對外經濟關系范文
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篇1
關鍵詞:地緣經濟關系 經濟聯系 匹配
在當前經濟全球化和區域經濟一體化的背景下,地緣因素對加強地區和國際合作中起到重要的作用。地緣經濟研究產生于20世紀80年代末至90年代初的美國。在世界范圍內,地緣經濟學主要分為三個學派:美國學派,俄羅斯學派和意大利學派。美國學派主要認為,地緣政治時代的沖突邏輯,正逐漸讓位于地緣經濟時代的經濟邏輯,地緣經濟學首要考慮的是建設國際關系, 以實現和諧、效率和增長。意大利學派把地緣經濟學理解為研究國際競爭問題的學科,參與國際競爭的不是跨國公司、托拉斯或銀行,而是國家。俄羅斯學派認為地緣經濟學是研究具體環境中國家行為的應用科學,應將其與國家戰略相結合。
地緣經濟關系是地緣經濟學的研究重點。地緣經濟關系是判別兩個國家競爭與合作的重要指標,能夠很好的分析兩個國家的資源和要素的流動性。對外經濟聯系量反映區域間經濟聯系,能分析該國對其他國家的經濟輻射能力以及該國對他國的經濟接受程度。通過開展中國的地緣經濟關系和對外經濟聯系匹配關系研究,能為中國區域經濟合作提供相關理論支撐。
本文選取20國集團中的19國(除歐盟)為分析對象,分別為英國、法國、德國、美國、日本、意大利、加拿大、俄羅斯、中國、韓國、印度、印度尼西亞、澳大利亞、南非、土耳其、巴西、墨西哥、阿根廷和沙特阿拉伯。為保持數據口徑一致,2010年各國的資本形成總額、農業、工業、服務業的增加值、GDP和人口數據均來自世界銀行數據庫。中國與20集團各國的距離數據采用首都或主要城市間直線距離來代替,來自網站。
中國與20國集團的地緣關系測算
地緣經濟關系可以分為兩種基本類型:競爭型關系和互補型關系。關于地緣經濟關系的測度方法,學者溫志宏(1998)提出使用歐氏距離法(Euclidean distance)。后來該方法被眾多經濟地理學者用來做定量的分析。本文通過改進,設計出一套指標體系,使其能夠反映更好的國家間地緣經濟關系屬性。
(一)測度方法的設計
1.指標選取。指標的選取要能夠準確的反映兩國經濟競爭性和互補性。競爭性和互補性表現為資源和產品的可流動性大小。資金、原材料、勞動力和消費品等一般是從生產效率低的地區流向效率高的地區,從多的地區流向少的地區。本文選取的3個綜合指標X、Y、Z反映資源和產品的流動性,它們分別是:X=某國的資本形成總額/該國的GDP,Y=某國工業和服務業的增加值/該國的GDP,Z=某國農業增加值/該國工業增加值。X大小反映該國的資本的轉換效率或余缺,Y的大小反映了一個國家的工業化程度和勞動效率的高低,Z的大小反映了一國資源和產品的向外流動能力。
2.對指標進行無量綱化處理:
其中:為X系列數據的平均值;SX為X系列數據的標準差;Y′和Z′的計算方法和X′相同。
3.計算歐氏距離。設X0′,Y0′,Z0′分別是中國X,Y,Z的三個標準值,則中國與其他國家的實際距離計算公式為:
其中,Xi′,Yi′,Zi′為i國的X,Y,Z的標準化值。
4.標準化處理。為了便于識別,對歐氏距離值進行標準化處理,計算如下:
其中,為i國距所有其它國家的歐氏距離平均值,Sdi為i國距所有其它國家的歐氏距離的標準差。若為正表示兩國具有互補關系,正值越大表示互補性越強;若為負值表示兩國具有競爭關系,負值的絕對值越大表示競爭性越強。
(二)2010年中國地緣關系測度
根據上述方法就可計算出中國與20國集團其他成員國的歐氏距離。把測算結果的大小分成四個等級:一是>0.5,為強互補型;二是0
中國與20國集團各國的經濟聯系強度測算
引力模型是一種計算空間相互作用強度的計量方法,可以用來定量地描述國家之間經濟聯系量的大小。國內學者主要將其應用于研究與城市間經濟聯系。后來一些學者對引力模型進行修正,使其能夠更好的反映城市間經濟聯系強度。本文采用經濟聯系模型如下:
其中,Rij表示國家i和國家j的經濟聯系。Pi、Pj分別表示兩國的人口數量,Gi、Gj表示i國和j國的GDP,Dij表示兩個國家主要港口的距離。
根據上述引力模型,可以計算出中國與20國集團各國的經濟聯系強度。將對外經濟聯系強度分成四個等級:一是很強,聯系量>100億美元?萬人/平方千米;二是較強,聯系量10-100億美元?萬人/平方千米;三是有一定聯系,聯系量1-10億美元?萬人/平方千米;四是很弱,聯系量
中國地緣經濟關系與對外經濟聯系強度的匹配
根據地緣經濟關系的測度等級和經濟聯系強度等級,可以將二者進行匹配,具體結果見表3。
由表3可以看出:在中國對外經濟聯系很強的3個國家中,與日本和印度的經濟互補性很強,而與韓國的經濟競爭很強。在中國對外經濟聯系較強的8個國家中,與英國、德國、美國、土耳其的經濟互補性較強,而與印尼的經濟競爭很強。在與中國對外經濟有一定聯系的6個國家中,與巴西的經濟互補性很強,而與澳大利亞和墨西哥的競爭性很強。中國與阿根廷的經濟聯系很弱??傮w上來看,經濟的互補性國家數量大于競爭性數量,且多數國家與中國的經濟聯系較強。
結論
20國集團是全球經濟合作的主要論壇,該集團業已從全球治理的邊緣走向中心。本文通過將中國與20集團各國的地緣經濟分析和經濟聯系強度的匹配分析,能夠為中國的區域經濟合作提供一些政策建議:第一,中國需要鞏固和加強與周邊國家的經濟聯系,將與周邊國家的地緣劣勢轉化為地緣優勢。第二,中國需要加強與20國集團中互補性強但經濟聯系強度弱的國家的經濟合作,密切區域之間和產業之間的合作,提升在國際上的地緣空間。第三,中國需要處理好與本國競爭性強的國家的關系,學習和借鑒他國的競爭優勢,揚長避短。
在當前經濟全球化和區域經濟一體化的背景下,地緣因素對加強地區和國際合作中起到重要的作用。地緣經濟研究產生于20世紀80年代末至90年代初的美國。在世界范圍內,地緣經濟學主要分為三個學派:美國學派,俄羅斯學派和意大利學派。美國學派主要認為,地緣政治時代的沖突邏輯,正逐漸讓位于地緣經濟時代的經濟邏輯,地緣經濟學首要考慮的是建設國際關系, 以實現和諧、效率和增長。意大利學派把地緣經濟學理解為研究國際競爭問題的學科,參與國際競爭的不是跨國公司、托拉斯或銀行,而是國家。俄羅斯學派認為地緣經濟學是研究具體環境中國家行為的應用科學,應將其與國家戰略相結合。
地緣經濟關系是地緣經濟學的研究重點。地緣經濟關系是判別兩個國家競爭與合作的重要指標,能夠很好的分析兩個國家的資源和要素的流動性。對外經濟聯系量反映區域間經濟聯系,能分析該國對其他國家的經濟輻射能力以及該國對他國的經濟接受程度。通過開展中國的地緣經濟關系和對外經濟聯系匹配關系研究,能為中國區域經濟合作提供相關理論支撐。
本文選取20國集團中的19國(除歐盟)為分析對象,分別為英國、法國、德國、美國、日本、意大利、加拿大、俄羅斯、中國、韓國、印度、印度尼西亞、澳大利亞、南非、土耳其、巴西、墨西哥、阿根廷和沙特阿拉伯。為保持數據口徑一致,2010年各國的資本形成總額、農業、工業、服務業的增加值、GDP和人口數據均來自世界銀行數據庫。中國與20集團各國的距離數據采用首都或主要城市間直線距離來代替,來自網站。
中國與20國集團的地緣關系測算
地緣經濟關系可以分為兩種基本類型:競爭型關系和互補型關系。關于地緣經濟關系的測度方法,學者溫志宏(1998)提出使用歐氏距離法(Euclidean distance)。后來該方法被眾多經濟地理學者用來做定量的分析。本文通過改進,設計出一套指標體系,使其能夠反映更好的國家間地緣經濟關系屬性。
(一)測度方法的設計
1.指標選取。指標的選取要能夠準確的反映兩國經濟競爭性和互補性。競爭性和互補性表現為資源和產品的可流動性大小。資金、原材料、勞動力和消費品等一般是從生產效率低的地區流向效率高的地區,從多的地區流向少的地區。本文選取的3個綜合指標X、Y、Z反映資源和產品的流動性,它們分別是:X=某國的資本形成總額/該國的GDP,Y=某國工業和服務業的增加值/該國的GDP,Z=某國農業增加值/該國工業增加值。X大小反映該國的資本的轉換效率或余缺,Y的大小反映了一個國家的工業化程度和勞動效率的高低,Z的大小反映了一國資源和產品的向外流動能力。
2.對指標進行無量綱化處理:
其中:為X系列數據的平均值;SX為X系列數據的標準差;Y′和Z′的計算方法和X′相同。
3.計算歐氏距離。設X0′,Y0′,Z0′分別是中國X,Y,Z的三個標準值,則中國與其他國家的實際距離計算公式為:
其中,Xi′,Yi′,Zi′為i國的X,Y,Z的標準化值。
4.標準化處理。為了便于識別,對歐氏距離值進行標準化處理,計算如下:
其中,為i國距所有其它國家的歐氏距離平均值,Sdi為i國距所有其它國家的歐氏距離的標準差。若為正表示兩國具有互補關系,正值越大表示互補性越強;若為負值表示兩國具有競爭關系,負值的絕對值越大表示競爭性越強。
(二)2010年中國地緣關系測度
根據上述方法就可計算出中國與20國集團其他成員國的歐氏距離。把測算結果的大小分成四個等級:一是>0.5,為強互補型;二是0
中國與20國集團各國的經濟聯系強度測算
引力模型是一種計算空間相互作用強度的計量方法,可以用來定量地描述國家之間經濟聯系量的大小。國內學者主要將其應用于研究與城市間經濟聯系。后來一些學者對引力模型進行修正,使其能夠更好的反映城市間經濟聯系強度。本文采用經濟聯系模型如下:
其中,Rij表示國家i和國家j的經濟聯系。Pi、Pj分別表示兩國的人口數量,Gi、Gj表示i國和j國的GDP,Dij表示兩個國家主要港口的距離。
根據上述引力模型,可以計算出中國與20國集團各國的經濟聯系強度。將對外經濟聯系強度分成四個等級:一是很強,聯系量>100億美元?萬人/平方千米;二是較強,聯系量10-100億美元?萬人/平方千米;三是有一定聯系,聯系量1-10億美元?萬人/平方千米;四是很弱,聯系量
中國地緣經濟關系與對外經濟聯系強度的匹配
根據地緣經濟關系的測度等級和經濟聯系強度等級,可以將二者進行匹配,具體結果見表3。
由表3可以看出:在中國對外經濟聯系很強的3個國家中,與日本和印度的經濟互補性很強,而與韓國的經濟競爭很強。在中國對外經濟聯系較強的8個國家中,與英國、德國、美國、土耳其的經濟互補性較強,而與印尼的經濟競爭很強。在與中國對外經濟有一定聯系的6個國家中,與巴西的經濟互補性很強,而與澳大利亞和墨西哥的競爭性很強。中國與阿根廷的經濟聯系很弱??傮w上來看,經濟的互補性國家數量大于競爭性數量,且多數國家與中國的經濟聯系較強。
結論
20國集團是全球經濟合作的主要論壇,該集團業已從全球治理的邊緣走向中心。本文通過將中國與20集團各國的地緣經濟分析和經濟聯系強度的匹配分析,能夠為中國的區域經濟合作提供一些政策建議:第一,中國需要鞏固和加強與周邊國家的經濟聯系,將與周邊國家的地緣劣勢轉化為地緣優勢。第二,中國需要加強與20國集團中互補性強但經濟聯系強度弱的國家的經濟合作,密切區域之間和產業之間的合作,提升在國際上的地緣空間。第三,中國需要處理好與本國競爭性強的國家的關系,學習和借鑒他國的競爭優勢,揚長避短。
參考文獻:
1.李敦瑞.地緣經濟學的理論流派與發展趨向[J].中南財經政法大學學報,2009(1)
2.溫志宏.距離分析:地緣經濟關系評價的一種方法[J].統計與決策,1998(1)
3.張學波,武友德,李佩 ,暴向平.基于“泛珠三角”區域合作的云南省地緣經濟關系[J].資源開發與市場,2006(6)
4.張學波,武友德,駱華松.地緣經濟關系測度與分析的理論方法探討―以云南省為例[J].地域研究與開發,2006(4)
5.邵軍,楊明華.空間分析:地緣經濟關系評價的一種方法研究―以南京為例[J]. 經濟師,2005(10)
6.鄭國,趙群毅.山東半島城市群主要經濟聯系方向研究[J].地域研究與開發,2004(5)
7.王德忠,莊仁興.區域經濟聯系定量分析初探―以上海與蘇錫常地區經濟聯系為例[J].地理科學,1996(1)
8.?;鄱?,孟慶民,胡其昌,陳延誠.甘肅與毗鄰省區區域經濟聯系研究[J].經濟地理,1998(3)
9.王欣,吳殿廷,王紅強.城市間經濟聯系的定量計算[J].城市發展研究,2006(3)
篇2
關鍵詞:對外經濟合作; 經濟增長; 協整關系
1 對外經濟合作促進我國經濟增長的實證分析
本文采用IMF數據庫和《中國統計年鑒》的歷年數據,對中國1982-2005年的對外經濟合作(FEC)和經濟增長(GDP)等時間序列進行經濟計量實證分析,檢驗對外經濟合作和我國經濟增長之間的關系。
(1)單位根檢驗。對GDP和對外經濟合作完成額(FEC)數列進行平穩性的ADF檢驗,結果見下表:
說明:(1)D(*)表示對變量的一階差分;(2)檢驗類型括號中的C表示檢驗平穩性時估計方程中的常數項,0表示不含常數項;T表示時間趨勢項,0表示不含時間趨勢項;最后一項表示自回歸滯后的長度。
由表2可知,GDP和FEC在10%的顯著性水平下都沒有通過平穩性檢驗,即他們都是非平穩序列;他們的一階差分在5%的顯著水平下也沒有通過平穩性檢驗;而二階差分在1%的顯著水平下都通過平穩性檢驗,說明這些變量具有二階單整性Ⅰ(2)。
(2)協整檢驗。根據協整理論,如果一組非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合,即該組合不具有隨機趨勢,那么這組序列就是協整的,從長期看這些序列具有均衡關系。協整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種,一種是基于回歸系數的協整檢驗,如Johansen協整檢驗。另一種是基于回歸殘差的協整檢驗,如CRDW檢驗,DF檢驗和ADF檢驗等。本文將采用Engle和Granger(1987)提出的協整檢驗方法。
首先建立如下回歸方程:
GDPt=β0+β1FECt+ut
估計后得到:
GDPt=25.2287+78.1356FECt+ut
R2=0.9893 D.W.=1.228
第二步,對上式的殘差進行單位根檢驗,其結果如下:
檢驗結果顯示,u^t序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,因此可以確定u^t為平穩序列,
即u^t∽Ⅰ(0)。上述結果表明:GDP和FEC之間存在協整關系。
(3)Granger因果關系檢驗。計量經濟模型的建立過程,本質上是用回歸分析工具處理一個經濟變量對其他經濟變量的依存性問題,但并不能有效說明該經濟變量與其他經濟變量之間的因果關系。本文利用Granger因果關系檢驗方法就中國對外經濟合作與經濟增長之間的因果關系進行單向檢驗,檢驗結果見表4。
經上述檢驗可知,中國對外經濟合作與經濟增長之間存在著兩種格蘭杰因果關系:(1)FEC的變化是GDP變動的原因;(2)GDP的變化是FEC變動的原因。
3 結論及政策建議
從以上分析來看,中國對外經濟合作與經濟增長之間存在著長期穩定的正相關關系,一方面,對外經濟合作促進了我國經濟的增長,另一方面,我國的經濟增長又會推動對外經濟合作。
為了使我國經濟健康平穩的發展,必須從以下方面推動對外經濟合作的發展:
(1)我國的對外經濟合作主要分布在亞洲,同時近年來,中國和非洲之間的聯系逐步加強,非洲已經成為了中國對外經濟合作聯系最為緊密的第二大洲。要想促進我國對外經濟的發展,需要不斷開拓國外新市場,在發展亞洲、非洲和歐洲對外經濟合作的同時也要加強對拉丁美洲、北美洲和大洋州的經濟合作。
(2)在國際工程承包方面,資金短缺,規模小,市場范圍窄、管理水平低仍然是困擾中國公司發展的主要障礙。因此,對于中國公司而言,要擴大對外承包工程的規模和提高層次,減少過度分散帶來的不利影響。一方面,要求中小企業間實行專業化分工與協作,實現優勢互補。另一方面政府應采取各種優惠政策鼓勵大型承包企業兼并中小企業,鼓勵中小承包企業相互合并、聯合與資產置換。與此同時,中國公司也應該正視現實,拓寬融資渠道,改善管理水平,更廣泛地開拓國際市場,使自己在競爭中求得發展。
(3)在勞務合作方面,應該在充分發揮我國的比較優勢的基礎上,努力提高我國勞務輸出的層次,擴大國際市場分額,提高人員素質。要不斷擴大我國的對外工程承包和勞務合作,必須擁有一支高素質的外向型人才隊伍,因此,企業除了要通過各種培訓方式提高人才隊伍的整體素質以外,也應該把人才隊伍建設納入戰略規劃,制定出具體的目標、計劃和實施措施。
(4)要逐步重視對外投資和對外經濟援助。我國統計年鑒的對外經濟合作中,只包括了對外承包工程、勞務合作和設計咨詢三項,隨著對外經濟合作的進一步發展,對外投資與對外經濟援助也要引起高度地重視。
(5)企業之間強強聯合,實現全方位、多層次、寬領域的對外經濟合作。
參考文獻
[1]張國清.對外經濟合作在貿易結構調整中的作用[J].國際經濟合作,2004,(9).
[2]李軍.中國對外經濟合作的新發展[J]. 外交學院學報,2003,(2).
[3]張曉峒.計量經濟學軟件Eviews使用指南[M]. 天津:南開大學出版社, 2004.
篇3
關鍵詞:對外貿易;經濟增長;計量分析
中圖分類號:F127 文獻標識碼:A 文章編號:1001-828X(2013)07-0-02
一、引言
山東省在確立外向型經濟模式以后,全方位的對外開放型經濟發展迅速,國民經濟對外開放程度也在逐步地增強。從西方傳統貿易理論代表人亞當·斯密和大衛·李嘉圖到現代自由貿易理論者赫克歇爾和俄林,這些理論學家都在自身的經濟環境下探討國際貿易與經濟間關系,并且這些學說為我們當前研究兩者間的關系奠定了一定的理論基礎。在當代經濟領域,許多專家學者對二者間的關系論證觀點不一,主要存有三種觀點:即認為一國的對外貿易會促進、阻礙亦或毫無作用于經濟的發展。本文將從山東省的實際出發,通過對非平穩序列的單位根檢驗、建立回歸方程以及基于回歸殘差的協整檢驗來分析山東省對外貿易與經濟增長間的關系。
二、計量模型理論分析
(一)經典理論
正如從古典自由貿易理論經濟學家亞當·斯密和大衛·李嘉圖分析研究國際貿易如何增加一國金銀的財富,到馬歇爾在《經濟學原理》中明確指出:“確定國家經濟進步的原因屬于國際貿易的研究范疇”,這些傳統理論論述了國際貿易給一國經濟帶來的促進與發展作用。
隨后,在20世紀前半葉至70年代末,H-0理論(即要素稟賦理論)因在實踐中的成功運用而成為這一時期的國際貿易的典范。隨后眾多經濟學家們用動態分析法研究國家間的對外貿易產生的各種新現象以及探討與一國經濟增長之間存在的某種利益關系。在市場條件下,理論學家提出的技術差距理論、產品周期理論等都探討了國家貿易給一國經濟帶來的經濟現象等都會促進一國經濟的進一步發展與繁榮。
(二)山東省實際情況分析
改革30多年來,山東省國民經濟發展飛速。截止到2011年,山東省國民生產總值為245361.85億元,對外貿易總額達到15343.24億元,其中進口總額為7117.84億元,出口總額為8124.40億元,分別是1984年的212倍和168倍。山東省近些年海洋經濟發展迅速,利用絕對的臨海優勢促進了山東省的進出口,同時也有加快山東省經濟制度改革以及產業經濟技術進步與創新的步伐。
三、對外貿易與經濟增長計量分析
(一)數據選擇
改革開放30多年以來,山東省經濟持續快速發展。本文依據1984年到2011統計數據,選取山東省國民生產總值(GDP)來反映經濟發展情況,用出口總額(EX)和進口總額(IM)來反映對外貿易發展狀。本文所有的計量分析,均使用Eviews3.1軟件。為使模型趨于合理,對數據做了以下處理:
1.為了保證數據的一致性,本文將以美元計量的進口、出口額分別乘以當年匯率中間價,即計算公式表示為進口、出口額(人民幣)=進口、出口額(美元)×當年匯率中間價,換算成億人民幣為計量單位,目的就是為了消除匯率帶來的數據本身的誤差。
2.為了消除物價變動給數據帶來的影響,本文用消費者價格指數(1984=100)對所取數據進行平減,以此得到實際條件下的數據。
3.為增強數據存在的穩定性,避免異方差存在的問題,本文對所取數據分別取對數,變換后的變量分別用LOG(GDP)、LOG(EX)、LOG(IM)來表示實際國內生產總值、實際出口總額和實際進口總額。
(二)數據平穩性檢驗
從圖一中可以看出,山東省對外貿易與經濟增長均有逐年迅速增長的趨勢,并且這種趨勢具有一定的同步性。圖二的數據是經過一階差分以后的序列,從發展趨勢可以看出這些序列是平穩的,可見LOG(GDP)、LOG(EX)、LOG(IM)都是一階單整數列,說明山東省進口、出口與經濟增長之間都存在著長期均衡的發展關系。
圖1 LOG(GDP) LOG(IM) LOG(EX)的趨勢 圖2 LOG(GDP) LOG(IM) LOG(EX)一階差分
在研究對外貿易與國民生產總值之間的協整關系前,為避免出現虛假回歸問題,首先要檢查變量間的非平穩性。本文選擇ADF方法對序列進行平穩性檢驗,檢驗結果如下:
表1 ADF檢驗①
從上表數據中可以得知,原有的時間序列在1%水平下都是不平穩的,但是在一階差分后的序列都是平穩的。
(三)協整檢驗與協整方程
協整檢驗從檢驗對象上可以分為兩種,本文主要使用基于回歸殘差的協整檢驗。為分別研究進口額、出口額對山東省經濟增長的影響,所以本文共有兩個協整方程,涉及解釋變量也有兩個即為LOG(IM)、LOG(EX),被解釋變量為LOG(GDP)。得到的協整方程如下:
(21.03388) (26.71264)
R2 =0.96 DW=1,.88
(34.58004) (62.76792)
R2=0.99 DW=1.14
從協整回歸結果可以看出,進口與GDP之間的可決系數R2達到了0.96,即有96%能被樣本解釋,DW值大于臨界值(=1.30),消除了誤差存在自相關可能性。然而出口與GDP之間的模型雖然擬合度較高,但是DW值小于臨界值(=1.30),說明該模型的誤差存在自相關,對此需對原變量做廣義差分變換。
有廣義最小二乘法得回歸方程如下:
表2 LOG(GDP)與LOG(IM)間的廣義回歸方程
則原方程的廣義最小二乘法估計結果是:
(19.41169) (35.93999)
修正后的模型擬合度較高(=0.98),雖然現在的0.98比修正前的0.99稍低,但是DW值大于臨界值,消除了誤差存在的自相關。下面對回歸方程的殘差進行AEG檢驗,就協整理論而言,當自變量與因變量存在協整關系,而由于存在一個殘差序列,即為因變量不能被自變量所解釋的這個部分序列,是對非均衡誤差的估計,這個殘差序列應該也是平穩的。AEG檢驗結果如下:
由上表可知,協整方程的兩個殘差序列均小于1%/和5%顯著水平的臨界值,說明殘差序列通過檢驗,可見估計的殘差序列是平穩序列。這表明在長期發展過程中,對外貿易與經濟增長呈現正相關的關系。
(四)誤差修正模型
如果變量之間是協整的,則它們之間存在著長期均衡關系。而在短期,這些變量可能是非均衡的,所以需要誤差修正模型予以檢驗。建立誤差修正模型如下:
所以,我省對進口與經濟增長的關系表示如下:
長期發展趨勢:
短期發展趨勢:
我省出口與經濟增長的關系如下:
長期發展趨勢:
短期發展趨勢:
從上述模型中可以看出誤差修正系數均為負值,符合誤差修正的負反饋原理。這說明在長期經濟發展過程中,山東省對外貿易與經濟增長之間具有穩定的趨勢,且短期內也有均衡的發展趨勢。從模型中可以看出,山東省進口、出口與經濟增長之間都存在著正向的發展關系。分析進出口與經濟發展之間的彈性系數,我們可以推斷出,當出口額每增長1個百分點,經濟增長同方向變動0.82個百分點;進口額每增長1個百分點,國民省生產總值同方向變動0.76個百分點。在誤差修正模型下,當進口短期波動偏離長期均衡時,非均衡誤差將以0.016的調整力度影響下一年的經濟增長;同樣的,在出口的短期波動內,將以0.18的力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。
三、對策
綜上所述,對于山東省對外貿易與經濟增長的實證分析,我們可以得出以下結論:
(一)協整檢驗表明,山東省的對外貿易和經濟增長存在著長期發展的均衡關系。從回歸方程中可以看出,進口和出口與經濟增長之間都存在著正相關的發展關系,并且,出口對于經濟增長的促進作用要略大于進口對經濟增長的促進作用。
(二)由于出口對經濟增長有明顯的促進作用,我省繼續堅定大力發展“走出去”戰略。企業要不斷加快自己的創新能力,增加產品的競爭力,從而切實提升跨國投資經營的能力和水平。同時也要支持企業自主開拓國際市場,創立經濟平臺鼓勵企業與跨國集團的合作,從而強化跨國公司的全球供應鏈。
(三)由于相對出口而言,進口對經濟增長的導向作用略低于出口,所以應對進口貿易給予足夠的重視與支持。應當適度擴大進口,進口國內短缺資源或高新技術設備,通過增加進口推動國民經濟的發展,從而彌補國內資源不足等問題,保持國民經濟綜合平穩發展。由于人民幣幣值穩定與否與經濟發展密切相關,要維持人民幣幣值穩定,緩解因人民幣升值而帶來的國際貿易摩擦問題。
(四)在全球化的今天,面對日益激烈的國際市場,山東省在保持國民經濟增長的同時,進一步地優化進出口的產業結構,轉變外貿增長方式。要切實貫徹十中對外貿易發展策略,推動外貿進出口從擴展市場規模向追求高質量產品方向轉變,從進出口勞動密集型產品轉向高新技術、高附加值的產品發展,從注重貿易順差向提高國際競爭優勢方向轉變,要積極參與國際貿易,綜合利用國際市場,積極開展多元化的合作方式,從而不斷促進我省經濟的全面發展。
注釋:
①ADF檢驗由SIC和AIC準則確定。(*,**,***)分別表示1%、5%和10%的顯著水平,D表示一階差分算子。
參考文獻:
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[4]何劍.計量經濟學實驗與Eviews使用[M].中國統計出版,2010(04).
篇4
[關鍵詞] FDI;對外貿易;經濟增長
[中圖分類號] F830 [文獻標識碼] B
一、研究意義
外商直接投資(FDI)是指國外投資者在東道國投入資金、固定資產等生產要素,投資建立或參股企業,以期獲得利潤的活動。FDI可以促進資本在國際范圍內優化使用、彌補東道國建設資金的不足。特別對于我國,FDI在改革開放之初,為解決國內建設資金緊張、推動我國經濟增長、加速工業化進度、引進先進技術、培養人才等方面都發揮了重要作用。
改革開放以來,我國利用FDI規模不斷擴大,2010年實際利用外資達1057億美元,首次突破千億美元關口,2013年達到了1176億美元1。而近期,外資企業撤離中國的報道常見于報端,研究外商投資的變動對經濟增長的影響有著現實意義。由于外商投資企業大多為出口導向型,隨著外資的引進,我國對外貿易額也在逐年增加。因此本文在引入進出口數據的情況下對我國FDI和經濟增長之間的關系進行實證分析,為我國引進外資政策、制定經濟發展計劃提供相關參考。
二、實證分析
(一)數據獲取和模型構建
本文選取我國1983-2013年的國內生產總值(GDP)、出口總額(EX)、進口總額(IM)、外商直接投資(FDI)四個時間序列變量進行回歸分析。數據來自國家統計局網站。對數據取自然對數,來減少可能有的異方差,變換后的變量分別表示為LGDP、LEX、LIM、LFDI。隨后對數據進行平穩性的ADF檢驗,發現四個時間序列都含有單位根,而一階差分后的DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI都為平穩序列。如表1所示。
表1 含截距項的ADF檢驗結果
注:“***”表示在1%水平下顯著,“**”表示在5%水平下顯著,“*”表示在10%水平下顯著。其中LIM10%顯著性水平下的τ臨界值為-2.621007
采用DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI構建四變量VAR模型:
Yt=c+Π1Yt-1+Π2Yt-2+???+ΠkYt-k+ut,ut~N(0,Ω)
其中,
Yt=(DLGDPt DLEXt DLIMt DLFDIt)’
c=(c1 c2 c3 c4)’
■,j=1,2???,k
ut=(u1tu2tu3tu4t)’
(二)VAR模型的估計
1.最優滯后期的確定
根據施瓦茨準則,同時為減少自由度損失,確定最優滯后期為1期。即VAR(1)模型。
2.穩定性檢驗
本文使用AR根檢驗,得到VAR模型所有根模的倒數小于1,所有單位根落在單位圓內,說明所設定的VAR(1)模型是穩定的,選取的四個變量之間存在長期穩定關系,可以進入下一步分析。因篇幅所限略去AR根檢驗的結果。
3.格蘭杰因果關系檢驗
本文基于VAR(1)模型檢驗DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI之間是否有顯著的格蘭杰因果關系,結果見表2。
表2 格蘭杰因果關系檢驗結果
接受從表2可以看出,DLEX和DLFDI是DLGDP的Granger原因,說明出口和FDI對GDP有顯著影響。DLGDP、DLFDI、DLEX聯合對DLIM有顯著影響,原因可能是GDP、FDI和出口都直接或間接的提高了居民收入,從而提高了進口商品的消費。DLGDP、DLIM、DLFDI個別以及聯合都對DLEX沒有影響,符合經濟學的理論假設,即出口依賴于出口目的國,而與本國無關。DLGDP、DLIM、DLEX個別以及聯合都對DLFDI沒有影響,說明FDI不依賴于GDP以及進出口。
4.脈沖響應分析
對GDP和FDI分別施加一個正標準差沖擊,兩者的脈沖響應如圖1。其中橫軸表示滯后期數;縱軸表示因變量對各變量的響應大小。
(a) (b)
圖1 脈沖響應分析
圖1(a)顯示DLGDP收到沖擊后的響應??芍狦DP受前期GDP的影響最大,滯后1-3期的GDP都對當期有較大影響,隨后逐漸減弱。進口的波動在第1期對GDP沒有影響,隨后在第2期有微弱的負向影響,說明國外商品可能沖擊本國商品的消費。出口的波動在第1期對GDP沒有影響,隨后在第2期有正向影響,第4期以后影響微弱,顯示出口對GDP的拉動作用。FDI波動在第1期對GDP沒有影響,從第2期開始有較強的正向影響,并且持續時間較長,直到第6期才開始減弱,說明外商投資對GDP的拉動作用需要時間來顯現,并且由此帶來的生產能力的提高能持續拉動GDP。
圖1(b)顯示DLFDI受到沖擊后的響應。近幾期的GDP對FDI有正向影響,體現了GDP增長和FDI增長之間的良性循環。出口增長和前期的FDI也對當期FDI有拉動作用;進口沖擊對FDI有微弱的負向影響。
5.方差分解分析
對DLGDP進行方差分解,如圖2所示。結果表明,DLFDI對DLGDP波動的貢獻率最高達到22.2%,DLEX最高達9.6%,DLIM達2.4%。可以看出,FDI對經濟增長的影響遠大于出口和進口。
圖2 方差分解分析
三、結論與政策建議
(一)結論
本文利用VAR模型,對1983-2013年我國GDP、FDI、進口和出口之間的關聯影響進行了分析,得出以下結論:
1.DLEX和DLFDI是DLGDP的Granger原因,說明出口和FDI對GDP有顯著影響。
2.FDI的波動對GDP需要時間來顯現,從第2期開始有較強的正向影響,并且持續時間較長,直到第6期才開始減弱,FDI帶來的生產力的提高能持續拉動GDP。出口貿易在短期內對經濟增長存在正向帶動作用,但作用效果不是很明顯。進口對GDP的影響微弱。
3.在FDI、出口和進口中,FDI波動對GDP的影響最大,體現我國應重視外資對拉動經濟的作用。
(二)政策建議
我國改革開放所帶來的投資機會和廉價勞動力對外商直接投資具有很強吸引力,加之我國經濟在2008年金融危機中表現穩定,也吸引了大量外資避險。而近期由于勞動力價格上漲等因素,使部分外商減少了投資,對此,應當維護宏觀經濟的穩定,從法律法規方面創造有利于外商投資的環境,推動外商投資轉型,吸引技術密集型、資本密集型及研發設計等高附加值的投資。
同時,面對經濟環境和外商投資的新變化,需要幫助國內企業轉型升級,優化國內企業出口環境,積極參與國際貿易相關法規的制定,鼓勵企業走出去以此帶動國內經濟的穩步增長。
[參 考 文 獻]
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篇5
關鍵詞:GDP;進口;出口
中圖分類號:F752.8 文獻標識碼:A 文章編號:1672-3309(2011)02-01-03
無論是國外學者關于對外貿易與典型國家經濟增長關系的實證檢驗。還是國內學者關于我國對外貿易與我國經濟增長的實證分析,主流觀點認為:在開放經濟條件下,對外貿易與經濟增長呈互為因果的正相關關系,外貿對一國或地區經濟增長、產業結構優化、資源優化配置和經濟發展具有積極的促進作用,盡管這種相關關系的程度在不同經濟發展階段、對不同國家有所不同。國內外學者關于對外貿易與一國經濟增長和經濟發展的實證檢驗所采用的方法同樣適用于分析――國內地區外貿與地區經濟增長和經濟發展的相關性檢驗。
一、山東省對外貿易與經濟增長關系的實證研究
進入21世紀,山東省在保持外貿持續增長的同時,經濟也保持了較高的增長速度。那么山東省的經濟增長與外貿高速增長的關系如何?在此通過用EVIEWS5.0軟件進行實證分析,采集的數據是山東省2000-2008年的進出口數額和外商投資企業的進出口數額。
(一)進口數額的變化對山東省經濟影響分析
采用EVIEWS5.0軟件對山東省進口額同該地區相應時期的GDP進行回歸分析,結果如下:
GDP=377.5022+6.470480*JK(JK代表進口額)
(7.787846)(44.64088)
判定系數R2=0.9996500
調整后的判定系數R2=0.996000
F=1992.808>F0.05,故F檢驗通過。
1.320
其中。GDP為被解釋變量,進口額(JK)為解釋變量,括號內為t統計量。
用EVIEWS5.0軟件做出的回歸分析表明:調整后的判定系數R2=0.996000,說明該模型的擬合程度很高。在GDP增量的變動中用進口做解釋變量有99.6%的可信度:回歸系數為6.470480,t統計量為44.64088,表明進口總額變動對GDP總量的變動具有顯著影響,同時進口與GDP關聯度很高且彼此呈正相關關系,進口每變動1個單位將導致山東省GDP變動6.470480個單位。
(二)出口數額的變化對山東省經濟影響分析
采用EVIEWS5.0軟件對山東省出口額同該地區相應時期的GDP進行回歸分析,結果如下:
GDP=295.7750+4.425478*CK (CK代表出口額)
(6.098667)(46.05952)
判定系數R2=0.996711
調整后的判定系數R2=0.996241
F=2121.479>F0.05,故F檢驗通過。
0.824
其中,GDP為被解釋變量,出口額(CK)為解釋變量,括號內為t統計量。
用EVIEWS5.0軟件做出的回歸分析表明:調整后的判定系數R2=0.996241,說明該模型的擬合程度很高。在GDP增量的變動中用出口做解釋變量有99.6%的可信度:回歸系數4.425478,t統計量為46.05952,表明出口額變動對GDP變動具有顯著的影響,同時出口與GDP關聯度很高且彼此呈正相關關系,出口每變動1個單位將導致山東省GDP變動4.425478個單位。
(三)凈出口的變化對山東省經濟影響分析
采用EVIEWS5.0軟件對山東省凈出口同該地區相應時期的GDP進行回歸分析,結果如下:
GDP=232.8323+13.24182*JCK(JCK代表凈出口額)
(1.102482)(10.76173)
判定系數R2=0.943004
調整后的判定系數R2=0.934861
F=115.8148>F0.05,故F檢驗通過。
1.320
其中,GDP為被解釋變量,凈出口(JCK)為解釋變量,括號內為t統計量。
用EVIEWS5.0軟件做出的回歸分析表明:調整后的判定系數R2=0.934861,說明該模型的擬合程度很高。在GDP增量的變動中用凈出口做解釋變量有94.3%的可信度:回歸系數13.24182,t統計量為10.76173,表明凈出口額變動對GDP總量的變動具有顯著的影響,同時凈出口與GDP關聯度較高且彼此呈正相關關系,凈出口每變動1個單位將導致山東省GDP變動13.24182個單位。
(四)外商投資企業出口數額的變化對山東省經濟影響分析
采用EVIEWS5.0軟件對山東省外商投資企業出口額同該地區相應時期的GDP進行回歸分析。結果如下:
GDP=365.3997+8.087703*WC (WC代表外商投資企業出口額)
(11.20176)(66.66986)
判定系數R2=0.998428
調整后的判定系數R2=0.998203
F=4444.871>F0.05,故F檢驗通過。
1.320
其中,GDP為被解釋變量,外商投資企業出口額(WC)為解釋變量,括號內為t統計量。
用EVIEWS5.0軟件做出的回歸分析表明:調整后的判定系數R2=0.998203,說明該模型的擬合程度很高。在GDP增量的變動中用外商投資企業出口額做解釋變量有99.8%的可信度;回歸系數8.087703。t統計量為66.66986,表明外商投資企業出口額變動對GDP的變動具有顯著的影響,同時外商投資企業的出口與GDP關聯度很高且彼此呈正相關關系,外商投資企業出口額每變動1個單位將導致山東省GDP變動8.087703個單位。
(五)外商投資企業進口數額的變化對山東省經濟影響分析
采用EVIEWS5.0軟件對山東省外商投資企業進口額同該地區相應時期的GDP進行回歸分析。結果如下:
GDP=173.7129+12.73999*WJ (w)代表外商投資企業進口額)
(3.805030)(51.25017)
判定系數R2=0.997342
調整后的判定系數R2=0.996962
F=2626.580>F0.05 故F檢驗通過。
0.824
其中,GDP為被解釋變量,外商投資企業進口額(WJ)為解釋變量,括號內為t統計量。用EVIEWS5.0軟件做出的回歸分析表明:調整后的判定系數R2=0.996962,說明該模型的擬合程度很高。在GDP增量的變動中用外商投資企業進口數額做解釋變量有99.7%的可信度;回歸系數12.73999,t統計量為51.25017,表明外商投資企業進口額變動對GDP總量的變動具有顯著的影響,同時外商投資企業的進口與GDP關聯度很高且彼此呈正相關關系,外商投資企業進口額每變動1個單位將導致山東省GDP變動12.73999個單位。
(六)外商投資企業出口額的變化對山東省出口總額的影響分析
采用EVIEWS5.0軟件對山東省外商投資企業出口額同該地區相應時期的出口總額進行回歸分析。結果如下:
CK=16.23904+1.825319*WSC (WSC代表外商投資企業進口額)
(3.302069)(99.80464)
判定系數R2=0.999298
調整后的判定系數R2=0.999197
F=9960.966>F0.05 放F檢驗通過。
DW=0.694983
CK=11.54531+1.847755*WSC
(1.447150)(42.43308)
判定系數R2=0.999863
調整后的判定系數R2=0.999725
F=7271.770>F0.05,故F檢驗通過。
1.320
其中,山東省出口總額(CK)為被解釋變量。外商投資企業出口額(WSC)為解釋變量,括號內為L統計量。
用EVIEWS5.0軟件做出的回歸分析表明:調整后的判定系數R2=0.999725,說明該模型的擬合程度很高。在出口總額的變動中用外商投資企業出口額做解釋變量有99.9%的可信度;回歸系數1.847755,t統計量為42.43308,表明外商投資企業出口額變動對出口總額的變動具有顯著的影響,同時外商投資企業的出口與GDP關聯度很高且彼此呈正相關關系。外商投資企業出口額每變動1個單位將導致山東省出口額變動1.847755個單位,同時說明了外商投資企業的出口變化很容易導致出口貿易總額的變化。
(七)結論
通過采用EVIEWS5.0軟件對出口額、凈出口、進口額和外商投資企業的進出口額與該地區GDP變動進行回歸分析,我們得出以下結論:
第一,對外貿易與山東省經濟的增長呈現高度的正向相關關系,并且隨著山東省對外貿易的發展,該地區的經濟發展水平將會有明顯的提高。對外貿易對該地區的經濟增長具有很好的推動作用。在金融危機的背景下,對外貿易萎縮會導致該地區的經濟增長速度下降進而對其整體經濟發展造成一定的影響。
第二,外商投資企業進行的進出口貿易對山東省經濟的增長促進作用不可小視。引進外資可以促進經濟增長,更好地獲取國外的先進技術,加快產業結構升級,從而提高出口產品的競爭力,推動經濟增長方式的轉變,也有利于擴大山東省對外貿易的發展,增加出口額。作為出口的重要組成因素,外商投資企業的出口會對出口貿易的發展產生重要的影響。
二、若干對策建議
(一)擴大內需,轉變經濟增長方式
GDP的核算主要包括投資、出口和消費三部分。在此次金融危機中。山東省經濟受影響最大的是出口。為了應對危機,山東省采取了一系列措施加快投資基礎設施建設,穩步推進擴大內需的政策促進了消費,使山東省在外部經濟環境惡化的條件下實現了穩定增長。
作為推進GDP增長的發動機。投資對拉動GDP的增長會有立竿見影的效果,但從長遠來看,要實現經濟的可持續發展。減少對國外市場的嚴重依賴性,就要從根本上提高人民的消費需求和消費能力。為此,今后理應改變原來的以投資為主、對出口依賴的經濟發展模式,適時轉變為以內需為主的經濟增長方式。
(二)積極調整產業結構,形成合理化的產業結構
近期美元持續貶值、原材料價格不斷上升等因索均使得中國出口產品的利潤空間進一步壓縮,通過制造業的飛速發展來帶動GDP增長的發展方式具有不可持續性。各級政府必須推進產業結構升級,建立現代產業體系,同時積極采取措施推進自主創新,加大對企業技術改造的投入,繁榮發展現代服務業。形成第三、第二、第一產業的產業格局。
2009年,山東省GDP的絕對量為33805.30億元,其中第一、第二、第三產業分別為3226.60億元、19035.03億元、11543.67億元,對GDP的貢獻率為9.54%、56.31%和34.15%。第二產業對GDP的貢獻率遠高于第一和第三產業。國際上普遍認為,產業結構的可持續發展首先是要求產業結構優化,包括產業結構合理化與高度化(又稱高級化)兩方面。合理的可持續發展的產業結構,是以創意產業和服務業等第三產業為主的產業機構。有鑒于此,山東省理當調整產業結構。積極推動現代服務業的發展,提高現代服務業在經濟增長中的比重。實現經濟發展的綠色化,減少高消耗、高污染的企業。在推動第三產業發展的同時。要加大對工業的有效投入,形成“高端化、高質化、高新化、高附加值”的工業結構。積極發展具有自主知識產權。擁有核心技術的工業產業。推動工業發展的可持續化。
(三)加強自主創新,提高企業的核心競爭力
一直以來我國的加工企業的核心技術少,很難在激烈的國際競爭中把握先機。贏得主動。核心技術和關鍵技術是買不來的,企業要發展壯大,必須將自身的比較優勢和自主創新的發展思路結合起來,結合本企業在本地區的比較優勢,通過積極地進行技術創新、結構創新等推動企業創新文化的形成。實現由傳統的比較優勢發展模式向技術、資金密集型產業的轉變。
政府部門應采取措施促進企業創新。積極組織建立產業集群。建立起主導產業,推動企業由簡單加工向自主創新、由貼牌生產向自主品牌的轉變。鼓勵企業積極引進和吸收先進技術,建設一批擁有自主創新能力和較強國際競爭力的企業。同時,構建面向新型工業化和非公有制經濟服務的技術創新和研發平臺,不斷提高企業的自主創新能力,在經濟總量增加的同時不斷提高經濟發展質量,藉此實現可持續發展。
(四)采取措施推動企業出口。緩解其生存壓力
出口作為山東經濟發展的一個重要推動力,為了防止出口大幅下跌。必須采取相應的調整措施,促進出口貿易向多元化方向發展。這樣,既可以保持出口的穩定,也可以擴大出口市場。
出口企業應積極加強企業風險意識。靈活地學習利用國際貿易中的風險轉移方法,促進風險的分散化。同時,配合國家的外貿出口政策。積極利用出口退稅,提高企業產品在國際市場上的競爭力。針對出現的貿易摩擦,出口企業要采取預見性的措施,積極應對對外貿易中的壁壘,要改變過去粗放的發展方式,強化技術創新,依靠提高自主創新能力。推動現有集群由低成本型向創新型轉變。
參考文獻:
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篇6
摘要:對外貿易對經濟增長是否具有促進作用,學者們眾說紛紜。安徽作為一個內陸省份,經濟外向度偏低,開放型經濟發展緩慢,因此,研究安徽省對外貿易對經濟增長的作用更具意義。文章首先從定性角度簡要描述了安徽省對外貿易現狀,其次從實證分析角度研究了安徽省對外貿易與經濟增長的關系,指出安徽省經濟增長與對外貿易存在長期穩定的關系,但對外貿易對經濟增長的導向性作用不明顯,最后在此基礎上對促進安徽對外貿易發展給出了相關建議。
關鍵詞:對外貿易;經濟增長;現狀;分析;政策建議
一、導言
隨著中國改革開放由沿海向內地的加速推進和國家“中部崛起”戰略的實施,安徽省的區位優勢逐漸顯現。安徽省是長三角地區的縱深和腹地,是沿海發達地區江、浙、滬等最毗鄰的一個省。改革開放以來,安徽省外貿進出口額由1978年的不足1000萬美元,發展到2008年的41.8億美元,年均增長率近25%,出口占GDP比重已由1978年的0.1%上升到2008年的5.7%。2008年全省GDP達到8874億元,全年進出口總額達204.35億美元,實際利用外資達34.89億美元,經濟外向度迅速上升至17.07%。但是,目前安徽省的經濟外向度還處于較低水平,不僅遠低于全國69.6%的水平,而且全年進出口總額僅占全國的0.7%左右,可見,與全國相比,安徽省外貿出口額占GDP的比重、人均水平均明顯偏低,對外貿易發展的差距還很比較大。
為此,安徽省委、省政府提出把對外開放作為主戰略、把招商引資作為經濟工作重中之重的戰略思想,但是對外貿易對安徽省經濟增長是否具有促進作用,以及促進作用大小如何,如何促進安徽省對外貿易的發展,這是安徽省對外經濟貿易必須要解決的問題,也是本文研究的目的所在。
二、對外貿易與經濟增長關系的相關綜述
(一)國外有關對外貿易與經濟增長關系的論述
第一,“對外貿易促進”論。該理論創始人是英國古典經濟學家亞當·斯密,他提出,分工的發展是促進生產率長期增長的主要因素,而分工的程度則受到市場范圍的強烈制約。對外貿易是市場范圍擴展的顯著標志,因而對外貿易的擴大必然能夠促進分工的深化和生產率的提高,加速經濟增長。
第二,“對外貿易無關”論。其主要觀點是:從短期來看,一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是,如果從長期供給的角度分析,經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率的提高兩大類,與對外貿易沒有關系。
第三,“對外貿易悲觀論”,其主要觀點是自由貿易不利于經濟發展,尤其是不利于發展中國家的經濟發展:自由貿易會加劇發展中國家貿易條件的惡化,導致發展中國家出現外貿與國際收支逆差,不利于發展中國家的資源利用和產業發展,而且自由貿易所決定的生產專業化對發展中國家十分不利,可能會導致更大的國際不平等。因此,發展中國家往往有必要采取保護措施,重新安排投資和配置資源。
(二)國內有關對外貿易與經濟增長關系的論述
改革開放以來,快速發展的進出口貿易一直被視為拉動中國經濟增長的“引擎”,但也有不同的聲音。例如,張小濟等(1999)等發現“貿易順差與國內生產總值增長之間呈負相關”;彭福偉(1999)提出“凈出口對經濟增長的拉動往往與國民經濟增長呈反方向運行趨勢”等。
隨著國內有關對外貿易對經濟增長的影響分析日益成熟,越來越多的學者就這一問題紛紛提出自己的觀點:李?。?998)概括了出口對經濟增長的作用;張明玉(1999)則認為在經濟起飛過程中,出口對經濟增長顯示出強大的推動作用,自改革開放以來,進口對經濟增長的作用更為明顯;許啟發和蔣翠俠(2002)通過實證分析發現中國對外貿易與經濟增長之間存在著極強的相關性,主張進口貿易與出口貿易并重。
三、安徽省對外貿易與經濟增長的相關性分析
(一)數據的選取
本文數據的選取取自《中國金融年鑒》和《安徽統計年鑒》,樣本數據為安徽省1990-2007年度的數據(見表1)。
(二)協整關系檢驗
為了分析對外貿易與經濟增長的相關性,在假定其他因素對經濟增長的影響不變或影響是平穩的基礎上,以GDP為因變量,分別以進出口總額、出口額和進口額為自變量進行協整檢驗。用Y表示GDP,X表示進出口總額,X1表示出口額,X2表示進口額,借助 Eviews5.0軟件進行協整關系檢驗(見表2)。
協整方程為:
Y=-1098230+66365.45*X1-66322.76*
X2+66357.35*X+994*T
X=6.29-1.02*X1-0.99*X2+669*T
表2說明,安徽省經濟增長(GDP)與出口、進口、進出口之間存在著長期穩定的均衡關系。協整方程還表明,經濟增長與出口、進出口之間呈現出同方向變動關系說明,安徽經濟增長過程中存在顯著的“外貿驅動”跡象。
(三)安徽省進出口額增長率與GDP增長率的相關性分析
如圖1所示,安徽省進出口總額的年增長率與安徽省GDP的年增長率并沒有存在顯著的相互依存性,這表示安徽省進出口對GDP的增長雖有著影響,但不是起決定性作用,說明安徽省對外貿易需要進一步發展,才能促進安徽省經濟的發展。
四、安徽省發展對外貿易的政策建議
(一)優化出口商品結構
安徽省出口商品結構不太合理,還沒有擺脫依靠初級產品、簡單加工、以量取勝的傳統模式,仍處于粗放式數量增長型發展階段。工業制成品出口提升速度較慢,機電產品、高新產品等具有高附加值產品出口份額較低,國際市場競爭力弱;且未形成多元化的出口市場,難以有效地規避風云變化的國際局勢對外貿出口的影響。因此,要優化安徽省的出口商品結構擴大機電產品和高新產品的出口,推動出口貿易持續、健康的發展。
(二)積極有效利用外資,提高利用外資質量
繼續將招商引資作為經濟工作的重中之重,推動全省利用外資總量上較大跨越,質量上明顯提升。把承接國際產業轉移與推動全省產業結構升級更好地結合起來,著力提高對外資技術和管理的消化、吸收、創新能力,在更高層次上發揮外資對安徽省經濟社會發展的積極作用。
(三)大力培育新的出口增長點
越來越多統計數據和研究成果表明,中小民營經濟已成為主宰地區經濟發展快慢強弱的重要標志,各地區經濟差距主要體現在中小民營經濟上。但是安徽省的中小私營企業發展水平較低,沒有發揮它們應有的作用。政府要將對扶持中小企業的政策落實到位,大力促進中小企業的健康發展,引導中小民營企業“走出去”,培育新的出口增長點,從而拉動安徽省經濟的發展。
(四)利用區位優勢,發展安徽省經濟
安徽省地處華東經濟板塊的腹地,有著較好的產業基礎,投資成本也相對較低。在經濟全球化的大背景下,世界制造業基地正向中國轉移,東部沿海發達地區產業正在向中西部梯度轉移,安徽省應該充分利用自身的區位優勢和比較優勢,積極融入長江三角洲的經濟圈中,學習相鄰發達省市的經驗,實現在更大范圍內、更高層次上參與國內國際經濟交流與合作,拓展安徽在國內外市場的空間,保持促進經濟加快發展的強大需求能力,促進自身經濟的發展。
:
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篇7
【關鍵詞】中日貿易 GDP 進出口依存度 產業內貿易
一、引言
對外貿易對于一國的經濟發展有著舉足輕重的作用,在經濟全球化日益深入的今天,中日兩國作為彼此重要的近鄰以及世界上的經濟大國,更應該積極探索互利互贏的貿易模式,為兩國乃至世界的經濟增長提供助力。在這樣的形勢下,深入分析當下中日貿易所存在的問題,把握中日貿易的發展趨勢及未來前景,積極探索出更為合適的貿易發展道路,對于兩國的經濟發展就特別具有現實意義。
二、文獻綜述
Jung. Peton和Marshall(1985)在研究的37個發展中國家中發現只有4個國家支持出口具有促進經濟增長的假設,Chow(1987)得出阿根廷國家的出口與GDP增長之間不存在Granger因果關系,而巴西、以色列、韓國、新加坡、香港、和臺灣的出口與各自的GDP增長之間具有雙向的Granger因果關系的結論;Jang C.Jin和Eden H.Yu發現美國的出口增長對本國的經濟增長是中性的關系。Jianhong Zhang等(2005)計算1992到2001年間中國與50個貿易伙伴國的產業內指數,得到中國的產業內貿易指數在不斷提高,中國的經濟發展促進了貿易結構的升級。
三、中日貿易與中國經濟增長關系的動態計量分析
本文選取中國與日本兩國之間1998——2008的貿易與中國GDP的時間序列數據,通過建立計量模型,采用時間序列分析技術,運用協整分析的方法來考察中日貿易與中國GDP之間的長期均衡關系。
本文選取中日進口貿易額(JM)、中日出口貿易額(JX)、對日貿易進口依存度(DDJM)、對日貿易出口依存度(DDJX)四個指標衡量中日貿易規模,以中國國內生產總值(GDP)作為中國經濟增長的度量指標,相關指標經過自然對數化處理,分別記為Ln(gdp)、Ln(jm)、Ln(jx)。
(1)單位根檢驗。本文采用的ADF檢驗,采用t統計量進行檢驗,分別對Ln(jm)、Ln(jx)、Ln(gdp)、ddjm、ddjx五個時間序列數據的水平、一階差分形式進行檢驗,檢驗結果見表1:
四、結論
自2002年以來,伴隨中國經濟高速增長而出現的是中國對日貿易逆差額的持續擴大,該現象反映的是中國對日本關鍵零部件、優質原材料以及機械設備等嚴重依賴。日本對中國的投資及貸款一直是中日貿易最大的動力來源,在中日貿易結構中,日資企業的進出口構成中日貿易的大部分。雖然日資企業主導中日貿易,推動了中日貿易的迅速發展,提高了中國向日本出口商品的檔次和技術含量,但大多情況下,中方只是賺取加工費,并沒有轉移相應的加工產品和技術。通過發展對外貿易帶動國內經濟的發展基本已成為共識,但對于如何以更優的貿易增長方式來促進國內經濟的增長,則還有許多問題需要解決。
參考文獻:
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篇8
關鍵詞:中國經濟周期;對外貿易周期;關系
經濟全球化的發展進程逐漸加快,各國之間的競爭趨勢不斷加劇,為適應當今時展潮流,對外貿易已成為重要的經濟手段,我國必須重視對外貿易發展的具體情況。我國的經濟發展周期在一定程度上可推動我國對外貿易活動的發展,另外,所進行的對外貿易活動也有助于提升我國的經濟實力。通過本文對我國經濟周期和對外貿易周期彼此相互聯系的分析和研究,從而促進二者協調發展,為我國未來良好的發展進程創造條件。
一、經濟周期的相關概述
經濟周期又可稱為商業周期或者景氣循環,是指經濟物質在其發展過程中所出現的周期性經濟擴張和經濟緊縮相互交替、循環往復的一種經濟情況。經濟周期預示著國民經濟資金狀況的波動變化,是一段時期內經濟發展現象的反映。經濟周期的發展階段一般可劃分為四個部分,這四個階段分別為繁榮時期、衰退時期、蕭條時期以及復蘇時期。經濟周期所呈現的是國民總資產的波動情況,其數據的積累以及信息的來源主要依靠的是經濟部門的擴張與收縮狀況。
產生經濟周期原因可分為外因論、內因論以及綜合論等三個方面,具體表現如下:
1.外因論:周期主要源自經濟體系之外的一些因素,其內容包括太陽黑子理論、創新理論以及政治性理論等等理論研究。太陽黑子理論認為由于太陽黑子的周期性不斷變化,繼而導致農業收成有所下降,影響經濟的整體發展。另外,太陽黑子存在一定的規律性,出現的時間可通過預測進行一定的防御。創新理論認為生產要素新組合與經濟發展較為密切,新組合的出現使其與舊生產要素在市場上得以共存,有利于一段時間內的經濟發展,不過,如果新組合的使用范圍不斷擴散,必然動搖舊生產要素的市場地位,從而導致企業經濟出現蕭條的情況。政治性理論認為經濟周期之所以出現循環往復的情況,主要原因在于政府在不同時期內的決策內容。
2.內因論:經濟周期來源于經濟體系的內容結構,其包括收入、資金、成本以及投資等多方面內容。純貨幣理論認為貨幣的供應情況以及貨幣的流通形式對名義上的國民收入有著十分密切的聯系,經濟所呈現的波動情況的主要原因來自于銀行系統內部存在交替性擴張或緊縮的狀態,其中短期利率起著決定性的作用。另外,其中的消費不足理論認為經濟之所以出現衰退的情況,主要是因為消費品需求所帶來的問題,無法與時代相互作用,進而造成我國經濟發生問題。
3.綜合論:經濟周期的出現,原因來自于多個方面,是由諸多因素而形成的,各個因素之間彼此相互聯系、相互作用,形成了較為系統的構架形式。根據經濟周期存在的主次作用來劃分,可將經濟周期產生的原因分為基本因素和影響因素兩個方面?;疽蛩厥侵附洕芷谛纬蓵r所具備的根本性的條件和作用。而影響因素則是指經濟周期形成過程中具有一定影響力的作用和條件。基本因素在經濟周期形成過程中具有不可替代的根本意義,其他的形成因素對經濟周期的形成具有重要的影響作用。
二、對外貿易
對外貿易又可稱為國外貿易或者進出口貿易,主要是指一個國家根據自身條件與另一個國家進行的商品或勞務的交換活動。對外貿易可分為進口和出口兩部分,從而實現各國之間的交流和溝通,有利于增強社會穩定,促進和諧共處。對外貿易周期則是指我國在進行對外貿易活動所呈現的周期性變化,是當今我國對外貿易較為顯著的特征之一。
對外貿易活動的出現,在一定程度上可促進我國資源的協調配置,促進資源的合理運用,進一步節約社會上的勞動成本,提高我國的經濟收益,借鑒國外一些優秀的技術成果,將其進入到我國現代化發展之中,增強我國的技術含量和經濟實力。對外貿易活動是我國為應對國外局勢而展開的項目內容,可極大提高我國在國際上的競爭實力和總體水平,是促進我國各個企業發展的重要力量。
三、中國經濟周期與對外貿易周期
1.中國經濟周期與進口周期
經濟增長速度情況與實際的對外貿易有著十分密切的聯系,如果我國經濟呈現著經濟持續增長的發展狀態,那么我國與各國之間的貿易往來也會越加緊密,與之相反,我國對外貿易的發展速度也會逐漸減慢。根據相關數據顯示,我國進口發展情況與GDP實際增長情況二者具有一定的聯系,當GDP出現上升的情況時,進口增長率也會隨之發生一定的上升,比如1985年開始,我國經濟增長情況呈現著緊縮的發展趨勢,1990年進入到第二次低潮時期,在這段時間內,我國GDP的實際增長率僅有3.8%,而在這同一時期,進口貿易情況也大幅度下滑,出現了負值的現象,為-9.8%,由此數據分析可得知因為進口貿易與經濟增長率之間的聯系,使得我國與外國進行進口貿易時會隨著經濟增長情況發生一定的變化,從而造成進口貿易出現一個相對不穩定的形勢之下。
對于經濟周期的實際波長,可按照波谷的形式對其進行較為準確地描述,通過波谷計算周期的波長,并根據時間安排進行詳細劃分,結果清晰可見。根據調查的數據顯示,在我國1982年到2009年,這段時間可分為三個周期,第一個經濟周期為1982年到1990年,第二個經濟周期為1990年到1998年,第三個經濟周期為1998年到2009年。從這段時間可以得知,我國共經歷了三次經濟貿易周期,每段貿易周期的平均時間長度為9年,這段時間屬于一個階段的經濟貿易周期情況。到2010年,將開始下一階段的經濟貿易活動。
2.對外貿易進口情況與經濟增長二者存在的不一致性
雖然經濟增長率與進口貿易情況二者存在著較為密切的聯系,但部分時間之內,二者卻存在不一致,具體可體現在兩個方面:其一進口對外貿易所呈現的波峰和波谷有時會滯后或者超前于我國經濟周期的實際發展速度;其二是在經濟增長率還沒出現波峰的情況時,已經存在一些年份的進口對外貿易發展到極致的現象。
對于上述所產生的情況,在經濟發展過程中屬于較為常見的一種情形,由于不同國家自身實際因素導致與實際預測發生了一定的偏差,這些因素是隨經濟發展而延伸出來的主要因素,這是一種不可避免的常態現象。比如,2000年和2003年這兩年之間,我國經濟增長率分別為8.4%和10%,而與此同一年份,我國的對外進出口貿易卻創下歷史新高,分別到達了35.8%和39.9%。
1999年是我國經濟發展的波谷時期,2000年開始,我國開始逐漸恢復自身的經濟發展情況,走向下一環節的經濟周期擴張計劃,另外,我國在這一時期加入了世界貿易組織,與之相互配合的是我國2000年的經濟增長率極大提高的未來,我國在這一時期經濟水平得以空前提高可以說是早已預料之中的事情,但實際情況表明,2001年我國經濟增長的情況遠沒有達到預想的那樣,甚至在擴張過程中出現了停滯不前的現象,進口增長率大幅度下降,與2001年相比,下降到了8.2%。直至2002年之后,我國經濟開始逐漸恢復,進入較為繁榮的發展時期,出現了年增長率為20%的較高記錄。進口貿易增長率往往在有時會與經濟周期發生一定的誤差,會在經濟周期達到高度時期產生一定的延遲,在還沒出現最高點時就會出現進口貿易的巔峰階段。
四、結語
綜上所述,我國經濟周期的實際情況決定著我國對外貿易的具體活動,是我國進行國外交流的關鍵,為促進我國走向世界,提高我國整體實力和水平,必須加大力度發揮我國的有利因素,創造有效的發展對策,提高我國的經濟實力,促進我國現代化進程的健康發展,為我國未來的經濟進步創造條件。
參考文獻:
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篇9
關鍵詞:對外貿易 FDI; 經濟增長;唐山市
中圖分類號:F752.6 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2016)14-0167-02
引言
隨改革開放的深入,對外貿易以及FDI在一國或地區經濟增長過程的作用日益重要,近年來國內外學者都對對外貿易以及FDI對經濟增長的作用進行了實證分析。就河北省唐山市而言,其地理位置較為優越,處于京津冀的核心地位,近年來其對外貿易以及FDI發展較為迅速。通過對唐山市對外貿易、FDI與經濟增長之間的關系分析研究,弄清二者的因果關系與互相促進關系,將有利于促進地區經濟的持續增長。
一、模型設定及數據說明
(一)數據說明
本文選取唐山市1980―2014年的數據進行實證分析,數據來源于歷年的唐山市統計年鑒。用地區生產總值作為經濟增長水平的代表變量、進出口貿易總額作為對外貿易的代表變量、實際利用外資額作為FDI的代表變量,并將對外貿易和FDI按照年平均匯率轉換為人民幣進行核算。
(二)模型設定
為了消除掉可能存在的異方差現象,本文對對外貿易、FDI以及經濟增長變量取對數,并建立如下雙對數線性計量經濟模型。
LnGDPt=β0+β1LnTRADEt+β2LnFDIt
其中,LnGDPt表示t時期的地區生產總值的對數值,LnTRADE表示t 時期的對外貿易的對數值,LnFDIt表示t時期的外商直接投資的對數值;β1表示對外貿易對經濟增長的貢獻效應,即對外貿易增加百分之一時所引起的地區生產總值變化的百分比;β2表示FDI對經濟增長的貢獻效應,即FDI增加百分之一時所引起的唐山市地區生產總值變化的百分比。
二、實證結果分析
(一)平穩性檢驗
如果時間序列非平穩,容易產生“偽回歸”問題,所以首先需要對LnGDP、LnTRADE、LnFDI進行單位根檢驗以檢驗其平穩性。本文采用ADF檢驗對變量進行檢驗,可得LnGDP、LnTRADE、LnFDI原序列都是非平穩的,而且是同為1階單整的,可能存在著協整關系,即長期的均衡關系。
(二)協整檢驗
如果不平穩的時間序列之間存在一個平穩的線性組合,即說明變量之間存在長期穩定的均衡關系,這種關系被稱為協整關系。本文采用Johanson 最大似然檢驗法,通過跡統計量可以判斷LnC、LnE、LnGDP三個變量存在一個協整關系(如表2所示)。本文中的協整方程如下:
LnGDPt=0.050048LnFDIt+0.535411LnTRADE
從反映長期均衡關系的協整方程來看,LnGDP與LnFDI、LnTRADE之間均存在正向的協整關系。FDI每增加1%,會使唐山市地方生產總值增加約0.05%;對外貿易每增加1%,會帶動地方生產總值增加約0.5354%。即從長期來看,對外貿易對GDP的拉動作用大于FDI。
(三)VAR模型滯后階數的確定
VAR模型是把每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數,進而判斷變量之前的動態關系。模型中一個重要的問題就是滯后階數的確定,綜合運用AIC和SC準則進行選擇,按照取相對較小值的原則,本文VAR的最優滯后期為1,即建立VAR(1)模型。
(四)VAR模型的平穩性檢驗
如果被估計的VAR模型所有根的模的倒數小于1,即位于單位圓內,則其是穩定的。本文中VAR的所有的根的模的倒數都落于單位根圓內(如圖1所示),因此所設定的模型是穩定的,表明選取的兩個變量之間存在長期穩定關系,可以進一步進行脈沖響應函數和方差分析對三者之間的動態關系進行分析。
(五)脈沖相應函數
在分析VAR模型時,往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何,而是分析當一個誤差項發生變化,或者說模型受到某種沖擊時對系統的動態影響。脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。分別給對外貿易、FDI一個沖擊(廣義脈沖),可以得到關于GDP的脈沖響應函數圖(圖2)。圖2中橫軸表示沖擊作用的響應期數,縱軸表示GDP,實線表示脈沖響應函數,代表了GDP對對外貿易、FDI沖擊的反應。從圖2可以看出,當在本期給對外貿易一個正沖擊后,經濟增長在短期內有波動,之后在第2期達到最高點,從第3期以后開始逐漸平穩,表明對外貿易受外部條件的某一沖擊后,傳遞給GDP,給GDP帶來同向的沖擊,而且這一沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續效應。同樣,當在本期給FDI一個正沖擊后,在第1期對經濟增長波動有最大的正的影響,然后開始逐漸減弱,到第7期逐漸平穩,但其影響都是正的,即增加FDI會對GDP產生穩定的拉動作用。
(六)方差分解
方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度,進一步評價不同結構沖擊的重要性。如表4所示,第一列是預測的標準差,其余三列分別為GDP、FDI、對外貿易對GDP波動的貢獻率,每行相加為100%??梢钥吹紾DP在第一期只受到自身的沖擊,FDI、對外貿易的沖擊則在第二期才表現出來。不考慮GDP自身變動的貢獻率,對外貿易對碳排放的貢獻率最大達到8.676%,FDI對GDP的貢獻率為6.504%左右,可見,對外貿易對GDP波動的貢獻率較大,是影響其變動的最主要因素之一。
三、結論及政策建議
(一)結論
上述實證結果表明,在長期中,唐山市對外貿易、FDI與經濟增長存在長期均衡關系,對外貿易與FDI的增加將引起GDP同向的變化,并且對外貿易的影響大于FDI對GDP的影響。脈沖響應與方差分解表明,對外貿易、FDI的變動對唐山市GDP的波動起至關重要的作用,其中對外貿易的作用較之FDI的作用更大。
(二)對策建議
首先,實證結果表明, FDI對唐山經濟增長的影響小于對外貿易的影響,這可能與目前唐山市外資來源較為單一,質量不高,尚位于價值鏈的低端有關。因此,今后為了進一步依托FDI促進唐山市經濟結構轉型升級以及經濟可持續增長,應進一步提高外資利用質量,促進外資與當地企業的關聯度,加快對于外資技術外溢的吸收能力。
其次,以后唐山市應以京津冀協同發展以及“一帶一路”戰略的提出為契機,進一步優化進出口商品結構,加強對機電、服裝和紡織等行業的技術改造, 積極鼓勵和支持企業提高出口商品的技術含量和附加值,以充分帶動對外貿易對經濟增長的帶動作用。
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篇10
【關鍵詞】對外直接投資 宏觀經濟變量 回歸分析 OLS估計
一、引言
從產品輸出到資本輸出,是一個國家在世界經濟版圖中不斷晉升的經典路線。作為GDP和外匯儲備雙雙位居亞洲第一的中國,在國際投資格局深度變化、國內生產結構轉型升級的大背景下,由勞動密集型向資本和技術密集型的出口模式轉變就顯得尤為必要。隨著“中國資本”將取代“中國制造”成為經濟新標簽,中國將迎來資本輸出時代。在人民幣國際化進程中,作為資本輸出重要組成部分的對外投資扮演著重要角色。作為世界第三大對外投資國,中國于2014年前三季度共對全球152個國家和地區進行了直接投資,涉及4475家境外企業,累計實現投資749.6億美元,占全球投資額的25.8%。隨著中國資本輸出進程的不斷推進,對外投資影響因素研究的重要性愈加凸顯。因此,研究中國對外直接投資與宏觀經濟變量之間的關系,具有理論意義與實踐意義。
二、文獻綜述
目前,人們普遍認為宏觀經濟變量是對外直接投資的重要影響因素之一。西方經濟學認為,若一國國內投資小于國內儲蓄,會造成儲蓄過剩,則需向外輸出資本,從而構成經常賬戶盈余。宏觀經濟變量通過這種機制,對對外直接投資產生影響。20世紀80年代初期鄧寧提出IDP理論,即在折中理論基礎上引入宏觀經濟變量和時間變量而形成的動態模型。近年來西方學者不僅從理論上研究這些變量的影響作用,還進行了相應的實證分析。Lechenko(1999)研究表明一國對外直接投資與出口之間存在一種因果關系。Aliber(1983)認為匯率對FDI流出的區位選擇會產生重要影響。另外,施耐德和弗雷(1985)提出了在發展中國家工資是對外投資顯著因素的觀點。綜上所述,西方學者基本認為宏觀經濟是影響一國對外直接投資的主要因素。結合中國經濟發展狀況,有學者認為外匯儲備額也應是影響對外投資的顯著因素。
三、中國對外直接投資影響因素的實證分析
(一)變量的選取與數據來源
國內外有關對外直接投資與宏觀經濟關系的文獻中,選擇的宏觀變量主要包括國內生產總值、外貿進出口、工資水平、利率水平等,有的甚至包括了外國直接投資、世界貿易總量等變量。本文在選擇宏觀經濟變量時,充分考慮了理論關系、相關實證研究結論以及中國當前經濟形勢,并遵循公開性與公眾性原則。考慮到數據的可獲得性與可計算性,本文選取了國內生產總值、外貿出口額、人民幣兌美元匯率、通貨膨脹率以及外匯儲備量作為宏觀經濟變量,分別反映中國國內市場情況、出口貿易景氣程度、匯率水平、通脹狀況及外儲頭寸,分別用GDP、EXPO、EXCH、INF、FER表示。對外直接投資用ODI代表。本文研究期間取2003年1月至2013年12月,共計11年。使用的數據來自各年度《中國統計年鑒》與世界銀行(Http:///)。
表1 回歸分析所用數據
(二)模型的設計與解釋
已有的對ODI宏觀因素的實證研究,雖選取了不同的模型設定,但在方法選擇上,絕大多數選擇OLS回歸分析。參照以往的研究方法,本文構建如下模型對中國對外直接投資的影響因素進行檢驗:
■
(方程3.1)
其中,t代表時間,μ為隨機誤差項,C為對所有期間固定不變的影響因素。本模型對變量采用對數形式,因此得到的相關系數表示ODI對相關解釋變量的彈性。
(三)實證檢驗結果與分析
1.變量間相關系數分析結果。利用Eviews軟件對各變量之間的相關關系進行解析,結果如下表2所示??梢杂^察到各變量之間相關關系顯著,基本在0.9以上(INF因取百分比效果較弱),說明選擇的解釋變量具有代表性和顯著性。
表2 變量之間的相關系數
2.OLS回歸結果。利用方程3.1對五個影響因素(GDP、EXPO、EXCH、INF、FER)對ODI的影響進行估計,首先對變量取對數,消除數據波動的異方差,使其變量系數成為彈性系數。由于數據時間較短,不考慮殘差自相關。利用Eviews軟件,進行OLS回歸分析,得到表3的結果。
表3 OLS回歸結果
3.實證檢驗OLS回歸分析。從OLS回歸結果中可知,調整后達到了0.9953,說明模型的擬合優度較高,模型能夠解釋中國對外直接投資變化的99.53%。從T統計量看,在給定5%的顯著性水平下,所有系數均比較顯著。該模型可用式子描述為:
■
(方程3.2)
結合方程3.2,通過分析可以得出以下結論:
(1)對外直接投資與出口額、外儲頭寸之間存在正相關關系,與國內生產總值、人民幣兌美元匯率、通貨膨脹率之間存在負相關關系。其中,對于GDP與ODI呈負相關關系,雖然有悖經濟意義與相關圖檢驗,但綜合考慮中國國情與對外經貿政策,可以理解為政治因素施加了過多的影響。其作用機制為中國在經濟新常態背景下,加大高附加值產品出口,并由此拉動了大規模的海外基建資本輸出。例如雖然2014年中國經濟增速未及預期,但代表著資本輸出的“一路一帶”建設、主導推動“亞投行”等國家戰略正在縱深發展。
(2)ODI與EXPO、FER的正相關關系顯著,且符合國內外相關研究結論。尤其是對于擁有龐大外匯儲備的中國來說,FER對對外直接投資有著根本性的影響,它決定了投資的強度與持久性。從EXPO角度觀察可理解為產品輸出與資本輸出是一種互補關系,兩者之間有著相互促進的作用。
(3)ODI與EXCH、INF存在負相關關系,代表通脹率的INF斜率系數為負值但很小,說明對外直接投資受貨幣購買力影響較小,因為中國在計算區間貨幣購買力變化不大,所以在研究中只體現了方向性特征。EXCH每變動1%,就會造成ODI反向變化7.68589%。因為中國持有大量美元國債,匯率會對其絕對收益產生影響,且ODI與持有美元國債具有替代關系,所以ODI與EXCH存在負相關關系。
綜上所述,本文利用2003年至2013年這11年的數據實證檢驗了ODI與宏觀變量之間的關系,結果符合經濟理論與相關研究,其中影響最顯著的是FER與EXCH。限于數據和現有研究方法的狹隘和實際影響因素的復雜性,本文的研究分析與絕對準確結果存在誤差。
四、總結與建議
在人民幣國際化背景下,中國正以前所未有的速度在世界范圍內進行投資,中國已成為資本輸出大國。實證研究表明,宏觀經濟因素對中國對外直接投資有著顯著影響。其中,外匯儲備頭寸與匯率水平是最顯著因素。面對經濟新常態,中國應當關注:
(一)加快推進對外直接投資戰略
提高我國資本輸出能力,須要盡快推進“一路一帶”、“亞洲基礎設施投資銀行”、“亞太自貿區”等國家戰略。隨著各項談判的進行,我國資本全球布局的步伐將顯著加快,我國將擁有年輸出3000億美元資本的能力。
(二)提升對外直接投資服務質量
通過簡化行政審批手續,提高企業走出去便利化程度;鼓勵中國企業到海外投資技術和研發平臺類企業,對并購技術密集型和資本密集型的企業給予政策支持。
(三)注意對外直接投資中的風險
要仔細研究東道國是否有投資機遇以及哪些行業有投資機遇、能不能獲得利潤增長點等問題。要注重利用法律服務、金融服務的來規避風險。
參考文獻
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