对外贸易经济分析精选(九篇)

第1篇：对外贸易经济分析范文

关键词：上海对外贸易；经济增长；协整分析；Granger因果关系分析；误差修正模型

中图分类号：F752文献标识码：A文章编号：1005-0892(2006)11―0103-05

改革开放以来，上海市对外贸易发展迅速，全市进出口总额从1976年的20．03亿美元增加到2005年的1863．65亿美元，年均增长16．35％。对外贸易进口增加尤其显著，从1978年的1．33亿美圆增长到2005年的956．23亿美圆。2003-2005年的进出口总额分别为1123．97、1600．26和1863．65亿美圆，占全国比重分别为13．2％、13．9％、13．1％。而上海在全国经济中占有举足轻重的地位，2003-2005年上海市CDP分别为625081、7450．27和9143．95亿元，占全国比重分别为5．4％、5．5％、5．O％。随着上海被确定为中国四个中心和长江三角洲经济的进一步发展，研究上海对外贸易与经济增长的关系具有十分重要的现实意义。

一、文献综述

对外贸易是否促进经济增长一直是经济学界争论的焦点。在国内外的文献中，大体上存在三种观点：促进论、阻碍论、折衷论。许多经济学家从不同角度提出了对外贸易促进经济增长命题的理论。就对外贸易与经济增长关系的实证研究领域而言，主要有以下三种方法：一是对跨国或地区的截面数据进行普通最小二乘法(OLS)；二是利用单个国家或地区的时间序列数据进行协整检验、因果关系分析等；三是根据跨国或地区的截面和时间序列数据混合组成的面板数据进行研究。由于采用的研究方法和样本不同，其结论也不一致。

1．对跨国或地区截面数据的研究。在早期的实证研究中，经济学者们采用普通最小二乘法(OLS)对跨国或地区的截面数据进行检验，实证结果一般都支持出口促进增长的观点。Balassa(1978)利用11个初步工业化国家1960-1966年和1966-1973年两个时期的数据，建立开放经济条件下的出口扩张型总量生产函数，加入劳动力平均增长、国内投资占产出的平均比例、外资占产出的平均比例等交量，利用OLS法，对GNP平均增长与出口平均增长的关系进行实证分析，得出的结论支持出口促进增长。Feder(1983)的研究集中分析了出口部门对非出口部门的外部经济效益，由此推出著名的Feder模型，结论同样支持出口促进增长的观点。早期关于跨国或地区截面数据的经验分析虽然结论相似，但其可靠性值得怀疑，这是因为在选取各国截面数据时没有考虑到不同国家或地区间的异质性，所选的国家在经济结构、生产技术水平以及要素禀赋等方面具有很大的相似性，导致了分析结论相似。此外，OLS法得出的结论只能表明对外贸易和经济增长之间的相关性，并不能说明两者是否存在因果关系。

2．对单个国家或地区时间序列的研究。这类研究利用单个国家或地区的时间序列数据，运用协整检验、Granger因果检验等方法，既分析对外贸易与经济增长之间的相关关系，又分析两者的因果关系，得出的结论各种各样。Karunaxatne(1994)对澳大利亚1959年第3季度至1992年第2季度的数据，运用双变量的Granger检验方法得出的结论是出口促进经济增长，但运用脉冲响应函数法(IRFS)和预测误差方差分解法(FEVDS)分析时，得出的结论却不一样。Dhawan和Biswal(1999)利用向量自回归模型(VAR)及JJ协整分析技术，分析了印度1961-1993年GDP与出口的关系，发现在短期内出口增长带动经济增长，但在长期内这种关系并不明显。

3．对跨国或地区面板数据的研究。Jung和Marshall(1985)分析了37个发展中国家和地区1950～1981年出口和GDP的关系，发现有20个国家的出口增长与经济增长之间不存在因果关系，只有以色列存在双向因果关系。Ghartey(1993)对美国、日本和我国台湾省的经济数据进行分析后发现美国的GDP是其出口增长的原因；我国台湾省刚好相反；在日本，两者互为因果关系。后两种方法由于能较好地克服不同国家和地区之间的异质性问题，目前已成为对外贸易与经济增长关系实证研究的主流方法。国内也有不少学者考察了中国的对外贸易和经济增长之间的关系，也做出了一些成果。杨全发、舒元(1998)在论述了出口促进经济增长的机制和条件后，利用Balassa及Feder建立的模型进行实证分析，结果表明中国出口对经济增长的促进作用不明显；沈程翔(1999)根据1977-1998年中国出口与GDP的统计数据，利用协整理论，检验了“中国经济增长的出口导向性”学说，结果发现中国的出口与产业之间存在双向的因果关系，但不存在长期的均衡关系。宋少华、宋泓明(2001)分析了中国1978～1999年出口与GDP的关系，认为短期内出口促进了经济增长，但在长期内并不明显。

以上众多的学者运用不同的方法进行实证分析，得出了不同的结论。但笔者认为上述研究有以下几个问题值得探讨：

第一，以往的研究仅考虑出口因素对经济增长的影响，而未考虑进口因素或只是简单地把进口当作GDP的一个减量计算净出口建立模型，或者根本没有考虑进口因素而建立模型。出口与进口是两个性质相差很大的变量，出口更多是受到经济体外部因素的影响，可以被看作一个外生变量；而进口的变动则更多地受到经济体内部因素的影响，主要是一个内生变量，显然应该全面考虑出口与进口两个变量对经济增长的影响。

第二，在以往的对外贸易与经济增长关系实证分析中，特别是在建立误差修正模型时，除了考虑出口以外，没有同时考虑消费和投资对经济增长的影响。而从短期关系看，一国的经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口三个因素。在短期内不考虑消费和投资对经济增长影响的误差修正模型显然缺乏说服力。

第三，国内学者大多对中国整体的对外贸易与经济增长关系进行实证分析，对于地区的对外贸易与经济增长关系的研究较少，并且由于我国各地区经济和贸易发展水平不同，各地区的对外贸易与经济增长关系可能与中国整体的特征相异。因此，本文根据1976-2005年上海市统计数据，运用主流研究方法。在模型中加入进口、消费、投资等解释变量，对上海

市对外贸易与经济增长关系进行协整分析，力求突破以往研究的局限性，使得实证分析结果更具说服力。

二、数据与方法

(一)数据

选取的变量为国内生产总值(GDP)，对外贸易进口额(IM)，对外贸易出口额(EX)，居民总消费水平(c)，全社会固定投资额(I)，进出口值分别用当年平均汇率换算为以人民币为单位的进出口值。样本数据为1976年至2005年的年度数据，用于分析的数据全部来自《上海统计年鉴》。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。变量的对数形式表示为LNGDP、LNC、LNI、LNEX、LNIM。

(二)方法

协整理论是一种新的建模技术，它从分析时间序列的非平稳性人手，探求非平稳变量间蕴涵的长期均衡关系。本文运用协整理论时用到的方法有平稳性检验(ADF检验)、协整检验、Granger因果关系检验及误差修正模型。

1．平稳性检验

在进行时间序列分析时，传统上要求所采用的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定性趋势，否则将会产生“伪回归”问题。但是，在现实经济中的时间序列通常是非平稳的。为了使回归有意义，可以对其实行平稳化，采用的方法是对时间序列进行差分，然后对差分序列进行回归。这样做的缺点是忽略了原时间序列包含的有用信息，而这些信息对分析问题来说又是必须的。为了解决上述问题，可以采用协整方法，而要进行协整分析就必须进行单位根检验。本文采用ADF方法对如下回归方程中的系数x进行T检验：

(本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。)

在上式中，是一阶差分符号，xt是随机误差项，yt是所研究的时间序列，m是最佳滞后期数，这个滞后期数保证x误差项的平稳性。零假设H0：yt是一个靠平稳序列，当x显著为负数时便拒绝原假设。在实际中，回归的最佳滞后期数m是不知道的，本文采用Engle

LNC、LNI、LNEX、LNIM影响的短期波动规律。这说明上海消费和对外贸易与GDP之间存在紧密联系，消费和对外贸易对GDP增长具有较强的促进作用。(2)式的回归决定系数R2较低，可能是缺省了变量的缘故，但这不影响已有变量间的关系。误差修正模型表明：在短期内，对外贸易进口与投资可能偏离它与国内生产总值的长期均衡水平，但它们的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度很快。消费、贸易出口与投资分别以0．34、0．14和0．13的比率影响本年度国内生产总值的年增长量，对外贸易进口则以0．02的比率反方向影响GDP。就平均而言，上一年度的非均衡误差以0．42的比率修正国内生产总值增长的偏离。

四、主要结论及政策建议

本文对上海1976年至2005年的服务贸易进口、出口和GDP进行了协整检验，并在此基础上通过Granger因果关系检验和建立误差修正模型来分析它们的关系，得出以下几点结论：

1．虽然中国GDP与对外贸易进口、出口之间的关系是非平稳的，但它们之间的线性组合却是平稳的，即它们之间存在一个长期稳定的关系。在长期内，它表示上海市消费、出口、投资每增长1％。GDP将依次增长0．52％、0．42％和0．02％；进口每增长l％，GDP将减少0．08％。消费和对外贸易出口对经济增长的贡献比投资对经济增长的贡献大，而对外贸易进口则是向反方向影响GDP。这说明改革开放以来，引进大量国外先进的技术、管理方法和经验，对中国经济的发展起到了巨大的推动作用，这与国内经济学者的普遍观点一致。另外也反映了由于中国对外贸易综合竞争力比较低、对外贸易人员的素质不高等原因导致了对外贸易进口对经济增长的作用远远没有达到应有的水平。

2．变量之间的因果关系检验表明：对外贸易进口和投资对经济没有促进作用，但出口和消费却可以促进中国经济的增长；经济增长对服务贸易进口和服务贸易出口、消费不构成原因，但却是投资增长的原因。以上结论的隐含意义在于，上海经济增长对消费和对外贸易的促进作用不明显，投资和进口对上海经济的促进作用还没有发挥出来。这与中国现实相符，当前中国还处在市场经济的不断完善过程中，各种制度包括对外贸易管理制度比较松散，单纯经济的增长不足以促进对外贸易的发展。

3．误差修正模型的分析表明：在短期内，对外贸易进口与投资可能偏离它与国内生产总值的长期均衡水平，但它们的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度很快。消费、贸易出口与投资分别以0．34，0．14和0．13的比率影响本年度国内生产总值的年增长量，对外贸易进口则以0．02的比率反方向影响GDP。

短期内，一国的经济增长主要取决于投资需求、消费需求和出口需求三驾马车。在其他条件不变时，出口的扩大意味着有效需求的扩大，从而促进了经济增长。但我们同样不可忽视进口的作用，上海的进口品中有大量的市内急需的关键生产设备、高新技术和重要原材料，这些进口品有利于促进科技进步和生产率的提高，在生产中发挥了重要作用，有些进口品是直接为出口服务的，进口同样可通过影响出口而影响经济增长。因此，短期内，出口和进口共同对经济增长起促进作用，把进口仅看作GDP的一个减量的认识是片面的。虽然上海出口贸易发展迅速，出口促进经济增长的作用明显，但是，目前上海的出口贸易还处于以数量增长为特征的粗放型发展阶段，还存在不少问题，如传统外贸体制的制约；出口产品档次较低，缺乏品牌；出口市场过于集中等。对外贸易进口的促进作用还有待于进一步发挥，以实现上海经济增长粗放型向集约型的改变。

第2篇：对外贸易经济分析范文

【关键词】对外贸易；进出口；经济增长

1.引言

目前有关我国对外贸易的经济增长效应的实证研究不仅未能得出一致结论，而且仍然存在以下问题：首先，大部分研究只对进出口额与GDP进行简单回归分析，没有对时间序列平稳性进行检验，非平稳时间序列可能导致伪回归；其次，在数据处理上没有考虑到物价水平对统计量的影响，使用未处理过含有物价影响的统计量，对外贸易对经济增长的作用可能会被放大或缩小；最后，许多研究仅考虑出口对经济增长的影响，而忽略了进口。实际上进口与出口是两个相互影响的变量，它们对一国经济增长都能产生影响。进口更多受到国内因素的影响，同时进口反过来又可以影响国内消费、投资、出口需求等，而出口更多受到国外因素的影响，它反过来也可以影响国内消费、投资、进口等，因此，仅仅用净出口衡量贸易对经济增长的作用是不合适的，它基本上是按照凯恩斯国民收入恒等式把进口当作国民收入漏出来处理。

本文将在平稳性检验、数据处理和变量选取上进行一定改进，分析我国贸易、进出口是否促进我国经济增长并进行格兰杰因果检验。

2.模型的建立与实证分析

2.1 数据的选择与处理

本文研究对外贸易与经济增长相关关系时采用出口总额（EX）、进口总额（IM）、进出口总额（TOTAL）三个指标来反映对外经济贸易的状况，同时通过宏观经济总量指标国内生产总值（GDP）来衡量经济增长。样本数据选取了1980年-2010年年度数据31个，这些数据均来自《中国统计年鉴》。然后，我们以1980年为基期的消费物价指数对国内生产总值、出口总额、进口总额、进出口总额进行平减，以消除物价因素影响，

本文采用一般分析方法：根据样本数据资料建立合适的模型进行回归分析。传统简单回归分析一般假设时间序列是平稳的，但现实中经济时间序列往往是非平稳的，就像前面趋势图所揭示那样，数据存在变化趋势，这就意味着用传统回归分析会产生伪回归现象。为了使研究更有价值，更符合现实，需要对时间序列进行平稳性检验。

为了数据趋势线性化，对实际国内生产总值（RGDP）、实际出口总额（REX）、实际进口总额（RIM）以及实际进出口总额（RTOTAL）取自然对数，这种变换不会改变原来数据的协整关系，分别用LNRGDP、LNREX、LNRIM、LNRTOTAL来表示自然自然对数的实际国内生产总值、实际出口总额、实际进口总额以及实际进出口总额。

2.2 时间序列平稳性检验

（1）采用最为常用单位根检验—ADF检验。实际国内生产总值（LNRGDP）与实际进出口总额（LNRTOTAL）的ADF检验.

注：①检验类型中c，t，k分别表示截距项、趋势项和滞后期数，0表示不含有；②表中的临界值是由Eviews自动生成的，表示10%显著水平下的临界值；③DLNRGDP、DLNRTOTAL分别表示LNRGDP与LNRTOTAL的一阶差分值。

（2）实际国内生产总值（LNRGDP）、实际出口总额（LNREX）与实际进口总额（LNRIM）的ADF检验。

（1）（2）两步的ADF单位根检验结果表明在选择截距项、趋势项以及10%的显著水平下原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始时间序列都是不平稳的；在选择截距项以及10%或者1%的显著水平下一阶差分序列的ADF值均小于临界值，可以认为原始时间序列在一阶差分后达到平稳，即原始时间序列具有一阶单整性，因此，实际国内生产总值与实际出口额、实际进口额、实际进出口总额之间可能存在长期均衡的稳定关系，下面利用协整理论就对外贸易与经济发展关系进行定量分析。

注：①检验类型中c，t，k分别表示截距项、趋势项和滞后期数，0表示不含有。②表中的临界值是由Eviews自动生成的，其中*表示1%显著水平下的临界值，其它的表示10%显著水平下的临界值。③DLNRGDP、DLNREX、DLNRIM分别表示LNRGDP与LNREX和LNRIM的一阶差分值。

2.3 协整分析

由时间序列平稳性检验可知，实际国内生产总值、实际进出口总额、实际出口总额与实际进口总额为一阶单整性，于是对上述四个变量的一阶差分（见下表）进行协整分析。

协整这一概念是由恩格尔-格兰杰（Engle-Granger）在20世纪80年代提出的，而协整关系的研究在80年代末90年代初也成为计量经济学理论的一个重大突破，它是对非平稳经济变量长期均衡关系的一种统计描述。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，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期均衡关系。如果经济变量间存在一种长期均衡状态或者说经济系统具有内在均衡机制，那么在不断出现非均衡误差的过程中，内在均衡机制就会不断地去消除偏差，以维持经济系统原先的均衡状态。目前关于协整关系的检验与估计有许多模型，主要可以分为两种方法：一种是恩格尔-格兰杰（Engle-Granger）两步检验法，首先用最小二乘法对变量进行协整回归，然后再把线性回归所得到的残差进行单位根检验，若残差序列是平稳的，则说明存在协整关系，否则就不存在。另一种是约翰森（Johansen）的极大似然检验法，通过计算似然比统计量来确定协整方程的个数。由于文中数据选取的只有31个样本，属于小样本，所以本文采用第二种Johansen的极大似然检验法。

检验结果显示：在1%的显著水平下，DLNRGDP与DLNRTOTAL之间存在协整关系。同理，从后面三组协整边量的迹统计量与临界值的对比中可以看出DLNRGDP不仅分别与DLNREX、DLNRIM具有协整关系，DLNRGDP还同时与DLNREX和DLNRIM三者之间具有协整关系。总之，由上述协整分析我们可以得出经济增长与出口、进口、进出口之间都存在着长期稳定的均衡关系。

（1）估计有关DLNRGDP 与DLNRTOTAL 的协整方程：

DLNRGDP=0.150346*DLNRTOTAL+0.073411 ①

t 值： （2.842700） （7.007071）

协整方程①表明，从长期看，实际国内生产总值与实际贸易总额之间存在稳定均衡关系，实际贸易总额每增长一个百分点，实际国内生产总值就增长0.15个百分点。

（2）估计有关DLNRGDP 与DLNREX、DLNRIM 的协整方程：

DLNRGDP=-0.035691*DLNREX+0.166932*DLNRIM+0.077537 ②

t 值： （-0.585669） （3.193279） （7.579308）

由回归分析得到的②式，常数值和DLNRIM系数的显著性都很高，但是DLNREX系数的t值不高，并且为负值，效果不好。同时，方程的拟合优度指数为0.33，也不是很高，于是，对DLNRGDP与DLNRIM进行一元回归分析。

（3）估计有关DLNRGDP和DLNREX的协整方程：

DLNRGDP = 0.079238*DLNREX + 0.083776

T值 （1.384858） （7.170295）

由一元回归方程的T值可知，DLNREX的回归系数不显著，同时方程的R指数只有0.068696，因此说明，实际的出口值与实际的GDP没有太大的关系，因此，实际出口值对于GDP的影响可以直接剔除多元回归模型之中。

2.4 格兰杰（Granger）因果检验

协整检验结果说明我国对外贸易与经济增长之间存在长期均衡关系，但与二者相关关系不能确定因果关系一样，这种均衡关系也并不能确定对外贸易与经济增长之间的因果关系，即是对外贸易推动经济增长还是经济增长带动对外贸易的发展。为了验证二者之间的因果关系，我们利用格兰杰（Granger）因果检验进行分析。格兰杰因果检验是确定一个变量是否能预测另外一个变量。如果变量x能预测变量y，即根据y的过去值对y进行自回归时，如果再加上x的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称x是y的格兰杰原因；否则成为非格兰杰原因。其数学模型为：

有约束条件回归：yt=c + Σαi yt-I + Σβj xt - i + ut

无约束条件回归：yt=c + Σβj xt - i + ut

通过格兰杰检验就可以知道两个经济变量之间是单向因果关系，互为因果关系，还是相互之间没有任何关系。

检验结果：

（1）实际进出口总额（LNRTOTAL）不是实际国内生产总值（LNRGDP）的格兰杰原因。实际国内生产总值（LNRGDP）是实际进出口总额（LNRTOTAL）的格兰杰原因。

（2）实际国内生产总值（LNRGDP）是实际进口（LNRIM）、实际出口（LNREX）的格兰杰原因，实际进口（LNRIM）、实际出口（LNREX）不是实际国内生产总值（LNRGDP）的格兰杰原因，实际出口与实际进口难以判断。

3.结论

我们对进出口与GDP值进行时间序列平稳性检验，用实际GDP，实际进出口额代替名义GDP和名义进出口额，剔除了物价影响；在此基础上，分析我国贸易、进出口是否促进我国经济增长，并进行格兰杰因果检验，得出主要结论：进出口总额、进口额、出口额与经济增长之间存在较强的相关关系，尽管各自增长是非平稳的，但通过协整检验分析可以得出经济增长分别与进口、出口及进出口之间存在长期稳定均衡关系；从协整方程可以看出进口与出口长期对经济增长都有促进作用；格兰杰因果检验表明从总体上看，对外贸易与经济增长只存在单方向因果关系，即出口，进口的扩大不是经济增长的原因但经济增长是出口、进口扩大的原因，这可能与我国经济增长方式和技术进步类型有关。

参考文献：

[1]彭红斌.论中国对外贸易的可持续发展[M].北京：北京大学出版社，2005.

[2]裴长洪.我国对外贸易发展：挑战，机遇与对策[J].经济研究，2005（9）.

[3]李志弘.贸易条件研究-中国贸易条件实证分析[D].厦门：厦门大学硕士论文，2002.

[4]陈焰，熊玉珍.中心论及对中国的实证分析[J].国际贸易问题，2005（3）.

[5]郭煦保.农村剩余劳动力及其转移问题：理论思考及中国经验[J].世界经济，2002（12）.

[6]洪银兴.从比较优势到竞争优势―兼论国际贸易的比较利益理论的缺陷[J].经济研究，1997（6）.

第3篇：对外贸易经济分析范文

关键词:adf检验;granger因果检验;对外贸易;江西省

1 引言

20世纪90年代以来,江西发挥地理位置优势,大力引进外资,大力拓展对外贸易,贸易规模迅速扩大,外贸竞争力显著提升,对充分利用国内外两个市场、两种资源、拓宽经济发展空间、推进经济持续快速增长起到了不可替代的重要作用。江西省进出口总额从1995 年的16.63亿美元增加到2007 年的94.8亿美元,年均增长率达15.6%,高于同期gdp的13.1%的增幅,其中一部分比例的投入和产出都需要通过对外贸易来实现,对外贸易在江西经济发展中已占有较重的地位。

2 实证分析

2.1 数据的搜集与整理

本文分析所使用的样本取自江西省1995年-2007年的年度数据,数据来源于1995年至2007年各年度的统计公报。用国内生产总值gdp表示经济增长水平,ex表示出口额,im表示进口额。为了更容易得到平稳序列,分别对各数据进行自然对数变换,这可消除时间序列中可能存在的异方差现象。变量的对数形式表示为lngdp、lnex、lnim。

2.2 序列的平稳性检验

在进行时间序列分析时,传统上要求所用的时间序列必须是平稳的,否则会产生“伪回归”(spurious regression)现象,使得回归模型的结果丧失了解释现实经济现象的意义。单位根检验的方法通常有adf检验法、pp 检验法和adf 检验法,本文我们采用adf检验法,最大的滞后项使用eviews3.1 根据样本自动推荐的q值。检验结果见表1。结果显示变量lngdp 与lnim是非平稳的,一阶差分后是平稳的,即lngdp 与lnim是一阶单整序列,由此可进一步检验变量之间的协整关系。

从表1 的数据检验结果可以看出,变量dlngdp、dlnex、dlnim原时间序列经过adf 检验,在10%的显著性水平下是不平稳的。在一阶差分之后,对dlngdp、dlnex、dlnim分别进行的adf 检验,其结果是平稳的,说明原有的时间序列是一阶单整的,它们之间存在协整关系。dw值在2 附近,表明时间序列是非自相关的。

2.3 协整检验

虽然时间序列lngdp、 lnim、lnex 是非平稳的一阶单整序列,但其可能存在某种平稳的线性组合。这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系,即协整(cointegration) 关系。根据最小二乘法,可以定量确定lngdp 、lnex 、lnim三者之间的方程。得到协整方程如下:

lngdp=2.846143508+0.453807082*lnim-

t:(3.613819)(8.300621)

0.005715605699*lnex

(-0.057554)

r2=0.951736,adjusted r-squared=0.942084,dw=1.120688,f=98.59790

根据以上f 值、t 值、r2 值,可知模型回归方程解释能力较好,拟合优度较高,且具有明确的经济意义,表示江西省出口每增长1%,名义gdp 将略微降低;进口每增长1%,名义gdp 将增长0.45%。同时说明江西gdp 和进出口之间存在长期稳定的关系。

2.4 granger 因果检验

协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。granger 因果关系检验可以解决此类问题。对各变量之间的因果关系进行granger 检验,根据赤池信息准则(aic)确定各变量的滞后阶数为2。本文对lngdp、 lnim和lnex间因果关系的检验如表2所示。

从表2可以看出,出口和进口都不是江西经济增长的granger 原因,江西省的经济增长也不是出口和进口的granger 原因。一般来说,进口和出口都是促进经济增长的重要因素,是拉动经济增长的三辆马车之一。但本文在对江西省的经济增长与进口、出口进行granger 原因检验时发现进口与出口都不是经济增长的单向granger 原因,这与其他学者的研究结果不一致。出现这一现象可能有两种原因:(1)江西对外贸易发展力度不够,在拉动经济增长发面发挥效用不大;(2)granger 原因不等价于经济原因,虽然出口和进口都不是江西经济增长的granger 原因,但并不能就此说明出口和进口都不是江西经济增长的经济原因。

3 结论和政策评价

通过对江西省外贸与经济增长影响因素的理论和实证分析,提出以下评价和建议:

(1)江西地处中国中部地区,有着丰富的劳动力资源和良好的矿产资源,可依托江西省的区位优势与比较成本优势,承接东部沿海发达地区产业向内地的梯度转移,与沿海知名企业联合发展外向型企业,如可重点发展服装、纺织、机电产品等加工等行业。

(2)加强改善投资环境,做好鼓励投资的各项优惠政策的落实、实施工作、充分利用江西省建立的高新技术开发区,引进先进技术和加工设备,建立高新产品等具有高附加值的出口商品生产基地,并努力将其培养成为江西省的优势产业和主导产业。

(3)实施多元化出口战略。目前江西省的出口产品过于单一,市场份额低,竞争力弱,还未形成多元化的出口市场,难以规避国际贸易市场不断变化对江西省出口的影响。

参考文献

[1]李子奈,潘文卿.计量经济学(第2版)[m].北京:高等教育出版社,2005.

第4篇：对外贸易经济分析范文

关键词：对外贸易；经济发展；现状；问题；对策

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）10-0-01

自从改革开放至今，我国对外贸易取得了长远发展，对外贸易的总量持续稳定增加。但是，我国对外贸易的经济效益却一直处于较低的水平中，自从二十一世纪九十年代至今，我国的对外贸易经济效益呈现出下滑的趋势，这已经成为了我国对外贸易得到健康发展中很大的障碍，本文中，笔者通过对一系列指标进行分析，阐述我国对外贸易经济效益自身的现状，找到我国对外经济贸易效益下降的本质原因，具有针对性地提出提升我国对外贸易经济发展的对策，分析中国对外贸易经济的现状及对策。

一、中国对外贸易经济现状

自从改革开放以来，我国的对外贸易一直都保持着十分迅速的增长，这也就从本质上为我国国民经济实现平稳和较快增长发挥了重要的作用。近些年来，我国的对外贸易额也呈现出增长的趋势。从2002年开始，我国的对外贸易连续四年保持在百分之二十以上的速度进行增长，在2005年，我国的对外贸易额位居全球的第三位，在2006年中，我国对外贸易的规模达到一万七千亿美元，和2005年相比，净增长三千三百亿美元，增长幅度达到百分之二十三，实现了我国贸易顺差为一千七百亿美元，外贸的出口达到九千六百亿美元，增幅回落了一点二个百分点，进口达到了七千九百亿美元，增幅上升了二点四个百分点。在每一年，我国的商务部门都会对外贸易的形势报告，报告中会明确指出这一年度中我国的对外贸易增速和走势。

在我国对外贸易得到高速发展的过程中，人们必须要看到我国的对外贸易中所存在的问题，尤其是低收益、高依赖、高投入和高消耗等问题。面对欧洲债务危机以及美国金融危机等一系列的冲击，国内市场和国际市场的竞争越来越激烈，这也就使得我国的对外贸易发展面临全新的挑战，包括一些新的隐患和问题，面对这些隐患和问题，应该怎么样将我国的对外贸易可持续发展实现，对我国经济增长稳定的局面进行维护，这已经成为了一个重大的课题。

二、中国对外贸易经济的对策

我国的对外贸易仍然面临着一些突出和隐患问题，在国内市场和国际市场的激烈竞争下十分显著，为了保证我国的对外贸易得到较快的增长，人们在面对这些问题以及隐患的时候，必须要对其进行研究，进而采取一些可行和积极的措施，最终为实现我国的国民经济快速增长和快速发展扫除障碍。

（一）中国对外贸易经济要扩大内需

我国自身的消费率一直都比较低，甚至会比某些新型的市场经济体更低，同样低于很多发达国家，这一现象是由我国特殊的国情所导致的。这也就使得我国经济对外需过度地依赖，而且对投资过度依赖。我国必须要采取一定的措施来将普通居民自身消费水平提升，进而将我国居民的消费率提升。在我国的内需市场中，存在着很多发展空间。再加上今天世界经济形势越来越复杂，这也就使得消费在整个国民经济中具有十分重要的作用，我国必须要将以内需带动外需，内需为主的发展方式进行推动，使得我国国民经济中，消费发挥自身重要的作用，进而有效保障我国经济得到正常运行，不会受到外来环境产生的干扰。

（二）中国对外贸易经济要优化产业结构

服务业能够降低国家对于外贸经济的依存程度，进而将国家贸易的竞争力提升，在GDP扩展经济规模的过程中，对一国的产业结构进行优化，大力发展第三产业，将贸易结构改善。因为受到了经济发展水平的制约，我国的产业结构仍然将制造业作为主要产业，导致这一现象的原因就在于我国的服务业自身的起步比较晚，我国服务业有很大的发展潜力，人们必须要积极参与到贸易自由化以及区域合作之中来，对我国服务业存在的空间进行充分利用，有效改善我国服务贸易发展比较滞后的情况，进而对我国的现有产业结构进行优化。

（三）中国对外贸易经济要提升劳动者素质

在当今社会中，人才具有十分重要的作用，在国家竞争、经济发展以及国内地区竞争中，人才的地位和所起到的作用十分明显。在对竞争进行影响的诸多软件因素之中最为重要的就是人才。自从2004年至今，我国接受义务教育的人口已经达到了一半以上，劳动力的受教育程度也呈现出连年递增的趋势，现如今，世界格局日益震荡，我国必须要注重对人才进行培养，特别是那些具有一定竞争力的外贸型人才，将人口优势充分发挥出来，进而将我国在对外贸易之中整体的竞争力提升。

本文中，笔者首先对中国对外贸易经济现状进行了阐述，接着又从中国对外贸易经济要扩大内需、中国对外贸易经济要优化产业结构以及中国对外贸易经济要提升劳动者素质这三个方面探讨了中国对外贸易经济的对策。

参考文献：

[1]王瑜.国际贸易中对一国出口优势的全面衡量与分析——整体出口优势指数的模型界定、推论及含义[J].湖北经济学院学报，2008（06）.

[2]刘建江，张显春.论我国对外贸易与循环经济的协同发展[A]//三湘循环经济发展理论与实践——湖南省首届《三湘循环经济发展论坛》论文集[C].2005.

[3]赵天明，闫翠珍.我国电子商务在对外贸易应用中存在的问题及其对策[A]//天津市电视技术研究会2011年年会论文集[C].2011.

[4]吴秋兰.论对自利本能的道德关注——兼评近年道德评价热点事件[A]//“第二届中国伦理学青年论坛”暨“首届中国伦理学十大杰出青年学者颁奖大会”论文集[C].2012.

[5]周静，杨桂山，戴胡爽.经济发展与环境退化的动态演进——环境库兹涅茨曲线研究进展[J].长江流域资源与环境，2007（04）.

第5篇：对外贸易经济分析范文

[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

第6篇：对外贸易经济分析范文

国家社科基金项目(06BJY079)；全国优秀博士论文资助项目(200783)：广东省自科基金项目(06300385)；华南农业大学校长基金项目(K06193)

作者简介：

潘苏(1984-)，女，台中人，华南农业大学经济管理学院硕士研究生．研究方向为国际贸易理论与政策；

谭砚文(1967-)，山东淄博人，华南农业大学经济管理学院经济系副教授，硕士生导师。

摘要：文章采用现代计量经济学的分析方法――协整分析和格兰杰因果关系检验，对广东省改革开放以来对外贸易与经济增长的相互关系进行实证分析，结论表明：广东省对外贸易与经济增长之间存在着相互促进的关系，其中，广东省GDP增长对进、出口增加的促进作用大于进、出口增加对GDP增长的促进作用。

关键词：经济增长；对外贸易；协整分析

中图分类号：F727

文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2007)12-0024-04　收稿日期：2007-09-19

一、引言

从1981年至2005年，广东省GDP由305．22亿元，增加到5006．19亿元，年均增长率达到62％；广东省进出口总额也由51．80亿元，增加到7846．76亿元，年均进出口增长率达到602％，其中，年均出口增长率达428％，年均进口增长率达到1224％。而同期，全国的GDP年均增长率为32％；全国进出口年均增长率为150％，其中，年均出口增长率达161％，年均进口增长率达139％。广东省进出口增长、经济增长都如此之快，那么它们之间是否存在相互促进的关系?如果有，相互促进的作用强度有多大?

对外贸易与经济增长的关系一直是被广泛研究的热点问题。国外的学者多是通过实证的方法来研究。Kaldor指出，经济增长使生产成本降低，有利于对外贸易；Ghartey也指出，经济增长就能带来出口的增加。Helpman and Krugman,Bhagwati、Kunst andMarineS3等则认为对外贸易与经济增长存在双向作用。其中，Bhagwati指出，对外贸易带来收入增加，收入增加又促进了对外贸易，两者间存在一个“良性循环”。

第7篇：对外贸易经济分析范文

[关键词] 外商直接投资 经济增长 对外贸易

一、研究现状与理论背景

淮安是极具发展潜力的开放型城市。全市对外开放步伐不断加快，正在加速融入经济全球化。外贸市场不断扩大，先后与日本、美国、欧盟等105个国家建立了贸易往来。利用外资势头良好，吸引了韩泰轮胎等20多个国际知名大公司、大企业来淮投资，现有各类外资企业700多家，实际利用外资累计已达18亿美元。在这样的一个时代背景之下，研究淮安市的外商直接投资、经济增长和对外贸易的关系具有很强的现实意义。

国内外基于外商直接投资、经济增长和对外贸易的研究比较丰富，李静萍(2001)得出结论:认为FDI是我国经济增长的主要推动力。Frankel and Romer(1999)、夏友富(1999)同样得出，贸易和FDI 能够促进经济增长。李超(2005)得出，经济高速增长吸引了大量的外资，外商直接投资促进了我国经济的增长。但是这些研究只是从中国的宏观经济角度考察论证了外商直接投资的影响，关于中小城市尤其是苏北相对落后地区的研究呈现一片空白。本文主要以淮安为立足点，来实证研究外商直接投资对于淮安的经济增长和对外贸易的影响。

二、淮安市FDI与经济增长和对外贸易的实证分析

1.淮安市FDI与经济增长的时间序列模型分析

(1)简单的时间序列模型分析

GDPt=a+bFDIt Ln(GDPt)=a+bLn(FDIt)

在这里GDPt、FDIt分别表示淮安市第t期的GDP和FDI总量，Ln(GDPt)和Ln(FDIt)分别来代替第t期GDP和FDI的增长率。回归结果如下：GDP= 34.26 +2.48FDI

(11.328)(16.194)

R2=0.9523，调整后的R2=0.9457，DW=0.59，F=329.06

Ln (GDP) =3.18+0.19Ln (FDI)

(53.82) (6.543)

R2=0.878，调整后的R2=0.856，DW=0.4961，F=61.75由于DW值过小，基础模型存在着自相关，需要进行差分。

GDP=42.61+3.594FDI+0.598AR (1)

(5.811) (8.359) (4.397)

R2=0.9698，调整后的R2=0.9589，DW=1.765，F=249.88

最终结果，FDI与GDP两者之间的相关性高达0.9698，当FDI增加1美元，则会带动GDP增长3.594美元。

(2)带有滞后项的时间序列模型分析

外商直接投资作为固定资产投资来源的一个部分，其对经济增长的作用具有当年的需求效应和滞后年份的供给效应。考虑解释变量的滞后效应，建立模型如下：

GDPt=a+bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut

LnGDPt=a+bLnFDIt+cLnFDIt-1+dLnFDIt-2+……+ut

计算得出:线性型模型中的FDI对当期和第四期的显著性较好，对数型模型中的FDI第三期、第四期和第五期的显著性较好，可以较好的表现出FDI对GDP的滞后效应。所以建立如下模型：

GDPt=a+bFDIt+cFDIt-4

LnGDPt=a+bLnFDI+cLnFDIt-3+dLnFDIt-4+eLnFDIt-5

得到回归结果如下：

GDPt=49.256+1.993FDIt+2.477FDIt-4

(18.384) (5.967)(4.766)

R2=0.972，调整后的R2=0.964，DW=1.294，F=368.41

Ln GDPt=3.984+0.027LnFDIt+0.039LnFDIt-3+0.154LnFDIt-4+

0.026LnFDIt-5

(96.563) (1.102)(0.897)(2.113)(3.478)

R2=0.955，调整后的R2=0.948，DW=1.961，F=128.334

结果得出，当期FDI每增加1美元，GDP增加1.993美元，即FDI增长1%，则带来当年GDP增长0.027%。线性模型中第四期对当期GDP存在显著影响，其影响程度是2.477;对数模型中第三期、第四期和第五期的影响分别为0.039%,0.154%和0.026%。或者说，每增加1美元，可以带来1.993美元GDP增长的需求效应和2.477美元的供给效应。即FDI增长1%，可以带来0.027%GDP增长的需求效应和0.219%的供给效应。

在5%的显著性水平下，增长率模型中自变量和AR项回归系数t统计值通过了临界值，自变量回归系数呈现高度显著性，拟和优度高达97.2%和95.5%，回归方程的F统计值达到较高显著性水平，这说明外商直接投资对淮安经济增长具有显著的作用。

2.淮安市FDI与经济增长的因果分析

模型 1:Ln GDPt=a0+alLn GDPt-1+a2Ln FDIt-1+a3Ln FDIt-2+ult

模型 2:Ln FDIt=b0+blLn FDIt-1+b2Ln GDPt-1+b3Ln GDPt-2+u2t

回归结果如下:Ln GDPt=2.1458+0.5394Ln GDPt-1-0.0253Ln FDIt-1+0.1576LnFDIt-2

LnFDIt=-0.8724+0.8791LnFDIt-1+1.117LnGDPt-1-1.3492LnGDPt-2

得出结果:a2+a3=0.1323，b2+b3＝-0.2322，这说明FDI与GDP之间存在相互影响，FDI增长与GDP增长是互为因果关系的，但不同的是，FDI的后两期对GDP有正的影响，而GDP的后两期对FDI是负的效应。得出结论:在5%显著性水平下，FDI的增长是GDP增长的原因，GDP的增长不是FDI增长的原因。

对上述结果用Eviews进行检验得出:当确定5%的显著性水平时，滞后期为1～2时，FDI增长是GDP增长的因果关系，这个结果和前面Granger因果分析的结果是一致的。滞后期为3～4时，FDI增长和GDP增长彼此独立，相互之间没有影响。因此，本文可以认为在FDI进入后的短期内，FDI的增长是GDP增长的原因，而在长期看来没有多大的影响。因此，我们对待FDI还是应当抱着积极引进的态度，但不能单一的依靠FDI来发展淮安市的经济。从根本上来看，淮安市的经济长期增长是要依靠本地区的资本积累和技术进步，所以如何利用FDI促进淮安市的资本积累和企业的技术进步才是保证经济持续增长所要解决的关键问题。

3.淮安市FDI与对外贸易的分析

(1)简单时间序列模型

Tt=a+bFDIt

回归结果如下：

Tt=7.594+2.698FDIt

(1.461) (14.659)

R2=0.924，调整后的R2=0.918，DW=0.493，F=167.45

由于DW值过小，存在着自相关，需要进行差分。回归结果如下：

Tt=8.77+2.849FDIt+0.59 AR(1)

(0.5891) (6.1147) (3.4368)

R2=0.931，调整后的R2=0.924，DW=1.722，F=134.68

计算结果显示,FDI与对外贸易两者之间的相关性高达0.931，当FDI增加1美元，则会带动T增长2.849美元。

(2)带有滞后项的时间序列模型

建立有滞后项的时间序列模型如下：

Tt=a +bFDIt+cFDIt-1+dFDIt-2+……+ut

计算得出：线性型模型中的FDI对当期和第三期的显著性较好，可以较好的表现出FDI对T的滞后效应。因此建立如下模型:

Tt=a + bFDIt+cFDIt-3

回归结果如下：

Tt=9.52+2.116FDIt+4.195FDIt-3

(2.958) (4.986) (5.843)

R2=0.956，调整后的R2=0.947，DW=2.47，F=271.36

结果表明，每增加1亿美元FDI，可以在当年带来2.116亿美元T增长的需求效应;如果从供给角度分析，外商直接投资每增加1亿美元可以带来4.195亿美元T增长的供给效应。

三、结论

本文使用多个经济计量模型，基于《淮安统计年鉴》对FDI与GDP、FDI和对外贸易之间的关系进行了分析，得出以下结论:

1.FDI与GDP存在显著的正相关，FDI的增长对GDP的增长具有推动作用

对FDI与GDP之间的Granger因果分析得出，在短时期内FDI的增长是GDP增长的Granger因果关系，但从长期来看，这两者之间没有显著的因果关系。因此，单纯的FDI的增量只是对短期的经济增长存在影响，而对经济长期增长的影响，需要通过其它渠道才能够得以实现。

2.FDI与对外贸易存在着显著的正相关，FDI对对外贸易的增长具有正面的影响的作用

这种推动作用与FDI对GDP的影响一样，不仅表现在当期，还表现在前期的FDI流入量对当期对外贸易增长存在滞后影响。从供给和需求两方面，FDI对对外贸易产生了积极的作用，所以FDI的流入有利于淮安市实现经济的持续增长。

根据本文的分析，我们需要进一步改善投资环境、加快开发区建设、抓住机遇，创新招商方式，控制吸收外资的规模，提高利用外资的质量和水平，扩大利用外资领域、加强对外资的产业政策导向以便等措施，尽可能地让外商直接投资对淮安市的经济发展发挥更大的作用。

参考文献:

[1]桑国秀:外商直接投资与区域经济增长[J].河北科技大学学报，2005(12):5～4

[2]李超:外商直接投资与我国经济增长关系的实证分析[J].市场周刊,2005,11月号

[3]萧政 沈艳:外商直接投资与经济增长的关系及影响[J].经济理论与经济管理，2002(1)

[4]Maxwell J.Fry.Foreign Direct Investment in Southeast Asia-Differential Impacts. ASEAN Economic Research Unit，Institute of Southeast Asian Studies.1995

第8篇：对外贸易经济分析范文

关键词：出口 近口 经济增长

一、对外贸易对经济增长的影响原理分析

（一）通过对外贸易可以利用闲置资源

我国存在劳动力闲置资源，通过对外贸易的可以使我国的闲置劳动力得以利用，从而使产出增加，经济增长。经过30多年的改革开放和经济发展，我国的闲置劳动力已经大大减少，但目前仍然存在大量隐性和显性闲置劳动力，90后的二代农民工和每年毕业的大学生有相当一部分没有达到充分就业，造成劳动力闲置，是严重资源浪费。

（二）通过对外贸易可以引进先进技术和学习先进制度

我们国家不可能仅依靠自身发明来获得所有需要的技术，通过对外贸易可以引进、消化、吸收大量先进技术，实现后发赶超优势。还可以通过模仿学习来提高技术水平。对外贸易还能迫使企业不断加大研发力度，提高生产效率，降低生产成本，从而提高技术水平。

现代经济学理论已经证明制度创新是经济增长的源泉之一，通过对外贸易可以学习发达国家的先进管理制度，优化资源配置效率，提高企业运行效率，从而推动经济增长。

（三）通过对外贸易可以促进经济结构升级

通过对外贸易能使我国在产业升级中通过国际分工获得较多的比较利益，并为产业结构的演进提供信号和方向。按照弗农（Vernon）的产品生命周期理论，一个产品周期分为研发、生产、成熟、衰退几个阶段。发达国家开发新产品，经过一段时间生产，当产品变得成熟、达到一定的标准化生产程度时，发达国家不再具有生产成本优势，此时产品的生产被逐渐转移到发展中国家。随着经济的发展，比较优势也会发生变化，产业结构也就不断趋于合理化、高级化，形成动态的合理的产业结构分布，最终促进我国经济增长。

（四）通过对外贸易可以发挥规模经济优势

规模经济是指随着产量的增加，产品的平均成本不断降低，利润水平增加，又称为规模报酬递增。著名经济学家保罗·克鲁格曼（Paul R. Krugman）认为报酬递增是产生贸易的一个原因，同时也是一个国家在对外贸易中获利的一个源泉。

开展对外贸易后，能有效扩大产业市场规模，整合国内国际两个市场，这样企业能扩大生产规模，为世界市场生产，充分发挥规模经济的效益，从而促进经济增长。

二、发展对外贸易的政策建议

（一）促进一般贸易发展继续扩大出口

出口对我国经济增长有促进作用，因此应该继续加大出口。我国通过对外贸易有效利用了国内闲置资源，包括劳动力、土地等。其中出口的产品中劳动密集型产品发挥了我国劳动力和资源优势。我国的资源优势将会继续存在，在当前欧债危机的不利影响下，要继续利用劳动力优势，大力发展出口，拓宽出口范围，在抓住欧美发达国家市场的同时，要开发世界其它地区的市场，比如亚非拉地区市场。今后，政府应引导企业发展中高档次的劳动密集型产品，如精密仪器、电子信息和某些高端机械设备产品等。对传统的劳动密集型行业，如纺织服装玩具等通过支持企业技术改良、增加出口退税、扩大出口信贷支持和出口信用保险规模等促进企业开发新产品，建立新的竞争优势。政府还要鼓励支持劳动密集型出口企业向中西部地区推进，出台各项政策吸引推动劳动密集型企业向中西部转移，避免由于劳动力成本尤其是我国东部地区劳动力成本的提高使部分企业迁移到东南亚国家生产经营。

（二）扩大进口尤其是技术和先进设备的进口

当前我们国家缺少一些石油、铁矿石等工业基础原材料和一些先进生产设备。所以这些生产要素的进口对经济增长就显得十分重要。我国要仅仅抓住欧洲债务危机这个机会，大量进口我们需要的机器设备等物资，同时开展外交谈判，敦促欧洲有关国家解除对华某些高技术产品和技术出口，多多引进高薪技术。必须扩大技术引进的规模，改造老设备，围绕机械、电子、石化、高科技产业等主导产业以及与主导产业前后关联的原材料工业、装备工业等，把技术引进和国内研发结合起来，提高全要素劳动生产率，促进我国经济增长。

（三）创造更有利的外贸政策环境

创造有利的外贸环境，继续降低关税，降低一些设备等资本品的进口税收优惠。清理海关的相关管理制度和各种收费政策，在当前取消进出口监管费的基础上加大减费力度，尤其是对中小企业可以制定特别的优惠措施，降低税费，简化海关通关程序。另外，为了发挥贸易中的技术进步效应，政府必须增加科技教育投入，增加我国技术水平，培养人才，从而加快消化吸收所引进的先进技术。

参考文献：

[1]林毅夫，李勇军.出口与中国的经济增长：需求导向的分析[J].经济学季刊，2003第4期

[2]赖明勇、许和连、包群.出口贸易与经济增长：理论、模型及实证[M].三联书店，2003

第9篇：对外贸易经济分析范文

关键词：对外贸易经济效益 评价指标 修正原则

一、对外贸易经济效益

主流观点指出，对外贸易经济效益的实质即通过外贸活动实现社会劳动的节约，其形式是通过实物形态及价值形态的转换，使国内产业结构，产品结构同世界市场结合起来，实现优势互补，促进国民经济的发展。但也有的观点认为，在外向型经济日趋发展的条件下，应注重开拓新的国际分工和交换的利益源泉，扩展对外贸易经济效益的内涵。

二、我国外贸经济效益衡量指标存在的问题及影响

评价指标是从结果角度对已发生事件的评价，其合理性是对以往经济行为真实有效评价的关键。同时评价指标不仅是对已发生经济行为的结果的衡量和评价，更是对未发生经济行为的引导。

对外贸易经济效益作为客观存在，要求得到评价和衡量。当前我国对外贸易经济效益的衡量指标分两类：一类是对外贸易社会经济效益的衡量指标，一类是对外贸易企业经济效益的衡量指标。对于对外贸易社会经济效益的衡量指标，包括：进出口贸易总额、平均换汇成本、资金利润率、进出口贸易税利、贸易条件等；进出口贸易总额是对外贸易的直观总体表现，反映了我国对外贸易活动的规模，参与国际分工的程度和外贸计划的完成情况。以此为基础构筑的外贸社会经济效益评价指标体系在我国外贸的发展过程中起到了度量、评价和引导作用，极大的促进了我国外贸的快速发展，如经过20多年的发展，我国已成为一个贸易大国。2004年我国进出口贸易总额超过11000亿美元，提前6年实现突破10000亿美元的规划目标，其中顺差超过300亿美元。2005年我国对外贸易仍然保持着迅猛的发展速度，贸易总额14221．2亿美元，贸易顺差高达1010．8亿美元。我国对外贸易在世界贸易中的排名也由2003年的第4位升至2004年的第3位，并在2005年继续保持了这一位次。但由于受“出口创汇”思想的影响，我国对外贸易经济效益的评价指标体系中也中存在着一系列的问题，主要表现为：

（一）过分强调贸易总量和贸易顺差

由于对外贸易已成为我国国民经济的重要组成部分，而充足的外汇储备是发展对外贸易的必要条件，因此在对外贸易经济效益的衡量指标别强调贸易额顺差、出口增长速度等指标。为了完成出口任务，不少企业以牺牲利润的代价，低价竞销，提高市场占有率和销售额，在纺织品、服装等劳动密集行业，出口量增价减、丰产不丰收的情况比比皆是。在这种情况下，一方面是媒体大肆宣传对外贸易高速增长，外汇储备增加，外贸形势大好，另一方面，更多的国内资源廉价地流向了国外，企业利润更少。

（二）评价指标过于笼统

单独评价进出口贸易总额，中国毫无疑问是一个贸易大国，但从贸易结构这一重要指标来看，中国距离世界贸易强国的地位还有一定的距离。在2004年中国1.1万多亿美元的总贸易额中，加工贸易就占了6000 多亿美元，而外来加工的出口贸易占全部出口额的58%。即便是一般贸易中的份额，也有相当部分为外资企业所创造。如天津2004年的314家外资企业出口总量为99．4亿美元，占天津出口总量的99．1%。而103家内资出口企业总计出口234 万美元，占有量不到0．2%，这种外商主导出口的情况在我国各大城市普遍存在。因此，美国麻省理工学院国际问题研究中心乔治－吉尔博伊认为：“中国的高科技和工业产品的出口是由外国公司而不是中国企业在主导。中国企业严重依赖从美国和其他工业发达国家进口的设计、关键性元件以及生产设备等，几乎没有采取有效措施去吸收消化和推广它们进口的技术，从而使得中国企业不可能迅速成为全球工业中的有力竞争者。”

（三）忽视了对外贸易社会经济效益的评价

现有的外贸指标评价体系对社会经济效益评价的缺失，使得一些出口行业在取得显著经济效益的同时，忽视了社会经济效益。例如，陶瓷生产过程中对环境污染是十分严重的，目前许多欧美国家都在逐渐减少陶瓷的生产。而在中国，众多陶瓷企业在激烈的市场竞争中竞相压价，以牺牲环境资源的代价来取得微薄利润。中国的劳动力价格比美国、日本低二十倍，比泰国要低一倍，甚至比人均GDP 低于我们的印度都低。沿海地区很多地方的财政税收每年增幅30%以上，而从事外贸出口的大量民工工资近十年却没有多大变化。这种不正常的状态说明我们的对外贸易经济效益衡量指标存在较严重的问题。

三、我国外贸经济效益衡量指标存在问题的原因及修正原则

（一）我国外贸经济效益衡量指标存在问题的原因

1．重商主义的深远影响

虽然马克思主义的国际价值论和比较优势理论一直为我国参与国际分工、进行对外贸易的基础理论和指导思想，但计划经济条件下形成的外汇紧缺局面使重商主义对我国外贸发展也有着深远的影响。因此，新形式下的“重商主义”，即“提倡节约，重储蓄，轻消费，扩大出口，减少进口，赚取更多的外汇” 的观念成为多年来我国发展外贸的主要驱动力。

20世纪80年代，我国外贸收支绝大多数年份是贸易逆差，外汇短缺成为制约经济发展的重要因素。为了创汇，我国采取了诸如出口退税等一系列促进出口的政策，外汇储备也由此快速增加。在当时特定的背景下，突出贸易额、顺差、出口增长率等指标有其现实意义。但是，对这些指标的侧重并未随着世界经济和我国对外贸易发展的实际情况而发展变化。政策性的出口鼓励使外贸企业盲目地追求出口数量和出口贸易额的增长，大大忽视了社会效益。在外汇储备超过7000亿美元、即将成为全球最大外汇储备国的今天，过分强调创汇额的弊端逐渐显现出来。

2．发展对外贸易的经验仍然欠缺

在全球化的趋势下，作为发展中国家，我国十分重视对外贸易及其对国民经济的促进作用。但是，我国改革开放时间较短，市场体系与市场机制仍有待完善，与有丰富对外贸易经验的发达国家相比还有很大的差距。尤其是加入世贸组织以来，我国对外贸易迅猛发展，但是关于对外贸易方面的各项政策及评价标准并不完善，甚至存在诸多缺陷，其发展和完善也远不及对外贸易的发展速度。尤其缺乏对不同性质企业对外贸易经济效益的区分以及对进出口商品结构的整体评价。

3．市场经济体制有待完善

改革开放以前，我国实行计划经济体制，对外贸易活动的调控主要采取直接调控方法。改革开放以后，我国由计划经济体制向市场经济体制转变。为了适应市场经济的要求，我国外贸宏观调控体系开始从以直接调控为主向以经济和法律手段为主、行政手段为辅的间接调控体系转变。虽然我国的市场经济体制在逐步发展和完善，但现行的宏观调控体系仍然存在很多问题，不能适应外贸发展的需要。市场经济条件下，因为指令性计划被取消，所以在对外贸易发展的过程中统计是很重要的。但是，目前我国的统计思想比较淡薄，统计制度不甚严格，统计技术不高，统计指标不全面。再者，指令性计划尽管名义上被取消，但类似进出口指标的变相指令性计划在一定程度上存在。因此，在计划经济体制下制定的对外贸易经济效益的衡量指标体系并未随经济体制的转变而有实质性的改进，这已不能真实、准确地反映我国的对外贸易经济效益，对外贸企业也无法进行正确的引导。

（二）对外贸易经济效益评价的基本原则

1．实事求是, 科学评价

外贸经济效益评价既是决定贸易机会取舍的重要前提，也是指导外贸活动健康发展的重要手段。评价对外贸易经济效益, 必须坚持实事求是、科学评价的原则。首先，评价所采用的数据必须真实、准确、合理。外贸经济效益评价的基础是对外贸易活动中所涉及到的相关数据。数据选择是否合理，直接影响到评价本身的科学性；数据不真实、不清楚，也会导致评价结果失真，继而导致贸易决策失误。其次，评价方法和评价指标应力求科学、合理。根据对外贸易本身的特点，外贸经济效益的评价应具有较强的针对性，应采用有别于国内其他经济活动的评价方法和评价指标，而且应具有可测性和可比性，定性指标也应有一定的量化手段与之相对应。这些指标不能过于复杂，计算所需数据也应比较容易获得和基本可靠。在对外贸易经济效益评价中，科学的评价方法和评价指标应体现如下特征：

（1）能准确全面地反映对外贸易的综合经济效益；

（2）体现经济效益变动的连续性与可比性, 沟通效益变动的轨迹；

（3）简便易行，方便操作。

2．贸易前的评价与贸易后的评价相结合

从外贸经济效益评价的作用来看，贸易前的评价与贸易后的评价应有不同。贸易前的经济效益评价其实是一种效益预测，评价的目的在于决定贸易机会的取舍，选择确定合适的贸易对象与贸易条件；贸易后的经济效益评价则是对贸易效果的总结，把评价结论反馈到今后的决策中去，推进决策优化。对外贸易经济效益与贸易决策之间的关系，可以表述为下面的基本程式，即：贸易前的评价贸易决策贸易后的评价贸易决策优化。对一项贸易决策而言，既要依据上一项贸易效益评价的结论反馈，同时也要依据本项贸易的经济效益预测。坚持贸易前的经济效益评价与贸易后的经济效益评价相结合，不仅能客观地检测决策的科学化程度，也有利于决策的科学化。贸易前的经济效益评价(预测) 结果与贸易后的经济效益评价结果之间的差异，是反映贸易决策水准的一个重要指标。

3．宏观经济效益评价与微观经济效益评价相结合

在社会主义市场经济条件下，对外贸易的宏观经济效益与微观经济效益之间的关系可能存在着两种截然相反的状态，一是宏观经济效益与微观经济效益正相关，即微观经济效益的增长是宏观经济效益增长的基础和前提； 二是宏观经济效益与微观经济效益负相关，即微观经济效益的增长会损害宏观经济效益的增长。维持微观经济效益与宏观经济效益正相关的状况，是国家调控对外贸易的基本出发点，也是企业对外贸易经营活动的基本准则。因此，坚持宏观经济效益与微观经济效益评价相结合，确保两种效益的协调同步增长，就显得十分必要。由于宏观经济效益是微观经济效益的矢量和，而不是简单的数量叠加，那么从微观经济效益必须服从宏观经济效益的基本原则考虑，必须剔除和修正有损宏观经济效益的微观经济效益。换句话说，任何建立在损害国家宏观对外贸易经济效益基础上的微观经营活动，不管其本身的经济效益如何，都必须加以制止。在这一方面，宏观经济效益评价与微观经济效益评价同时进行所取得的相关结论，是政府行为发生的重要依据。

[参考文献]

[1]滑冬玲．我国对外贸易经济效益问题研究，兰州商学院学报，2001(13)．

[2]佟家栋．对外贸易依存度与中国对外贸易的利益分析，南开学报，2005(6)．

[3]陈柳钦，宾建成．我国对外贸易的作用、面临的问题及其解决思路，南方论丛，2005(2)．