自由化使得金融控制成本增加，而成本的增加就會導致金融改革的發生。加快國際貿易發展是經濟快速的必然，而國際貿易的發展也為金融發展提供了許多機遇，使得金融市場開始走向國際，并在不斷的實踐中得以完善。

第8篇：經濟和貿易的關系范文

加工貿易增值系數是衡量中山市加工貿易創匯水平的質量指標，增值系數的提高表明加工貿易在質量上的擴張。

加工貿易增值系數=加工貿易出口額/加工貿易進口額

現對中山市2000年～2007年數據進行整理，得出其加工貿易增值系數，見表1：

從表1知道，從2000年開始，除了2003、2004兩年有所回落外，中山市加工貿易增值系數逐年提高。這表明，中山市的加工貿易的質量是逐年擴張，逐年轉好。

三、中山市加工貿易拉動度分析

加工貿易對經濟增長的拉動作用可以通過開放經濟條件下的簡單凱恩斯模型測算，該模型建立在國民收入恒等式基礎上，其基本形式為：

其中，Y,C,I,G,X和M分別表示國內生產總值、消費需求、投資需求、政府購買支出、出口和進口，NE=X-M表示凈出口，表示增加值。當凈出口增加時，對外貿易正向拉動國內生產總值增長，當凈出口減少時，對外貿易對國內生產總值增長產生負拉動作用。由于凈出口由加工貿易形成的凈出口、一般貿易和其他貿易方式形成的凈出口構成，上式又可以表示為:

根據上式，可以獲得加工貿易對經濟增長拉動作用的量化公式，即:

=加工貿易凈出口對GDP增長的貢獻度*GDP增長的百分點

根據以上公式，我們可以計算出中山市加工貿易對經濟增長的貢獻。2001年～2007年中山市加工貿易對經濟增長的貢獻度和貢獻率計算結果如表2所示：

表2中的計算結果表明：

第一，各年加工貿易凈出口增加，加工貿易對經濟增長的貢獻度和拉動度都為正值，加工貿易正向拉動經濟增長，因此，加工貿易凈出口與中山市GDP總體呈正相關的關系；

第二，2001年～2007年加工貿易對中山市經濟增長的年均貢獻度為50.83%，年均拉動度為8.4%。加工貿易對中山市經濟增長的貢獻度和拉動度明顯高于廣東省的水平。由此可見，加工貿易對中山市經濟增長起著十分重要的作用。

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第9篇：經濟和貿易的關系范文

關鍵詞：對外貿易 經濟增長 回歸方程

1.引言

加入WTO，促進了我國市場經濟的發育與完善，加快了產業結構調整升級，使我國在深層次上參與了世界經濟一體化進程，更好地享受了世界貿易的比較利益，對我國近年經濟增長功不可沒。南通，作為全國首批對外開放沿海城市，積極實施開放經濟戰略，大力發展對外貿易，很好地促進了地區經濟的發展，尤其2002年-2010 年是南通經濟高速增長階段，期間南通對外貿易發展迅猛，年均增長率超過35%。

一般理論研究認為，對外貿易對經濟增長具有很強的促進作用，是推動地區經濟持續、快速增長不可或缺的因素，經濟學家常把“對外貿易”、“投資”和“消費”稱為拉動經濟增長的“三駕馬車”。國內對于經濟增長和對外貿易關系的研究較多，有理論研究，也有實證研究，但結論卻不一致，甚至大相徑庭。其中，有研究認為對外貿易對我國地區經濟增長作用不明顯，對非出口部門促進作用尤其不強[1]；也有研究提出對外貿易對經濟增長促進作用較強，對經濟增長意義重大[2]；還有研究認為兩者關系不能簡單而論，比如，張少霞在其《進出口與經濟增長關系的總需求和總供給模型分析》一文中提出在總需求約束條件下，凈出口與經濟增長呈現正相關關系，但在總供給約束下，凈出口與經濟增長呈負相關關系等等[3]。

綜合以上研究， 我們可以推斷：對外貿易與經濟增長的關系和經濟社會所處的經濟環境、政策環境等因素息息相關，在不同時期，對外貿易對不同地區的經濟增長起到的影響是有差異的。即：在經濟發展的不同階段， 對外貿易與經濟增長的關系存在差異，即便在同一階段， 由于各地經濟發展水平差異的存在， 對外貿易與經濟增長關系也不盡相同。

上述研究側重于一國范圍，對地區相關分析涉及比較少，特別對我國首批沿海開放城市的相關研究就更少。因此，本文擬選擇南通市作為研究對象，應用時間序列模型分析對外貿易對南通經濟增長的影響，討論對外貿易對南通經濟增長的作用，以及對外貿易通過哪些途徑促進了南通地區經濟的增長，希望研究結果能對我國其它沿海開放城市具有一定的借鑒意義。

2.實證模型和樣本數據

本文搜集了南通市2001年到2011年期間的時間序列，包括國內生產總值GDP、投資、消費和凈出口。考慮到2001年正式加入WTO前后，我國對外貿易的內外部環境，如外貿政策、財政政策、貨幣政策等發生較大變化，比如，加入WTO后，我們獲得了WTO成員國的進口關稅優惠，一定程度上降低了我國商品出口的貿易壁壘，推動了國內各地區外向型經濟的高速發展，因此，我們選取2001年以后的數據進行分析。

為了檢驗變量之間是否存在協整關系，我們隊對方程（3）的殘差序列e進行單位根檢驗，選擇無截距項、無趨勢項的ADF檢驗模型，估計結果如表5。

檢驗結果顯示，殘差序列在5% 、10% 顯著水平下拒絕原假設。表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，從而驗證了四個變量之間存在協整關系，公式（3）給出了它們之間的協整關系。回歸結果表明，南通對外貿易凈出口的增長率每變動 1%，能引起南通GDP增長率變動0.016859%；而投資和消費每變動1%，會引起南通GDP增長率分別變動 0.185895%和 0.626768%。這說明投資、對外貿易與消費對南通經濟都具有促進作用，但投資和消費的促進作用大于對外貿易。

4.政策建議

近幾年來，對外貿易對南通經濟增長所起的促進作用是有目共睹的，但歷史數據表明，對外貿易因素整體而言對南通經濟增長的促進作用很有限，因為南通還沒有擺脫供給約束，高新技術產品、高附加值產品生產出口能力較弱，還以傳統產品出口為主。出口在優化資源配置、推進產業結構升級、帶來規模經濟效應、獲得國際分工比較利益等方面效果不明顯，經濟增長還是以我們內部消費需求和投資為主，遠談不上真正意義上的出口導向型經濟。

建議南通今后在推進開放型經濟戰略中發揮資源優勢，大力發展具有一定國際競爭優勢的海洋產品產業，提高海產品的深加工能力，統籌產業鏈，提高其競爭力；充分利用南通教育和科研優勢，發展高新技術和高附加值產業，提升出口產品科技含量，引導出口企業向質量、效益型轉變；在國際勞務和工程承包市場上，加大政策扶持力度，積極摸索對外勞務出口新模式，實現“走得出去，站得穩”格局，充分發揮南通建筑之鄉和勞務出口大市的競爭優勢，并帶動產品出口，緩解勞動力壓力；在紡織服裝、機電、化工等傳統出口行業培育新的出口增長點，提高出口規模，通過規模效應降低出口產品成本。

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