对外贸易和经济增长研究论文

[摘要]文章对2001—2014年山东对外贸易和经济增长相关数据进行时间序列分析，结果显示山东省对外贸易和经济增长存在长期的相互促进关系。为通过山东对外贸易带动山东地区的经济增长，山东应充分利用“一带一路”的发展机遇，提高贸易便利化水平，推动产业结构升级，大力发展产业内贸易。以下是小编精心整理的《对外贸易和经济增长研究论文(精选3篇)》的相关内容，希望能给你带来帮助!

对外贸易和经济增长研究论文 篇1：

中国国内贸易、对外贸易与经济增长的互动研究

摘 要：基于协整方法和VAR模型对中国国内贸易、对外贸易与经济增长的关系进行脉冲响应分析，结果表明：在5%显著水平上，经济增长与国内贸易、国内贸易与对外贸易都具有双向因果格兰杰关系，经济增长是对外贸易的格兰杰原因，但对外贸易不是经济增长的格兰杰原因；从长期来看，经济增长不仅能自我促进而且对国内贸易和对外贸易发展具有显著正效应，国内贸易缺乏自组织能力且对经济增长的效应并不显著，对外贸易自身波动性强而对经济增长的效应虽显著但不稳定，而国内贸易与对外贸易二者则呈替代关系。

关键词：中国贸易；经济增长；互动；脉冲响应分析

收稿日期：20080418

作者简介：卢名辉，江苏大学工商管理学院博士生 212013；周明生，江苏省行政学院教授，江苏大学博士生导师 210004

一、 问题的提出和文献综述

改革开放以来，我国经济建设取得了举世瞩目的成就。经济总量从1978年的3645.2亿元增长到了2006年的209407亿元，年均增速达15.79%；同期社会消费品零售总额从1558.6亿元增长到了76410亿元，年均增速也高达15.15%；对外贸易额从206.4亿美元增长到了17607亿美元，年均增速更是高达24.94%。这些变化相似的数据意味着三个变量之间具有一定的关系。事实上，古典经济增长和发展理论的开拓者和奠基人亚当·斯密，早在1776年《国富论》一书中就从劳动和资本角度阐述了贸易对财富增长的作用，他认为不同的贸易形式由于对劳动和资本的需求不同因而对财富增长的作用也不同。既然贸易与经济增长存在一般关系，这就引发了一个问题：能否基于中国数据实证检验中国这三个变量之间的特定关系？

国内有关基于中国数据来探讨中国贸易与经济增长之间关系的研究，虽起步较晚，但升温较快，1990年代后期以来成果颇丰。但研究主要集中在“对外贸易→经济增长”方向上，即关注这一单向关系的研究。对外贸易对经济增长具有双刃性作用，区域对外贸易对经济增长的作用方向及程度，与一定的经济条件、外贸结构、区域内技术水平和地方政府等因素有关^［1］。大部分学者的研究结果表明，对外贸易是我国经济增长的引擎。对外贸易有效地提高社会劳动生产率、调剂余额促进生产要素的合理利用、带动相关经济部门的发展、有助于维持和扩大就业、增加国家财政收入和外汇收入为国家建设积累资金，在促进国内经济增长方面有巨大推动作用^［2］。由于经济全球化是必然趋势，只有尽快地适应世界市场的规律，有效地开展国际贸易，才能使一个国家的经济得到真正的飞速发展。因此积极开展国际贸易，对推动中国经济增长起着不可估量的作用^［3］。

而国内学者对国内贸易与经济增长的关系则看法不一。有的学者通过研究，认为中国改革开放以来的经验数据证实，国际贸易和国内贸易对人均产出具有相反的影响，国际贸易比重和人均产出呈现显著的正相关性，但国内贸易比重和人均产出呈现显著的负相关性^［4］。同时，也有学者认为国内贸易对经济增长具有极为重要和显著的促进作用：从总量关系来看，社会消费品零售总额每增加1元，GDP平均增加2.657元；从贡献来看，每年GDP增量的6.73%出自国内贸易中的批发和零售贸易、餐饮业的产值；从促进作用来看，国内贸易的发展每年平均拉动经济增长0.631个百分点^［5］。从微观角度看，国内贸易不仅仅从内部规模经济和外部规模经济的层面降低产品成本，而且还催生分工与专业化经济，提升产品价格竞争力；国内贸易还能够为技术进步和创新提供试验的土壤，孕育产品的差异化优势，从非价格的角度提升产品国际竞争力^［6］。

此外，有些学者还进一步研究了国内贸易与对外贸易二者之间的关系。研究发现：在我国由于区际贸易利益更多地被发达区域所获，不发达区域在同发达区域的贸易中获利很少，甚至还不同程度地受到损害，会导致区域经济增长不平衡程度的提高^［7］。同时，由于历史和现实的一些原因，国内区际分工和区际贸易不发达，特别是地方贸易壁垒所造成的国内市场扭曲，不但降低了资源配置效率，而且严重制约着产品市场的扩大、产业结构的升级和企业规模经济的形成，并在一定程度上导致了各省区的对外贸易偏好^［8］。

纵观我国学者有关这一问题的研究，尽管成果颇丰，但大多都是基于国内贸易或对外贸易各自与经济增长的关系展开的，很少有学者将三者结合起来研究。且绝大部分研究是从国家或区域层面、或更多是从单个省（市、区）层面来探讨对外贸易与经济增长的关系，这种研究偏好从某种意义上说正好迎合了经济增长中的对外贸易偏好。然而，“任何一国在国内贸易中使用的资本，比起在对外消费贸易中使用的等量资本来，一般支持和鼓励的生产性劳动数量较大……因此，不应偏爱或特别鼓励对外消费贸易和贩运贸易”^{［9］412419}。这就需要我们进一步深入去思考和分析：中国国内贸易与对外贸易对经济增长究竟起何作用？经济增长对这两种贸易是否也发挥作用？两种贸易本身又是何种关系？本文试图对这些问题进行分析，将基于VAR模型运用脉冲响应函数来研究三者的关系。

二、 模型介绍及变量检验

（一） 模型介绍

向量自回归(VAR)是基于数据的统计性质建立模型，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，从而将单变量回归(AR)模型推广到由多元时间序列变量组成的VAR模型。模型一般表达式为：

yt=A1yt-1+……+Apyt-p+B1xt+……+Brxt-r+εt

其中，yt是m维内生变量向量，xt是d维外生变量向量，A1…Ap和B1…Br是待估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有p和r阶滞后期。εt是m维随机扰动向量，它们可以同期相关但不能与自身滞后值和模型右边的变量相关。通常用VAR(p)表示内生变量有p阶滞后的一个VAR模型。实际建模时，滞后期p根据赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)确定，两者取值都越小越好，可通常很难同时实现，此时一般用LR检验法进行取舍AIC公式、SC公式及LR检验方法参见易丹辉的《数据分析与Eviews应用》，中国统计出版社2005年版，第36页、166167页和171页。。无约束条件VAR模型等式的右边仅仅有内生变量的滞后期，不存在同期相关性问题，因此可用普通最小二乘法(OLS)或广义最小二乘法(GLS)得到VAR简化式模型的一致且有效的估计量。基于VAR模型的脉冲反应函数，反映了来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，它刻画了任意一个变量的扰动如何通过模型影响其他变量，最终又反馈到自身的动态过程。如果新息存在相关性，通常将不与特定变量相联系的共同部分的效应归属于VAR系统中第一个出现的变量(依照方程顺序)。

（二） 数据来源及处理

本文采用的1978—2005年相关数据来自《中国统计年鉴》(1979—2006年)，2006年相关数据来自国家统计公报(2007)其中，2006年进出口贸易额数据在进行单位换算时人民币汇率取值为7.97，该值是通过国家外汇局提供的2006年逐月汇率明细进行加权平均而得。。本文用全社会消费品零售总额反映国内贸易(IT)状况，用进出口贸易额反映对外贸易(FT)状况，用国内生产总值(GDP)反映经济增长状况，单位均是亿元人民币。数据均按当年物价水平计算。在不改变原始变量互动关系基础上，我们对数据进行自然对数(LN)变换，以避免数据的剧烈波动并消除时间序列中存在的异方差现象。最终采用的变量为：LNGDP(取自然对数后的国内生产总值)；LNIT(取自然对数后的国内贸易额)；LNFT(取自然对数后的对外贸易额)。其变量情况见图1、图2。

图1 LNGDP、LNIT及LNFT的同向变动趋势

图2 GDP、IT及FT增长率的同向变动趋势

从图1可见，三变量均随时间的推移呈逐步上升趋势，其中LNGDP与LNIT曲线在2001年(中国加入WTO)以前表现出了高度同步上升趋势，之后两者虽继续保持上升趋势而差距却逐步扩大；LNGDP与LNFT曲线长期来看呈逐步收敛态势，这种态势在2001年以后表现得更为显著；此外，LNIT与LNFT两曲线呈交叉状，1994年(人民币汇率并轨)和2001年是两曲线的交叉点，1994年以前LNIT曲线位于LNFT之上但两曲线已呈显著收敛趋势，2001年以后LNFT曲线开始位于LNIT曲线之上并呈显著扩散态势；经济增长率(GDPGRTH)、国内贸易增长率(ITGRTH)、对外贸易增长率(FTGRTH)三曲线变动规律(见图2)很好地解释了三变量收敛及扩散的原因。从图1和图2中我们可以推断，三变量之间应该存在某种长期稳定的均衡关系。下文将运用实证方法验证这种推断，并进一步分析这种关系。

（三） 变量平稳性检验

变量具有平稳性是进行协整检验的前提。我们采用时间序列平稳性检验最常用的ADF检验法，分别对LNGDP、LNIT、LNFT作平稳性检验。由于样本数据为非零均值且序列随时间变化有上升趋势，因此ADF检验包含常数项和线性时间趋势项。检验结果如表1所示：LNGDP、LNIT及LNFT变量序列本身不是平稳时间序列；经过一阶差分后，虽然ΔLNFT为平稳序列(ADF检验值小于5%的临界值)，但ΔLNGDP和ΔLNIT仍为非平稳序列(ADF检验值仍都大于5%的临界值)；经过二阶差分后三变量均为平稳序列(ADF检验值均小于5%的临界值)，即变量是二阶单整，记为I(2)。表1 各变量的ADF单位根检验(平稳性检验)结果

既然三变量同阶单整满足了协整检验的前提条件，那么我们就可以对其进行协整关系检验。本文采用Johansen和Juselius的JJ法进行检验，结果如表2所示：从最大特征值检验中我们看到，最大特征值统计量在5%显著水平上拒绝了协整向量个数为0的假设，而接受了协整向量为1的假设，因此可以得出在该水平上三个时间序列变量存在唯一的协整向量，即三者存在长期均衡稳定关系。表2 Johansen协整检验结果

协整检验假设：数据中有线性确定性趋势

对各变量进行格兰杰因果关系检验，结果如表3所示：在5%的置信水平上，滞后阶数为2时，国内贸易变化可以引起经济增长的格兰杰变化，经济增长变化同样可以引起国内贸易的格兰杰变化，二者是一种双向因果格兰杰关系；在5%的置信水平上，无论滞后阶数为何值，对外贸易变化都不会引起经济增长的格兰杰变化(当滞后阶数为3时P值最小为0.10305，仍接受原假设)，而当滞后阶数为5时，经济增长变化却可以引起对外贸易的格兰杰变化，表明二者是单向格兰杰关系，这可能与我国的贸易结构及贸易政策有关；在5%的置信水平上，滞后阶数为2时，对外贸易变化能引起国内贸易的格兰杰变化，国内贸易变化在滞后阶数为6时也能引起对外贸易的格兰杰变化，二者存在双向格兰杰关系。表3 各变量之间的格兰杰因果关系检验结果

原假设滞后

阶数F统计量P5%结论LNIT不是LNGDP的Granger原因24.4724180.02345拒绝LNGDP不是LNIT的Granger原因212.6016460.00023拒绝LNFT不是LNGDP的Granger原因32.3662420.10305接受LNGDP不是LNFT的Granger原因54.5573810.01275拒绝LNFT不是LNIT的Granger原因24.0282900.03231拒绝LNIT不是LNFT的Granger原因63.4474630.04112拒绝注：如果P＞0.05，则接受原假设；P＜0.05，则拒绝原假设。本表只列出部分结果。三、 VAR模型及脉冲响应函数分析

根据AIC和SC原则及LR检验法确定模型最优滞后期为4，运用Eviews5.0计算可得到三变量的VAR(4)模型。由于VAR模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作任何先验性约束，因此分析VAR模型时，我们不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是在该模型基础上，进行脉冲响应分析，即分析一个误差项发生变化或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响。本文省略估计出的具体参数，简写VAR(4)模型如下：

基于VAR(4)模型我们运用模拟冲击法，对系统施加一个外部冲击，计算各变量对冲击的反应，并将各变量的瞬时反应进行加总，以考察它们对外部冲击的长期总反应。图3—图5分别表示LNGDP、LNIT及LNFT对一个标准差新息的累积脉冲响应，即分别显示了它们对来自自身和其他变量的一个标准差冲击的长期总反应。在模型中，我们将响应的时间长度设定为15年。模型通过显著性检验且调整的可决系数均大于0.95，模型特征根均小于1，说明模型的结构是稳定的。图中横轴显示冲击作用的滞后期间(单位：年)，纵轴表示冲击引起变量的变化程度，曲线为对应变量的脉冲响应函数。

从图3可见，经济增长对来自自身的冲击有显著的累积效应，经济增长率提高一个标准差新息，则两期内可使自身累积增加约6.5个百分点，从长期来看，尽管这种冲击的总效应有所波动，但始终保持在4%—6.5%的较高水平上，说明我国经济增长具有自促进能力；经济增长对来自国内贸易冲击的总反应先为显著负(2—8期)后逐步上升至弱正效应，最终在零附近小幅波动，这说明国内贸易对经济增长短期存在显著不利影响而长期效应也并不显著；经济增长对来自对外贸易冲

图5 LNFT的累积脉冲响应击的总反应呈斜S型，前4期表现为弱负效应，5—11期则为正效应，其中第8期达到最强约为5%，11期开始又变为负效应，到15期时负效应接近4.5%，这说明对外贸易对经济增长的作用虽显著但时正时负不稳定、波动性强。

从图4可见，国内贸易对来自自身冲击的总反应从前2期的弱正向作用骤然变为负向作用，至第4、5期时达到累积负向效应最大值5%，随后冲击的总效应开始逐步上升最终趋于零，这说明转型期中国国内贸易竞争激烈缺乏自组织能力；国内贸易对来自经济增长的一个标准差新息冲击的总反应较为显著，这种效应方向为正且长期维持在3.7%—7.5%水平，原因可能是国民收入水平与经济增长状况息息相关，而收入水平又是影响消费能力的主要因素，作用路径为“经济增长→收入水平→消费能力→国内贸易”；对外贸易在初期(2—4期)与国内贸易竞争激烈，遏制了国内贸易发展，但经过一段时期后对外贸易的“溢出效应”逐渐显现，累积总效应方向发生转变，正向作用逐渐加强，可从长期来看这种作用最终又转为负向。说明对外贸易不利于国内贸易的长期发展，这与我国改革开放以来的实践基本相符。

从图5可见，对外贸易对来自自身冲击的累积总效应呈W状波动，从第1期的正向约8%急剧降至第3期的负向约0.3%，随后总效应又快速反弹至第6期的正向约4.2%水平，可从第7期开始又加速下滑，第12期达到负向最大约4%，之后又开始上升，这说明对外贸易自身发展具有显著的波动性；对外贸易对来自经济增长的一个标准差新息冲击的总反应极为显著，经济增长提高一个标准差新息，则两期内可使对外贸易增长累积达13%，随后冲击的总效应逐渐减小但最低也有5%左右的正向作用，这说明我国的对外贸易依赖于经济增长；对外贸易来自国内贸易冲击的累积效应绝大部分时期为负，其中总效应在第3期达到负向最大约为7.5%，第7—9期有短暂弱正效应，第9期开始负效应又逐步增大，这说明中国对外贸易与国内贸易具有强烈的替代关系。

四、 结论

本文基于中国1978—2006年的全社会消费品零售总额、进出口贸易额及国内生产总值数据，构建了国内贸易、对外贸易及经济增长三变量的VAR(4)模型，在此基础上利用脉冲响应函数分析了三变量之间的关系，得出以下结论：国内贸易、对外贸易与经济增长三者存在长期均衡关系；在5%显著水平上，经济增长与国内贸易、国内贸易与对外贸易具有双向因果格兰杰关系，经济增长是对外贸易的格兰杰原因，但对外贸易不是经济增长的格兰杰原因；从长期来看，经济增长不仅能自我促进而且对国内贸易和对外贸易发展有显著正效应，这不仅说明了我国的经济增长具有一定的惯性，而且反映出经济增长的预期(信心)水平对宏观经济实际运行态势具有显著影响；国内贸易缺乏自组织能力且对经济增长的效应并不显著，这说明消费作为拉动经济增长的“首驾马车”依旧疲软、我国促进经济增长的内生动力仍未激活；对外贸易自身波动性强而对经济增长的效应虽显著但不稳定，这就要求我们在充分肯定对外贸易对我国经济增长作出了重要贡献的同时，为保持经济又好又快、稳定和健康地发展，必须适度纠正对外贸易偏好问题。此外，一般认为国内贸易与对外贸易相辅相成、互相促进，而在我国二者却表现为强烈的替代关系，这可能是由于我国传统经济体制的束缚、行政区划壁垒的限制、经济结构不合理等原因所导致的，这需要我们进一步深化改革，优化结构和转变经济发展方式。

参考文献：

［1］冯正强,夏刊.区域对外贸易和经济增长关系模型研究［J］.中南工业大学学报：自然科学版,1999(3).

［2］吴纪宁.对外贸易与经济增长速度［J］.重庆社会科学,2000(3).

［3］白冰.论对外贸易对中国经济增长的推动作用［J］.发展,2006(12).

［4］沈坤荣,李剑.中国贸易发展与经济增长影响机制的经验研究［J］.经济研究,2003(5).

［5］徐映梅,田静.国内贸易对经济增长的影响分析［J］.统计教育,2005(11).

［6］周怀峰.大国国内贸易需求提升产品国际竞争力的机理分析［J］.财贸研究,2007(4).

［7］高国力.经济增长与区际贸易变动的理论分析［J］.当代经济研究,1999(5).

［8］钟昌标.国内区际分工和贸易与国际竞争力［J］.中国社会科学,2002(1).

［9］亚当·斯密.国富论：上册［M］.西安:陕西人民出版社,2002.

（责任编辑：赵仁康）

Interactive Relations among the Chinese Domestic Trade, Foreign Trade and

Economic Growth: An Impulse Response Analysis Based on the VAR Model

LU Ming-hui, ZHOU Ming-sheng

Key words:Chinese trade; economic growth; interactive relations; impulse response analysis

注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文

作者：卢名辉　周明生

对外贸易和经济增长研究论文 篇2：

山东对外贸易与经济增长关系的实证分析

[摘 要]文章对2001—2014年山东对外贸易和经济增长相关数据进行时间序列分析，结果显示山东省对外贸易和经济增长存在长期的相互促进关系。为通过山东对外贸易带动山东地区的经济增长，山东应充分利用“一带一路”的发展机遇，提高贸易便利化水平，推动产业结构升级，大力发展产业内贸易。

[关键词]对外贸易；经济增长；相互促进；山东

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.38.012

自1978年改革开放以来，山东的对外贸易不断发展，经济运行总体平稳。是中国经济实力最强的省份之一，亦是发展速度较快的省份之一。GDP逐年呈现出上升趋势，到2014年，山东GDP达到59426.59亿元，三大产业分别为4798.36亿元、28788.11亿元和25840.12亿元。这说明山东的经济发展迅速，经济总量大。山东省永远把发展对外贸易作为强盛经济的政策和走向世界的必经之路，对外贸易工作获得较大发展。进出口总额逐年递增，这些数据预示着山东对外贸易和经济增长之间存在一定的关联性，为揭示它们之间的关系，对山东的对外贸易和经济增长进行了实证分析。

1 山东对外贸易规模发展现状

1.1 山东省的对外贸易规模扩大，GDP呈连年上升趋势

改革开放30多年来，山东省永远把发展对外贸易作为强盛经济的政策和走向世界的必经之路，对外贸易工作获得较大发展。加入世界贸易组织后，面临新的机会和挑战，山东省进出口总额年递增幅度较大。如图1所示。

1.2 山东省全方位开辟国际市场，获得积极的进展

自从山东省施行国际市场多元化策略以来，国际市场日益扩展，它的贸易伙伴日趋增多，山东省如今已然与世界上180多个国家和地区展开了贸易交往，并建立了较为稳定的经贸关系。在2014年看来，山东省对外贸易的主要国家地区是美国、韩国、日本和澳大利亚。但是巴西、新西兰、加拿大、印度、新加坡、马来西亚等国家也都有一定贸易额的进出口。这说明了山东省的对外贸易规模越来越广阔，坚持国际市场多元化战略，在对外贸易上取得了很大程度上的发展。如图2和图3所示。

1.3 对外贸易增长迅速，出口增幅大

在沿海六个主要外贸省份中，山东省进口值、出口值、进出口增幅值均位列第一。在国家海关公布的“2013年中国外贸百强城市”名单中，山东省有青岛、滨州、烟台、东营、聊城、济南、日照、威海、潍坊、临沂和淄博入围总共11个，超越江苏省，从而跃居全国首位。

1.4 鼓励发展各种新型进出口商品发展模式

其实，当前的产业结构优化、规模经济、轨制标新立异和技术创新，在很大程度上通过扩大进口来实现。进出口总值是相对持平的，机械、电气设备、电视机及音响设备的出口值大于进口值，但是矿产品的进口值比较大，还有植物产品的进口也增加了，这说明山东省开始注重塑料及其成品；橡胶及其成品和贱金属及其成品的进口，山东对外经济结构布局转型的一定是从出口导向型策略转向培养竞争优势的贸易均衡战略变化。

1.5 净出口

人们所说净出口，就是指出口量比进口量要多，即出口量值减进口量值，且结果大于零。出口值是大于进口值的，这类差额咱们称为顺差，当净出口值为负的时候便是逆差，山东省的出口量比进口量对山东省的对外贸易的作用大一些。

2 山东经济增长发展现状

2.1 经济指标靠前

山东省近些年来，经济增长迅速，许多领域处于全国的前列。到2014年，山东GDP达到59426.59亿元，三大产业分别为4798.36亿元、28788.11亿元和25840.12亿元。这说明山东的经济发展迅速，经济总量大。

2.2 日趋优化的工业体系

山东产业发展得非常迅速，构成了以建、食、能、械、冶、化、纺等支柱产业的主体。山东全省有大中型工业企业2628家，省重点企业集团136个，例如海尔集团、山东电力集团、浪潮集团、齐鲁石油化工有限公司、济南钢铁集团、海信集团、中国重型汽车集团、兖矿集团等。

2.3 蓬勃发展的金融体系

山东金融与保险业发展迅速。当前已构成了以中国人民银行和公有商业银行为主体，多种金融机构并存发展的体制。山东省的金融机构各项余额达到14514.3亿元，各项贷款的余额达到11782.8亿元。全省建立分支机构部分的保险公司共18家，整年保费收入817.2亿元。

2.4 全面发展的农业经济

农业是山东经济发展的基础，农业产值在全国是第一的。山东省是天下首要的粮食、棉花产区，同样是全国最大的花生产区，花生出口量占全国一半以上。近些年来，蔬菜生产是山东省农业中比较重要的，被称作中国沿海最大的“菜篮子”。

3 指标选取、数据来源、模型建立

3.1 指标选取

为了剖析山东对外贸易与经济增长之间的关系，本文选择山东经济增长情形作为被解释变量，山东省的对外贸易情况作为解释变量。

对外贸易亦称“国外贸易” 或“进出口贸易”，简称“外贸”，是指一个国度（地域）与另一个国度（地域）之间的商品和劳务的互换。本文采纳的山东的对外贸易情形。

经济增加通常讲的是在限定时间段跨度上，一个国家人均产出或收入程度的连续增加。本文选取的是山东的经济增长情况。

国内生产总值增长：是指在限定时间段跨度内，权衡国家经济状况的最好的目标数值。本文采取的是2001年到2014年国内生产总值的具体数值分析。

3.2 数据来源

山东对外贸易总额和国内生产总值的相关数据来源于山东统计局网站中年度数据2001—2014年《山东统计年鉴》。

3.3 模型构建

由于对外贸易是影响经济增长的重要因素，同时结合国内许多学者的相关文献成果，构建以下回归模型：

lngdp=α0+α1×lnxm+μt（1）

模型lngdp表示山东省经济增长；lnxm代表山东省对外贸易。

上述模型中各变量的具体含义如表1所示：

由于观测样本是时间序列数据，为了避免时间序列变量间出现伪回归现象，计量上处理步骤是：首先检查序列的平稳性，一般采用单位根检验，在此基础上确认是否可以进行协整分析，最后进行变量之间的格兰杰因果检验。下文将按照这个步骤进行实证分析。

4 山东对外贸易对经济贡献的实证分析

4.1 对外贸易和经济增长的趋势图描述

由图4可以得出，山东的对外贸易和经济增长近似线性相关关系，对外贸易增长的同时，经济也在增长，要想知道两者有没有具体的相关关系，需要进行下一步平稳性检验。

4.2 数据的平稳性检验

检验结果表明，GDP和XM的原始序列接受原假设，即存在单位根，表明GDP序列和XM序列均为非平稳序列，因此对XM序列和GDP序列采取对数处理，消除原序列可能存在的单位根。检验结果如表2和表3所示。

由表2和表3可以得出，P值小于10%的显著性水平，接受原假设。表明经取对数后的XM序列和GDP序列在10%的显著性水平上显著。

4.3 协整关系检验

对lnx序列和lny序列举行协整性查验，检验结果如下：

由表4可以得出，P=0.0000<10%，表明模型的输出结果十分显著，由解释变量和常数项的系数项，可得出以下公式：

lnGDP=6.5628+0.715lnXM

（43.0665）（77.6003）

公式表明，山东对外贸易额每变动一个单位，山东的经济总额即GDP就会相应地变动0.715个单位。这表明山东的对外贸易在很大程度上推动了山东的经济增长。

4.4 格兰杰因果检验

由表5和表6可以得出，P值小于10%，拒绝原假设，结果说明山东对外贸易促进经济增长，而经济在迅速增长的同时，也可以通过提高贸易产品质量，优化贸易结构等方式来反向促进对外贸易规模的扩张。

5 结论与建议

从以上实证分析结果来看，依据山东的对外贸易和经济增加趋向图剖析、平稳性检验、协整关系检验和格兰杰因果检验等，由此阐明山东省的对外贸易和经济增长存在着相互促进的关联，对外贸易增长的同时促进经济的增长，那么经济增加的同时进出口贸易亦然增加。

山东省的出口总值、进口总值、净出口总值和GDP之间存在长期的稳定关系，但是从净出口值来看，出口值大于进口值，顺差，所以出口总值对GDP的促进作用比进口总值的作用要大一些。那么，就可以获得论断：山东省应该均衡进出口贸易，加多进口的贸易情形，必须要重视起来，只有这样，才能够推动山东省的经济增加。

山东进出口贸易的贸易数量渐渐增加，范围扩大，自从2001年11月20日加入世界贸易自由组织以后，山东省的出口增长更加迅速，对山东省的GDP的作用更进一步，与更多的不一样的国度地域进行贸易往来，因此得出山东持续发展进出口贸易的策略，有利于山东省的经济发展与成长。

参考文献：

[1]王纯洁.山东省区域经济增长动力分析[J].现代商业，2015（5）.

[2]王兆海.山东省对外贸易对产业结构升级的影响分析[D].济南：山东师范大学，2015.

[3]崔欣欣.山东省金融发展与对外贸易关系实证研究[D].济南：山东师范大学，2015.

[4]张军峰.对外贸易对山东省经济的影响研究[D].包头：内蒙古科技大学，2013.

作者：吕弘斐 陈光春

对外贸易和经济增长研究论文 篇3：

对外贸易与增长动态关系研究

摘要：通过规范的动态经济计量分析方法，以福建省1981—2011年的相关数据为例，研究了对外贸易与经济增长之间的长期均衡关系及短期动态变化规律。结果表明：外贸与经济增长存在长期稳定的均衡协同关系，且这种关系具有反向的修正机制；对脉冲响应函数的分析表明，进出口贸易对福建经济增长都具有促进作用，相对而言，出口贸易对经济增长的促进作用要大于进口贸易对福建省经济增长的促进作用。

关键词：对外贸易；经济增长；协整分析；福建

一、引言

改革开放30多年以来，中国经济一直保持着持续强劲的增长势头，取得了巨大的发展成就。以福建省为例，截至2011年底，福建省GDP年平均增长率为18.7%，2011年比1978年增加了将近343倍。与此同时，福建省的对外贸易也得到了迅猛发展。1978年福建省货物进出口总额只有20260万美元，在全国货物贸易所占比重不足1%；而到2011年福建省货物进出口总额达到14352244万美元，比1978年增长了700多倍，年均增长21.2%。出口贸易额从1978年的19014万美元上升到2011年的9283779万美元，进口额从1978年的1246万美元增长到2011年的5068465万美元，并且，进出口贸易业务全面发展，由一般商品贸易发展到商品、技术、资金、劳务的贸易，进出口贸易产品结构得以优化。福建省的经济增长与对外贸易二者在发展的过程中呈现出较大的相关性，福建省经济之所以能够快速、稳定、持续的增长，对外贸易无疑起到了非常重要的作用。并且从对外贸易与经济增长发展趋势分析，经济波动与对外贸易发生联动：即当经济快速增长时对外贸易也快速增长，当经济增长速度降低时对外贸易的发展也随之降低。因此，就对外贸易在福建省国民经济发展中的具体作用进行深入的实证分析，弄清对外贸易与福建省经济增长在这种同向波动过程中存在何种关系，短期的波动是否会影响二者长期的关系，以此制定适当的对外贸易战略，从而更好地发挥对外贸易对福建省国民经济持续、快速与健康发展的促进作用具有重要的现实意义。

二、对外贸易与经济增长的文献回顾

亚当·斯密（Adam Smith）提出的动态生产率理论和“剩余产品出口”模型，最早涉及了对外贸易与经济增长关系，该模型认为对外贸易对经济增长具有促进作用，其后的大卫·李嘉图（David Ricardo）和伯尔蒂尔·俄林（Beltil.G Ohlin）等也认为对外贸易是促进经济增长的有效途径。1937年经济学家丹尼斯˙H˙罗伯特逊（Dennis Holme Robertson）提出的对外贸易是经济增长“发动机”的学说，则认为对外贸易是经济增长的原因和动力。罗默（Romer）和卢卡斯（Lucas）的内生性增长理论在20 世纪80 年代中期提出，为国际贸易和经济的长期增长与发展的关系提供了更加严格的基础，认为对外贸易通过提供更广阔市场、更为频繁的信息交流和更加激烈的竞争促进该国经济增长。Grossman和Helpman（1991）分别研究了开放小国和开放大国下的贸易与内生技术创新及增长的关系，认为对外贸易可以促进创新和经济增长。Kall、Mendez和Reyes（2007）通过对外贸结构与经济增长率关系实证研究，发现外贸结构能不依赖于贸易自身的水平而对经济增长率产生重要影响。

国内学者对此问题的研究大多集中在对中国经济增长与对外贸易的时间序列数据的检验上。林毅夫和李永军（2003）研究了中国出口增长对经济增长的直接与间接推动作用。直接作用是出口促进经济增长，间接作用是通过结构改善影响了消费、投资及政府支出从而刺激经济增长。沈坤荣和李剑（2003）则实证研究了对外贸易和人均产出之间的影响机制，结果是，外贸对人均产出产生正面影响是通过提升国家要素禀赋结构和加快制度变革进程来实现的。徐光耀（2007）使用相关分析和多元回归模型发现进口产品结构的不同对中国经济增长的促进作用不同，先进技术、关键设备和国内短缺的能源、原材料的进口，更有利于中国经济的增长。黄涛珍和陈昕（2011）运用中部地区1995-2008年的省际面板数据，实证分析了对外贸易对地区经济增长的影响，研究结果表明中部地区的出口增长拉动了地区经济增长。

综上，虽然国内外学者对外贸与经济增长的关系进行了大量的实证研究，得出了基本一致的结论，但针对福建省这二者的动态关系的实证研究尚多，不知福建省的实证是否得出相似或不同的结论。如果对福建省的研究结论与已有研究相似，则上述研究不但具有普遍意义，而且也适合于国内区域经济。由于对外贸易与经济增长之间的关系复杂，不能简单地用线性因果关系来描述，单单采用的线性回归模型可能出现“伪回归”问题。因此，本文运用动态方法对福建省1981-2011年的外贸与经济增长的内在关系进行实证研究，以阐明福建外贸影响经济增长的方式，进而提出相关政策建议。

三、模型构建及变量与数据说明

对模型构建以及变量的选取和数据来源的分析，具体如下：

（一）模型设定

由于已有相关研究大多采用静态分析方法，局限性明显；本文拟用向量自回归模型（VAR）来进行动态研究。VAR模型是一种非结构化的建模方法，适合于预测相关时间序列，及描述随机扰动对变量系统的动态影响。这个模型不用任何先验性约束，令每个当期变量对所有变量的若干期滞后项进行回归，能够避免划分解释变量和被解释变量的随意性。含有N个变量滞后k期的VAR模型如下：

其中 ，

yt为N×1阶时间序列列向量，Πi……Πk为N×N阶参数矩阵， μt～ΙΙD （0，Ω）为N×1阶随机误差向量。基于VAR模型估计，既能检验各个变量是否能够说明其他变量的变化趋势，也能运用脉冲响应函数和方差分解等方法来测算模型中各方程中的随机扰动项的冲击对各变量的动态影响情况，还能比较各方程信息对变量波动的重要程度。

（二）变量的选取和数据来源

本文用国内生产总值（GDP）变量作为衡量经济增长的指标；采用出口贸易额（EX）、进口贸易额（IM）两个变量来作为衡量福建省对外贸易状况的指标。对于出口贸易额、进口贸易额两个变量数据，本文先用各年人民币对美元的年平均汇价（中间价）将进出口贸易额以美元为单位换算为人民币。同时为了消除价格因素对变量的影响，本文利用1981年为基期的国内生产总值指数，扣除物价上涨因素折算出以1981年为基期的实际国内生产总值；用1981年为基期的全国商品零售价格指数折算出以1981年为基期的实际出口贸易额与实际进口贸易额。本文对各变量进行对数变换，分别表示为 LnGDP、LnEX、LnIM，因为数据的自然对数不会改变原来的协整及因果关系，还能够使趋势线性化，并一定程度上消除时间序列中异方差的影响以提高模型的拟合程度。本文所用的GDP、出口贸易额（EX）、进口贸易额（IM）的数据来源为历年《福建省统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》，样本区间限于1981-2011年。

四、实证分析结果

实证分析结果如下：

（一）对各变量的平稳性作ADF检验

在时间序列分析中先对变量进行单位根检验。这是因为大多数的时间序列经济变量为非平稳性的，这样能避免因“伪回归”现象而造成结论无效。进行单位根检验的方法很多，比如ADF方法、PP方法等等。本文采用的是用ADF检验方法对变量进行单位根检验，结果见表1。

表1表明，可知各变量的原始值均为非平稳值，进行一阶差分后均成为平稳序列。可见，各变量的水平值皆为I（1）时间序列。

（二）VAR模型估计及其稳定性检验

在建立VAR模型时需确定变量滞后区间，所以本文采用对数似然值、AIC与SC信息量来确定滞后阶数，并经过多次实验和利用LR统计量检验后，最终确认VAR模型最优滞后阶数为4。运用OLS进行回归估计，结果见表2。

运用AR根和AR图来对VAR（3）模型的稳定性进行检验以验证模型的稳定性，结果见表3和图1。

“图1”中所有单位根都落在单位圆内，表明所设定的VAR（4）模型具有稳定性。

（三）协整关系检验

所谓协整关系，就是即使两个或两个以上的变量序列是非平稳序列，它们仍然可能存在某种平稳的线性组合；而且这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系。本文进行协整检验的方法根据Johansen和Juselius（1990）提出的方法，根据这个方法，VAR（n）可表示为： ，其中，Yt、π0 为n阶列向量，πi （i>0）为n×n矩阵。由上可知，无约束VAR模型的最优滞后阶数为4，因而协整检验的VAR模型滞后阶数应确定为3。为了可靠，本文同时采用Johansen和Juselius的“特征根轨迹检验”和“最大特征根检验”两种方法进行协整关系检验。具体检验结果见表4。

上述检验表明，在5%的显著性水平下拒绝没有协整向量的原假设，接受系统中存在一个协整向量的备择假设，说明在样本区间内，对外贸易与福建省经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。

（四）向量误差修正模型（VECM）

Granger定理表明，只要一组变量之间存在协整关系就一定有向量误差修正模型表达式存在。在向量误差修正模型中，把表示偏离长期均衡关系的项作为解释变量放入其中，以描述对均衡偏离的长期调节情况。这样模型中就同时考虑了长期和短期调节问题。向量误差修正模型既能反映长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是具有高度稳定性和可靠性的经验模型。本文进一步构建向量误差修正模型用于研究VAR（4）模型中变量的短期动态特征，以弥补长期静态模型之不足。向量误差修正模型滞后期为无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，且滞后阶数为4的确定向量误差修正模型滞后阶数为3 阶，据此可得到向量误差修正模型结果（见表5）。

由向量误差修正模型的整体检验结果可知，拟合优度值为094，模型整体的对数似然值91.6足够大，同时模型的 AIC和SC 值分别为-5.97和-5.44都较小，说明模型整体拟合得较好，解释力较强。误差修正模型反映了LnGDP受LnEX、LnIM 影响的短期波动规律。误差修正项系数为-0.227715，说明LnGDP在每年的实际值与其长期均衡值的差距约为23%，这个值在下一年度予以纠正或清除。这表明， GDP在受到冲击后能以相当快的速度调整到它的长期均衡水平上，调整力度相当大。从误差修正项系数绝对值的倒数（约为4.39）可推知短期波动调整到长期均衡的周期大约为4.39年。

（五） Granger因果关系检验

协整检验表明外贸与经济增长之间存在协整关系。这二者之间是否互为因果关系？Granger因果检验主要用于检验一个内生变量是否可将其以作为外生变量看待。即解决变量x是否会引起y的问题：能够在多大程度上被过去的x所解释？在加入x的滞后期后是否使得解释程度提高？如果一个变量受到其他变量的滞后影响，则称之具有Granger因果关系。检验结果见表6。

根据表6的Granger因果关系检验结果，福建省外贸与经济增长之间的关系如下：滞后5期，外贸不是经济增长Granger原因值为0.0346，在显著性水平为5%的情况下，可以拒绝原假设，说明出口贸易是福建省经济增长的Granger原因；而滞后5期，进口贸易不是经济增长Granger原因的值为0.0625，在显著性水平为10%的情况下，可以拒绝原假设，说明进口贸易是福建省经济增长的Granger原因。

（六）脉冲响应函数分析

协整检验和Granger因果关系检验结果表明，福建省对外贸易与经济增长之间存在长期均衡的因果关系，但并未反映出外贸与经济增长之间的短期动态变化规律。需要对其进行脉冲响应分析，从动态的角度深入阐述福建省对外贸易与经济增长之间关系的演变路径。依据福建省对外贸易与经济增长之间的关系，建立脉冲响应函数为：

其中，k是滞后期数，ut为随机信息。本文通过估计VAR模型的脉冲响应函数确定福建省出口贸易、进口贸易对经济增长冲击的时间轨迹，响应时间设定为20期，脉冲响应结果如图2所示。

在图2中，横轴表示冲击作用的响应期数（单位：年），纵轴表示各变量的变化百分比。从图2可知，出口的一个标准差对福建经济增长的冲击效应在“第1期”无影响，随后正的冲击效应逐渐增强。前11期，出口贸易对GDP的冲击效应呈现出一个波峰形状，第6期达到最大值（0.051732），即第6期出口贸易每增长1个单位，引致GDP上升0.051732个单位。此后，经济增长对出口贸易冲击的响应开始缓慢回落，但还是保持在一个较高的响应水平。进口贸易的一个标准差对福建省经济增长正的冲击效应在前两期影响效果很小，随后负的冲击效应逐渐增强，并呈现出一个波谷形状，到第6期的时候又逐渐变为0。此后进口贸易对GDP的冲击效应呈现出一个波峰形状，第10期达到最大值（0.022333），即第10期进口贸易每增长1个单位，引致GDP上升0.022333个单位。此后，进口贸易对GDP冲击的响应开始缓慢回落。

（七）方差分解

通过将一个变量冲击的均方误差分解成系统中各变量随机冲击所做的贡献计算出每个变量冲击的相对重要程度，也就计算出变量冲击的贡献占总贡献的百分比值。i变量对因变量方差的贡献度可用如下公式表示：

其中，i，j = 1 ， 2，…，k。相对方差的贡献率（RVC）根据第j个变量基于冲击的方差对yi的方差的相对贡献度来观测第j个变量对第i个变量的影响。为加强对外贸易与福建省经济增长作用关系的认识，进一步利用方差分解来分析外贸对福建省经济增长的影响，取滞后期值为10。方差分解结果见表7。

从表7方差分解结果可知，经济增长在第1期只受自身波动的影响，受对外贸易冲击的影响在第2期才充分体现出来。随着时间的推移经济增长受自身的冲击先逐渐减弱，第7期递减到了21.92%，此后又呈现出缓慢上升的趋势。出口贸易对经济增长的贡献先是逐渐递增，第7期达到最大值76.49%，此后呈现出缓慢下降的趋势，但仍保持较高的数值，表明出口贸易在长期对经济增长的影响是非常重要的。而进口贸易对经济增长的信息占经济增长预测方差不到10%。

五、结论及政策建议

通过规范的动态经济计量分析方法，以福建省1981-2011年的相关数据为例，对对外贸易与经济增长之间的长期均衡关系及短期动态变化规律进行研究得出以下结论：

第一，改革开以来，福建省的经济增长与进出口贸易额三个变量都是一阶平稳变量，并且三者之间存在唯一的长期的协整关系。

第二，福建进出口贸易是经济增长的Granger原因。出口贸易增长扩大了有效需求，从而促进了经济增长，而对高新技术、重要生产设备以及关键的短缺资源的进口，则直接推动了技术进步和生产率的提高，促进了出口产业结构的升级，进而通过出口拉动了经济增长。

第三，向量误差修正模型分析表明福建省经济增长与对外贸易在发展路径上存在短期波动。因为短期调节机制的存在即经济增长短期发生的与其均衡值的偏差中有约23%可以得到修正，故这种波动不会影响其长期均衡关系。

第四，脉冲响应函数的结果进一步表明，出口贸易和进口贸易对福建省的经济增长都具有促进作用，相对而言，出口贸易对经济增长的促进作用要大于进口贸易对福建省经济增长的促进作用。

根据上述结论，为维持外贸与经济增长之间相互促进的长期均衡关系，应继续发挥对外贸易对福建省经济增长的促进作用。今后福建省在出口贸易方面，应不断推进出口产品的深加工，提高出口产品的技术含量和附加值；大力发展具有竞争优势行业产品的出口，把具有比较优势的产品转化为具有竞争优势的产品，从而使贸易出口尽快实现从“粗放型”向以质量和技术为主的“集约型”出口方式转变，以提高国际竞争力。同时，需提高对进口贸易的重视，继续调整进口贸易策略，适度扩大对稀缺要素如资本、技术、管理等的进口，限制低科技含量产品的进口，但需把进口国外先进设备和不可再生的生产资料放到首位；鼓励引进国外的先进技术和创新成果，促进战略性重要资源的进口储备，以加快产业结构优化和升级，平衡外贸顺差，扩大内需，实现经济的集约化发展，充分发挥进口对经济增长和提高竞争力的作用。从而实现对外贸易与经济增长之间长期的良性互动，进而推动福建省经济继续保持平稳较快的增长。由于福建省处于改革开放的前沿，其发展有一定的代表性，上述结论对全国也应该有一定启示意义。

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（编辑：许丽丽）

作者：杨继国 侯永刚