外貿數(shù)據(jù)范文

導語：如何才能寫好一篇外貿數(shù)據(jù)，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

信用意味著訂單

對于賣方企業(yè)而言，他在選擇合作對象時，看重的并非是這家公司的辦公地點、注冊時間，而是企業(yè)的交易能力，也就是曾經(jīng)與誰合作過，貿易額有多少。

眼下，網(wǎng)購已經(jīng)成了網(wǎng)民的主要購物渠道。但是，在幾年前，淘寶剛剛出現(xiàn)在中國時，網(wǎng)購并沒有如今這般流行。原因就在于，當時的網(wǎng)購平臺看上去產品豐富，實際上則是魚龍混雜。在消費者抱怨網(wǎng)購陷阱多時，淘寶誠信體系上線了，淘寶賣家必須根據(jù)自身的銷售業(yè)績、服務態(tài)度等進行誠信測評，以此在規(guī)避交易過程中的各種亂象。于是，網(wǎng)購開始逐漸邁入誠信經(jīng)營階段，網(wǎng)購人群也日益增長起來了。

如今，同樣的問題也出現(xiàn)在外貿B2B交易中。對于外貿企業(yè)而言，信用二字的分量更重，對于賣家，它意味著訂單，對于買家，則意味著金錢。深圳一達通有限公司（以下簡稱“一達通”）作為一家外貿中介服務機構，對買方和賣方的需求十分了解，對此，其總經(jīng)理魏強在接受網(wǎng)絡導報記者采訪時就表示：“通常，在交易前，外貿中介服務公司會對企業(yè)進行信用評估，買方企業(yè)可以根據(jù)信用評估結果到銀行進行貸款，進而提前拿到貨品；賣方則要根據(jù)信用交易數(shù)據(jù)爭取訂單，即過往訂單量越大，說明其交易能力越強，因此獲得的訂單就越多。”

在采訪中，魏強一直強調信用數(shù)據(jù)的重要性，“對于賣方企業(yè)而言，他在選擇合作對象時，看重的并非是這家公司的辦公地點、注冊時間，而是企業(yè)的交易能力，也就是曾經(jīng)與誰合作過，貿易額有多少。”魏強對網(wǎng)絡導報記者說，在擁有200萬用戶的阿里巴巴外貿交易平臺，買家總是希望能夠獲得更多有效的賣家信息。然而，相比公司在哪一年注冊或者辦公室設在哪里，企業(yè)的銷售能力、銷售規(guī)模，這些信息則顯得更有經(jīng)濟價值。

他表示，在這一點上，B2B與B2C存在很大差別，B2C屬于個人消費，是感性的、小額的，而B2B則是企業(yè)與企業(yè)之間的交易，不是買一雙鞋、一件衣服，而是數(shù)以萬計的商品交易。“正因如此，誠信交易顯得更為重要。”

魏強介紹稱，由于不誠信而使企業(yè)利益受侵害的案例不勝枚舉，有的企業(yè)拿了錢不發(fā)貨，或者發(fā)到買家手里的貨有嚴重質量問題；有的企業(yè)收到了貨不給錢，導致賣方企業(yè)“貨財兩空”。“如果能在交易之前，把企業(yè)的情況了解透徹，那么交易過程中出現(xiàn)的問題就會逐漸減少。”魏強說。

B2B平臺從1.0向2.0邁進

對于外貿中小企業(yè)而言，信用可以轉化為數(shù)據(jù)。而當這一數(shù)據(jù)由第三方平臺時，則既可以滿足買賣雙方對于信用數(shù)據(jù)的需求，又在數(shù)據(jù)真實性方面有了進一步的保障。

電子商務的方便之處在于，企業(yè)無需跑到各種交易展覽會上搜尋賣家，只要把企業(yè)及產品信息到網(wǎng)上，就會有訂單找上門來。當網(wǎng)絡平臺的信息真實性越來越強的時候，國外買家利用網(wǎng)絡平臺下單的可能性也會跟著增加。這其中暴露出來的，也是中國網(wǎng)絡交易誠信度的問題。

“在中國，企業(yè)已經(jīng)認同了互聯(lián)網(wǎng)電子商務的便捷，但是由于互聯(lián)網(wǎng)是虛擬的，買家與賣家的真實信息基本是靠自己填寫的。在這種情況下，雙方信息的真實度與有效性就比較差。如果哪一個平臺能夠獲取到會員的有效的、真實的經(jīng)營數(shù)據(jù)的話，那么這個平臺就肯定是最熱門的平臺，因為大家都愿意去到你的平臺進行真實、可靠的交流。”在魏強看來，目前的B2B平臺還處于1.0版本，一旦出現(xiàn)項目數(shù)據(jù)認證服務，則是邁向2.0的標志。

此外，魏強還指出，對于當下的B2B平臺而言，數(shù)據(jù)認證服務將會有別與B2C的誠信體系認證。原因在于，B2C、C2C的信譽排名出自旗下交易數(shù)據(jù)，用戶通過成交量以及顧客的評價進行信譽排名，沒有第三方機構的介入，刷信譽、虛假購物等制造假數(shù)據(jù)的現(xiàn)象發(fā)生。

一達通此次推出的數(shù)據(jù)認證服務，則是來源于其中介服務的數(shù)據(jù)統(tǒng)計。在外貿交易過程中，一達通主要負責外貿中小企業(yè)的報關、報檢、退稅、物流等服務，對企業(yè)的真實情況了如指掌，為了避免交易過程中出現(xiàn)問題，一達通在篩選會員企業(yè)時所做的準備工作非常精細。在此基礎上公布出的貿易交易數(shù)量、貿易交易額，一定是真實可靠的。

對此，魏強表示：“到那時，如果一家企業(yè)說自己是大買家，賣家就可以通過第三方數(shù)據(jù)認證看到對方的交易數(shù)據(jù)是否像其所描述的那樣。另外，如果像一達通這樣的交易的服務商越來越多，那么我國的外貿的信用交易就會越來越廣泛，買家和賣家合理的、真實的交易狀況也會越來越好，欺詐情況也會隨之減少。”

說破“不能說的秘密”

“數(shù)據(jù)認證服務將會帶來多方共贏的局面。”魏強這樣對網(wǎng)絡導報記者說。數(shù)據(jù)認證，一方面使一達通的服務對象——外貿買家與賣家有了“誠信名片”，另一方面也為電商B2B平臺下了誠信經(jīng)營、誠信交易的決心。

數(shù)據(jù)認證雖然有著如此巨大的作用，但是也已成為電商行業(yè)中“不能說的秘密”，比如在電商B2C中，有商家通過虛擬付款、虛擬發(fā)貨的方式刷信譽，甚至有的企業(yè)為了有良好的信譽，刷評價、刷排名。

在這種情況下，怎樣才能保證B2B平臺所提供的數(shù)據(jù)是真實、客觀呢？對此，魏強介紹道：“在出口的過程中，很重要的一個過程就是報海關、報稅務，而海關和稅務對于企業(yè)交易的數(shù)據(jù)要求又是全方位的，這個數(shù)據(jù)不能作假，一旦有作假現(xiàn)象出現(xiàn)，海關和稅務部門都有對企業(yè)做出相應懲罰。這些數(shù)據(jù)必須真實。”

此外，記者了解到，本次一達通推出的數(shù)據(jù)認證服務，是與阿里巴巴國際站合作推出的，即將此服務覆蓋于阿里巴巴與一達通的共同會員中。“享受這一服務的企業(yè)，首先必須要確認是阿里巴巴的會員，然后，也在過去一年內曾享受過一達通的服務。”一達通數(shù)據(jù)認證產品營銷副總經(jīng)理彭靜對網(wǎng)絡導報記者說，“企業(yè)無需專門找一達通特意開通這個數(shù)據(jù)認證服務，這些數(shù)據(jù)在一達通為中小企業(yè)服務過程中自然生成。只要服務上述條件，即可在阿里巴巴網(wǎng)站上查看到其交易數(shù)據(jù)。”

不過，在彭靜看來，數(shù)據(jù)認證服務目前尚處于概念階段，想到產生更大的影響力，需要中小企業(yè)以及外貿中介服務商付出更多努力。此外，彭靜認為，此次數(shù)據(jù)認證服務能在阿里巴巴國際站上線，體現(xiàn)了阿里巴巴今年轉型的思路，即提升買家的用戶體驗和賣家的服務水平。而第三方服務平臺的客觀數(shù)據(jù)評價，也會給一達通帶來更多的客戶，從而擴大規(guī)模。

對此，魏強也表示贊同，他表示，推出這項服務，讓外貿企業(yè)、電商B2B平臺都能看到，是第一步，目前，一達通的6000多名會員已經(jīng)全部覆蓋使用這一認證服務。而后，這項服務會隨著其作用的不斷擴大，讓更多外貿企業(yè)參與進來。“它不僅能夠改善整個外貿交易狀態(tài)，而且，還會讓賣家通過認證，得到更多更好的海外買家。未來，數(shù)據(jù)認證服務必將實現(xiàn)外貿交易多贏局面，讓外貿交易平臺開啟誠信時代。”

鏈接

一達通數(shù)據(jù)認證服務一覽

主要內容：

企業(yè)年貿易額、貿易單量、貿易地區(qū)、貿易產品

三大優(yōu)勢：

幫助企業(yè)贏取優(yōu)質訂單

通過查看企業(yè)的真實性信息，企業(yè)可以開通認證展示服務，自由地讓買家瀏覽器相關貿易記錄信息，幫助企業(yè)獲得買家信任。

幫助企業(yè)獲得貿易融資

通過外貿B2B平臺記錄的企業(yè)外貿的真實性信息和數(shù)據(jù)，企業(yè)可以憑借此信用記錄申請貿易融資，接觸外貿流通資金的困境，幫助企業(yè)快速發(fā)展。

篇2

關鍵詞：海外華人網(wǎng)絡；國際貿易；面版數(shù)據(jù)

中圖分類號：F830.59　文獻標識碼：A　文章編號：1005－0892(2007)09－0099－05

一、現(xiàn)有文獻的回顧

以往關于海外移民對一國國際貿易的影響通常僅考慮移民會影響移民來源國與東道國之間要素供給的變化，認為要素供給的變化會對一國的生產，最終也會對一國的對外貿易產生影響。近年來，由于JamesRaueh等多位學者的關注，關于移民的國際貿易效應的研究正逐步轉向對移民網(wǎng)絡的其它效應的探討。移民網(wǎng)絡被認為可以給買賣雙方提供關于貿易機會的信息，并且可以提高契約的執(zhí)行能力，從而增進國際貿易的規(guī)模。對于華人網(wǎng)絡而言，正如Weidenbaum和Hughes(1996)指出，從事商業(yè)活動的華人(華商)遍布世界貿易的每一個角落，他們不僅僅生產零部件，進行零部件的組裝工作，與此同時，遍布批發(fā)、金融、外包、交通等行業(yè)……杰出的華商通常會相互認識并且進行相互間交易，通過一種非正式網(wǎng)絡來進行信息傳播而不是通過傳統(tǒng)的渠道，因此海外華人網(wǎng)絡被認為是促進中國對外貿易發(fā)展的重要影響因素之一。

表1匯總了近些年本領域的經(jīng)驗研究的主要成果。在這些研究中，除了Rauch和Trindade(2002)對華人網(wǎng)絡作出分析外，幾乎所有的文章都以母語為英語的國家作為分析對象。他們在1980年及1990年數(shù)據(jù)的基礎上，用截面數(shù)據(jù)回歸分別估計了海外華人網(wǎng)絡對于差異化產品、有參考價格的產品以及同質性產品的貿易彈性，但他們僅以雙邊貿易總量作為被解釋變量，并沒有嚴格區(qū)分進口彈性與出口彈性，因此，其研究仍有待于進一步深入。 上述研究得出的結論基本都認同海外移民網(wǎng)絡對雙邊貿易流量存在明顯的促進作用，盡管不同的研究得出的估計結果可能在相關程度上存在很大的差別。例如，Gould(1994)、Dunley和Hutchinson(1999，2001)發(fā)現(xiàn)，移民網(wǎng)絡對消費品貿易的影響要比對投入品貿易的影響要大；Rauch和Tnndade(2002)、Wager，Head和Ries(2002)發(fā)現(xiàn)，移民網(wǎng)絡對差異化產品貿易的估計系數(shù)要比對同質產品貿易的估計系數(shù)要大；Girma和Yu(1000)發(fā)現(xiàn)，當雙方不存在殖民關系時。估計的系數(shù)要更大，而Blanes-Cristobal(2003)卻得出了與其相反的結論；Ching和Chen(2000)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家移民要比投資者移民對貿易的影響更大；Gould(1994)和Wagner、Head和Ries(2002)則發(fā)現(xiàn)，移民網(wǎng)絡的貿易彈性會隨著移民數(shù)量的變化而發(fā)生變化，移民數(shù)量越大，彈性值就越小，它反映出一種邊際遞減規(guī)律。

二、引力模型及其修正

經(jīng)濟學家通常應用引力模型來討論國與國間的雙邊貿易流量。引力模型起源于牛頓物理學中的“引力法則”，即兩個物體之間的引力與它們各自的質量成正比，與它們之間的距離成反比。最先將引力模型成功引入國際經(jīng)濟學的是丁伯根(1962)。在國際貿易的引力模型里，假設雙邊貿易流量規(guī)模是兩國經(jīng)濟總量(和人口)、兩國經(jīng)濟中心的距離、雙方的貿易政策等變量的函數(shù)。自20世紀60年代以來，引力模型已經(jīng)在國際貿易經(jīng)驗研究中獲得了相當大的成功。

以往關于移民網(wǎng)絡的研究都假定上述各變量對雙邊貿易流量的影響對每個國家來說都是一致的，據(jù)此，引力模型的方程可表示為(模型各指標代碼和指標名稱參見表2)：

但是，為了解決引力方程中不可觀察的異質性問題，我們決定引入固定影響變截距模型對系數(shù)重新進行估計，即假設方程的截距對于每個國家來說都是不一樣的。這是因為：一方面，截距除了包括個體成員影響和時間影響因素外，它其實還包含了很多影響雙邊貿易流量但又不隨時間和個體變化的因素，如雙方間的距離等因素。但方程的自變量不能完全表達出這部分信息；另一方面，由于每個國家的移民政策、文化傳統(tǒng)、消費習慣等都是有差別的，因此，假定海外華人網(wǎng)絡對中國與各個國家的雙邊貿易流量的影響是一致的假設是不合理的，據(jù)此，我們將上面的引力方程修正為如下形式：

在上述方程中對于我們所關注的海外華人網(wǎng)絡變量，我們沿用Rauch(2002)對這一指標大小進行測量的方法，即用第t年i國居住國華人人口占當?shù)乜側丝诒壤c當年中國華人占中國全人口的比例的乘積來進行測算。

三、樣本與數(shù)據(jù)說明

(一)樣本國家范圍

盡管中國的貿易伙伴遍布全球，但鑒于其貿易地理集中度和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以Rauch和Trindade(2002)選取的國家樣本為基礎，一共選取了46個國家，它們分別是：英國、法國、德國、荷蘭、意大利、西班牙、奧地利、葡萄牙、丹麥、比利時、挪威、瑞典、芬蘭、瑞士、希臘、愛爾蘭、匈牙利、日本、緬甸、韓國、印度、泰國、新加坡、馬來西亞、菲律賓、印度尼西亞、沙特阿拉伯、巴基斯坦、越南、美國、秘魯、加拿大、巴西、委內瑞拉、阿根廷、厄瓜多爾、墨西哥、玻利維亞、巴拉圭、智利、哥倫比亞、烏拉圭、南非、肯尼亞、澳大利亞、新西蘭。

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

鑒于華人人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可獲得性，本文共選取了1980、1985、1990、1994、1999五年的數(shù)據(jù)，其中1980、1990年數(shù)據(jù)來源于Rauch和Trindade(2002)；1985年數(shù)據(jù)來源于《華僑經(jīng)濟年鑒》(1985，1986年)；1994年數(shù)據(jù)來源于黃潤龍(2003)；1999年數(shù)據(jù)來源于臺灣省對海外華人華僑的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。雙邊貿易量數(shù)據(jù)來源于各年份的中國對外經(jīng)濟貿易年鑒。各國人口、GDP數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國的“國民賬戶主要總量數(shù)據(jù)庫”。國家間的距離來自省略網(wǎng)站中的“距離計算器”。殖民關系來自王榮昌等主編的《世界近現(xiàn)代史》的相關章節(jié)。此外，在雙邊貿易流量數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)不能獲得的情況下，鑒于無法對。值取對數(shù)，故凡遇到0值，均以0.025代替(Kalbasi，2001)。

為了突出我們的分析特點，我們首先運用GLS面版數(shù)據(jù)方法對傳統(tǒng)的引力模型進行回歸，分別估計出海外華人網(wǎng)絡對于中國貿易總額、出口及進口的影響，然后將其與以往文獻的回歸結果進行比較。在此基礎上，我們假設海外華人網(wǎng)絡對中國與各國的雙邊貿易的影響并不一致。運用經(jīng)修正過的引力模型對網(wǎng)絡的貿易效應重新進行估計。

四、引力模型的回歸結果

(一)對傳統(tǒng)引力方程(1)－(3)的回歸結果及其

解釋

從上表可以看出，各變量回歸系數(shù)結果與預期的符號基本一致。雙邊貿易量與雙邊經(jīng)濟總規(guī)模(雙邊的乘積)成正比，與雙邊距離成反比；如果雙方存在殖民關系，則雙邊貿易流量下降；但是，對于雙邊人口變量對雙邊貿易量的影響，存在著兩種相互對立的看法，即，一方面，如果一個國家是自給自足的話，那么其國內人口總量與出口呈負相關；另一方面，更多的國內人口總量會促進勞動分工，因此也會增加雙邊貿易的機會。由上述回歸系數(shù)為負可知，上述第一種效應的影響要大于第二種效應。

針對我們所關注的變量，海外華人網(wǎng)絡對中外雙邊貿易總量的影響系數(shù)的值為0.152，即華人網(wǎng)絡密度每增加1％，則雙邊貿易總量增加0.152％，要小于Ranch和丁rindade(2002)得出來的回歸系數(shù)(0.21／0.47)。其中的原因可能是在于，Rauch和Trindade(2002)的分析是以1980年與1990年數(shù)據(jù)為基礎的，而本文以1980、1985、1990、1994、1999五個年度的數(shù)據(jù)為基礎，涉及的樣本時間跨度相對較大。另一方面，在20世紀90年代以后，信息通訊技術的發(fā)展和中國法律制度的完善相對減弱了華人網(wǎng)絡在克服信息壁壘方面對國際貿易的促進作用。

同時，表3的回歸結果告訴我們，華人網(wǎng)絡出口貿易彈性要比進口貿易彈性小，這與(Ching and Chen，2000)、Wagner，Head and Ries(2002)的研究結果是一致的。華人網(wǎng)絡密度每增加1％，則中國向外國出口(進口)貿易總量增加0.124％(0.181％)。

盡管上述對傳統(tǒng)引力方程的回歸結果的符號與我們的預測是一致的，但是，我們對估計結果依然存在著質疑。理由是，上述引力方程并沒有包括或準確考慮模型中不可觀察的異質性影響。因此，我們應對改進后的引力方程(4)－(6)重新進行估計。

(二)修正的引力方程(4)－(6)的回歸結果及其解釋

對于我們所關注的華人網(wǎng)絡變量，我們把其回歸系數(shù)通過10％顯著性檢驗的國家分別匯總到表4、表5、表6：

由表4可以看出，方程回歸系數(shù)通過顯著性檢驗的國家中，其系數(shù)的絕對值普遍要比引力方程(1)－(3)的估計結果要大得多，而且，海外華人網(wǎng)絡對中國與不同國家的雙邊貿易影響的差別是很明顯的，個別國家的彈性系數(shù)特別大，其原因可能有二：一方面，中國與移民居住國之間的制度、語言、文化差別越大時，華人網(wǎng)絡對雙邊貿易的影響也就越大；另一方面，移民網(wǎng)絡所具有的技術水平、移民所能提供的信息以及網(wǎng)絡的契約執(zhí)行能力也往往會影響彈性系數(shù)Dumlevy，2005)。此外，越南和南非等國彈性系數(shù)出現(xiàn)異常大的彈性值的原因是因為除了華人網(wǎng)絡本身對貿易的促進作用外，還有可能是在80年代和90年代期間，這些國家與中國的貿易與移民關系都處于非正常化的階段，如越南直到1991年才實現(xiàn)中越關系的正常化，南非直到1998年才與中國建交。而在關系正常化之前，這些國家與中國的雙邊貿易量都非常小，但生活在這些國家的海外華人數(shù)目都比較大，因此出現(xiàn)了回歸結果系數(shù)較大的現(xiàn)象，

從表5可以看出，海外華人網(wǎng)絡促進了中國對6個移民居住國的出口。華人網(wǎng)絡促進中國出口的作用可以通過移民網(wǎng)絡的“移民偏好效應”與“交易成本效應”來進行解釋。

所謂“移民偏好效應”是指移民在相當大程度上存在著對本國產品的需求依賴，如果移民居住國不能滿足這種消費需求的話，則會促進移民居住國從移民來源國的進口。所謂“交易成本效應”，是指移民網(wǎng)絡通過減少中外雙邊貿易的交易成本，從而增加了雙邊的貿易量。產生“交易成本效應”的原因有：第一，移民到達居住國后會給當?shù)鼐用駧碓S多重要的信息，如中國潛在的市場機會、分銷網(wǎng)絡、交易習慣、風俗民情、政策法律等等，從而減輕了貿易中的信息問題；第二，由于移民網(wǎng)絡在國外基本上處于一個少數(shù)群體的地位，因此相互間的支持與信任變得非常重要，而通過移民網(wǎng)絡間的貿易相對可以減少貿易中的機會主義行為，增強了契約執(zhí)行的力度。

由表5同時可以看出，海外華人網(wǎng)絡抑制了中國對8個移民居住國的出口。對于華人網(wǎng)絡減少中國對移民居住國的出口量的原因，可以用移民網(wǎng)絡的“進口替代效應”來進行解釋。即如果居住于移民居住國內的移民人數(shù)足夠多的話，由于規(guī)模報酬遞增的存在，在居住國內自主生產產品會變得比從移民來源國進口更有吸引力，因此，他們寧愿自己生產產品而不選擇進口(Dunlevey and Hutehison 1999，Girma and Yu2000)。

從上表可以看出，華人網(wǎng)絡促進了十二個移民居住國對中國出口。我們可以用移民網(wǎng)絡的“出口導向，效應”來進行解釋：當在移民居住國居住的華人達到一定數(shù)量后，由于移民網(wǎng)絡的“進口替代效應”，他們首先會選擇在移民居住國自主生產來滿足自身需求。并且，在經(jīng)過一段時間之后，或許是由于規(guī)模經(jīng)濟效應或生產成本優(yōu)勢，再加上海外華人網(wǎng)絡在商業(yè)信息上的高度適應性，便逐漸具備了向中國出口商品的能力。

表6同時顯示，華人網(wǎng)絡抑制了十三個移民居住國對中國的出口。我們可以用移民網(wǎng)絡的“生產結構效應”來進行解釋：由于華人移居到居住國后，導致了移民居住國生產結構發(fā)生了轉變，即生產轉向了滿足移民需要的非貿易品。因此，雖然在華人網(wǎng)絡內部信息流動較快，契約執(zhí)行度較強，但是，由于移民偏好及其引致的移民居住國生產結構的變化效應要比“交易成本”效應更顯著。因此，華人網(wǎng)絡的存在反而減少了移民居住國對中國的出口。這種情況一般發(fā)生在大量非技術性華人移民的情形下，因為非技術性移民本身不能帶來太多的信息，但是，他們對非貿易品的需求卻引起了居住國生產結構的改變。

五、結論

本文用面板數(shù)據(jù)方法對傳統(tǒng)的引力方程與放寬了約束限制的引力方程分別進行回歸，回歸結果有一定的差別，這說明對引力方程約束條件的限制顯著影響最終得到的結果。在針對傳統(tǒng)引力方程的回歸結果中，我們發(fā)現(xiàn)華人網(wǎng)絡對中國與各國貿易流量的彈性系數(shù)要比以往學者所得到的彈性系數(shù)要小，而在針對經(jīng)修正的引力方程且通過顯著性檢驗的回歸結果中，我們發(fā)現(xiàn)，華人網(wǎng)絡促進中國與移民居住國雙邊貿易量的國家共有十個，抑制中國與移民居住國雙邊貿易量的國家共有十一個；華人網(wǎng)絡促進中國對移民居住國出口的國家共有六個，抑制中國對移民居住國出口的國家共有八個；華人網(wǎng)絡促進移民居住國對中國出口的國家共有十二個，抑制移民居住國對中國出口的國家共有十三個。而且，在修正的引力方程情形下得到的彈性系數(shù)絕對值比從傳統(tǒng)引力方程中得到的彈性系數(shù)要大得多。

然而，對于沒有通過顯著性檢驗的國家而言，我們也并不能否定海外華人網(wǎng)絡對于中國與這些國家間的雙邊貿易所發(fā)生的影響，因為在本文的估計中只局限于五年的數(shù)據(jù)，而且移民網(wǎng)絡對雙邊貿易的影響也不僅僅體現(xiàn)在移民的數(shù)量上，移民所具有的技術水平也發(fā)揮著很大的作用，這方面的研究還有待于進一步進行拓展和改進。

篇3

    關鍵詞:中日貿易 外貿依存度 市場規(guī)模 外商直接投資

    一、前言

    進入二十一世紀,特別是中國加入WTO以來,我國經(jīng)濟的發(fā)展與國際市場的關系日益密切,對外貿易的依存度不斷上升。美國的次貸危機使得世界經(jīng)濟從增長走向下坡路,歐債危機則加劇了世界經(jīng)濟進入危機的進程。在歐美市場都不景氣的情況下,研究亞洲及新興市場對于中國的發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。日本作為中國在亞洲最大的貿易國家,日本經(jīng)濟態(tài)勢對中國的經(jīng)濟發(fā)展具有重要作用。日本對外直接投資模式的轉換發(fā)生了很大的變化,從資源型、成本型轉換到目前的綜合(市場+生產+信息) 型。日本對北美和歐洲等發(fā)達區(qū)域的直接投資動機的綜合型特征進一步強化,對亞洲直接投資的基本動機從成本型向市場主導的復合型(市場+生產)轉換, 而對華直接投資動機則處于從成本型向生產主導的復合型(生產+市場)的過渡之中(李國平和田邊裕,2003)。同時,中日FTA在日本FTA 戰(zhàn)略中被放在了次要的地位,在中國政府主動倡導中日FTA 以后,日本政府也沒有積極地回應(劉昌黎,2007)。這種投資類型的轉換使得我們對日本對華投資抱有謹慎的樂觀(朱六一和蔣雪冬,2005)。中國經(jīng)濟的發(fā)展在一定程度上有日本經(jīng)濟發(fā)展的影子,把中日之間的經(jīng)濟增長方式、經(jīng)濟周期等進行比較并類推可以得出,中國具有泡沫經(jīng)濟的文化和制度根源。但中國現(xiàn)有政策更多是防止經(jīng)濟泡沫而非應對經(jīng)濟蕭條,繼續(xù)實施現(xiàn)有政策很可能會導致經(jīng)濟蕭條(陳睿潔,2011)。

    本文選取了2001 -2010年中日貿易的相關數(shù)據(jù),研究兩國經(jīng)濟從增長到金融危機的過程中二者之間的依存度及其影響因素的變動情況,這對于中國對外貿易的發(fā)展乃至國家戰(zhàn)略都具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

    二、中日貿易的發(fā)展的對比分析

    (一)中日貿易整體情況分析

    進入二十一世紀以來,中日貿易的發(fā)展有著顯著變化,主要表現(xiàn)在以下三個方面:

    1、中日進出口總值比較分析

    2001-2010年,中日兩國的進出口總值、出口單項值、進口單項值及貿易差額變化顯著,具體情況如表1所示。

    表1 2001-2010年 中日對外貿易變動情況 單位:億美元

    數(shù)據(jù)來源:《中國統(tǒng)計年鑒》(2002-2011),世界貿易組織數(shù)據(jù)庫。

    從進出口總值方面看,2001-2003年中國進出口總值低于日本,2004年-2010年,中國進出口總值高于日本,而日本進出口總值呈波動變化。出口方面,2001-2008年中國出口呈上升趨勢,2009年受美國“次貸”危機影響,出口出現(xiàn)負增長。日本出口的總體態(tài)勢與中國相似,但其增長速度低于中國,且受危機的影響更大,出口恢復得較慢。貿易差額方面,中國貿易差額呈波動上升趨勢,而日本貿易差額出現(xiàn)較大反復,這與日本國內調整相關產業(yè)政策有關。

    2、中國對日本的出口總額及其變動情況

    2001-2010年,中國對日出口呈上升趨勢,具體情況如圖1所示。

    數(shù)據(jù)來源:中國海關統(tǒng)計報告

    中國對日出口總體趨勢趨于平穩(wěn),但變化較為劇烈。2001-2004年,中國對日出口上升幅度提高,2004-2010年中國對日出口絕對數(shù)額增加,但增長速度起伏較大,2009年受金融危機的影響出現(xiàn)負增長。

    3、日本對中國直接投資變動情況

    2001-2010年,日對華投資呈波動變化形勢,具體情況如圖1所示。

    數(shù)據(jù)來源:《中國統(tǒng)計年鑒》(2002-2011)整理所得。

    2001-2005年,日本對華投資呈上升趨勢,并且在2005年達到單年對華投資的歷史最高點,其后受其國內產業(yè)政策調整及金融危機的影響,日本對華直接投資呈總體下降趨勢,但2010年之后預計會出現(xiàn)新的增長。

    (二)中日外貿易依存度比較分析

    外貿依存度是反映一個地區(qū)的對外貿易活動對該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響和依賴程度的經(jīng)濟分析指標。從最終需求拉動經(jīng)濟增長的角度看,該指標還可以反映一個地區(qū)的外向程度。 外貿依存度的計算公式:

    外貿依存度的數(shù)值越大表明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對國外市場的依賴程度越高,也反映國際市場對該地區(qū)產品的認可程度提高,對該地區(qū)經(jīng)濟的拉動作用增強。

    根據(jù)計算公式,計算出中國外貿依存度、日本外貿依存度及中國對日本的外貿依存度,具體情況如表2所示。

    表2 中國、日本的對外貿依存度及中國對日本外貿依存度的計算結果

    數(shù)據(jù)來源:中國GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》并根據(jù)當年匯率情況折合成美元;日本GDP數(shù)據(jù)來源于中國商務部的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

    從中日間外貿依存度的對比中我們可以看出,中國對外貿易依存度正逐年上升,且依存度高于日本;日本對外貿易依存度呈上升趨勢,受金融危機的影響,在2008年之后出現(xiàn)下滑,但隨后仍處于上升趨勢。從中國對日本的

    三、中日外貿依存度的影響因素比較分析

    (一)變量選擇

    1、市場規(guī)模平均水平。市場規(guī)模平均水平影響著兩國對外貿易,本文選取中國GDP總量與日本GDP總量的加權平均值作為市場規(guī)模的平均水平的變量,其計算公式為:,其中,為日本第t年的GDP總量,為中國的GDP總量。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2002-2011)根據(jù)當年匯率折合成美元計算得出。數(shù)據(jù)來源于中國商務部統(tǒng)計報告。

    2、市場規(guī)模差距。市場規(guī)模差距對兩國貿易有重要影響,本文選取兩國GDP總量差距作為市場規(guī)模差距的變量,其計算公式為:。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2002-2011)根據(jù)當年匯率折合成美元計算得出。數(shù)據(jù)來源于中國商務部統(tǒng)計報告。

    3、匯率。匯率是影響出口的重要因素,本文選取日元對人民幣的匯率為變量,E代表匯率,匯率的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2011)。

    4、外商直接投資。本文選取中方計算的實際利用日本直接投資的數(shù)額為變量,FDI代表外商直接投資,數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2002-2011)整理所得。

    5、依存度。本文分別選取中國外貿依存度、日本外貿依存度和中國對日本外貿依存度為變量,其中,Depc代表中國外貿依存度,Depj代表日本外貿依存度,Depcj代表中國對日本的外貿依存度。本文將分別進行回歸分析,并對結果進行比較分析。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2011)及中國商務部統(tǒng)計報告整理計算所得。

    (二)實證過程

    1、樣本數(shù)據(jù)

    本文計量模型選取的數(shù)據(jù)是2001-2010年中日貿易的相關數(shù)據(jù),其中中國貿易依存度、日本貿易依存度及中國對日本貿易依存度為被解釋變量,市場規(guī)模的平均水平、市場差距、匯率及外商直接投資為解釋變量。

    2、數(shù)據(jù)檢驗

    為了更好的分析等因素對貿易依存度的影響,得數(shù)有效的計量模型,本文對相關序列依次進行序列平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗并得出回歸方程。

    (1)單位根檢驗

    本文采用Eviews 5.0軟件,運用ADF檢驗法對市場規(guī)模的平均水平、市場差距、匯率及外商直接投資等時間序列進行單位檢驗,其檢驗結果如表所示。

    表3 時間序列平穩(wěn)性檢驗結果

    從表3中可以看出,市場規(guī)模的平均水平、匯率、外商直接投資料、中國對外貿易依存度、日本對外貿易依存度和中國對日本的貿易依存度的二階差分1%的顯著水平上是平穩(wěn)的,市場差距的一階差分在1%的顯著上是平穩(wěn)的。

    2、協(xié)整檢驗

    為了確定被解釋變量與解釋變量之間的協(xié)整關系,本文被解釋變量與各解釋變量間分別作了協(xié)整檢驗。運用最小二乘法對中國外貿依存度、日本外貿依存度及中國對日本外貿依存度進行回歸分析,回歸方程設定如下:

    殘差估計值為:

    對殘差序列的檢驗結果如表4所示。

    表4 殘差序列RESID檢驗值結果

    從檢驗結果中可以看出殘差序列的ADF檢驗值比顯著水平在10%的臨界值要小,則可以得出:中國對外貿易依存度、日本對外貿易依存度及中國對日本貿易依存度與市場規(guī)模的平均水平、市場差距、匯率及外商直接投資之間存在著協(xié)整關系。各解釋變量與被解釋變量的協(xié)整方程分別為:

    由協(xié)整方程可以看出,模型的擬合集成度很好,模型整體解釋力顯著。從各變量的參數(shù)來看,市場規(guī)模的平均水平、市場差距對外貿依存度有顯著正效應,外商直接投資對外貿依存度有正效應,匯率變動對外貿依存度具有負效應。市場差距對中國外貿依存度的影響要大于對日本外貿依存度的影響。市場規(guī)模的平均水平對日本外貿依存度的影響大于對中國外貿依存度的影響。匯率變動對中國外貿依存度的影響更大,而外商直接投資對中國影響要大于對日本的影響。市場規(guī)模的平均水平和市場差距對中國對日本的外貿依存度具有著正效應。

    四、結論

篇4

［關鍵詞］對外直接投資；對外貿易；變參數(shù)模型

［中圖分類號］F830.59［文獻標識碼］B［文章編號］1002-2880(2011)01-0042-03

一、 引言

對外直接投資與對外貿易之間的關系，最早是由R．A．Mundell(1957)提出的，他認為存在貿易壁壘的情況下，貿易與投資之間具有替代性。Beldelbos 和 Sleuwaegen(1998)的研究支持了R．A．Mundell的結論，即東道國存在貿易保護的情況下，對外直接投資會替代東道國進口貿易。然而，隨著跨國公司的發(fā)展，此理論越來越不能解釋貿易與投資共同發(fā)展的現(xiàn)實。于是便產生了以K．Kojima(1973)為代表的投資促進貿易理論：貿易與投資相互促進的邊際產業(yè)擴張理論。此外，Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)提出了貿易和投資之間是互補關系的補償貿易模型。聯(lián)合國貿易發(fā)展會議《1996年世界投資報告》從產業(yè)角度總結了對外直接投資與貿易的關系，得出貿易與投資之間的關系因部門而異的結論。

隨著我國對外投資的發(fā)展，國內學者也越來越多地關注我國對外直接投資與對外貿易的關系問題。劉恩專(1999)提出投資的貿易效應會受到投資動因、行業(yè)與產品特性等影響。劉紅忠(2001)運用鄧寧的對外直接投資發(fā)展階段理論，分析了我國對外直接投資的發(fā)展階段。劉志彪(2002)認為利潤決定了一家公司是選擇出口還是對外直接投資。李東陽(2002)分析我國對外直接投資的貿易效應主要表現(xiàn)為出口引致效應、進口轉移效應、出口替代效應和反向進口效應。蔡銳和劉泉(2004)運用嶺回歸方法對我國對外直接投資的貿易效應進行了實證分析，結果表明我國向發(fā)達國家的投資對進口促進作用比較明顯，而向不發(fā)達國家的投資對出口促進效應更顯著。孫艷紅(2005)對我國國際貿易與雙向FDI進行分析，表明我國國際貿易對雙向FDI有促進作用，其中對引進外商直接投資促進作用較大，對我國對外直接投資影響較小。張如慶(2005)運用協(xié)整理論和誤差修正模型對我國對外直接投資和進出口之間的關系進行了實證研究，結果表明進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關系。李建萍(2007)對我國不同行業(yè)部門的貿易效應進行分析，結果顯示我國對外直接投資不僅對出口貿易規(guī)模產生影響，而且對貿易結構改善也起到一定作用。李文(2008)從總量和行業(yè)角度分析，結果表明對外直接投資的貿易效應是正的。

綜上所述，國內學者關于對外直接投資與對外貿易的實證分析主要是利用回歸分析、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、向量誤差修正模型、VAR模型等固定參數(shù)模型來研究，這些都是靜態(tài)分析方法，不能揭示出對外直接投資與對外貿易之間的動態(tài)演變過程和特征。而20世紀80年代以來，我國的對外直接投資經(jīng)歷了很大的變化，其與進出口之間的關系也在不斷改變， 因此，本文采用動態(tài)系統(tǒng)的狀態(tài)空間模型來建立我國對外直接投資與對外貿易的變參數(shù)模型，試圖從另一個角度反映我國對外直接投資的情況，從而更加深入地分析對外直接投資與對外貿易之間的關系。

二、 變量選取與數(shù)據(jù)說明

關于我國的對外直接投資流量，由于無法從國內統(tǒng)計資料中直接獲取各期完整的數(shù)據(jù)；同時由于商務部(包括原外經(jīng)貿部)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)只反映了經(jīng)主管部門批準或備案過的企業(yè)的對外直接投資額，而未反映未經(jīng)官方批準的投資，因此，1980—2008年的我國對外直接投資流量選用聯(lián)合國貿發(fā)會議FDI數(shù)據(jù)庫公布的數(shù)據(jù)(stats．unctad．org/FDI，2010年6月29日)。2009年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。

對外貿易指標一般使用貿易開放度來進行衡量，最早的貿易開放度是使用對外貿易依存度表示的，即用進出口貿易總額與國內生產總值的比值來表示。雖然這種度量方法有一定的局限性，但是簡單直觀，在實證分析中一直為研究者廣泛采用。因此，本文選用對外貿易依存度作為對外貿易的度量指標，梁莉(2005)做了相同的處理。1980—2008年的進出口總額和國內生產總值來自《中國統(tǒng)計年鑒》各期提供的數(shù)據(jù)。2009年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。

對外直接投資、進出口總額和國內生產總值分別用ODI、IMEX、GDP表示。對外貿易用OPEN表示，并且有OPEN=IMEX/GDP×100。

由于對時間序列數(shù)據(jù)進行取自然對數(shù)的變換不會改變數(shù)據(jù)特征，但是卻可以使數(shù)據(jù)趨勢線性化并在一定程度上消除異方差性問題，因此在進行實證分析時使用變量的自然對數(shù)值，分別用LNODI和LNOPEN表示。

高春玲王叢芳：我國對外直接投資與對外貿易的關系——基于變參數(shù)模型的分析

三、 模型構建與實證分析

狀態(tài)空間模型被用來估計不可觀測的時間變量，是動態(tài)模型的一般形式，由量測方程和狀態(tài)方程構成。在變量之間建立狀態(tài)空間模型時，要求變量之間具有協(xié)整關系，否則所建立的模型將是偽回歸。如果變量之間存在協(xié)整關系，那么變量必須是同階單整的。因此，首先要對變量進行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。

(一)平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

采用最常用的ADF檢驗法對LNODI和LNOPEN進行平穩(wěn)性檢驗，最優(yōu)滯后步長根據(jù)Schwarz準則確定，檢驗結果如表1所示。可見，變量LNODI和LNOPEN都是非平穩(wěn)的時間序列，但是其一階差分在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。因此，可以認為這兩個變量都是一階單整序列。

由于協(xié)整關系只能說明變量之間存在長期均衡關系，但是不能確定具體的因果關系，因此需要進一步檢驗變量之間的因果關系。下面采用非平穩(wěn)序列的格蘭杰因果關系檢驗法檢驗LNODI和LNOPEN之間的因果關系，以確定狀態(tài)空間模型中變量之間的因果關系，結果如表3所示。

可見，我國對外貿易是對外直接投資的格蘭杰原因；但是對外直接投資不是對外貿易的格蘭杰原因。這說明盡管我國的對外直接投資與對外貿易關系密切，但它們之間也只存在單向因果關系。

(三)變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示與估計結果

1.變參數(shù)模型的狀態(tài)空間表示

通過上述分析可知，對外直接投資和對外貿易之間存在協(xié)整關系，而且對外貿易是對外直接投資的原因，對外直接投資不是對外貿易的原因。因此，構造我國對外直接投資與對外貿易之間的變參數(shù)的狀態(tài)空間模型如下：

量測方程： LNODIt=c+αtLNOPENt+ut(1)

狀態(tài)方程： dt=c1ατ1+vt(2)

上式中，LNODIt和LNOPENt是可觀測變量，變參數(shù)αt隨著時間而發(fā)生改變，反映了解釋變量對被解釋變量影響關系的改變，稱為狀態(tài)向量，是不可觀測變量，需要利用LNODIt和LNOPENt來進行估計。方程(2)是狀態(tài)方程或轉換方程，它描述了狀態(tài)變量的生成過程，在(2)中假設變參數(shù)αt服從一階自回歸AR(1)模型。ut和vt分別是量測方程和狀態(tài)方程的擾動項。

2.變參數(shù)模型的估計結果

使用Eviews5.0進行數(shù)據(jù)處理與估計，利用卡爾曼濾波算法得到變參數(shù)模型(1)和(2)的估計結果如下：

量測方程：LNODIt^=5.2407+αtLNOPENt

篇5

關鍵詞：對外貿易；經(jīng)濟增長；新常態(tài)

1中國經(jīng)濟增長與對外貿易間關系分析

1.1指標選擇與數(shù)據(jù)處理

本文在研究過程中選擇中國進口總額、出口總額、國內生產總值（GDP）作為研究對外貿易與經(jīng)濟增長的指標。本文數(shù)據(jù)選取區(qū)間為我國實施改革開放國策后的1980年至2014年的相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為2014年中國統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和Wind資訊。主要的操作過程為：借助Eviews軟件的統(tǒng)計和計量功能，第一步,對進口總額、出口總額、國內生產總值這三個變量作變化趨勢分析；第二步，對進口總額、出口總額、出口額、國內生產總值進行平穩(wěn)性檢驗；第三步，對進口總額、出口總額、國內生產總值之間的影響關系進行協(xié)整分析與格蘭杰因果關系檢驗。

1.2指標實證分析

1.2.1單位根檢驗。通過進行ADF檢驗可以對上述指標的單位根進行檢驗，不僅可以減少數(shù)據(jù)的誤差，還能規(guī)避偽回歸的出現(xiàn)，進而可以確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)。ADF檢驗由以下三個模型組成：通過采用上述三個模型進行對采集的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結果顯示：本文選取的三個變量在0.95的置信水平下均為非平穩(wěn)的。在5%的顯著性水平下不存在單位根，即為一階平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。1.2.2協(xié)整關系檢驗。通常地，變更間的協(xié)整關系可以通過EG檢驗得到。結合上述數(shù)據(jù)，采用該檢驗法，分別對出口總額與國內生產總值、進口總額與國內生產總值間的協(xié)整關系進行檢驗。結果顯示：對外貿易出口總額、對外貿易進口總額與國內生產總值之間均長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，即進出口額對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用。1.2.3Glanger果關系檢驗。進一步地，通過構建VAR模型、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準確的分析出對外貿易與經(jīng)濟增長的因果性影響，而且能夠更加精確的測算出口貿易比進口貿易對國內生產總值的促進作用更顯著。

2研究結論

結合統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果關系檢驗等實證過程，可以得出如下結論：在較短年份時期內，中國經(jīng)濟增長的格蘭杰原因是對外貿易（出口和進口）；在較長的年份期間，出口貿易和進口貿易均與中國經(jīng)濟的增長保護穩(wěn)定的協(xié)整關系。進一步地對協(xié)整方程進行分析，結果顯示出口貿易和進口貿易均促進了中國經(jīng)濟的迅速增長，但是進口貿易的作用更為顯著。這與《世界發(fā)展報告》中披露的研究結果是一致的,各個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長既依賴于對外貿易,而對外貿易的發(fā)達程度又取決于經(jīng)濟增長。二者相互作用，彼此影響。

3新常態(tài)下做好對外貿易工作推進經(jīng)濟發(fā)展的若干建議

歷經(jīng)三十多年的改革開放，我國經(jīng)濟發(fā)展已到了一定的規(guī)模程度，面臨的國際國內形勢均出現(xiàn)了新的變化，在2013年提出了“新常態(tài)”，要求全國上下認真思考“新常態(tài)”、盡快適應“新常態(tài)”，攻艱克難，努力在新常態(tài)的背景下做好各項工作更好的推進經(jīng)濟增長。鑒于此，結合本文的研究結論，就新常態(tài)下做好對外貿易工作推進經(jīng)濟發(fā)展的提出兩點建議:

3.1擴大進口，調配出口，助力供給側改革

根據(jù)本文研究觀點，相較于出口，進口在促進經(jīng)濟增長方面更能發(fā)揮效用，所以應適度擴大進口。當然，要避免低水平的重復引進，重點是高新技術的進口，適應新常態(tài)下從粗放式資源消耗向質量效率、技術密集轉型，通過創(chuàng)新驅動經(jīng)濟快速增長。

3.2優(yōu)化貿易結構，推動產業(yè)升級

篇6

關鍵詞：河北省；區(qū)域經(jīng)濟增長；對外貿易

1 區(qū)域經(jīng)濟增長與對外貿易的相關理論

區(qū)域經(jīng)濟，指在生產要素、商品勞務不能完全流動，經(jīng)濟活動不完全可分，創(chuàng)新能力具有部分排他性和競爭性的前提下，特定區(qū)域的經(jīng)濟活動和經(jīng)濟關系的總和。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展就是經(jīng)濟進步，區(qū)域經(jīng)濟增長是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的一個方面。

對外貿易是指某個國家或地區(qū)與其他國家或地區(qū)之間所進行的商品或服務的交換活動，其本質是商品和服務在世界范圍的跨境轉移和重新配置。

對外貿易與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系一直是理論界爭論的焦點之一。按照的觀點，對外貿易與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系，歸根到底是交換與生產的關系。較系統(tǒng)地論述貿易發(fā)展利益的古典經(jīng)濟學家，是英國的約翰?穆勒，他第一次明確區(qū)分了貿易利益和發(fā)展利益。之后的亞當?斯密、李嘉圖、俄林等也對這一觀點進行了發(fā)展。其中較為著名的是d?h?羅伯特遜在20世紀30年代首次提出來的對外貿易是“區(qū)域經(jīng)濟增長的發(fā)動機”命題。而到了70年代，克拉維斯提出了對外貿易不是增長的“發(fā)動機”，而只是增長的“侍女”（handmaiden）的見解。國內學者對此問題的研究較晚， 大多集中在對我國區(qū)域經(jīng)濟增長與貿易的時間序列數(shù)據(jù)的檢驗上。

我國各省市之間的經(jīng)濟發(fā)展水平差異很大，對外貿易對一個地區(qū)有推動作用不代表對所有地區(qū)都有推動作用。因此， 本文采集了相關的統(tǒng)計數(shù)據(jù)， 對河北省對外貿易與區(qū)域經(jīng)濟增長的相關性進行了分析，力求突破以往研究的局限性。

2 對外貿易與區(qū)域經(jīng)濟增長的相關分析

2.1 衡量指標及數(shù)據(jù)的選取

對外貿易量指標為進出口總額、出口總額、進口總額；衡量區(qū)域經(jīng)濟增長的指標有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文選用GDP來衡量，這也是我國常采用的一種衡量指標。本文選取1989～2008年進出口總額、出口總額、進口總額與GDP，數(shù)據(jù)來源于2009年經(jīng)濟年鑒，其中的進出口額是采用2008年底人民幣對美元匯率（6.8252）進行處理后得到的，金額單位為億元（人民幣），其具體數(shù)值見表1。

2.2 數(shù)據(jù)的處理過程

本文利用一元線性回歸分析進行數(shù)據(jù)處理，所謂回歸分析法，是在掌握大量觀察數(shù)據(jù)的基礎上，利用數(shù)理統(tǒng)計方法建立因變量與自變量之間的回歸關系函數(shù)表達式（稱回歸方程式）。如果在回歸分析中，只包括一個自變量和一個因變量，且二者的關系可用一條直線近似表示，這種回歸分析稱為一元線性回歸分析，其數(shù)學公式為yi=a+bxi+εi。本文是利用excel進行的數(shù)據(jù)處理，其基本步驟為：

1）利用數(shù)據(jù)建立散點圖，選中數(shù)據(jù)，再依次選擇“插入”-“圖表”，選擇X，Y散列點圖。

2）添加趨勢線，單擊新生成的X，Y散列點圖，在依次選擇工具欄按鈕“添加趨勢線”-“類型”中選“線性”，“選項”選擇“顯示公式”和“顯示R平方值”。

3）檢驗，給定顯著性水平為0.001，按n-2查相關系數(shù)臨界值表，查出相應的臨界值 ，將相關系數(shù)R2與其進行比較，當R2>= 時，其相關性水平顯著，說明該模型通過檢驗。

2.2.1 進口總額與GDP 的回歸分析

設進口總額為自變量，GDP為因變量，分析結果見下圖：

其中，n=20，查出相應的臨界值 =0.6524，R2=0.9108，R2> ，其相關性水平顯著，即進出口總額對GDP的影響是顯著的。

以上模型從經(jīng)濟意義上解釋，當進出口額每增加1個單位會給GDP總量帶來6.5465個單位的增加量。因此，今后應重視發(fā)展對外貿易充分發(fā)揮對外貿易對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用，增強國民區(qū)域經(jīng)濟增長能力。

2.2.2 出口總額與GDP 的回歸分析

設出口總額為自變量，GDP為因變量，分析結果如下

其中，n=20，查出相應的臨界值 =0.6524，R2=0.9228，R2> ，其相關性水平顯著，即出口總額對GDP的影響是顯著的。該模型從經(jīng)濟意義上解釋，當出口額每增加1個單位會給GDP總量帶來10.405個單位的增加量。

2.2.3 進口總額與GDP 的回歸分析

設進口總額為因變量，GDP為自變量，分析結果如下。

其中，n=20，查出相應的臨界值 =0.6524，R2=0.8802，R2> ，其相關性水平顯著，即進口總額對GDP的影響是顯著的。該模型從經(jīng)濟意義上解釋，當出口額每增加1個單位會給GDP 總量帶來17.454個單位的增加量。

3 結論與思考

3.1 結論

本文對對外貿易整體與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系、區(qū)域經(jīng)濟增長與進、出口之間的相關性進行了回歸分析，得出進出口總額、出口總額、進口總額對區(qū)域經(jīng)濟增長有較大的影響，出口和進口共同對區(qū)域經(jīng)濟增長起促進作用。在早期經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，出口對區(qū)域經(jīng)濟增長有較大的促進作用，但到了經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，我們更應該注重進口貿易對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。

一國的區(qū)域經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和出口需求三駕馬車， 在其他條件不變時， 出口的擴大意味著有效需求的擴大， 從而促進了區(qū)域經(jīng)濟增長。但我們同樣不可忽視進口的作用， 河北的進口品中有大量的省內急需的關鍵生產設備、高新技術和重要原材料， 這些進口品有利于促進科技進步和生產率的提高， 在生產中發(fā)揮了重要作用， 有些進口品是直接為出口服務的，而且我們可以看出就現(xiàn)階段而言，進口而對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響是最大的。

應制定進口戰(zhàn)略，把進口與產業(yè)結構調整、技術改造緊密結合起來，有秩序地促進那些經(jīng)濟建設急需的資源、原材料及先進的設備和適用技術進口，加快進口向現(xiàn)實生產力的轉化。總之，在知識經(jīng)濟時代，面對對外貿易的新趨勢，對外貿易要求的發(fā)展應實現(xiàn)從對外貿易觀念的創(chuàng)新到對外貿易戰(zhàn)略政策、體制的創(chuàng)新，直到對外貿易法制制度、貿易構成和貿易工具的全面創(chuàng)新。

3.2 思考

雖然我們可以得出，進口對河北省的區(qū)域經(jīng)濟增長有較大的影響，但是當增加1個單位的進口量和增加1個單位的出口量時，那么對外貿易總額就增加了2個單位，可是區(qū)域經(jīng)濟增長量此時卻存在矛盾，這是我們需要思考的問題。

雖然不能解釋上述原因，但我們至少可以明白：（1）這不是一個簡單的加量運算；（2）在影響河北省區(qū)域經(jīng)濟增長的三個量中，影響最大的是進口；（3）雖然進口對河北省的區(qū)域經(jīng)濟增長影響最大，但我們不能盲目的去提高進口水平，而需要綜合考慮各種因素，制定出一個合理的增加進口的方法策略。

參考文獻：

[1] 于俊年.計量經(jīng)濟（第二版）[M].對外貿易經(jīng)濟大學出版社，2007.

[2] 劉榮增等.區(qū)域經(jīng)濟系統(tǒng)論綱[M].科學出版社，2011.

[3] 朱廷，于賓.對外貿易與區(qū)域經(jīng)濟增長：文獻述評[J].蘭州商學院學報，2006，（5）.

篇7

1長三角區(qū)域簡介

長三角是長江三角洲的簡稱，在地里位置上來說，具體是指長江和錢塘江在入海處沖積成的三角洲，面積約為5萬平方千米左右。該區(qū)域主要包含上海、江蘇、浙江三省(直轄市)的部分或全部區(qū)域，重點是江蘇省東南部和上海市，浙江省東北部。該區(qū)域是我國經(jīng)濟實力最強勁的地區(qū)之一。

2長三角區(qū)域對外貿易回顧與分析

長三角區(qū)域對外貿易在我國對外貿易中起到了舉足輕重的作用，這一點可以從國家統(tǒng)計局貿易外經(jīng)統(tǒng)計司編制的歷年《中國貿易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計項目——“各地區(qū)進出口總額(按境內目的地、貨源地分)”中反映出來。以2009年(2010年，括弧內數(shù)據(jù)為2010年數(shù)據(jù))該年鑒的此項目數(shù)據(jù)為例，上海、江蘇、浙江地區(qū)的對外貿易總額依次為13604208萬美元(17325476萬美元)、20735942萬美元(28144865萬美元)、14767376萬美元(20094364萬美元)；而2009年、2010年中國對外貿易總額依次為120161181萬美元(157775432萬美元)。依次計算出，上海、江蘇、浙江地區(qū)的對外貿易總額占到我國對外貿易總額的比重為11.32163%(10.9811%)、17.25677%(17.83856%)、12.28964%(12.73605%)，綜合上海、江蘇、浙江的數(shù)據(jù)可以看到，長三角區(qū)域對外貿易總額在中國對外貿易中的比重為40.86805%(41.55571%)。下面我們就結合中國貿易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)和上海、江蘇、浙江地區(qū)的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，對長三角對外貿易的特征、趨勢進行深入分析研究。

2.1上海地區(qū)對外貿易特征、趨勢分析

通過查閱上海地區(qū)歷年統(tǒng)計年鑒，我們得到上海地區(qū)對外貿易的重要數(shù)據(jù)，將上述數(shù)據(jù)進行匯總，可以較為清晰地看出，上海地區(qū)對外貿易自樣本調查起點(2000年)開始，基本處于穩(wěn)步上升趨勢(2008~2009年除外)，且上升勢頭有逐年加快的趨勢。2007年美國金融危機對上海地區(qū)對外貿易的破壞性影響在2008年顯現(xiàn)，2008年國家出臺一系列宏觀調控政策后，該地區(qū)對外貿易總額止跌回升，目前已經(jīng)成功實現(xiàn)逆勢上升。上海地區(qū)對外貿易，對亞洲地區(qū)的出口總額始終占據(jù)其出口總額的頭把交椅；對歐洲、美洲地區(qū)的出口總額則穩(wěn)居二三位。對歐洲、美洲地區(qū)的出口總額差距較小，對亞洲地區(qū)的出口總額與歐洲、美洲地區(qū)的出口總額相比，差距有逐漸擴大的趨勢。對非洲、大洋洲及太平洋島嶼的出口總額與對前三位區(qū)域(亞洲、歐洲、美洲)的出口總額存在較大的差距。由于相關統(tǒng)計年鑒未提供該地區(qū)對外貿易明細項數(shù)據(jù)，僅提供了大框架類貿易數(shù)據(jù)。基于該數(shù)據(jù)，我們可以看到，上海地區(qū)對外貿易主要集中在四個方面，它們依次為：一般貿易、進料加工貿易、來料加工裝配貿易、其它。其中一般貿易發(fā)展呈現(xiàn)小幅下滑的態(tài)勢，截至2010年年底，該年全年的一般貿易總額占對外貿易總額的58%左右；在此同期，進料加工貿易發(fā)展呈現(xiàn)小幅上升的態(tài)勢，截至2010年年底，該年全年的進料加工貿易總額占對外貿易總額的39%左右；在此同期，來料加工裝配貿易發(fā)展呈現(xiàn)小幅徘徊的態(tài)勢，截至2010年年底，該年全年的來料加工裝配貿易總額占對外貿易總額的4%左右；其他貿易所占比重過低。

2.2江蘇地區(qū)對外貿易特征、趨勢分析

江蘇地區(qū)對外貿易自樣本調查起點(2002年)開始，基本處于穩(wěn)步上升趨勢(2008~2009年除外)，且上升勢頭有逐年加快的趨勢。2007年美國金融危機對江蘇地區(qū)對外貿易的破壞性影響在2008年顯現(xiàn)，2008年國家出臺一系列宏觀調控政策后，該地區(qū)對外貿易總額止跌回升，目前已經(jīng)成功實現(xiàn)逆勢上升。江蘇地區(qū)對外貿易，對歐洲地區(qū)的出口總額始終占據(jù)其出口總額的頭把交椅；對亞洲地區(qū)的出口總額則穩(wěn)居第二位；對歐洲地區(qū)、北美洲地區(qū)的出口總額居于第三集團；對東盟、拉丁美洲、大洋洲地區(qū)的出口總額居于第四集團。每一集團間均存在著明顯的差距，集團內部差距則明顯較小(尤其是第三集團內部幾乎沒有差距)。從對外貿易商品種類來看，江蘇地區(qū)對外貿易商品主要集中在：初級產品和工業(yè)制成品。初級產品主要包括：食品及活動物、飲料及煙類、非食用原料(燃料除外)、礦物燃料、油及有關原料、動植物油、脂及蠟。工業(yè)制成品主要包括：化學成品及有關產品、按原料分類的制成品、機械及運輸設備、雜項制品。初級產品在對外貿易中的比例在逐漸降低，工業(yè)制成品在對外貿易中的比例在逐漸提高。截至到2010年年底，當年初級產品所占對外貿易的比例為1.62%；工業(yè)制成品所占對外貿易的比例達到98.38%。在工業(yè)制成品中，化學成品及有關產品、按原料分類的制成品呈現(xiàn)穩(wěn)定發(fā)展的態(tài)勢，這兩項成品所占該地區(qū)對外貿易的比重分別依次穩(wěn)定在6%、13%左右；雜項制品呈現(xiàn)出下滑的態(tài)勢，其所占該地區(qū)對外貿易的比重已經(jīng)從最初的32%(2000年)下降到17%(2010年)；機械及運輸設備則呈現(xiàn)出上升的趨勢，其所占該地區(qū)對外貿易的比重已經(jīng)從最初的37%(2000年)上升到60%(2010年)。

2.3浙江地區(qū)對外貿易特征、趨勢分析

浙江地區(qū)對外貿易自樣本調查起點(2004年)開始，基本處于穩(wěn)步上升趨勢(2008~2009年除外)，且上升勢頭有逐年加快的趨勢。2007年美國金融危機對浙江地區(qū)對外貿易的破壞性影響在2008年顯現(xiàn)，2008年國家出臺一系列宏觀調控政策后，該地區(qū)對外貿易總額止跌回升，目前已經(jīng)成功實現(xiàn)逆勢上升。浙江地區(qū)對外貿易，對亞洲、歐洲地區(qū)的出口總額始終處于其出口總額的第一位；對北美洲地區(qū)的出口總額則穩(wěn)居第二位；對其他地區(qū)的出口總額居于第三位。其中對亞太經(jīng)合組織的出口總額基本占到該地區(qū)對外貿易總額的一半以上，對歐洲的對外貿易也集中在對歐盟國家展開。每一集團間均存在著明顯的差距，集團內部差距則明顯較小。從對外貿易商品種類來看，浙江地區(qū)對外貿易商品分為四個層次(按照出口總額和聚類)，它們依次為：機電產品、服裝及衣著附件、紡織紗線、織物及制品，高新技術產品，農副產品及其他。其中機電產品在對外貿易中的比例在迅速提高，服裝及衣著附件、紡織紗線、織物及制品在對外貿易中的比例在逐漸提高；高新技術產品在對外貿易中的比例有所提高；農副產品及其他在對外貿易中的比例小幅下挫。截至到2010年年底，當年機電產品所占對外貿易的比例為40.59%；服裝及衣著附件、紡織紗線所占對外貿易的比例為12.77%；織物及制品所占對外貿易的比例為12.75%；高新技術所占對外貿易的比例為7.56%；農副產品所占對外貿易的比例為4.26%。

#p#分頁標題#e# 2.4長三角區(qū)域對外貿易特征、趨勢分析

基于上述分析研究我們發(fā)現(xiàn)，長三角地區(qū)在中國對外貿易中起到了舉足輕重的地位。該區(qū)域對外貿易呈現(xiàn)出以下幾大特征：(1)對外貿易對象較為集中。長三角地區(qū)對外貿易伙伴主要集中在亞太經(jīng)合組織成員國范圍之內，與世界其他范圍國家、地區(qū)的對外貿易交流過低。(2)對外貿易產品科技水平層次過低。長三角地區(qū)對外貿易產品主要集中在初次產品和具有較低附加值的非初次產品，高科技產品在長三角地區(qū)對外貿易產品中所占比例過低。(3)對外貿易抗風險能力較弱。長三角地區(qū)的重鎮(zhèn)上海、江蘇、浙江對外貿易均存在抵御風險能力較弱的現(xiàn)象。2007年美國金融危機導致該地區(qū)對外貿易急速、全面、大幅度下滑。(4)對外貿易自我調整性較差。長三角地區(qū)的重鎮(zhèn)上海、江蘇、浙江對外貿易在經(jīng)歷2007年美國金融危機之后，面對急速下滑的態(tài)勢，無法通過自我調整的方式，完成對外貿易替代性。只能依賴中央政府的刺激性政策、稅收減免等政策完成產業(yè)的進一步發(fā)展。從上述四個方面的深入分析，我們對長三角區(qū)域對外貿易的形勢有了較為全面的認識，下面，我們就根據(jù)分析的結果，對長三角區(qū)域對外貿易深入發(fā)展提出有針對性、可操作性強的具體對策。

篇8

關鍵詞：吉林省；外貿競爭力；進出口

一、吉林省外貿進出口總量及所占比重分析

2012年，吉林省全年累計實現(xiàn)外貿進出口總值245.72億美元，增長11.4%。其中，實現(xiàn)出口總值59.83億美元，增長19.7%；一般貿易完成38.07億美元，增長23.3%；加工貿易完成13.59億美元，增長24.2%。實現(xiàn)進口總值185.89億美元，增長8.9%。一般貿易完成171.38億美元，增長7.7%；加工貿易完成5.27億美元，增長4.8%。吉林省2008年至2012年進口額逐年增加，出口額除2009年較2008年有所下降外，其余年份均有所增加，而且同一年份的進口額均高于出口額。吉林省出口總額在全國所占比重非常低，沒有超過0.5%。而且吉林省出口額在全國所占比重2012年較2008年有所下降，從0.33%下降為2012年的0.29%，2009年至2012年吉林省出口總額在全國所占比重變化不大。

二、吉林省外貿依存度分析

外貿依存度是一國或一個地區(qū)的進出口總額與國內生產總值的比值。對外貿易依存度能夠能夠反映一國或地區(qū)的市場開放程度，同時也能揭示一國或地區(qū)的經(jīng)濟對貿易的依賴程度。吉林省與全國外貿依存度具體情況如表2所示。

數(shù)據(jù)來源：《吉林省2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、《中華人民共和國2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》數(shù)據(jù)整理計算得出。

表2顯示了吉林省歷年來的外貿依存度變化情況。從2008年至2012年，吉林省外貿依存度基本上處于12%的水平。同時也說明了同全國相比，相對于全國最高水平5042%，吉林省外貿依存度極低。吉林省外貿依存度過低顯然不能充分發(fā)揮其參與國際分工的能力，外貿對經(jīng)濟的拉動作用乏力，其不能享受參與國際競爭所帶來的經(jīng)濟利益，相應地外貿對經(jīng)濟增長的貢獻也受到很大的限制。因此，吉林省的對外貿易強度有待加強，外貿競爭力還有待進一步開發(fā)。

三、吉林省貿易競爭力指數(shù)分析

貿易競爭力指數(shù)等于出口總額減去進口總額的差除以出口總額與進口總額的和。它反映某國或地區(qū)生產的某種產品相對于世界上供應的其他國家或地區(qū)的該產品來講，是處于生產效率的競爭優(yōu)勢還是劣勢以及優(yōu)劣勢的程度。吉林省貿易競爭力指數(shù)經(jīng)過計算分別為2008年：-2846%；2009年：-4668%；2010年：-4686%；2011年：-5466%；2012年：-513%。由此可以看出，吉林省近5年均為凈進口省，貿易競爭力指數(shù)均為負數(shù)，甚至2011年竟達到了近-55%。這些數(shù)據(jù)表明吉林省的產品出口競爭力較弱，生產效率低于國際水平。

四、吉林省與其他省份外貿競爭力對比分析

為了更好地展現(xiàn)吉林省外貿競爭力狀況，本文選取了對外貿易一直處于領先地位的廣東省以及同樣位于東北地區(qū)的黑龍江省和遼寧省進行比較分析。通過對這些省份對外貿易情況的對比，可以揭示各省份間的差異，對促進吉林省對外貿易的進一步發(fā)展有一定的參考作用。2012年各項指標比較結果具體情況參見表3。

數(shù)據(jù)來源：《吉林省2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、《廣東省2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、《遼寧省2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、《廣黑龍江省2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、《中華人民共和國2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》數(shù)據(jù)整理計算得出。

從表3可以看出：從總量來看，吉林省2012年的出口總量只占廣東省的104%，兩省相差568153億美元；從地區(qū)出口額占全國出口額比重來看，吉林省低于廣東省近28個百分點，占全國的比重約為029%；從出口依存度和外貿依存度來看，吉林省都低于廣東省和全國平均水平；從貿易競爭力指數(shù)來看，吉林省的貿易競爭力指數(shù)小于0，說明吉林省出口產品缺乏國際競爭力，同時低于廣東省和全國平均水平。

同時與東三省的其他兩省比較可知，吉林省各項指標均低于黑龍江省和遼寧省，與遼寧省的差距更大一些，其對外貿易競爭力不及這兩省。經(jīng)過分析可知，吉林省外貿競爭力低于遼寧省和黑龍江省，遠低于廣東省，也低于全國平均水平，因此，盡快提升吉林省對外貿易競爭力是必需的。（作者單位：吉林工商學院）

參考文獻

篇9

β系數(shù)是資本資產定價模型（CAPM）中的重要概念，也是用于衡量證券市場系統(tǒng)風險的重要概念。現(xiàn)實經(jīng)濟環(huán)境中的β系數(shù)必須用過去的數(shù)據(jù)來估計，因此檢驗β系數(shù)的相對穩(wěn)定性，進而才能對證券市場未來系統(tǒng)風險進行無偏差估計。因此β系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗對于認識現(xiàn)實證券市場情況和估計資本市場風險都具有較大的意義。

【關鍵詞】

外貿行業(yè)；資本市場；穩(wěn)定性

1 研究背景

自從資本資產定價模型誕生以來，β系數(shù)就是用于測量證券市場系統(tǒng)風險的一個重要概念，也是資本資產定價模型中最為重要的參數(shù)之一。β系數(shù)被廣泛應用于衡量證券的系統(tǒng)風險，通過對β系數(shù)的估計，投資者可以預測證券現(xiàn)在或將來的系統(tǒng)風險性。就方法論而言，β系數(shù)需要從過去證券市場的收益率數(shù)據(jù)中進行估計，而過去的數(shù)據(jù)估計出來的只能是過去的β系數(shù)。過去的β系數(shù)要能用于反映現(xiàn)在或將來的風險，必須具有一定的穩(wěn)定性。因此，β系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗就顯得非常重要。

我國的股票市場分成了不同板塊、不同行業(yè)，目前證券市場上被業(yè)內分析人士和廣大投資者接受并獲廣泛應用的分類方法是在進行投資時為了分析方便而逐漸形成的。本案例選取了外貿行業(yè)作為研究對象。因此對外貿易行業(yè)作為我國經(jīng)濟的重要支撐，一直是經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分。近年以來，我國外貿繼續(xù)保持快速增長，呈現(xiàn)出“大進大出”的增長態(tài)勢，貿易出口增速攀升，出口產品不斷增加，貿易順差逐漸加大。因此研究貿易行業(yè)的資本市場β系數(shù)穩(wěn)定性，對于評價研究外貿行業(yè)資本市場表現(xiàn)和相關股票預測都具有一定意義。

2 研究設計

通過對理論文獻的分析總結并針對本案例所要研究的內容，最終選擇通過股票的日收益率和市場平均收益率序列利用OLS估計方法獲得β系數(shù)的回歸擬合值，然后利用CHOW檢驗方法對我國外貿行業(yè)資本市場β系數(shù)穩(wěn)定性進行實證檢驗分析。Eviews具有界面友好、操作簡單、功能強大、與其他軟件交互性好和結果易于判讀等優(yōu)良特點，特別對于計量分析中的部分模型檢驗能夠較為簡便的實現(xiàn)，因此在數(shù)據(jù)分析中廣泛應用，本案例中的數(shù)據(jù)分析和模型檢驗都能夠通過Eviews軟件較為簡便的獲得。

2.1 研究模型的設定

對β系數(shù)的穩(wěn)定性檢驗有很多方法，如主要采用描述性統(tǒng)計分析、轉移矩陣分析法、虛擬變量法、White異方差檢驗法、非參數(shù)檢驗方法、系數(shù)約束的Wald檢驗等。本案例根據(jù)沈藝峰（1994）、沈藝峰和陳浪南（1995）、陳周敏（1998）的研究成果，對本案例的β系數(shù)采用可以克服相關分析法局限性、能有效檢驗β系數(shù)穩(wěn)定性的CHOW檢驗法進行測算。CHOW檢驗能夠檢驗不同時間段的β系數(shù)有無發(fā)生穩(wěn)定性變化，因此能夠較好的達到預期的研究效果。CHOW穩(wěn)定性檢驗的基本思想是將數(shù)據(jù)分成兩個集合，通過檢驗整體估計與分組估計的差異，或者通過檢驗預測值與觀測值的差異，從而判斷模型的穩(wěn)定性。若兩個集合差異較大或預測值與觀測值差異較大，則說明模型不具備穩(wěn)定特點。CHOW穩(wěn)定性檢驗原假設HO為兩個子樣本回歸系數(shù)無顯著變化。構建F統(tǒng)計量：其中N分別是大樣本和兩個子樣本各自的觀測值個數(shù)，k為解釋變量個數(shù)。如果計算出F ，α為檢驗水平，接受原假設 ，即兩個子樣本回歸系數(shù)無顯著變化。

2.2 研究的數(shù)據(jù)選擇

中國的股票市場包括深、滬證券交易所，由于這兩個交易所的經(jīng)營、交易的股票不同，交易規(guī)則和各種指數(shù)的計算存在著很多的差異，很難找出各種指數(shù)等價的轉換方法，所以在選擇數(shù)據(jù)時，本案例嘗試只選取上海證券交易所的股票數(shù)據(jù)來進行研究。表19-1顯示了16只樣本股標的基本信息。為了研究β系數(shù)的穩(wěn)定性特征，提高檢驗的準確性，需要較長的樣本觀測時間段。本案例選取了盡可能長的時間窗口，最終選取了2005年1月4日至2010年2月22日超過五年的日交易樣本數(shù)據(jù)，并剔除各股停牌的交易日數(shù)據(jù)。研究的單只股票觀測樣本達到1100個以上，16支股票的總觀測樣本達到了19068個，較大的樣本容量為本案例的實證研究提供了重要支撐。

為了研究外貿行業(yè)16只股票β系數(shù)的穩(wěn)定性特征，需要對每只股票進行單一模型估計并進行CHOW穩(wěn)定性檢驗，因此需要在Eviews工作文件中依次生成16只股票的個股日收益率序列及其對應的市場日收益率序列。每只股票樣本序列對象的建立非常相似，此處我們以東方創(chuàng)業(yè)（600278）為例進行。在東方創(chuàng)業(yè)（600278）單一指數(shù)回歸模型窗口，以此選擇ViewㄧStability TestsㄧChowBreakpoint Tests命令。彈出如圖19-10所示的Chow Tests 對話框，在Enter one or more breakpoint dates 欄目下輸入突變點的位置數(shù)，東方創(chuàng)業(yè)（600278）2008年6月第一個交易日數(shù)據(jù)對應著是第797個觀測值，因此輸入797.Regressors to vary across breakpoints 欄目下是進行突變點檢驗的解釋變量，通常檢驗與估計一致所以此處設置為默認。最后單擊OK按鈕。可以看到統(tǒng)計量的伴隨概率都比較大，因此接受Chow穩(wěn)定性檢驗的原假設，認為2008年6月前后東方創(chuàng)業(yè)（600278）股票的模型系數(shù)即β系數(shù)并沒有發(fā)生顯著變化，因此東方創(chuàng)業(yè)（600278）股票β系數(shù)具有穩(wěn)定性。依次對其他各只股票進行Chow穩(wěn)定性檢驗操作，最終獲得如表19-4所示的我國外貿行業(yè)16只股票β系數(shù)穩(wěn)定性檢驗結果。

3 研究結論

本文利用Chow檢驗方法對我國外貿行業(yè)資本市場β系數(shù)進行實證分析，結果表明在我國外貿行業(yè)資本市場貝塔系數(shù)具有相對穩(wěn)定性，β系數(shù)在相對短期內會不斷地發(fā)生變化，但是從長期來看，它總是圍繞某個均值上下波動。通過OLS回歸估計計算得到各個股票的β系數(shù)，可以看到我國外貿行業(yè)資本市場β系數(shù)圍繞1波動，絕大多數(shù)的β系數(shù)大于1，最高達到了1.31，低值較少，最低在0.8附近浮動。表明我國外貿行業(yè)資本市場的系統(tǒng)風險普遍高于市場風險水平。風險與收益是相伴而生的，較高的風險也意味著較高于市場平均水平的收益率。因此我國外貿行業(yè)股票屬于進攻型股票。對β系數(shù)進行了Chow穩(wěn)定性檢驗。在5%的顯著水平下，為使原假設HOβ/系數(shù)在兩個期間存在穩(wěn)定性成立，Chow檢驗的F值的伴隨概率需要大于0.05.我國上證外貿行業(yè)被檢驗的16只股票中除了新華錦之外，F(xiàn)值的伴隨概率大于檢驗顯著水平5%，應該接受Chowa穩(wěn)定性檢驗的原假設HO，認為兩個分期間的貝塔觀察值屬于同一個回歸模型，即β系數(shù)具有穩(wěn)定性。這與國外學術界的普遍看法：“作為β系數(shù)穩(wěn)定性研究的總結，結果認為單個股票的β系數(shù)一般是不穩(wěn)定的”并不相同，表明我國外貿行業(yè)資本市場擁有較為穩(wěn)定的預期收益模型。

【參考文獻】

篇10

【關鍵詞】對外貿易；誤差修正模型；協(xié)整分析；Grange檢驗

一、引言

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

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

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

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

二、對外貿易對安徽省經(jīng)濟增長的計量分析

1.對外貿易與安徽省經(jīng)濟增長的關聯(lián)分析

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

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

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

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

2.對外貿易與安徽省經(jīng)濟增長的誤差修正模型

（1）單位根檢驗

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

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

（2）協(xié)整檢驗

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

經(jīng)Eviews6.0運行得到結果，協(xié)整方程①的估計如下：

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

（3）誤差修正模型的建立

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

經(jīng)Eviews6.0運行得到估計結果得到的誤差修正模型為：

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

（4）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

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

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

3.計量模型的結果分析

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

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

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

三、政策建議

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

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

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

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

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

參考文獻：

[1]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].清華大學出版社,2009:177-182.

[2]林江,王微微.中國的對外貿易與經(jīng)濟增長[J].商場現(xiàn)代化,2008(3):16-17.

[3]范炳全,王金田.我國凈出口貿易與經(jīng)濟增長的關系[J].國際貿易問題,2005(7):5-9.

[4]王博文,劉倉,郭亞軍.對外貿易影響中國經(jīng)濟增長的動態(tài)分析[J].統(tǒng)計與信息論壇,2010(1):26-31.

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