经济与贸易论文大全11篇

经济与贸易论文篇（1）

[摘 要] 本文论述了对外贸易理论发展的过程，介绍了学术界对对外贸易是否促进经济增长的研究状况与争论，并着重分析了进口贸易促进经济增长的原理。 【论文关键词】 对外贸易 出口贸易 进口贸易 经济增长 经济的发展，特别是经济的增长一直以来受到人们的关注，而对外贸易对经济增长又起到很大的影响，所以几乎所有的经济增长理论都会涉及对外贸易在经济增长中的作用。 从晚期重商主义学派到亚当·斯密《国富论》中的绝对利益论，再到后来的比较利益论、要素禀赋论以及剩余产品出路说和“经济增长发动机”学说等都认为对外贸易尤其是出口贸易对一国经济增长起促进作用。当然也有一些经济学家根据有些国家尤其是发展中国家的对外贸易并没有促进经济增长的事实，对传统理论关于对外贸易促进经济增长的结论提出了置疑。如普雷维什的“中心—论“；巴格瓦蒂的“贫困化增长”模型。他们认为，当今的国际经济体制是以发达资本主义国家为中心的，而广大的发展中国家处于地带，中心控制，发展中国家只能依附于中心国家。 一、对外贸易促进经济增长吗 从上面的对外贸易理论的发展来看，也可以看出对于对外贸易是否促进经济增长还有争论，主要存在促进论，阻碍论和折衷论。促进论的代表是罗伯特逊，他提出“对外贸易是经济增长发动机”的命题，而普雷维什则以“中心—论”表示反对。 为了支持各自的理论，经济学家也对对外贸易于经济增长的关系进行了大量的实证研究。由于我国的对外贸易发展迅速，特别是改革开放以来，对外贸易对我国经济的增长起到很大的作用，所以国内外大批学者运用我国的数据对我国对外贸易与经济增长的关系进行了实证分析，研究结果大都支持外贸，特别是出口贸易对我国经济的拉动作用。因为进口贸易也是对外贸易的一方面，所以也有很多学者把目光转向进口贸易，考察进口对经济增长的影响。 对外贸易究竟是促进还是阻碍了经济增长，不同国家或者同一个国家的不同时期，情况都不同，不能一概而论。但是，我们可以得到的启发是:要对出口贸易拉动经济增长的作用重新进行审视，不能一味崇拜出口，也要重视进口贸易的作用。 长期以来，人们普遍重视出口而排斥进口，认为进口会减少GDP的增长，从中世纪的欧洲重商主义学派就开始，一直到现在都有这样的看法，包括重商主义的“奖出限入”，贸易乘数论也认为出口会带动经济的增长，而进口会抵消这种作用，而凯恩斯的国民收入恒等式Y=C+I+G+(X-M)，明显的告诉人们净出口增加国民收入。直到近几年，才有学者看到进口也可以促进经济增长。 根据我国的经济发展情况来看，出口贸易确实对我国的经济增长起到很大的作用，改革开放三十年来，我们的经济建设取得了巨大的成就，然而，我们也要看到，近年来的一些新情况值得我们深思、重视。人民币的持续升值，国际原油价格、粮食价格上涨导致的输入型通货膨胀，特别是美国次贷危机引起的全球经济危机给我国加工制造业带来的冲击，使得国内的许多制造业企业生存环境急剧恶化，对出口加工类的企业打击更大，出口产品的竞争力减退，出口增幅下降。由于我国的出口产品多为低端产品，高新技术含量有限，我国的制造业产业处于全球价值链的低端，所以出口贸易是否对我国经济增长继续有重大的作用还值得我们去探讨，而一直为人们所忽视的进口贸易对经济增长的作用正在被重视。 二、进口贸易促进经济增长的理论分析 进口对经济的促进作用最早要追溯到亚当·斯密，他认为出口带来的收益以及换回本国需求的产品没有机会成本的付出，因此必然促进本国的经济增长。后来的大卫·李嘉图也指出，通过对外贸易从国外获得较便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能稳定物价，阻止利润下降的趋势，保证资本积累，促进经济增长。正因为如此，才有人提出美国能保持如此久的高增长低通胀发展，中国廉价的商品输入是原因之一。20世纪80年代初，新贸易理论将进口贸易作为主要因素来解释技术进步，认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素，因为通过进口技术先进国家的产品，可以使其包含在产品中的先进技术扩散到本国，工业后发国家也可以通过进口贸易，进口所需的机器设备、技术，引进国外先进的管理理念，提高国内的劳动生产力。对进口贸易促进经济增长的理论分析具体如下： 1．进口贸易促进了劳动生产力的提高。进 口国外的先进的机器设备等中间产品，可以提高国内相关产业的生产效率，“干中学”表明我们可以通过引进、消化、吸收来掌握世界上先进的技术，利用技术的溢出效应缩小与发达国家的差距。而且通过进口国外的产品，会给国内企业造成压力，促使他们在竞争的环境中不断学习创新。 2．进口贸易有利于稳定物价。通过对外贸易从国外获得较便宜的生活必需品以及原料，资源，可以抑制物价的上升，保证利润。这一点在欧美等发达国家表现的较为明显。 3.进口贸易与FDI相互促进。随着进口国进口额的加大，出口国企业为节约成本，绕开关税和非关税壁垒，会直接到其国内投资；而FDI的进入又会派生出间接的进口贸易，而且会带来技术和管理上的新理念。 无论对外贸易是促进还是阻碍经济的增长，我们都已经进入了全球化的时代，尽管在现在的国际分工下，广大发展中国家包括中国在内会处在不利的位置，受到发达国家的控制，但我们仍然不可否认，对外贸易是不可避免的，是对我国经济发展有拉动作用的，我们一定要坚持开放，融入全球的经济发展当中去。 当然，现在我们也遇到了一些问题，需要我们重新审视。改革开放三十年的出口贸易大大促进了我国经济的增长，然而我们也忽略了进口贸易的作用，这也是笔者为什么单独介绍了进口贸易促进经济增长的理论分析。

经济与贸易论文篇（2）

【论文摘要】 近年来，烟台对外贸易与经济发展迅速，本文运用相关理论并结合实际情况对烟台对外贸易对经济增长的促进作用进行了分析，并提出了一些政策建议。 【论文关键词】 对外贸易经济增长实证分析 对外贸易与经济增长的关系近年来一直是国际贸易研究的活跃领域，对外贸易与经济增的关系理论界一直有不同的观点：大致形成促进论、阻碍论、折中论。这些观点都有一定的理论和实证作基础，但不同的国家和地区实际情况差异较大，对某个地区进行分析得到的结论在其他地区不一定实用，所以对某个特定地区就要具体分析对外贸易对该地区起到什么作用。 改革开放尤其是近十年来，烟台市对外贸易额和GDP迅猛增长，不管是从总量上看还是从增长速度上看都要高于开放前的水平，所以对外贸易对经济增长有某种促进作用，下面本文就运用对外贸易促进经济增长的理论并结合烟台的实际情况对它们的关系进行分析。 一、对外贸易促进经济增长的理论回顾 最早提出对外贸易促进经济发展的是亚当·斯密：他假定一国在开放前存在闲置的土地和劳动力，剩余资源用于生产更多的商品出口，由此为利用剩余生产能力开辟了出路，这样贸易就可以在不降低国内生产的情况下扩大出口，结果提高了经济活动水平。后来李嘉图提出比较优势学说，他认为比较优势决定贸易形式，给一国带来收益的不是剩余资源的使用，而是更有效的资源配置。出口使得一国能够在较国内生产更为有利的条件下购买进口品，同时，通过专业化生产成本相对低的商品，即使没有资源增长和技术变化，贸易也能促使各国生产最优化，促进经济增长。穆勒进一步指出，贸易的直接优势在于促进世界生产力更有效的利用，贸易的间接优势最显著的是市场的扩张带来的增进生产进程的趋势，生产的扩张会导致生产专业化，充分利用各种要素，并进行发明改造，从而促进经济增长。 当代经济学家赫克谢尔和俄林创立要素禀赋理论：他们认为各国应输出密集使用本国充裕要素生产的产品，输入使用本国稀缺要素生产的产品，可以达到资源的有效配置使两国均获其益。纳克斯从需求的角度强调了对外贸易尤其是出口贸易的增加对发展中国家的重要作用，他认为发展中国家国内储蓄和资本形成不足，生产率低下，发展对外贸易能够启动本国经济摆脱贫困恶性循环实现经济增长。 二、烟台市对外贸易促进经济增长的实证分析 烟台地处山东东部，北接渤海，东北面与日本韩国相近，地理位置十分优越，对外贸易额与GDP近年来一直保持较快增长，下面根据1999年～2006年的数据并用前述理论对它们的关系进行分析。 1.定性分析 (1)对外贸易促进了生产的扩大和资源的更为充分的利用。烟台对外贸易中加工贸易额由2000年的9.33亿美元提高到2006年的49.99亿美元年均增长率超过30%。加工工业是劳动密集型产业，加工贸易迅猛的发展也伴随着劳动力使用的大量增加，因为烟台劳动力非常充足，加工贸易的迅猛发展大量吸收劳动力，使剩余的劳动力资源得到了使用，从而生产出更多的出口产品创造更多的产值，提高了经济活动水平。同时劳动力成本相对较低，烟台利用这个优势，参与国际分工并充分发挥其优势以扩大出口量，加工贸易的发展也带动了与之相关的交通运输、旅游、信息、餐饮、金融服务等行业的发展，极大的提高了经济活动水平大大促进了经济的发展。烟台对外贸易中一般贸易额从2000年的10.3亿美元增加到2006年的37.94亿美元，年均增长率超过20%，出口需求的扩大导致了生产的扩张，从而导致了GDP的增加。 (2)对外贸易促进技术进步和劳动生产率的提高。首先，加工贸易的快速增长，导致了生产的扩张并推动了生产的专业化，使机器设备得到了更为充分的使用，并为发明创造提供了契机，促进了技术进步和生产率的提高。其次，外商投资的增加给本地带来了更多先进的技术、管理经验和机器设备，这些要素与当地的土地及劳动力资源结合起来会使生产率和技术水平大幅度提高，为社会提供更多更为优质的产品和服务，提高了国民收入。同时由于技术及管理的外溢性，整个地区的劳动生产率都会提高，推动了经济的增长。 (3)对外贸易推动了产业结构的合理化。烟台市的产业结构中第一产业的比重逐年下降，而产值却逐年上升，第二产业的比重总体上升产值增加迅速，第三产业的产值也是逐年上升的。第一产业产值上升表明农产品在逐渐适应市场经济的需求，经济价值在不断提高，农产品的出 口提高了对农产品的品质要求，使农产品的生产必须按照出口的要求进行，市场化程度的提高必然会提高其经济价值，导致该产业产值上升，使其所占比重更加合理。工业品出口和外商投资的大幅增加要求第二、三产业必须适应国际化的要求，搭配更加合理并能更好的发展。 2.定量分析 烟台市1999年～2006年GDP与对外贸易数据如下表： 数据来源:烟台统计年鉴GDP:人民币外贸及出口额：美元 用SPSS软件对GDP与外贸额进行回归得Y=538.219+12.707X。Y:GDP，X:外贸额，样本决定系数R=0.997，常数的显著性检验:t=16.86＞t(7)=2.36检验通过，系数的显著性检验t=31.61＞t(7)检验通过（显著性水平为95%）。从回归结果可以看出它们的线性关系成立。烟台每增加一个单位的贸易额就增加将近十三单位的GDP，对外贸易对GDP的促进作用十分明显，正如前面分析中所提到的对外贸易发展具有很强的乘数效应会促进许多相关行业的发展，使经济总体水平得到提高。再对外贸额与出口额进行回归得Y=517.603+22.376X1，X1:出口额。R=0.993 常数与系数的显著性检验值分别为10.388和20.581远大于2.36，出口与GDP线性关系显著，并且每增加一个单位的出口GDP增加超过二十二个单位，所以出口对GDP的作用更为显著。烟台在国内属于比较发达的地区，但与其主要贸易国日、韩、美相比是有很大差距的。烟台出口贸易的作用如此显著，这正如纳克斯所认为的，不发达地区应积极发展出口贸易，促进资本形成并提高生产率以促进经济快速增长摆脱不发达状态。所以烟台应当大力发展对外贸易尤其是出口贸易，积极推进外向型发展战略。 三、结论及政策建议 从前面的理论及实证分析中我们可以看出：烟台市的对外贸易对经济发展具有非常强的促进作用，所我们应该大力发展对外贸易，同时我们也应该创造有利条件提升自己的优势以使国际贸易对经济增长更为有利。对此本文有以下几点建议： 1.加大对人力资本的投入，努力培养技术型管理型人才 技术 管理水平的提高能够加快创新并提高产品的价值量，并能在国际贸易分工格局中占据更有利的地位。烟台的出口产品中劳动密集型部分所占比重很大，技术含量低， 产品附加值低，产品价值与外国同类产品相差很大，出口利润率低，出口产品的大部分利润被外国进口商获得。所以我们要加大对资本和技术的投入并提高管理水平，以增强产品的资本、知识、技术密集程度，提高产品的价值增量，以赚取更大的利润。 2.进一步优化产业结构，积极培育新的经济增长点 首先，加大对第一产业的调整，促进农业的规模化经营，大力发展适合内外市场需求的农作物，使农业资源的配置更加合理以获取更好的经济效益。同时积极对二三产业进行技术改造，提高其产品和服务的技术含量，增加其附加值，政府可以选择某些具有潜力的行业像信息、金融服务、新产品开发等进行扶持以增强其竞争力，让其成为新的经济增长点以在外贸和经济发展中发挥更大作用。市场引导和政府参与相结合使本市产业结构更能满足经济不断发展的要求能促进经济更好增长。 3.合理引导投资流向提高投资效益 烟台市投资增长迅速，但重复投资严重，根据资本的边际收益递减规律，重复投资的收益率要低于市场收益率甚至会出现负值，重复投资不仅会带来很高的机会成本也会失去发展机会，所以应避免重复投资。烟台近几年发展起很多新兴行业，他们目前利润较低，资金缺乏但非常具有前景，我们应该把资金引向这些部门，让其尽快摆脱起步阶段进入迅速发展期。投资合理会使产品能更好的适应市场，使我们在国际贸易中更具竞争力，更有利于经济增长。

经济与贸易论文篇（3）

十一五期间，我国高等教育迎来了新的机遇和发展阶段，提高教学质量和培育特色成为高校的共识。对于国际经济与贸易这个较“老”专业，要办出特色确实面临着较多的困难。如何确立竞争优势，形成特色是摆在所有同仁面前的重要课题。

一、国际经济与贸易专业教育现状

国际经济与贸易专业可以说是个老牌专业，其前身叫“国际贸易”，1998年国家教育部调整新的专业目录，将国际贸易专业更名为国际经济与贸易专业。上世纪末，伴随着高校招生规模的迅速扩大和入世预期带来的外贸人才需求增加，该专业经历了史无前例的规模扩充。许多高校在这个时期纷纷增设了国际经济与贸易专业，招生人数的大量增加，保守估计，目前该专业每年培养毕业生人数超过3万名。

毕业生就业形势日益严峻。我们长期调查发现两个现象：一是很多的国际经济与贸易专业的毕业生并未从事国际贸易方面的工作；二是尽管就业难，可是那些综合素质优秀的学生仍能较顺利地找到工作。这些现象说明两方面的问题，一是专业培养与社会需求有矛盾，二是人才培养的整体素质仍需提高。从学科大类划分，国际经济与贸易属于经济学，其课程体系与师资队伍重点突出经济学，而管理与法律比较薄弱或不被重视。专业口径过窄，制约了人才培养的规格，学生个性不能被充分张扬，造成人才“克隆”。另外，扩招也导致了教育资源无法及时跟进，也容易造成培养质量下滑。

目前，教育部正在研究建立适应国家经济与社会发展需要的本科专业设置和调整制度。国际经济与贸易专业就业压力迫使许多招生单位重新审视自身实力，努力发挥特长，以差异化竞争策略重塑专业特色，从而能够赢得生存与发展空间。

二、对专业特色建设的理解及误区

什么是办学特色？目前我们能在教育部2004年的《普通高等学校本科教学工作水平评估方案》当中找到解释：“在长期办学过程中积淀形成的，本校特有的，优于其他学校的独特优质风貌。特色应当对优化人才培养过程，提高教学质量作用大，效果显著。特色有一定的稳定性并应在社会上有一定影响、得到公认。”该方案将特色列为评估一级指标来考察。特色可体现在不同方面：如治学方略、办学观念、办学思路；科学先进的教学管理制度、运行机制；教育模式、人才特点；课程体系、教学方法以及解决教改中的重点问题等方面。从这个解释来看，“特色”应具备三个必要条件：一是长期积淀出来的稳定的东西；二是要对提高教学质量发挥重要作用；三是特色要被社会认可。特色可不拘泥于形式，只要满足上述条件的教学要素，都应属于特色范畴。专业特色是学校特色的一部分，与特色的性质一样，专业特色也是多维的，只要在某一方面具备上述三个条件，就应被视为专业特色。

根据各自优势确定专业发展方向的思路是正确的，特色是可能总结提炼，并能在教育实践中不断强化，管理者可以集中资源促成特色鲜明化和更有社会影响力。但是，在认识和具体做法上存在一些偏差，片面地追求专业差异有可能导致相反的效果。对专业特色的含义理解不清，指导思想不明确现象比较普遍，尤其一些典型的认识误区需要引起关注：一是把特色定位与特色本身混淆。二是把专业特色等于人才培养特色。三是简单模仿名校。四是过分追求差异。五是对特色的稳定性与灵活性的曲解。六是重宣传、轻建设。

三、国际经济与贸易专业特色建设的思路

专业特色建设中的规律和原则却不可违背。实践才刚开始，许多规律在等着我们揭示。下面是我们的一些经验和体会。首先要明确特色定位。我校的国际经济与贸易专业创办于1993年，具有一定的历史积淀和优良传统，依托学校理工特色，已有较独特的优势。我们历经三年的调研，在学校发展规划和特色建设的框架下，结合相关专业优势，把原来初具雏形的传统加以优化，定位了专业特色。围绕定位，我们重新整合教学资源，在科研方向和团队支持上、人才引进上、资金分配上都进行了优化配置。在教学理念、教学计划、教学管理、实践教学等软件方面，我们采取了如下新举措：

第一，教学理念上体现尊重规律，尊重个性。国际经济与贸易专业的人才培养要以市场需求为导向，尊重社会发展规律，尊重年青一代的心理特征，尊重教育教学的基本规律。尊重每位学生个性，避免人才“克隆”。

第二，教学计划上扩大选修课范围和比重，为学生个性发展提供优良条件。设选修课的目的是让学生可按兴趣和职业规划进行自助式学习。课程可不拘专业范围，允许学生选修一定学时的外专业课。可与校外培训机构合作，把相关的职业资格认证考试课程引入教学。

经济与贸易论文篇（4）

一.引言

从亚当.斯密提出“剩余产品出路”的学说以来，对外贸易与经济增长的关系一直都是经济学家们研究的重要课题。这方面的主要贡献包括：凯恩斯的对外贸易乘数理论；E.哈根等从出口贸易对技术进步的促进来探讨其推动经济增长的作用；罗默的内生经济增长理论等[1]。

李京文(1996)[2]通过经济增长模型的实证分析，指出出口增长对我国经济增长具有拉动作用。彭福伟(1999)[3]发现净出口与经济增长的相关度较弱。陈家勤(1999)[4]认为出口贸易对经济增长具有巨大的推动作用。杨全发(1999)[5]对巴拉萨(Balassa)[6]建立的模型带入我国数据进行检验，认为出口对于经济增长具有正向促进作用。刘晓鹏(2001)[7]认为出口与经济增长的相关度较弱。Lawrence(2000)[8]在部门的层次上检验了日本1964～1985年和韩国1963～1983年的进口和产业政策与劳动生产率的关系，发现进口是促进劳动生产率增长的一个重要因素。Onnolly(2005)[9]用75个国1965-1990年的专利数据来代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国(发展中国家)模仿与创新的溢出效应，来自发达国家的外来技术对进口国单位资本GDP增长的贡献大于其国内的创新。

Lawrence(1999)[8]在美国对20世纪80年代100多个制造业产业中国际竞争力对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工业化国家间通过资本品贸易和外商投资而产生的R8D溢出效应。

以上研究成果在运用计量模型进行实证分析时因忽略了相关重要变量而使得检验和经济解释具有相当大的局限性。跨国(地区)的截面数据的研究方法存在一定的局限性，OLS回归分析方法要求所使用的数据是平稳的，如果用OLS回归分析方法分析非平稳的时间序列关系，则容易出现伪回归现象[11]，另外，已有的研究假设所选的国家具有共同的经济结构和相似的生产技术，这在现实生活中无法满足，对于所研究变量的定义和时期的选取也会影响经验结论等。上述对于单个国家(地区)时间序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的结论，其主要原因有以下三点：实证模型中信息集的选取的差异；模型滞后期选择的差异；模型方法及检验统计量选择的差异。例如，进出口对于经济增长的作用往往是经历一定的时滞，若忽略这一因素而进行最小二乘估计就会得出片面甚至错误的结论。基于上述考虑，笔者通过分析进口、出口和经济增长三者的协整关系，并进而建立误差修正模型，深入地探讨了进口和出口对于经济增长的影响。

二.数据和模型分析

本文采用出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年《中国统计年鉴》从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消除数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。

图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的变化趋势

贸易,经济增长

1.单位根检验

从图1可以判断它们之间具有一定的共同趋势性，为消除共同趋势的影响，本文对变量采取差分处理(见图2)。从图2中可以看出GDP、进口和出口的差分序列呈现出平稳的特征，笔者使用ADF单位根检验，检验的结果如表1所示。

注：1．对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含一定的位移和趋势，如果不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根判断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。

2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。

GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的绝对值均小于在10%显著水平下临界值的绝对值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5%显著水平下临界值的绝对值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。

2.协整检验和误差修正模型ECM

本文采用使用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验[12]。结果见表2。

由表2可以看出，在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。

第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。

第二步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项逐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

这两个方程中的回归系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着密切的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。

方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。

3.向量误差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井观察变量间的因果关系。表3为根据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。

(1)根据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10﹪的水平上对GDP有正向影响，可能是因为进口相对减少了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚取附加值，从而促进经济增长[14]。我国长期以来所实施的进口政策是鼓励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6﹪被纠正。这在一定程度上也证实了黄国祥(1999)[15]和贾金思(1998)[16]的观点。

(2)总产出对进出口影响不显著，主要的原因在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段[17]，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变[2]。

三.主要结论与政策建议

通过协整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有一定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学“出口促进经济增长”的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。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((TFP)的提高两大类。要素供给投入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、知识进展等等，全要素生产率的高低反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着密切的关系。

从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前情况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍然相当大。

格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依赖对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调节机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有一定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必然会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。根据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口迅速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。

从中长期来看，为了发挥出口贸易在经济增长中的作用，应该推进高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。

参考文献：

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经济与贸易论文篇（5）

1.1林产品进出口现状

近年来，我国主要林产品进、出口均保持较快增长势头。2012年，我国主要林产品进出口总额为1206.38亿美元，其中进口总额619.48亿美元，出口总额586.9亿美元。1994—2012年间，我国主要林产品进出口总额实现了10余倍的增长，年平均增长率达15.6%，其中进口额年平均增长率为15.34%，出口额年平均增长率为16.2%，进口增幅大于出口增幅。除了1994、1995、2006、2009等4个年份外，其他年份均为贸易逆差，且贸易逆差总体呈现不断扩大的趋势（图1）。总体来看，近几年我国林产品进出口实现了较快增长，尤其是2003之后增长显著，林产品进出口贸易无疑是我国林业发展不可或缺的重要推动力量。

1.2林产产业发展现状

新中国成立50多年来，尤其是改革开放之后，我国林业产业的发展由小到大，由缺到全，由弱渐强，目前已形成涉及3个产业的多个门类、多种产品的复合产业群体，成为国民经济的重要基础产业和极具潜力的朝阳产业，在国民经济和社会发展中具有独特优势，发挥着重大作用。近年来，我国林业产业发展迅速，林业总产值逐年提高，1994—2012年林业总产值年平均增长率为20.98%，2012年林业年产值达39451亿元，同比增长28.93%。从产业布局来看，第一产业占林业总产值比例不断降低，第二、第三产业占比均显著提高，自2006年开始，第二产业超越第一产业成为林业总产值中占比最高的产业。整体上，林业一、二、三产业的产值结构正在不断优化和调整，已由1994年的66:27:6调整为2012年的35:53:12。具体如图2所示。总体上，林业产业增长与林产品进出口总额的增长呈现长期同向性，林产品进出口贸易的发展既是林业产业发展的重要体现，同时也为其提供动力和支持，二者之间存在着紧密的联系。这种联系是否具有因果关系，林产品进出口能否依托二者之间的联系推动林业产值增长，这种联系是否会受到外部因素冲击等问题将借助计量模型进行进一步的实证分析。

2指标选取与数据处理

本文选取1994—2012年林业进出口总额（FPT）和林业总产值（FGP）的年度数据为研究样本，数据来源于《中国林业统计年鉴》。由于林产品进出口统计数据在《中国林业统计年鉴》中以美元表示，为了统一单位，本文按照各年人民币汇率年平均价进行了换算，换算所用汇率来源于《中国统计年鉴》。考虑到对时间序列数据进行对数化后容易取得平稳序列，消除异方差并且不改变时序数据的特征，因此本文分析时对变量进行自然对数变换[8]，林业总产值和林产品进出口总额分别用LnFGPt和LnFPTt表示。计算过程使用Eview6.0等软件。

3实证研究

3.1单位根检验

依据协整的定义，同阶单整是协整检验的前提，因此在协整检验之前需要先进行单位根检验。本文采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）方法进行单位根检验。其中滞后阶数的确定参照AIC（AkaikeInfocriterion）准则。通过Eviews软件得出LnFGP和LnFPT以及其一阶差分序列的ADF检验值如表1所示。从单位根检验结果可知，LnFGP与LnFPT一阶单整，可进行协整检验。

3.2理想滞后阶数的确定

滞后阶数的确定是协整检验和建立VAR模型过程中一个重要环节。在选择滞后阶数时，一方面滞后阶数应足够大，以便反映模型的动态特征；另一方面滞后阶数越大，模型的自由度就越小。因此，本文在选择时，综合考虑以上两种情况，使用似然比检验、FPE准则、AIC准则、SC准则和HQ准则来确定理想滞后阶数，结果如表2所示。从表2可以看出，5种方法都选择2阶为理想滞后阶数。

3.3协整检验

从单位根检验结果可知，LnFGP和LnFPT是同阶单整序列，满足协整检验的前提。本文采用Johansen协整检验来判断两个变量之间是否存在协整关系。结果如表3所示，LnFGP、LnFPT存在着协整关系。即在10%的显著性水平下，林产品贸易和林业经济增长存在长期稳定的均衡关系。

3.4VAR模型

VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型。VAR(p)模型的数学表达式是：yt=Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+εtt=1,2,…,T式中，yt是k维内生变量列向量，xt是d维外生变量列向量，p是滞后阶数，T是样本个数。k×k维矩阵F1,…,Fp和k×d维矩阵H是待估计的系数矩阵。et是k维扰动列向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关，且不与等式右边的变量相关。VAR模型的平稳性是进行脉冲响应的前提，本文采用判断特征根的倒数是否全部落在单位圆内进行模型平稳性的判定。在对原始序列差分两次之后能获得平稳的VAR模型。因此，本文建立了LnFGP与LnFPT二阶差分的VAR(2)模型，输出结果如下所示：D(LNFGP,2)=-0.3543*D(LNFGP(-1),2)-0.5982*D(LNFGP(-2),2)+0.1679*D(LNFPT(-1),2)-0.2741*D(LNFPTR2=0.5899,F=3.5959,AIC=-2.121392,SC=-1.8853D(LNFPT,2)=0.7832*D(LNFGP(-1),2)+0.4252*D(LNFGP(-2),2)-0.5487*D(LNFPT(-1),2)-0.7575*D(LNFPT(-2),2)-0.0075R2=0.6720,F=5.1213,AIC=-1.4704,SC=-1.2344对VAR模型进行稳定性检验，特征方程的特征根倒数均落在单位圆内，模型稳定，可进行进一步的分析。

3.5Granger因果检验

Granger解决变量x是否引起变量y的问题主要看现在的y能够在多大程度上被过去的x解释，加入x的滞后值是否使解释程度提高。如果x在y的预测中有帮助，则称x是y的Granger原因。本文已经进行了单位根检验，以考察经济变量是否具有时间趋势，在得出同阶单整的结论后进行协整检验，用以考察非平稳变量间的关系[9]。因此，可以进行格兰杰因果关系检验，具体考察非平稳变量间相互关系的方向。结果如表4所示，LnFGP与LnFPT互为格兰杰因果，即林产品进出口额是林业经济增长的格兰杰原因，林业经济增长也是林产品进出口的格兰杰原因。

3.6基于VAR模型的脉冲响应分析

脉冲响应函数（IRF:ImpulseResponseFunction）可以用于分析随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。对D(LNFGP,2)和D(LNFPT,2)序列建立的VAR模型进行脉冲响应分析,结果如图3所示，横坐标是脉冲响应函数的未来响应基数，纵坐标是因变量对扰动项一个标准差冲击的响应程度[10]。根据脉冲响应函数的输出结果，可以得出如下结论：FGP对于林业总产值的脉冲响应曲线在第一期就达到了正向的最高值，之后正负波动，波动范围逐渐稳定在正负0.02个百分点左右，累计影响为0.048915。FGP对于主要林产品进出口总额的脉冲响应曲线在第一期值为0，之后正负波动，并在第5期达到最大值，在第8期以后趋于0，影响逐渐消失，累计影响为0.00131。长期来看，林业总产值对自身的影响略大于主要林产品进出口贸易对林业总产值影响。FPT对于林业总产值的脉冲响应曲线前5期波动大，第1期为负向影响，第2期达到正向最大值，第4期达到负向的最大值，第7期之后波动幅度明显下降，累计影响为0.005216。FPT对于主要林产品进出口总额的脉冲响应曲线在第1期达到了正向的最高值，第2期显著下降变为负值，之后正负波动，第4期之后整体波动幅度趋缓，正负波动范围在0.02个百分点左右，累计影响为0.052206。长期来看，主要林产品进出口贸易对自身影响大于林业总产值对主要林产品进出口总额的影响。总体而言，前5期林业总产值与主要林产品进出口总额对FPT影响波动幅度更大，对FGP与FPT的影响均正负波动，影响时滞短，总体在前2期达到最大值。第5期之后波动幅度趋缓，影响减弱，其中FPT的波动幅度更小。

3.7基于VAR模型的方差分解

方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中变量产生影响的每个随机扰动相对重要性的信息。方差分解用于分析因变量预测之误差是由哪些解释变量所引起以及各占百分比。计算预测误差方差分解之前，通过Choleski正交化处理来去除残差项彼此之间的同期相关和序列相干。之后可利用方差分解的百分比去说明各经济变量之间的关系[11]。根据方差分解图（图4），可以得出如下结论：林业总产值在第1期只受自身波动的影响，主要林产品进出口总额在第2期才开始显现出来。前5期内，林业总产值对自身的解释力从100%不断下降至70%左右，主要林产品进出口总额对林业总产值的解释力从0不断增长至30%左右，林业总产值对自身的解释力还是占据了主导地位。第5期之后林业总产值与主要林产品进出口总额的解释力分别稳定在70%与30%左右。主要林产品进出口总额在第1期对自身的解释力在80%左右，为最高值，之后解释力不断下降。相对应的林业总产值的解释力在第一期的解释力在20%左右，第2期有了明显的提升，达到了40%左右。第4期有了小幅提升，并以大于10%的水平超过了主要林产品进出口总额的解释力，之后也稳定在这个水平。

4结论与建议

本研究选用VAR模型，包含了协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应函数、方差分解等计量方法，选取1994—2012年的相关数据，动态分析了两者之间的关系。首先林产品贸易与林业经济增长存在着长期均衡的关系，并且互为Granger因果关系。从脉冲响应函数中可以看出，林业总产值与主要林产品进出口总额从长期来看互相以及对自身都存在正效应，短期林业总产值的增长会给自身以及林产品进出口总额带来较大的正效应。原因分析如下：一方面林产品贸易额的上升使得国内外贸易规模得以扩大，利于进一步的贸易增长；同时林产品进口会提高国内要素生产率，释放国内产能，林产品出口会刺激国内林产品的供给，因此能够促进林业经济的增长；另一方面林业总产值的增加刺激了国内林业经济规模的扩张，利于进一步促进林业产值的增加，同时林业总产值的增加也显著扩大了对外的供给规模，进而促进林产品贸易额的增长，但是长期来看，正效应较弱，需要协调好林业当前增长与可持续发展的关系。从方差分解图可以看出，从长远来看，林业产业经济的增长对林业产业贡献度居于主导地位，对林产品贸易的贡献度也稳定地大于林产品贸易对其自身的贡献度。

基于以上结论，结合我国林产品总供求快速增长，但国内供给增幅远小于进口增幅，国内需求增速远大于出口增速的现实，本文提出以下政策建议：

（1）加快建设木材战略储备生产基地，全面提高基地木材产出率。我国林产品国内市场需求大，需求增速也十分之大，提高基地木材产出率一方面有利于降低对外依存度；另一方面有利于增加出口供给，同时满足国内需求，提高国内林业生产值。

经济与贸易论文篇（6）

一.引言

从亚当.斯密提出“剩余产品出路”的学说以来，对外贸易与经济增长的关系一直都是经济学家们研究的重要课题。这方面的主要贡献包括：凯恩斯的对外贸易乘数理论；E.哈根等从出口贸易对技术进步的促进来探讨其推动经济增长的作用；罗默的内生经济增长理论等[1]。

李京文(1996)[2]通过经济增长模型的实证分析，指出出口增长对我国经济增长具有拉动作用。彭福伟(1999)[3]发现净出口与经济增长的相关度较弱。陈家勤(1999)[4]认为出口贸易对经济增长具有巨大的推动作用。杨全发(1999)[5]对巴拉萨(Balassa)[6]建立的模型带入我国数据进行检验，认为出口对于经济增长具有正向促进作用。刘晓鹏(2001)[7]认为出口与经济增长的相关度较弱。Lawrence(2000)[8]在部门的层次上检验了日本1964～1985年和韩国1963～1983年的进口和产业政策与劳动生产率的关系，发现进口是促进劳动生产率增长的一个重要因素。Onnolly(2005)[9]用75个国1965-1990年的专利数据来代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国(发展中国家)模仿与创新的溢出效应，来自发达国家的外来技术对进口国单位资本GDP增长的贡献大于其国内的创新。Lawrence(1999)[8]在美国对20世纪80年代100多个制造业产业中国际竞争力对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工业化国家间通过资本品贸易和外商投资而产生的R8D溢出效应。

以上研究成果在运用计量模型进行实证分析时因忽略了相关重要变量而使得检验和经济解释具有相当大的局限性。跨国(地区)的截面数据的研究方法存在一定的局限性，OLS回归分析方法要求所使用的数据是平稳的，如果用OLS回归分析方法分析非平稳的时间序列关系，则容易出现伪回归现象[11]，另外，已有的研究假设所选的国家具有共同的经济结构和相似的生产技术，这在现实生活中无法满足，对于所研究变量的定义和时期的选取也会影响经验结论等。上述对于单个国家(地区)时间序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的结论，其主要原因有以下三点：实证模型中信息集的选取的差异；模型滞后期选择的差异；模型方法及检验统计量选择的差异。例如，进出口对于经济增长的作用往往是经历一定的时滞，若忽略这一因素而进行最小二乘估计就会得出片面甚至错误的结论。基于上述考虑，笔者通过分析进口、出口和经济增长三者的协整关系，并进而建立误差修正模型，深入地探讨了进口和出口对于经济增长的影响。

二.数据和模型分析

本文采用出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年《中国统计年鉴》从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消除数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。

图2：实际国内生产总值、出口额和进口额对数差分的变化趋势

贸易,经济增长-[飞诺网]

1.单位根检验

从图1可以判断它们之间具有一定的共同趋势性，为消除共同趋势的影响，本文对变量采取差分处理(见图2)。从图2中可以看出GDP、进口和出口的差分序列呈现出平稳的特征，笔者使用ADF单位根检验，检验的结果如表1所示。

表1：ADF单位根检验的结果

变量

ADF统计量

1%

5%

10%

LGDP

-2.749153*

-4.7315

-3.7611

-3.3228

LEX

-2.499933*

-4.6193

-3.7119

-3.2964

LIM

-1.898012*

-4.6193

-3.7119

-3.2964

DLGDP

-3.821426**

-3.9228

-3.0659

-2.6745

DLEX

-4.517673*

-3.9228

-3.0659

-2.6745

DLIM

-3.208629***

-4.0681

-3.1222

-2.7042

注：1．对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含一定的位移和趋势，如果不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根判断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。

2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。

GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的绝对值均小于在10%显著水平下临界值的绝对值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5%显著水平下临界值的绝对值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。

2.协整检验和误差修正模型ECM

本文采用使用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验[12]。结果见表2。

表2：Johansen协整检验结果

特征值

拟然比

5﹪

1﹪

HypothesizedNo.ofCE(s)

0.803660

38.32605

29.68

35.65

None**

0.465393

10.65160

15.41

20.04

Atmost1

0.000341

0.005795

3.76

6.65

Atmost2

注：*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设。

由表2可以看出，在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。

第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。

第二步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项逐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

这两个方程中的回归系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着密切的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。

方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。

3.向量误差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井观察变量间的因果关系。表3为根据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。

(1)根据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10﹪的水平上对GDP有正向影响，可能是因为进口相对减少了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚取附加值，从而促进经济增长[14]。我国长期以来所实施的进口政策是鼓励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6﹪被纠正。这在一定程度上也证实了黄国祥(1999)[15]和贾金思(1998)[16]的观点。

(2)总产出对进出口影响不显著，主要的原因在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段[17]，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变[2]。

表3：误差修正模型系数向量

VEC

DLGDP

DLEX

DLIM

VEC

DLGDP

DLEX

DLIM

EC(-1)

-0.06556

0.25685

0.064258

DLEX(-2)

0.042078

-0.421

-0.31757

0.04903

0.38001

0.37468

0.05889

0.45643

0.45003

(-1.33710)

-0.67589

-0.1715

-0.71452

(-0.92238)

(-0.70565)

DLGDP(-1)

0.759915

-2.34517

-0.55878

DLIM(-1)

-0.00414

0.436486

0.442668

0.32902

2.55008

2.5143

0.06828

0.52922

0.5218

2.30964)

(-0.91964)

(-0.22224)

(-0.06061)

-0.82477

-0.84835

DLGDP(-2)

-0.53883

-0.37218

-3.12298

DLIM(-2)

0.077974

0.33243

0.355703

0.36301

2.81357

2.7741

0.06636

0.51432

0.5071

(-1.48433)

(-0.13228)

(-1.12576)

-1.17503

-0.64635

-0.70144

DLEX(-1)

0.020493

-0.44598

-0.44381

C

0.06836

0.407792

0.473521

0.05668

0.43927

0.43311

0.02463

0.19091

0.18823

-0.36159

(-1.01528)

(-1.02470)

-2.77526

-2.13603

-2.51561

注：括号内的数字为t检验统计量，EC为反映短期对长期均衡调整的误差纠正项。

4.格兰杰因果检验

对各变量的因果关系检验如表4所示。从表中可以看出，在10﹪显著水平上，出口是经济增长的原因，但经济增长不是出口的原因；经济增长与进口之间以及出口与进口之间都不存在因果关系。

表4：格兰杰因果检验

原假设

F统计量

P值

结论

LEXdoesnotGrangerCauseLGDP

3.63402

0.05835

拒绝

LGDPdoesnotGrangerCauseLEX

1.35992

0.29354

不拒绝

LIMdoesnotGrangerCauseLGDP

1.73367

0.21807

不拒绝

LGDPdoesnotGrangerCauseLIM

1.36476

0.29239

不拒绝

LIMdoesnotGrangerCauseLEX

0.78556

0.47796

不拒绝

LEXdoesnotGrangerCauseLIM

0.55511

0.58807

不拒绝

三.主要结论与政策建议

通过协整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有一定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学“出口促进经济增长”的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。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((TFP)的提高两大类。要素供给投入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、知识进展等等，全要素生产率的高低反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着密切的关系。

从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前情况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍然相当大。

格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依赖对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调节机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有一定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必然会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。根据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口迅速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。

从中长期来看，为了发挥出口贸易在经济增长中的作用，应该推进高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。

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经济与贸易论文篇（7）

本文使用1998-2011年的年度数据，所有数据均取自国家统计局历年的《中国统计年鉴》和各省地方统计年鉴。用地区生产总值GDP表示经济增长水平，FDI表示实际外商直接投资，IE表示进出口贸易(I代表进口额，E代表出口额)。为消除统计数据中价格变动的影响,以变量实际值进行计量检验，故对相关数据进行了处理：用1997年的居民消费价格指数作为不变价格指数对GDP、FDI、IE三个变量的数据进行了相应的调整。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差问题,故对GDP、FDI、IE进行自然对数变换,变换后的变量分别用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。

(二)平稳性检验

为了防止伪回归需要对数据的平稳性进行检验。本文主要用LLC检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验方法来检验变量的稳定性。分别对LNGDP、LNFDI、LNIE的水平值和其一阶差分(LnGDP、LnFDI、LnIE)进行检验,通过分析可知，1998-2011年国内生产总值、外商直接投资和进出口贸易的时间序列均为一阶单整序列,即为I(1)过程。

(三)协整检验

因为LNGDP、LNIE和LNFDI的时间序列在5%的显著性水平下是同阶单整阶数的,故可进行协整分析。这里我们采用Johanson检验来判断最优滞后阶数、变量(取对数)是否存在协整关系及存在协整向量个数。选择序列有确定性趋势而协整方程只有截距的情况，协整检验结果如表2所示：由检验结果可知：在1%的显著水平下，JohansenFisher协整检验拒绝了变量FDI、IE与GDP不存在协整关系和最多存在一个协整关系的原假设；在5%的显著水平下，拒绝这三个变量最多存在两个协整方程的原假设。这说明至少有三个方程可以用来描述三个变量之间的关系，或者两两之间的关系，即变量FDI、进出口贸易与经济增长之间存在着协整关系。(四)模型构建及估计结果PanelData模型有三种形式:不变系数模型、变截距模型和变系数模型。建立PanelData模型的第一步便是检验样本数据符合上面哪种PanelData模型，从而避免模型设定的误差，改进参数估计的有效性[4]。经常使用的检验方法是协方差分析检验，主要检验如下两个假设：H1：β1=β2=…=βnH2：α1=α2=…=αnβ1=β2=…=βn如果接受假设H2，则可以认为样本数据符合不变系数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝假设H2，则需检验假设H1。如果接受假设H1，则认为样本数据符合变截距模型，反之，则认为样本数据符合变系数模型。构建如下F统计量：F2={(S3-S1)/[(N-1)(K+1)]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]F1={(S2-S1)/[(N-1)K]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)K,N(T-K-1)]其中，S1、S2、S3分别为变系数模型、变截距模型和不变系数模型的残差平方和，N为截面成员个数，T为时间，K为解释变量个数。根据EViews6软件估计结果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式设定检验方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上两式计算得到的两个F统计量分别为：F2=27.27；F1=3.86。查F分布表，在给定5%的显著性水平下，得到相应的临界值为：F2a(15,66)=1.83，F1a(10,66)=1.98。由于F2>1.83，所以拒绝H2；又由于F1>1.98，所以也拒绝H1。因此，面板数据模型采用变系数的形式。通过Hausman检验发现，面板Hausman检验Chi-sq统计值为0.16，其伴随概率P值为0.92，大于0.05，所以接受原假设，应建立随机效应模型，即建立中部六省FDI、对外贸易和经济增长的随机影响变系数模型。模型形式为：LnGDPi=αi+β1iLnFDIi+β2iLnIEi+ui,i=1,2,…,6其中，αi为常数项；β1i、β2i为参数；ui,为随机扰动项；i为中部六省标识数字从1-6，分别对应河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估计结果由表3给出：从β1i的估计值来看，FDI对经济增长具有正的影响，但影响力度不是很大，即吸引外商直接投资对经济的拉动作用不是很明显。FDI对经济的拉动作用最明显的是湖南，模型的回归系数为0.4962，即湖南省吸引的FDI每增长1个百分点，就会拉动本省的地区生产总值平均增长0.4962个百分点；其次是河南、安徽、山西分别为0.2872、0.2779、0.1242；而江西和湖北的FDI对经济增长的拉动作用却很弱，分别为0.0496、0.0130。从β2i的估计值来看，进出口贸易对经济增长也具有正的影响，而且与FDI相比，其影响力度更大，即进出口贸易能够更好的拉动经济增长。其中对经济的拉动作用最大的是湖北，模型的回归系数为0.7499，表明湖北省的进出口贸易每增长1个百分点，就会拉动本省地区生产总值平均增长0.7499个百分点；其次是山西、江西，分别为0.6800、0.5707；相比之下，河南、湖南、安徽的进出口贸易对经济增长的影响力度不是很大，分别为0.3913、0.3567、0.3419。

二、结论和建议

通过中部六省FDI、进出口贸易和经济增长之间关系的实证分析,可知，虽然中部六省的FDI、进出口贸易与经济增长的时间序列均不平稳，但其一阶差分均平稳，所以三者之间存在着长期均衡关系；FDI和进出口贸易对经济增长都存在正向影响，但FDI对经济增长的影响力度没有对外贸易对经济增长的影响力度大。根据本文的实证分析,提出如下建议:

(一)进一步提高利用外资的质量和效率

FDI对中部六省的经济增长都具有促进作用，但外商直接投资对经济增长的影响力度却明显小于对外贸易。所以，中部各省除了要继续扩大利用外资的总量规模外，更应该重视提高利用外资的质量和效率[3]：一要注意承接东部地区产业转移过程中的取舍，注重自身产业结构的调整与优化，减少盲目性；二要根据自身优势，打造核心产业，集中资源办大事；三要注意本地区内部利用外资的合理布局，形成梯次分明的产业格局。

(二)增强进出口贸易对经济增长的带动力

中部六省的进出口贸易对经济增长的促进作用都很明显，故六省要充分利用这一优势，大力发展进出口贸易，以拉动本地经济更好、更快发展。一方面，要提高对发展外向型经济的重视程度，努力提高对外开放水平，把稳定外需、稳定出口作为保增长的重要动力[5]；另一方面，要促进产业结构的转型升级，加快转变贸易增长方式，鼓励优势产业与优势产品对外出口，尤其是自身的劳动密集型产业，以出口为导向来倒逼本地产业结构升级换代。

经济与贸易论文篇（8）

论文摘要：文章以贸易开放度度量指标的构建方式将贸易开放度的度量方法分为指标体系法和模型构建法进行阐述，并对每类方法存在的问题进行了评论：尽管贸易开放度与经济增长的关系在理论上有较为一致的观点，但是在实证研究方面却出现了不一致的结论，文章就实证研究结论不一致的原因进行了分析与评论。 论文关键词：贸易开放度；经济增长；研究进展 经济全球化是当今世界的大趋势，对外开放是一国经济发展的重要前提。同时，经济开放又是把“双刃剑”，既能带来机遇，也会提出严峻的挑战，诸多发展中国家的开放历程有力地说明了这一点。进入20世纪80年代后，国外在贸易开放度的度量及测算领域出现了许多新观点、新方法，对贸易开放度的实践和认识已进入一个新阶段，并且国外对经济开放的要求已涉及贸易政策、贸易体制、汇率政策和宏观经济运行方式等相当宽泛的领域。与此同时，关于贸易开放度与经济增长关系的实证研究，也随着贸易开放度度量新方法的出现以及计量分析技术的改进，取得了很大进展。本文就20世纪90年代以来国内外对贸易开放度度量指标及度量方法研究的新进展，以及关于贸易开放度与经济增长关系的研究进展进行综述和评论。 一、贸易开放度度量指标及方法的研究进展 (一)研究现状 最早的贸易开放度度量是从分析对外贸易依存度开始的，即用进出口贸易总额与国内生产总值(GDP)的比值来表示贸易开放度。由于这种度量方法简单直观，所以一直为研究者广泛采用。但是在研究过程中，人们逐渐发现用外贸依存度来度量贸易开放度的局限性，因为一国外贸依存度受到该国的经济发展水平、市场规模、国内消费需求等因素的影响，因此，贸易依存度并不能完全反映贸易开放度的变动，例如大国和小国由于经济规模的差异，显然具有不同的结果。Kuznets在60年代就曾提出“小国比大国对国际贸易的依存度更大”的观点。Edwards(1998)也指出，一个国家即使贸易扭曲严重，但仍然可能有很高的外贸依存度，外贸依存度不能真实地反映贸易政策。 从20世纪90年代开始，国外对如何合理度量贸易开放度出现了许多不同看法。总的看来，国外在构建贸易开放度度量指标时主要基于以下两方面考虑：①基于对结果的影响构建(比如商品价格变化、贸易流量等)；②基于政策影响的范围构建(比如平均关税率、非关税壁垒等)。基于结果的测度方式主要评定可观察到的价格(或数量)与在没有贸易限制时的价格(或数量)之间的差别，而基于影响范围的测度方式主要评定各种关税、非关税限制等的深度和广度。在测度贸易开放度方法上的进展主要体现在两方面：①指标体系法，根据贸易扭曲程度，选取一些与贸易政策相关的指标来避免因外贸依存度不能真实反映贸易政策的问题。②模型构建法(也称为“回归法”)，首先选取一定的指标，然后运用回归计量方法测算其理论预测值，最终通过比较选取指标实际值与理论预测值的差异来度量贸易开放度。 1．指标体系法。 指标体系法中所构建的贸易开放度指标基本上是基于政策影响的范围构建。有关指标体系法的研究又可分为单一指标法和综合指标法两类。 (1)单一指标法。 通过比较国内市场与国际市场上商品销售价格的差异。由于该方法反映了各种影响价格、关税、配额、汇率以及补贴等贸易政策因素，特别是在一些国内没有政策扭曲的国家，价格比较是一种测度贸易政策理想的方法(Harrison，1996)。道拉斯(Dollar，1992)方法是单一指标法的典型例子，道拉斯法是用商品实际价格对贸易开放条件下价格的偏差程度来体现贸易开放度，假设美国市场价格为自由贸易条件下的价格，其计算公式为：RPL=PTi/eiPTux，式中PTi、PTux分别代表特定的某i国和美国国内可贸易商品价格，ei代表该国货币对美元的名义汇率。显然，当一国“RPL”值较高时，则表示该国贸易开放度较低，反之亦然。而Rodriguez & Rodfik(2001)运用Dollars方法作为解释国家和地区间经济增长不同的贸易开放度指标时发现，Dollars的贸易扭曲指标对于模型构造和分析数据的适度变化很敏感，并且利用Dollars方法计算的贸易开放度有时会出现明显的失常。 一些研究者使用与贸易限制有关的变量作为贸易开放度度量指标，使用较多的变量指标有平均关税率、黑市交易费用(BMP)、非关税壁垒(NTBs)、贸易数量限制(QRs)、集成关税率(CTR)等。但是，Anderson & Neary(1994)指出，只有当关税是贸易保护的唯一形式时，贸易开放指数才可以用平均关税率来度量。还有一些研究者采用外汇市场的黑市交易费用(BMP)来替代外贸扭曲程度(Levine & Renelt，1992；Lundberg & Squire，2003)。但是Rodriguez & Rodrik(2001)指出，在利用黑市交易费用作为贸易开放度的指标时要谨慎，因为很高的黑市交易费用可能是由于整个宏观政策的失败引起，但是其中有许多的政策可能与贸易开放度无关。在比较Dollar(1992)、Ben-David(1993)、Sachs&warner(1995)、Edwards(1998)的研究后认为关税水平和NTBs是测度贸易开放度合适的指标。 (2)综合指标法。 在利用单一的指标作为贸易开放度指标的基础上，一些学者综合运用多种指标来全面考察一国的贸易开放度，Sachs & Warner(1995)就是综合指标法的一个典型例子。采用“二进制”的做法，Sachs & Warner综合运用5类指标将国家分为开放或不开放两种类型，这五类指标包括：非关税壁垒覆盖范围超过总贸易的40％，平均关税率达40％或更高，黑市交易费用超过20％，为计划经济体制，主要出口商品部门存在国家垄断。由于Sachs-Warner指标构建简单且比较完整，所以被广泛地使用，Charles(2003)认为该指标作为一个合成的指标方式，每一部分都包括了“反开放”政策的一个方面，如果这些政策失灵，那么将导致宏观经济的扭曲，因此，认为Sachs&Warner指标是最值得参考和采纳的贸易开放度指标。Edwards(1998)利用一组9种贸易开放度度量指标，包括Sachs&Warner(1995)指标、世界银行(1987)世界发展报告对外导向型指标、Leamer(1988)开放度指标、BMP、工业制成品平均关税水平、NTBs、基于Heritage Foundation的贸易政策指 数、贸易关税占总贸易比重、Wolf(1993)的进口扭曲指标，构造了贸易开放度的测度指标，并且测算了每一个开放度指标对于全要素生产率的影响程度。Heritage Foundation(2002)以构建的贸易政策指标把国家分为5个层次用以表示不同的贸易扭曲程度。 2．模型构建法。 在指标体系法基础上，一些研究者通过建立回归模型来构造贸易开放度指标。利用真实值与预测值之间的差异作为贸易开放度度量指标，由于这种方法可以看作是真实值与预测值差异的一个原因，所以这种方法可以看作是基于贸易政策的影响结果而构建的。从已有文献来看，采用的模型主要有以下几种：①要素禀赋模型；②引力模型；③出口总量结构模型；④贸易强度模型等。 最先采用回归法测算贸易开放度的是Balassa(1985)，Balassa构造了一个“出口总量结构模型”，以出口量为因变量，人均收入、人口、可用矿产资源为自变量，利用43个国家1973—1979年期间数据估计贸易比重，若其残差值为负，则该经济体就被解释为“对内导向型”；反之，则为“对外导向型”。 Leamer(1988)使用了包含资本、土地、劳动力、石油、煤炭以及矿产等的Heckscher-Ohlin-Vanek要素禀赋模型，对53个国家在3位数商品分类标准(SITC)上183种商品的双边贸易数据估计贸易强度，然后利用预测值与实际值之差的平均值作为贸易开放度指标。 Pritchett(1996)利用回归分析法构造了一个建立在贸易强度模型上测度贸易开放度的方法——把贸易比重作为人口、地域面积、运输费用、石油虚变量、人均GDP、人均GDP的平方的函数，通过该结构调整贸易强度模型估计贸易比重，然后把实际值与预测值之差作为贸易开放度的指标。 进入20世纪90年代以来，一些学者把贸易引力模型引入到贸易开放度的度量研究中来。Stewart(1999)以引力模型为基础，提出以该国与其他所有贸易往来国的双边贸易流量为基础计算开放度的方法。Stewart方法以贸易实际流量与以引力模型为基 础的贸易流动预测值之比作为贸易强度(tradeintensity)，以计算出来的贸易强度来代替贸易开放度，Stewart将贸易强度分为出口强度与进口强度两类。 国内对贸易开放度度量的研究，近期的主要有：李仲(1998)从国际贸易、国际金融和国际投资三个方面研究了我国对外开放的程度：包群、许和连和赖明勇(2003)用五种度量指标对我国改革开放以来的贸易开放度进行了测算和比较分析；沈利生(2005)在剖析了传统的外贸依存度定义的基础上，论证了计算外贸依存度的新公式，并对中国、美国、日本、德国、英国、澳大利亚、俄罗斯的外贸依存度进行了对比。 (二)分析与评论 综合来看，各类贸易开放度指标存在着共同弊端，即难以准确刻画贸易开放度指标与真实的贸易开放度之间变动的必然联系。如Dollars方法简单地把价格偏差看作是经济政策作用的结果，但实际上像运输成本、货币及汇率政策等对商品价格都有影响，因此，很难断定价格偏差的波动到底是贸易开放度变化的结果，还是其他影响贸易商品价格的因素发生变化的结果。Sachs-Warner法也存在类似问题，如用“黑市汇价是否超出官方汇率20％”作为区分贸易开放度的标准，因为黑市汇价超过官价20％的国家，基本上都是些通货膨胀率高、外债占本国GNP比重大，以及贸易条件和经济体制差的国家，因此，这些国家的黑市汇价与官方汇价的偏差与贸易政策缺乏必然的相关性。对于Edwards法，从本质上讲，这种方法并没有创新之处，虽然实证研究表明Edwards度量方法的准确性比以往的一些方法都有了显著提高，但是，Edwards的结果很大程度上依赖于作为权数的人均GDP，如果选用GDP的对数作为权数，则Edwards开放度指标可能出现结论的差异。 而运用模型构建法所构建的贸易开放度指标，如Balassa方法的缺点首先是利用了较短时期的样本数据，其次是在Balassa的“出口总量结构模型”中要素禀赋被描述为“每一个国家要素禀赋相对于世界的特殊性”，是一个国家相对于世界可耕种土地、资本、受教育人口的比重，在模型中不包括任何直接的贸易政策变量、地理规模和其他潜在的非政策变量。虽然Leamer的方法比直接利用贸易强度作为贸易开放度指标有合理性，但是Pritchett(1996)指出，Leamer的贸易开放度测度指标与其他的指标如进口渗透(ireport penetration)、配额以及关税联系紧密，如果Leamer得出某个国家相对开放的话，那么这个国家同时很可能会存在较高的关税、配额或者较低的进口渗透。这种构建贸易开放度指标的方法只能说明模型整合了与贸易有关的各种影响因素和这个国家偏离样本中所有国家贸易限制平均水平的程度，因此，这种测度方法只能是相对的，而不能是绝对的。 二、贸易开放度与经济增长关系的研究进展 (一)研究现状 新古典增长理论认为贸易开放促进经济增长的渠道主要来源于贸易带来的规模经济效应、促进资本形成以及资源配置效率的提高等。以Romer(1986)、Lucas(1988)等为代表的新增长理论则认为贸易开放度主要通过加快本国技术进步、提高要素生产率来促进经济增长。 尽管在理论方面对贸易开放度与经济增长的关系有较为一致的观点，但在实证研究方面学者发现了很多的问题，最明显的是关于贸易开放度度量指标的选取。不同的度量方法、不同的贸易开放度指标导致了不同的结论，研究者还没有发现能完全反映贸易政策的贸易开放度的满意指标，同时样本空间选取的不同往往也导致了结论的不同。 1．利用单一或多个贸易开放度指标考察贸易开放度与经济增长之间的关系。 道拉斯(Dollars，1992)用自己构建的贸易开放度指标RPL(relative price level)，研究发现贸易开放度与人均GDP有着显著的联系，得出了在一些发展中国家中汇率的稳定、贸易自由化可以改善国家的经济增长状况的结论。Edwards(1992)利用Learner(1988)的6个贸易开放度变量和其他8个各不相同的贸易开放度指标研究了贸易开放度对经济增长的影响，得出了贸易开放度对经济增长的影响依赖于所选择的贸易开放度度量方法。Harrison(1996)利用7种贸易开放度指标分析了贸易开放度与经济增长之间的关系。Harrison运用了不同的时期数据分析时发现，若按年度数据，7种开放度指标中有6个开放度指标统计显著 ；若按五年平均数据，7种指标中有3种统计显著(BMP和Dollars(1992)的两个指 标)，然而当利用截面数据时，7种指标中只有1种统计显著。Edwards(1998)利用一组包括Sachs&Warner(1995)指标、世界银行(1987)世界发展报告中的对外导向型指标等9种贸易开放度度量指标对93个国家1960-1990年的数据分析了贸易开放度与生产率增长的关系，得出贸易开放度的提高加快了生产率增长的结论。在研究平均关税率表示的贸易开放度与经济增长的关系时发现它们之间的关系很弱，Rodgiguez & Rodrik(2001)分别运用Dollar(1992)、Be-David(1993)、Sachs&Warner(1995)、Edwards(1998)提出的贸易开放度度量方法，使用world bank的1980～1990年43个国家的数据发现平均关税率与TFP之间存在显著的积极关系。 Yanikkaya，H(2003)在研究贸易开放度与经济增长的关系时，把贸易开放度度量指标分成2类：一类是以贸易量来度量，一类是以有关贸易限制来度量，运用1970-1997年超过100个国家(包括发达国家和发展中国家)的面板数据，研究结果发现以各类以贸易量度量的贸易开放度指标与经济增长之间存在显著和积极的关系，所有的以有关贸易限制度量的贸易开放度度量指标(除了当前账目支付(currentAccount Payments))均与经济增长也存在显著和积极的关系，从而得出：不管该国是发达国家还是发展中国家，是大国还是小国，贸易开放度对经济增长存在显著的和积极的影响的结论。 2．利用模型构建法构建的贸易开放度指标研究贸易开放度与经济增长之间的关系。 Levine＆Renelt(1992)在分析119个国家1960-1989年期间的贸易政策对经济增长的作用时，应用Learner(1988)的Extreme-bounds分析方法，采用了一组指标包括Dollars(1992)价格扭曲指标、平均黑市交易费用(BMP)、Leamer(1988)的贸易开放度指标验证了贸易开放度与经济增长的关系，得出了认为贸易开放度与经济增长之间通过投资而存在一种重要的联系。Lee(1993)构造了一个国家正常的进口比重来衡量贸易壁垒对经济增长的影响的评估方法，研究发现以其构造的自由贸易开放度为基础构建的贸易开放度与经济增长之间具有明显的负相关关系。Pritchett(1996)利用结构调整的贸易强度模型构造的贸易开放度指标，通过回归后得出贸易开放度与经济增长之间不存在双向的因果关系的结论。 关于贸易开放度与中国经济增长关系的研究，近期的主要有：兰宜生(2002)用回归分析方法分析了我国贸易开放度(以外贸依存度与外资依存度之和表示)与地区经济增长的关系，认为对外开放度与各地区经济增长有显著的正相关性。对外开放有力的推动了我国国民经济的发展。包群、许和连和赖明勇(2003)用脉冲响应函数(IRFs)和方差分解法(Variance decompositions)，就贸易开放度与我国的经济增长的关系进行了研究，结果发现贸易开放度(以外贸依存度表示)对我国的经济增长的作用存在着时间上的波动性。Jin Jang C(2004)运用中国各省1978-1998的数据，以外贸依存度表示的贸易开放度分析了贸易开放度与经济增长的关系，研究表明东部沿海省份，贸易开放度的增加对经济增长存在积极的影响，且在有些省份这种影响非常显著；而在内地各省增加贸易开放度反而对经济增长产生负面的影响。 (二)分析与评论 对于贸易开放度与经济增长关系的实证研究出现了不一致的结论，从已有的研究文献来看，主要有以下几方面的原因： 1．贸易开放度度量指标选取差异所造成。 由于各类贸易开放度指标(不管是指标体系法还是模型构建法)均是从某一个或某些方面反映贸易政策的变换，难以准确刻画贸易开放度指标与真实的贸易开放度之间变动的必然联系，所以不同的度量指标导致了不同的结论。如Edwards(1992，1998)的研究。当用BMP作为贸易开放度的度量指标时，Harrison(1996)，Sala-I-Martin(1997)均表明BMP与经济增长存在显著的积极关系，但Rodriguez&Rodrik(2001)则认为由于BMP与许多的“坏”政策(如高通涨、高腐败等) 存在高度相关，所以很难用BMP来度量一项政策。 2．样本空间选取的差异所造成。 不同的样本国、不同的时间区域、不同的样本数据会导致不同的结论。如Harrison(1996)利用7种贸易开放度指标分析贸易开放度对经济增长的影响，发现若按年度数据，7种开放度指标中有6种开放度指标统计显著；若按五年平均数据，7种指标中有3种统计显著，然而当使用截面数据时，7种指标中只有1种统计显著。Sala-I-Martin(1997)，发现平均关税率与经济增长之间的关系很弱，而Rodgiguez & Rodrik(2001)运用43个国家的数据发现平均关税率与TFP之间存在显著的积极关系。 3．存在某些计量分析技术的原因。 如大多的研究者运用跨国(地区)截面数据作回归检验时，可能存在异方差问题，这些研究没有考虑不同国家(地区)的特殊特征，而是假设所选取的国家集具有共同的经济结构和相似的生产技术，这在现实经济中是无法满足的(许和连、赖明勇，2002)。而国家(地区)之间不仅仅在体制、政治与经济结构方面存在差异，并且对外部冲击(external shocks)的反应也不一样，所以当选取不同的国家(地区)作为分析的对象时，往往会导致不同的结论。如Edwards(1998)，Rodgiguez & Rodrik(2001)运用world bank的43个国家的数据发现平均关税率与TFP之间存在显著的积极关系，当把样本国增加至66个时，结论却出现了差异(Yanikkaya，H，2003)。 4．存在某些临界影响问题。 贸易开放度是否对该国经济增长产生影响，与该国或地区的经济发展水平(如人均GDP)，人力资本积累水平、贸易开放度的大小等因素有很大的关系。如Jin Jang C(2004)在研究贸易开放度对中国经济增长的影响时发现，东部沿海省份，贸易开放度的增加对经济增长存在积极的影响，而在内地各省增加贸易开放度反而对经济增长产生负面的影响。Miller & Upadhyay(2000)运用83个国家1960～1989年的数据分析发现在低收入国家，人力资本对TFP存在负的影响，直到贸易开放度超过了一个临界值，这种影响则变成正的。 5．与研究者预先设定的某种假设条件有关。 如在研究平均关税率与经济增长的关系时，Lee (1993)，Harrison(1996)，Edwards(1998)发现它们之间存在显著的和积极的关系，而Edwards(1992)，Sala-I-Martin(1997)，发现它们之间的关系很弱，Rodgiguez & Rodrik(2001)，Yanikkaya，H(2003)指出。以上的这些研究中的很多研究者在检验时总是假设贸易限制对经济增长是有害的，而不管该国的发展水平和大小，所以造成了结论的差异。 三、结论 本文就贸易开放度的度量指标和方法以及贸易开放度与经济增长的实证研究进行了文献综述和评论。 关于贸易开放度指标的度量方法，本文根据构建方法将其分成了指标体系法和模型构建法，并对该领域的研究进展进行了综述，同时指出各类贸易开放度指标存在的共同弊端，均是从某一个或某些方面反映贸易政策的变换，难以准确刻画贸易开放度指标与真实的贸易开放度之间变动的必然联系。 尽管贸易开放度与经济增长的关系在理论上有较为一致的观点，但是在实证研究方面却出现了不一致的结论，本文认为主要由以下几个方面的原因造成： (1)贸易开放度度量指标选取差异所造成； (2)样本空间选取的差异所造成。不同的样本国、不同的时间区域、不同的样本数据会导致不同的结论： (3)存在某些计量分析技术的原因，一些研究者在运用计量分析技术检验贸易开放度与经济增长之间的关系时，可能存在异方差和“伪回归”问题； (4)存在某些临界影响问题，贸易开放度是否对该国经济增长产生积极的影响，与该国或地区的经济发展水平(如人均GDP)、人力资本积累水平等因素有很大的关系； (5)与研究者预先设定的某些假设条件有关。 最后，我们认为在选用何种指标来测度一国的贸易开放度，应当以该国的经济发展阶段和贸易发展情况为依据，所选取的指标既要反映对外开放过程中的贸易政策的变化，又要尽可能的体现贸易开放度与经济增长之间的作 用机理。而研究者对贸易开放度与经济增长的关系进行实证检验之前首先要对其进行仔细的定性分析，对于对外贸易的扩张或者缩减以及贸易限制可能会对经济增长产生影响，但是，贸易开放度与经济增长之间的关系是变化和复杂的，而统计计量检验的使用只能作为必要的补充信息。

经济与贸易论文篇（9）

在经济全球化不断发展的今天，外资企业、跨国公司以及我国各类企业对涉外经济人才的需求不断增长，同时，对外贸人才的要求也不断提高。培养既具有扎实的专业知识，又具备综合的实践能力的复合型人才已成为高校的人才培养目标。在实现这个目标的过程中，课程体系的建设就显得尤为突出。新的经济形势要求高校在构建国际经济与贸易专业的课程体系时，必须要坚持知识、能力、素质协调发展和综合提高的原则，注重知识结构和能力培养的整体优化，这样，才能培养出符合时代和社会要求的实用型、复合型外贸人才。

一、国际经济贸易人才的能力要求

在竞争日趋激烈的今天，社会对外贸人才的要求也日益提高，外贸工作者不但要有扎实的专业知识，还要具备综合的实践能力。具体包括以下几方面：第一，具备较高的商务外语沟通能力和计算机应用能力；第二，具有扎实的专业知识。国际贸易专业人才必须掌握国际贸易专业基本理论知识和基本技能，要通晓我国外贸政策和理论、国际贸易规则与惯例、进出易程序与合同条款等。除此之外，还要熟悉国际经济金融、政治法律、社会文化等情况；第三，具有良好的综合素质。国际市场竞争激烈，要想在激烈的竞争中立于不败之地，必须具有不断创新的能力。要时时注意外贸工作的动态、情况、问题，及时捕捉国际贸易信息和良好商机。要敢于创造新思维、探索新路子、开创新局面，从而在商战中出奇制胜。

二、国际经济与贸易专业课程体系建设中存在的问题

(一)课程设置贪多求全，结构不尽合理

由于许多高校要求学生修满一定的学分，因此设置了很多通识选修课和专业选修。学生学习负担很重，疲于应付，难有时间和精力满足不同学生的个性发展需要。在理论课与实践课方面，许多高校过分重视理论课而轻视实践课，甚至取消实践课或任意缩短实践教学的课时。导致学生动手能力差，学不能以致用，走向社会时，不能适应工作岗位的要求。

(二)课程内容交叉、严重重复

由于课程设置贪多求全，使许多课程的内容有所交叉。学生重复学习的积极性不高，上课不注意听讲，教师也难组织教学。除此，部分课程教学内容陈旧老化、更新慢，跟不上国际经济发展的形势，而在课时分配上，受传统旧体系的影响，难于舍弃。

(三)工程体系和教学内容的过分理论化

目前，毕业生就业压力相对较大，在“以就业为中心设置课程”，“培养宽口径复合人才”的指导思想上，部分高校依旧过分强调对学生基础知识的讲授，而忽略了某一方面或几方面的实用技能的培养。

三、国际经济与贸易专业课程体系的设计原则

课程体系构建的主导思想是以通识教育为目的，培养多元化和动态应用的复合型人才，强调所有课程模块之间、教和学之间的有机联系。在这种课程体系下，所有的知识都不是孤立的，所有的课程都可以找到与其相关课程的结合点，通过各课程模块相互的结合点展开对各门课程的学习和研究。因此，在构建国际经济与贸易专业的课程体系时，应遵循以下原则：第一，以培养专业复合型人才为目标的原则；第二，坚持理论和实践相结合的原则；第三，坚持以“就业主体”为主，兼顾个体发展的原则，国际贸易专业要以就业为导向，加强专业能力和专业素质培养，增强人才培养的针对性和适用性，实现人才培养与职业岗位的接轨，促进毕业生充分就业。

四、国际经济与贸易专业课程体系的设计方案

在“以学生为本”的现代教育、教学理念基础上，从知识、素质和能力三个方面，建立一切为了学生，适合专业培养目标要求的课程新体系。新体系要把掌握专业理论知识能力的培养，操作能力、综合实践能力和创新能力的培养，素质教育、知识传授与能力培养有机融合起来，以提升人才培养质量。

(一)课程的设置类型

1．公共基础课

公共基础课主要培养学生的基本素质，包括政治素质、道德品质和身心素质，计算机应用能力，语言表达、应用写作能力和外语应用能力。在基础课设置上主要有：政治、计算机应用基础、数学、外语、大学语文等。

2．学科基础课程

学科基础课程是经济类学生必修的基础课，它主要包括四个方面的知识：一是经济学基础课程。是向学生讲授经济学的基本知识原理与理论。具体课程包括微观经济学、宏观经济学、经济法学、经贸应用写作、会计学原理、统计学原理、管理学原理、农业经济学、产业经济学。二是经济类公共课程。包括金融学、国际贸易原理、风险管理概论、财政学等。三是经济类基本专业课。让学生掌握市场营销原理与实务；掌握市场经济与宏观管理的基本理论知识及国际金融学理论知识。其课程主要包括市场营销学、市场经济与宏观管理、国际金融学、计量经济学。四是经济类基本技能课。目的是让学生掌握财务、企业、金融、电子商务等外贸业务中所涉及到的相关的理论知识。课程包括财务管理、国际企业管理、人力资源开发与管理、公共关系学、现代企业制度、电子商务、CI策划与企业文化、证券投资与期货、企业战略管理、消费经济学。

3．专业课

在专业课设置上，应拓宽专业口径，使学生在学习专业课时可以自由选择。在重视理论知识传授与学生具体技能培养的同时，重视培养学生的兴趣爱好和社会适应能力。专业课要与国际接轨，要注重实尉陛。通过专业课的学习，使学生具备较强的分析问题、解决问题的能力。具体来讲，专业课可设置为四大类：专业基础课、专业实务课、专业知识课和相关专业课。

(1)专业基础课。让学生掌握中国国际贸易的发展历程及国际贸易基础知识、国际商法基础知识、商品相关理论知识。课程包括中国对外贸易概论、国际商法、商品学等。

(2)专业实务课。使学生掌握国际贸易实务、相关单据、结算的实务知识。课程包括国际贸易实务、外贸单证实务、国际运输与物流、国际结算、外贸函电。(3)专业知识课。使学生掌握与国际贸易实务相关的知识。课程包括国际经贸地理、海关报关实务、世贸组织规则、外贸谈判口语。

(4)相关专业课。目的是让学生掌握生物技术企业生产经营与管理的基本知识、法律法规、经济合同的签订执行原则及注意事项；具备生物技术产品市场调研、市场开发与营销能力；掌握不同的贸易方式的理论及实物知识。课程包括经济合同管理、国际投资与管理国际服务贸易、国际市场营销、国际经济合作等。

4．实验与实践教学

实验与实践教学主要培养学生的学习能力、适应能力和创新能力的综合素质，使学生具备掌握学习方法，理解掌握和固化新知识的能力，社会交往能力，组织管理和协调能力，决策能力，接受挫折能力，竞争能力，团结共事能力，最后达到具备跨学科溶汇能力，综合分析能力。课程包括国际贸易实务课程实习、ERP实战模拟实习、海关报关实务课程实习，公益劳动、军事训练，毕业实习。

经济与贸易论文篇（10）

课题名称：中国对外贸易条件恶化问题探讨

学生姓名：

系别：经济与管理系

专业：国际经济与贸易

指导教师：

2006年3月5日

一、综述国内外对本课题的研究动态，说明选题的依据和意义：

（1）国内外研究动态：

贸易条件恶化论是阿根廷著名经济学家普雷维什在一份名为《拉丁美洲的经济发展及其主要问题》的报告中提出来的。在该报告中，他考察了英国自1870年至1938年间进出口贸易条件的变化，发现初级产品相对于制成品的贸易条件在70年中下降了35.9%。由此他得出结论：初级产品的贸易条件在不断恶化，那些以初级产品出口为主的国家在国际贸易中愈来愈处于极其不利的地位。并提出了改变贸易条件恶化的进口替代战略。贸易条件恶化论经过辛格、伊曼纽尔等人的发展，其影响愈来愈大。他们认为，自由贸易并没有带来普遍的富裕，反而造成马太效应，使富者愈富，穷者愈穷。发展中国家要改变这种命运，只有实行工业化，更确切的说是走进口替代战略之路。经过经济学家们长期实证分析，绝大多数经济学家已经对发展中国家初级产品价格贸易条件长期以来趋于恶化的论点不再表示怀疑。在传统的国际贸易格局下，发展中国家以出口初级产品为主，进口以制成品为主；而发达国家正好相反，出口以制成品为主，进口以初级产品为主。由于发达国家对初级产品的进口需求趋于疲软和发展中国家对来自发达国家的产品和技术进口需求持续强劲，发展中国家价格贸易条件也就自然趋于恶化了。由此可以看出，贸易条件恶化论比较正确地揭示了发展中国家贸易条件不断恶化的事实，并得出了发展中国家在国际贸易中的实际利益分配中处于越来越不利的地位这样一个正确的结论。

既然发展中国家贸易条件是不断恶化的，那么中国作为最大的发展中国家，他的贸易条件又如何呢？是否也存在贸易条件恶化的情况呢？为此，国内许多部门和学者进行了研究。商务部的研究表明：1993—2000年，以1995年为基期的中国整体贸易条件指数下降了13%，工业制成品价格贸易条件指数下降了14%，初级产品贸易条件指数下降了2%。2000年后贸易条件仍有恶化的趋势。2003年价格贸易指数下降了4.6%。收入贸易条件指数上升了22.7%。目前国内各方人士对我国贸易条件恶化的事实已经没有大的争议，但如何看待这个事实却有争论。北京大学宋国清教授认为贸易条件恶化是货币汇率扭曲导致的；厦门大学国际贸易系教授范良聪指出，我国出口的产品大多数是低附加值的劳动密集型的产品为主的，而外贸企业在出口时竟相压价，导致“价格战”硝烟四起，出口上出现增量不增价的现象；而中国国际金融有限公司首席经济学家哈继铭认为，进出口产品结构的变化、原油价格飙升和我国对原油进口依存度的提高、我国经济增长在一定程度上间接提高了国际原材料价格，这些使贸易条件进一步恶化。应当指出，这些都是对我国贸易条件恶化的解释，但缺乏系统全面的分析。

（2）选题的依据和意义：

选题依据：争论的焦点主要集中在贸易条件恶化的程度、原因和影响三个方面。我国对外贸易是否已经陷入“比较优势陷阱”；是否应该按照比较优势理论来制定对外贸易政策，还是改革进出口产品结构，发展竞争优势；贸易条件恶化一定带来贸易利益的损失还是也存在不确定性的一面，这都有待于进一步的分析。本文正是基于以上争论，系统全面，地分析我国对外贸易现状，贸易恶化的原因以及对我国国民经济的影响，并研究了改善贸易条件的对策。

研究意义：通过对本课题的研究，本文试图能够帮助读者加深对贸易条件的恶化理论和我国贸易条件现实状况的认识，完善对我国贸易条件恶化的研究。另外通过研究我国对外贸易条件恶化的原因和对策，能够给我国外貌体制改革的进一步深化、促进制度创新和结构创新提供理论参考，并为改变我国粗放型进出口贸易模式、实现我国乃至世界各发展中国家对外贸易持续、快速、健康发展提供指导作用。

二、研究的基本内容，拟解决的主要问题：

1、本课题主要研究四个方面的内容：

（1）贸易条件恶化论的发展及影响。通过对此理论的分析，介绍其对发展中国家对外贸易的指导作用。

（2）实证分析我国对外贸易条件变化的现状，列举近期贸易条件指数数据，并据其列表说明我国贸易条件的变动趋势。

（3）全面分析我国对外贸易条件变化的原因。

（4）根据变化原因拟订可能的政策措施。

2、拟解决的问题

通过对以上四个方面问题的研究，希望解决对我国贸易条件恶化的程度、原因、影响的认识偏差问题，以至于能寻找更合理的对策从根本上改变我国对外贸易恶化的状况，实现我国对外贸易的健康发展。

三、研究的步骤、方法、措施及进度安排：

（一）研究步骤

课题主要从资料收集、撰写开题报告、草拟提纲、论文初稿反复修改、论文定稿及答辩几个步骤去完成。

（二）研究方法及措施：

研究方法：案头文献资料研究、案例比较研究、分析归纳法、数据模拟分析法、实证分析法，调查研究法等。（根据文章研究的需要，选用合适的研究方法）

研究措施：社会调查、文献查阅、老师指导等

（三）研究进度安排

2009年10月;确定选题收集资料写开题报告

2009年11月—2010年2月通过对资料进行进一步研究撰写论文初稿

2010年2月交初稿接受指导老师审查

2010年3月—4月上旬通过指导老师对初稿的意见对论文进行修改

2010年4月接受指导老师再次审查对论文再次修改

2010年5月交论文终稿准备进行论文答辩

四、主要参考文献：

[1]郝红.景华扬，谈如何在我国建立有效的薪酬激励公有制辽宁经济职业技术学院20034，24—25

[2]井士锌，现代企业的薪酬激励煤矿现代化20043

[3]樊钱涛，如何运用薪酬激励员工企业人力资源管理2003327—28

[4]王少东，张国霞建立自助式整体薪酬体系人力资源200435—36

[5]徐晓明，公司管理中的薪酬激励机制河南化工2003645—46

[6]张涛，如何发挥薪酬激励的持久性中国人力资源开发72—74

[7]程瓯，将员工激励进行到底人力资源39—40

[8]胡盈，交换中的刺激人力资源53—54

[9]董玉森，当前部分国企薪酬激励机制存在的问题和对策研究中国人力资源开发

[10]刘颖，走出薪酬激励的困境通信企业管理2003956—57

[11]林新奇，国际人力资源管理复旦大学出版社

[12]企业员工管理方法研究组企业员工激励方法中国经济出版社

五、指导教师意见：

签名：

经济与贸易论文篇（11）

摘 要：根据1988－2005年的进口贸易总值和国内生产总值等统计数据，运用计量经济学理论分析研究，两者之间存在着密切的内在联系关系，通过对其建立广义差分回归模型，可以得出进口贸易对经济增长的弹性。 论文关键词：武汉;进口贸易;GDP;广义差分回归分析 0 前言 近年来，进出口贸易在武汉经济增长中发挥了扩大需求规模与优化资源配置的双重功能，对工业化和产业结构升级起到重要的促进作用。去年，武汉进出口总额618786万美元，同比增长43.95％。其中进口额和出口额分别为364777万美元和254009万美元，同比分别增长54.1％和31.5％。进出口贸易不仅是拉动经济增长的重要需求因素，也是促进国内资源优化配置、加速工业化进程和产业结构升级、实现经济快速增长的重要途径。 根据国民收入衡等式：  Y=C+I+G+（X-M），进口会挤占地区内部市场从而部利于本地区经济发展。因此，长期以来关于对外贸易与经济增长关系的研究往往只局限于出口贸易与经济增长关系的研究，进口贸易与经济增长关系的问题一直未引起学者的重视。这种情况直到近几年裁开始有所改变，也就是说，近年来人们开始意识到，进口也可能对经济增长产生积极的促进作用，相关的研究也陆续出现。如：罗伯特 J.巴罗、哈维尔·萨拉伊马丁（美）研究了各国的GNP数据后发现，研究范围内的国家中那些采用了典型贸易保护政策的都增长较慢。李京文(1995)使用开放经济的内生增长模型，对1960年至1985年的数据进行分析，发现已过，尤其是发展中国家，如果外国资本品的使用超过了本国资本品，那么经济增长率也比较高。Lawrence，R.Z.（1999）对20世纪80年代美国100多个制造产业中国际竞争对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。 上述研究的角度各有侧重，所依据的资料的研究方法也有所不同，所得出的结论也不尽一致。本文将通过计量经济学和数据统计方法，以武汉市1988－2005年的进口贸易总值和国内生产总值统计数据为指标分析进口贸易对经济增长的贡献。 1 数据的单位根检验 在表1 中，lnGDP和lnIMP分别是对GDP和IMP的对数序列；dlnGDP和dlnIMP分别是对lnGDP和lnIMP的一阶差分后的序列。对于宏观经济数据，一般都存在非平稳性，因此先对表中的数据进行单位根检验。单位根检验是检验时间序列平稳性的一种通用的方法。单位根检验的方法还有DF检验、ADF检验和PP检验等。通常所用的单位根检验方法为ADF检验和PP检验法。 本文运用EViews5.0，分别对序列lnGDP和lnIMP、dlnGDP和dlnIMP进行ADF检验。 在单位根检验中，序列dlnIMP接受原假设，也即序列是非平稳的，而lnGDP、dlnGDP和lnIMP的ADF统计量大于其对应的1％临界值，即拒绝原假设，序列是平稳的。 2 模型的建立和修正 2.1 建立初步模型1 利用前面的检验分析，下面对非平稳序列lnGDP和lnIMP做简单的线性回归分析，建立如下线性模型： Ln(gdpt)=β0+β1Ln(IMPt)+μt 运用EViews5.0中的OLS回归结果如表1所示： 由上表可以了解量回归系数均通过T检验和F检验，模型的决定系数也比较接近1，但是DW统计值为0.612910，说明方程的残差项存在正相关性，残差图如图1。回归模型残差项参在序列相关时，如果继续使用普通最小二乘法（OLS），对于模型估计与检验带来的主要后果是：（1）参数估计量非有效，虽然具有一致性，但是仍然不具有渐进有效性。（2）变量的显著性检验失去意义，因为T统计量是简历在参数方查正确估计基础之上的。（3）模型的预测失效，区间预测与参数估计量的方差有关。 2.2 模型修正 为了揭示进口量与GDP之间真实的内在依存关系，必须消除序列相关问 题。下面采用广义差分法使模型残差保持序列独立，不具有相关性。EViews软件中，是采用添加自回归项来消除自相关性的。在模型1中添加AR（1）进行修正，回归结果如下表2： 由上可以看出，决定系数和DW统计值有所提高，但是回归系数没有通过T统计量的5%显著性检验。特别是常数的T统计量非常不显著，考虑到可能是残差项影响到变量的显著性，继续修正模型，去除截距项。回归结果。 D.W统计值增加到2.100686，说明残差序列不相关。决定系数也由了一定的提高，回归模型中自变量和AR(1)的回归系数的T统计量都通过了显著性检验。由此，我们可以得出武汉进口贸易对GDP的广义差分回归模型： LnGDP =0.5975260801*LnIMP + ［AR(1)=0.871557859］ 模型自变量的回归系数为0.5975260801，说明武汉进口贸易总量对GDP的弹性约为0.5975。 3 结语 从上述讨论中可以看出，武汉进口贸易与武汉的GDP之间存在密切的内在联系，本文以1988-2005年武汉进口贸易和国内总产出统计数据为基础，采用了广义差分回归分析的方法揭示了两者之间的内在依存关系，结果表明武汉进口贸易总量对GDP的弹性约为0.5975。 概括起来，进口贸易在武汉经济发展中的基本功能是扩大武汉地区的需求，通过扩大进口贸易规模和净出口，可以促进相关产业的快速增长，并间接增加武汉就业与税收。同时，武汉可以利用自身的比较优势，增加比较劣势产品的进口，可以优化资源配置，通过增加竞争对提高生产要素的生产效率和利用率，最大限度地促进武汉的经济增长。所以政府应重视进口贸易的发展和扩大。