经济和贸易的关系精选(九篇)

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第1篇：经济和贸易的关系范文

关键词 对外贸易 经济增长 协整检验 格兰杰检验

一、重庆市对外贸易发展的现状

作为西部地区经济的领头军，重庆市近十几年的经济发展迅速。1987年的进口总额12235万美元，2006年达211821万美元，增加17.3倍。1987年的出口额为17446万美元，2006年达33519万美元，增加19.2倍。1987年的进出口总额为29681万美元，2006年的进出口总额为547013万美元，增加18.4倍并且，1987年重庆市的GDP为190.35亿元，2006年的GDP为3491.57亿元，增加18.37倍。对外贸易与经济同步增长，对外贸易 增长速度高于经济增长速度，出口增长速度高于进口增长速度，已成为重庆市经济发展的一个重要特点。在这种情况下研究重庆市对外贸易与对外经济增长的关系，对于促进重庆市经济发展，承接西部大开发政策，具有理论上和实践上的意义。

二、选择分析数据和预处理

本文选取1996~2006年的年度数据，数据来源于重庆市统计年鉴。依据经济学理论和计量经济学分析指标选取的原则，选择了国内生产总值作为经济增长状况的衡量指标，为了消除价格变动的影响，用商品零售价格指数（1978年为100）对各变量指标进行了平价计算。对各变量指标值进行了平价计算,分别GDP,TOT、EM、IM代表经过平价计算后的国内生产总值、进出口总额、进口总额和出口总额的指标值。基于数据的自然对数变换不改变变量间原有的协整关系,能使变量趋势线性化,并可在一定程度上消除时间序列中存在的异方差。经过一阶差分处理后的LGDP、LTOT、LEM和LIM均围绕均值做上下波动,呈现出平稳时间序列的特征。初步认为LGDP、LTOT、LEM和LIM为一阶单整时间序列,且由于各变量对数都有不断增长的趋势,并且变动的方向较为一致,可以从主观上判断LGDP、LTOT、LEM和LIM间可能存在协整关系,但变量的平稳性和变量间的协整关系仍须经计量检验才能最终确定。

三、LGDP、LTOT、LEM和LIM的平稳性检验

在进行协整关系检验之前,首先需进行变量的平稳性检验,确定其单整的阶数。所有变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件对一组时间序列变量平稳性进行检验的方法是单位根检验。单位根检验方法主要有DF(Dickey-Fuller)检验法、ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验法和PP(Phillips-Perron)检验法,根据本文的需要,选择ADF检验法作为检验的法。运用eviews5.0软件对LGDP、LTOT、LEM和LIM,LGDP、LTOT、LEM、LIM分别进行ADF检验[5]。进行ADF检验时,变量的滞后期由eviews5.0软件根据AIC和SC值最小的原则进行自动确定。LGDP、LTOT、LEM和LIM具有一定的时间趋势,因此,采用有常数、有时间趋势的模型进行检验。可得LGDP、LTOT、LEM、LIM～I(1),即LGDP、LTOT、LEM和LIM是一阶单整时间序列,LGDPLEM、LIM、LTOT～I(0),即LGDP、LEMLIM、LTOT是0阶单整时间序列。可以进一步检验LGDP、LTOT、LEM和LIM之间是否存在协整关系。

四、LGDP、LTOT、LEM和LIM协整关系检验

本文使用eviews5.0软件采用Johansen检验法进行协整关系检验。用于检验协整关系的模型选择观测序列有线性确定性趋势并且协整方程(CE)仅有截距的类型,滞后期的选择依据AIC和最大特征值检验对LGDP、LTOT、LEM和LIM的协整关系进行检验,特征值轨迹检验和最大特征值检验的结果均表明LGDP、LTOT、LEM和LIM具有唯一的协整关系。协整关系的确立证明了LGDP、LTOT、LEM和LIM具有共同的变化趋势,可以进行回归分析和Granger因果检验。

五、LGDP、LTOT、LEM和LIM的Granger因果检验

协整关系检验结果说明,LGDP、LTOT、LEM和LIM之间有着长期稳定的关系。相关系数也证明了这一点。协整关系说明变量的同方向变化的关系,相关系数表明变量之间有关系,但变量之间是否存在因果关系并不确定,仍须进一步的验证。验证因果关系的检验方法为Granger因果检验法。本文运eviews5.0软件进行LGDP、LTOT、LEM和LIM之间的相互因果关系检验,检验结果如表所示。

表中结果显示GDP和进出口总额、进口总额，出口总额没有明显的Granger因果关系。

六、结论

根据对外贸易与经济增长间的因果关系检验结果,可知现阶段重庆市经济增长主要依靠投资和消费实现的高速度,出口对经济增长没有明显的促进作用,说明目前重庆市还不是出口导向型经济。但是投资、消费和净出口是短期经济增长的因素,重庆市要保持经济快速增长必须重视出口的作用,制定促进出口的政策措施,提高出口产品的附加值,增强高技术产品的竞争力。同时充分利用进口可以增加要素的供给和提高全要素生产率的作用,实现长期稳定的经济增长。

[参考文献]

[1] 孙建胜山东省对外经济贸易与经济增长的协整及因果关系的实证检验 山东经济。 2005（9）.

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[3] 王维国 丛春 霞何向华.计量经济学[M].大连:东北财经大学出版社, 2002.

[4] 重庆统计局 重庆统计年鉴[Z].重庆统计出版社，2007年.

第2篇：经济和贸易的关系范文

（1）中日双边贸易增速有所放缓，且中国对日本贸易逆差迅速扩大，中日贸易占中国外贸总量的比重趋于下降。2002年、2003年、2004年、2005年、2006年、2007年中日贸易增速分别为16.20%、31.1%、25.7%、9.9%、12.42%、13.8%。中日贸易的增速明显落后于中国同其他主要贸易伙伴双边贸易的增长速度。如从2001年至2007年，中国同欧盟的贸易额由766.2亿美元增至3273.3亿美元，增长4.27倍，年均增速为23％；中国同美国的贸易额由804.8亿美元增至3020.8亿美元，增长3.75倍，年均增速为20.7％；中国同韩国的贸易额由359.1亿美元增至1598.98亿美元，增长4.45倍多,年均增速为23.8％。同期中日贸易额由878亿美元增至2360.2亿美元，仅增长了2.69倍，年均增速为15.2％，远落后于上述3家对华贸易的增长水平。日本在中国对外贸易中重要性趋于下降。同时，中日贸易失衡趋于加剧。中国对日本贸易逆差迅速扩大。2001年以来，中国方面年年逆差，且中国方面逆差呈逐年扩大之势。2002年中国方面逆差50.31亿美元，2007年增至318.79亿美元，中方逆差5年增加5倍之多。中日双边贸易的变化使得中日贸易依存情况发生改变。近年来中日贸易对中国的分量下降，而对日本的分量显升。直到2003年，日本连续11年是中国最大的贸易伙伴，中国对中日贸易的依赖大于日本对中日贸易的依赖。2004年起，日本在对华贸易落在欧盟、美国之后，居第三位。中日贸易量占中国外贸总量的比重逐年减少,从1993年的20％降至2002年的16.4％,再降到2006年的11.8％。

（2）商务环境尚不够理想。中国与日本同为世贸组织成员国，但日本却不能公正地依照国际惯例和世贸组织规则处理中日贸易问题。日本违反平等互惠原则，实行贸易保护主义，利用关税与非关税的贸易壁垒阻碍中国商品对日本的自由贸易。日本针对中国商品征收高关税，并通过管理程序复杂、透明度不高的关税配额限制中国对日贸易的正常开展。此外，日本实行的进口许可制度，在实际操作中存在着阻碍贸易的做法。近年来，日本屡次与中国发生贸易纠纷。特别是针对中国输日农产品。

（3）日本对华技术贸易规模小、技术含量低。这个问题在中日经济关系发展中一直存在。上世纪80年代我国学者就对这一问题仔细研究过。20年后的今天，这一问题仍然没有得到根本改善。日本为了抑制中国经济发展速度，确保日本在经济、技术领域占优势。因此，日本在技术转让上设置过多的人为障碍，限制对华技术出口。

（4）日本对华直接投资出现波动。从上世纪90年代中期以后，日本对华直接投资就开始显现严重萎缩的势头，不仅合同数不断减少，而且合同金额也大幅下降。日本对华直接投资的严重萎缩，既导致了其在中国全部外来直接投资中比重下降，也致使其在日本全部对外直接投资中比例降低。

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2政治障碍影响中日经济关系发展

目前中日经济关系中存在的问题，根源在于中日两国间政治关系。而中日政治关系出现问题的根源在于日本的对华政策和日本对历史问题的处理。日本对华防备心理严重。日本将中国视为战略上的潜在对手和假想敌。日本抑制中国经济发展速度，以确保日本在经济、技术领域占优势的意图十分明显。最明显之处就是日本对华技术合作几十年没有大的发展，而且日本对华投资很少投资于基础设施和基础产业。国际关系学者琼•斯佩罗认为，国际经济关系就是国际政治关系。在现实的国际关系中，国家间政治关系的重要性远远超过国家间经济关系的重要性。“只有国家战略关系是在和平关系的范畴内，经济利益关系才有可能决定战略关系的性质是合作为主还是竞争为主。”中日经济关系的发展始终是以中日国家间政治关系的稳定和发展为前提的。1960年8月27日，总理在会见日中贸易促进会负责人铃木一雄时提出了“对日三原则”：政治三原则（不要敌视中国，不要制造“两个中国”，不要阻挠中日关系向正常化方向发展）；贸易三原则（政府协定，民间合同，个别照顾），强调贸易三原则服从政治三原则，明确提出政治与经济不可分的原则。事实上，回顾中日经济关系发展的历史，我们很容易发现两国的政治关系在经济关系中的举足轻重作用。20世纪70年代，中日关系正常化使得中级经济关系迅速发展。1978年《中日友好条约》的签订，“结束了中日过去七八十年不幸的历史，从政治上开辟了两国之间长期友好关系。”20世纪80年代，中日经济关系保持了健康、良好的发展。冷战结束后，日本大国意识抬头，对华外交出现“高姿态化”趋向。日本有关“中国”甚嚣尘上。日本通过将经济援助政治化等一系列措施希望能延缓中国经济的发展。自2001年以来，由于日本首相小泉在参拜靖国神社问题特别是在上不断挑战中国国家安全的利益底线。引起了中国政府的强烈抗议，中日两国间政治关系进入冷冻期。漫长的中日政治关系冷冻期造成了中日关系别引人注目的“政冷经热”现象。但是，长期的“政冷”腐蚀着“经热”。两国政治关系的冷淡使得中日战略层面的经济合作可望而不可及，许多大项目的运作也受到影响和干扰。

3未来中日经济关系的发展需要两国政府的共同努力

中日政治关系的冷淡对中日经济关系的伤害，是两国都不愿意看到的。中国政府始终对中日政治关系极力维护，避免两国经济关系的降温。中国方面在政治上采取了克制态度，始终致力维护中日友好关系的大局。另一方面，中国基本上以“政经分离”的方针对待中日经济关系，将“政冷”对“经热”的负面影响降到最低限度。同样，日本国内的有识之士也认识到了中日经济关系对于双方未来发展的重要性而积极地为维护中日经济关系大局而努力。2006年10月，日本首相安倍对中国进行了“破冰之旅”，一举打破了5年来两国政府首脑不进行互访的僵局，双方同意建立战略互惠关系。安倍还提出“要让中日关系政治经济两个轮子都转动”的主张，以结束中日关系“政冷经不热”的不正常状态。2007年4月，总理对日本进行了“融冰之旅”，双方就推动中日关系全面稳定发展和进一步扩大贸易、投资、科技等领域的交流与合作达成了共识。为落实两国政府首脑达成的共识，双方已建立由日本经济产业相和中国国家发改委主任之间的高层对话机制，就能源问题的合作与协调展开对话与协商。两国还正在磋商建立高层经济对话机制，以就整个经济领域的重大问题进行战略性对话，推动两国经济关系的持续强劲发展。2007年12月1日在北京举行的中日首次经济高层对话是中日双方希望以经济合作夯实政治关系的一次努力。双方确认中日经济关系是“双赢”关系。12月底，日本新任首相福田康夫进行了对华访问。福田访华凸显了日本政府对于改善中日关系的热心。

总体上看，中日经济互补性依然很强，中日两国政府和人民都愿意看到中日经济关系保持稳定并快速发展的格局。因此，中日经济关系的发展前景依然是非常光明的。

参考文献

［1］缪开金.日本对华战略与中日经济关系［J］.亚非纵横,2006,（1）.

［2］尹承德.中日经济关系的新变化［J］.中国经济时报,2007,（8）.

第3篇：经济和贸易的关系范文

关键词:对外直接投资;进出口贸易;协整;误差修正模型

中图分类号:F71 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟・刘易斯在其《经济增长理论》中提出,促使经济增长的三个近因为经济活动、增进知识和增加资本。经济增长是社会物质财富不断增加的过程,通常表现为国内生产总值即GDP的增加。在开放经济条件下,一国的经济增长除了取决于国内消费和投资的拉动外,国际贸易和国际投资已成为国际经济活动的基本形式,拉动经济增长。

一、相关研究和文献回顾

将国际直接投资与国际贸易及经济增长联系起来的理论,是在国际直接投资和国际贸易理论经历了由分歧到交叉融合直至逐步一体化,可以将直接投资与贸易置于同一框架下研究后,才有了出现的可能。作此尝试的首推日本一桥大学的小岛清教授,他将国际直接投资理论建立在国际贸易理论的同一基石即国际分工基础上,提出边际产业理论,认为对外直接投资与对外贸易以互补形式存在,从而促进经济增长。

实证研究方面,真正将进出口贸易与经济发展、对外投资联系在一起是邓宁等(2001)在投资周期理论的基础上,考察了韩国和中国台湾的贸易与直接投资的发展轨迹,认为一个国家或地区的进口行为增加将导致外资流入增加,外资流入增加会导致出口增加,而出口增加又会最终导致向外投资增加。

以上成果说明了一国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长之间确实存在一定关系,并探索对外直接投资、进出口贸易与经济增长三者的关系提供了有益的借鉴。但现有研究仍多是集中在单一的对外直接投资的贸易效应或是对外直接投资的经济效应上,对对外直接投资、进出口贸易及经济增长三者之间关系的实证研究还比较有限。本文要解决的主要问题包括:我国对外直接投资与对外贸易、经济增长之间是否存在着长期稳定的均衡关系?它们之间的因果关系如何?

二、实证分析

前面已对对外直接投资、进出口贸易与经济增长的相关理论进行了简要阐述,现在此基础上,运用协整理论、Granger因果关系检验等计量经济学方法对我国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长三者间关系进行实证分析,以期对相关理论进行检验,同时也是对笔者所提待解决的问题进行解答。

(一)计量模型与数据说明

根据前文的假设及要解决的问题,选取的变量为1985―2007年我国国民生产总值(GDP),进出口贸易总额(EXI)和对外直接投资额(OFDI)。根据理论,对外直接投资、进出口贸易对经济有促进作用,但是一国的经济还会受到除该两者之外很多因素的影响。为论证三者之间的关系,现引入以下函数:

GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u

其中,Q是除对外直接投资及进出口贸易以外的所有其他因素,如社会中的就业状况即劳动投入的大小、社会中的资本要素状况、人力资源情况、R&D情况等。u为随机扰动项。假设所有其他因素Q不变,即固定Q时得到以下计量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

为了消除或减少可能存在的异方差,对各变量取自然对数,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

为了直观地描述OFDI、EXI和DGP三者的长期关系,将三者按样本数据首先绘制时间序列变化趋势图,如图:所有数据均取自《中国统计年鉴》,其中GDP数值以当年汇率折算换成美元。

从图中可看出,各变量都有不断增长的趋势,且变动方向一致,说明其可能存在较强的相关关系,计算各变量之间的相关系数,结果见表1。

从图1中可看出:时间序列数据有明显的增长趋势,且由表1可见,各变量之间的相关系数较高,甚至接近于1,表明各变量之间有较紧密的相关关系,是非平稳的时间序列变量。因此,要使建立的回归模型有意义,就必须要求这些非平稳变量之间存在协整关系,而存在协整关系的前提就是各变量是同阶单整的,为此必须进行变量的平稳性检验。

(二)变量的单位根检验

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。为了研究的方便,并考虑到对各时序数据取自然对数后不会改变时序的性质及关系,且所得到的数据容易得到平稳序列,对这些时序数据进行对数处理后,得到的变量分别记为:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF检验进行单位根检验,检验结果见表2。

通过表3可以看出,GDP、QI、EXI的原对数序列在5%的显著性水平下均存在单位根,即都是非平稳的。而经过一阶差分后,三个序列都通过了5%显著性水平下的平稳性检验,即不存在单位根,这表明了三个序列都是一阶单整序列,可用I(1)表示。由此可见,若仅对LNQI、LNEXI、LNGDP进行简单回归而不做平稳性检验所得出的回归结果是难以令人信服的。

(三)协整检验

要建立经济变量的关系模型,还要检验它们之间的协整关系。协整(Co-integration)方法是研究非平稳时间序列之间是否存在长期均衡关系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验进行分析,其结果见表3。

可得模型1为:

LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)

残差项的稳定性检验:

由表3和表4可知,其残差的ADF检验统计值-3.391788小于在5%的显著水平下-1.9592值,故该序列是平稳的,说明LNEXI与LNGDP是(1,1)阶协整,并且它们在5%的显著性水平下存在协整关系,这表明我国的进出口贸易与GDP经济增长之间存在长期的稳定均衡关系。

同理,可得表5。

可得模型2为:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其残差的ADF检验统计值-4.299759小于在5%的显著水平的临界值-1.9592,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LNGDP是(2,1)阶单整,表明我国对外直接投资与GDP经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其残差的ADF检验统计值-2.913675小于在5%的显著水平的临界值-1.9583,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LEXI是(1,1)阶单整,并且它们具有协整关系。且由模型3中系数0.972615为正,可知两者存在同向的正相关关系,这表明我国对外直接投资与进出口贸易之间存在一个长期稳定的均衡关系,且两者之间不存在明显的替代关系,长期来看,两者是相互促进的。这一点与前文小岛清的贸易与投资互补理论模型是较吻合的,也即从长期来看,我国的对外直接投资和对外贸易互补互促,产生的贸易创造效应促进了GDP经济增长。

(四)格兰杰(Granger)因果关系检验

协整分析的结果反映了我国GDP、OFDI、EXI变量两两之间存在长期稳定的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系,三者之间又是怎样的一个关系模式还需要进一步验证。为使所建立的模型正确反映出我国货物进出口总额、我国对外直接投资与我国国民生产总值之间的关系,下面进行变量之间的格兰杰因果关系检验。通过格兰杰因果关系检验,可得如下结果(见表9)。考虑到经济中常出现的时滞效应,本文不是只用一种滞后阶数来得到是否存在因果关系结论的。

我国的对外直接投资、进出口贸易与经济增长很有可能存在这样一种模式:进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。

三、结论与讨论

总之,通过上述数据的实证检验,可以发现对外直接投资与进出口贸易以互补互促关系存在,从而推动经济增长,这与我国实际较为吻合。对外贸易与对外直接投资对推动我国经济增长、增强综合国力的作用是巨大的。

第一,从协整分析的结果可以看出,国民经济的增长和进出口增长、对外直接投资增长之间存在着唯一的协整关系,表明三者之间存在着长期稳定的动态均衡关系,进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。

第二,中国的对外直接投资与贸易基本上符合互补关系。对外直接投资QI对进出口贸易总额长期内是促进作用,但对贸易的替代作用不明显。首先,这可能与我国对外直接投资的规模有关,净对外直接投资仍为负值。其次,进出口贸易的增长速度加快、贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。这个结果很好地说明,有关我国日益增长的对外直接投资会带来贸易或国际收支失衡的疑虑尽可打消。

第三,对外直接投资与对外贸易基本上是互补的,也就是说还是会对经济增长起促进作用的。这意味着我国的对外直接投资和对外贸易需要朝着相互促进和相互补充的一体化趋势发展,以促进世界经济增长。

参考文献:

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[12] Dunning J. H.1981,“ExplainingThe International Direct InvestmentPosition of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach”,Weltwirtschaftliches Archiv, Vol. 119: 30-64.

第4篇：经济和贸易的关系范文

关键词：集约边际 贸易扩张 经济增长 消费福利

引言

贸易作为一个完整的生产过程四大环节中交换环节的重要内容，它不仅制约着交换效率的提高，也直接影响到居民最终对贸易商品和服务的消费福利感知，同时还影响到下一阶段生产过程是否顺利进行。而国际贸易的产生和发展更是关系到贸易国居民消费福利和经济增长等方面的问题，当前针对国际贸易为何增长、贸易增长对贸易国经济的影响如何，以及如何更好地发挥各国比较优势制定适当的贸易政策来促进贸易增长等问题，国内外的理论研究和实证研究并没有取得一致共识，Irving B. Kravis （1970）认为一国内部因素是经济增长主要推动要素，而对外贸易作为外部因素只能刺激经济增长。但D.H. Robertson和R. Nurkse分别在20世纪30、50年代指出国际贸易已经成为一国经济增长的“发动机”。尽管现有的关于贸易发展和经济增长之间关系的研究并没有取得共识，但有必要指出的是贸易尤其是国际贸易对制约贸易国居民对商品和服务消费的福利这方面的研究更缺乏共识。鉴于此，本文不仅是在新的国际贸易背景下对贸易与经济增长之间关系进行量化分析，更为重要是尝试给出国际贸易对我国居民消费福利波动影响的直接经验证据。

文献述评

现有的相关文献在分析贸易扩张和经济增长之间关系时，基本上从贸易广度扩张、价格扩张及数量扩张三个层面进行解析。其关注的核心问题就是贸易广度扩张也即是贸易的集约边际扩张对经济增长及国民福利的影响。

（一）贸易扩张与经济增长

现有的关于贸易扩张和经济增长关系的代表性文献更多的体现在国外研究层面。Armington（1969）通过构建贸易理论模型对贸易扩张和经济增长关系进行研究，其认为经济体系规模的扩张会导致对外贸易的扩张，如果贸易商品或服务的同质程度较高，那么就会导致贸易商品或服务价格下降，就此意义而言经济体系迅速扩张一般会导致贸易状况的恶化。但在实际经济增长和贸易扩张实践进程中，这一关系并没有得到显著验证，其中一个可能关键原因在于经济增长会扩充贸易商品或服务的广度，会增加更多的可贸易新型商品或服务进而导致贸易进一步扩张（Gagnon，2004）。同时这一结论也得到Krugman（1989）的研究支持。Ghosh，Ostry（1994）；Bleaney，Greenaway（2002）通过对贸易扩张和经济增长之间关系研究揭示，贸易扩张对经济增长的影响主要通过贸易扩张导致出口商品或服务多样化，而贸易产品多样化在很大程度上推动了经济增长。其研究进一步指出贸易集约边际扩张可以实现贸易增长的稳定性，在一定程度上可以削弱国外市场需求扰动的冲击，最终促进经济稳定增长。Hauman，Rodrik（2003）研究认为，贸易扩张导致的贸易商品或服务种类的扩张，进而形成贸易商品的规模经济效应并降低贸易商品或服务成本，最终实现经济稳定增长（Marin，1992）。Heiko，Hesse（2008）通过构建实证分析框架认为，贸易集约边际扩张与一国经济增长存在正相关关系。以上代表性文献显示，一国对外贸易集约边际扩张可以在一定程度上克服贸易商品或服务同质性所造成的价格下降而导致的经济增长不利影响，因此我们给出第一个研究假设H1：在其他条件既定情况下，贸易集约边际扩张与我国经济增长之间存在正相关关系。

（二）贸易扩张与居民消费

综合现有的关于贸易和居民消费福利之间关系的研究文献，我们发现对于二者之间直接关系的研究较少。徐璐（2010）对我国居民消费和对外贸易之间关系进行实证检验，其研究认为，我国居民人均消费与进出口贸易之间存在正向相关关系，并讨论了改变消费理念和消费环境对于促进我国对外贸易扩张的意义。赵应宗（2000）研究认为对外贸易扩张进程中消费品进口的扩张会导致居民边际消费倾向的扩张，进而导致对外贸易乘数的扩大（赵应宗，2001）。林永生、张生玲（2006）通过考察我国1991-2005年间对外贸易和居民消费实际数据并进行实证分析，其研究认为增加进口会导致国内消费水平的提高，样本期内消费品进口增加1个百分点，国内居民消费水平就会上升0.7左右的百分点。胡延平（2009）结合二元经济特征对我国国际贸易与居民消费之间关系进行实证分析，其研究认为以进出口为代表的国际贸易波动是我国居民消费波动的不可忽视的诱因，而进口对居民消费尤其是农业居民消费波动的影响要小于同等条件下出口对居民消费波动的影响，而对于城镇居民消费而言，进口波动对其影响更为显著。刘德学、陈必伟等（2011）通过构建计量实证模型对我国居民消费结构与国家贸易之间关系进行探讨，其研究表明出口在一定程度上抑制了我国居民消费结构的升级，与此对应的是进口促进我国城镇居民消费的升级，但国际贸易对我国农村居民消费结构的影响并不显著。基于已有的关于贸易扩张和居民消费之间关系研究文献，可以看出二者关系存在但并不显著。因此，给出本文第二个研究假设H2：在其它条件不变的情况下，贸易集约边际扩张对我国居民消费福利存在直接性影响。但是这种影响性质需要下文中的经验验证。同时，既有的诸多关于经济增长与居民消费之间关系的研究显示，居民消费与经济增长存在紧密关联，而由上文关于贸易扩张与经济增长之间关系研究文献可以看出，贸易扩张与经济增长之间同样存在紧密关联。基于这种内生逻辑传导路径，给出本文的第三个研究命题H3：贸易集约边际扩张通过影响经济增长对我国居民消费福利的影响存在并且显著。

研究设计

（一）模型设定及变量选取的经济学解释

结合本文的研究思想，为了更好的捕捉贸易集约边际扩张与经济增长及居民消费福利波动之间的关系，延续一般相关实证研究选取C.Cobb-P.Douglas生产函数模型作为基本分析框架，并结合本文实际研究需要对其进行合理扩展。C.Cobb-P.Douglas生产函数模型基本形式为：

（1）

在（1）式基础上，我们对其两端同时取对数可得一般线性模型形式，如下：

Ln（Y）=Ln（A）+a1*Ln（x1）+a2*Ln（x2） （2）

其中，Y为产出要素，x1和x2为投入要素，A、a1、a2分别为正常数，并且满足0

则可以得出该生产函数也是a1+a2次齐次函数，也即是说对于任意非0常数λ，若a1+a2=1，则投入要素对于产出要素而言具有规模不变性态，同时该模型也刻画了非严格凹函数的生产特性；若a1+a21，则投入要素对于产出要素而言具有规模递增性态，此时生产函数刻画的生产特性既不是凹函数也不是凸函数。由此可见，采取C.Cobb-P.Douglas生产函数模型可以避免先验决定投入要素对产出要素影响性态而造成主观性偏误。

在理论模型设定的基础上，依据已有的相关研究文献和变量自身的经济学意义对本文变量进行筛选和解释。首先，结合已有研究文献定义贸易集约边际扩张（Intensive Expansion）一国出口商品或服务的总体规模和数量的增加（龚向明，2012）。由此，本文选取我国出口商品或服务总量的增长率（EXIE）表征我国贸易集约边际扩张因素；其次，继承已有研究，选取我国GDP增长率（g）表征我国经济增长因素；最后，针对我国居民消费福利波动因素，还选取城镇和农村家庭消费性支出（CS）来反映我国居民实际消费状况，在此基础上，我们利用Hodrick-Prescott滤波分别得出居民消费循环项（CSC）和趋势项（CST），并依据公式：得出我国居民消费缺口量，其实质就是我国居民消费支出围绕消费支出趋势（CST）上下波动序列，也即是本文用于反映我国居民消费福利波动因素的变量。同时，根据经典计量经济学相关理论，为了避免遗漏变量所导致的可能拟合偏误，我们结合已有相关研究对相关变量进行控制。控制变量有：政府支出增长率（RGE）、居民可支配收入增长率（RDI）及通货膨胀（CPI）。

（二）本文经验论证模型设定的经济学分析

在上文理论模型分析的基础上，结合本文的研究假设H1，在基本理论模型（2）的基础上我们给出假设H1的线性经验论证模型：

Ln（gt）=c3+α1*Ln（EXIEt）+α2*Ln（RGEt）+α3*Ln（RDIt）+α4*Ln（CPIt）+μt （3）

可知模型（3）捕捉的是在控制其他因素情况下，贸易集约边际扩张对经济增长的直接影响性态。同样，结合本文研究假设H2，我们给出假设H2的线性经验论证模型：

Ln（GaCSt）=c4+β1*Ln（EXIEt）+β2*Ln（gt）+β3*Ln（RGEt）+β4*Ln（RDLt）+β5*Ln（CPIt）+μt （4）

在基本假设H1和H2得到经验论证的基础上，我们结合其论证模型（3）和（4）可知，将（3）式中Ln（gt）代入到经验论证模型（4）中即可得到本文第三个研究假设H3的经验表达式，也即是我国贸易集约边际扩张通过对经济增长影响而最终对我国居民消费福利波动影响的性态。

在本文具体经验论证模型设定的基础上，进一步给出贸易集约边际扩张、经济增长对居民消费福利波动影响的比较静态分析框架。首先，给出贸易集约边际扩张对我国居民消费福利波动直接影响的比较静态等式（5）和（6）： （5）

（6）

在此基础上，给出贸易集约边际扩张通过经济增长因素对我国居民消费福利波动间接影响的比较静态等式（7）和（8） ： （7）

（8）

最后，结合我国经济运行实际和数据的可获得性，本文选取2001-2013年度期间变量数据，同时为了增加样本观测容量选取的数据频率为季度数据。本文数据均来自中经网统计数据库和EPS全球统计数据库。

实证分析

（一） 基本单变量统计分析和相关检验

单变量的基本统计描述分析作为实证研究中必不可少的组成部分，不仅有助于我们了解变量序列的基本统计分布规律，更重要的是通过合理的基本统计分析可以避免变量序列中可能存在的异常值对拟合结果的干扰。基于此，文章对原始变量序列的单变量分析如表1。表1显示，除去政府财政支出增长率分布呈现尖峰厚尾的金融时间序列分布特征外，其余变量均呈现近似正态分布性态。同时，我国居民消费福利缺口在样本期内呈现出了显著的波动性状，在一定程度上表明我国居民消费福利波动幅度较大，我国居民消费并不稳定。而对应实际居民可支配收入增长率和贸易集约边际扩张呈现稳健上升的性状，而政府支出增长率也表现出较为显著的波动上升态势，其增加的幅度高于居民可支配收入增长和贸易集约边际扩张的速度。整体来看，变量序列并不存在异常值，其变量序列分布具有良好的经验分析性状。

承接上文单变量分析，结合本文变量序列具有时间序列特征，我们有必要对变量序列平稳性进行检验，借以避免非平稳序列回归产生的经验分析偏误。则平稳性检验结果如表2。表2单位根检验进程中，我们不仅给出当前检验功效最强的DF-GLS单位根检验结果，同时也给出左单侧检验PP单位根检验结果进行对照。表格还分别给出两种单位根检验tau值和Z（t）值，及其对应的5%置信水平上阀值。由表2检验结果来看，除去ln（CPI）在10%的显著水平上拒绝存在单位根的原假设外，其余变量均在5%的水平上显著拒绝存在单位根的原假设，也即是说本文变量序列至少在10%的显著水平不能拒绝变量序列为平稳序列的假设。

（二）经验拟合分析

承接上文分析，我们对本文经验论证模型（3）和（4）进行拟合回归，同时为了对目标回归结果的稳健性进行分析，文章继承已有相关文献中稳健性回归的检验方法，对模型（3）和（4）进行稳健性检验回归，选取样本期间内2004-2013年间样本进行拟合检验，借以捕捉拟合结果稳健性。鉴于此，文章将目标拟合和稳健性检验回归结果同时摘录到表3。

表3中经验拟合结果表明，贸易集约边际扩张与经济增长之间存在显著正相关关系，但在控制经济增长因素的情形下，贸易集约边际扩张与我国居民消费福利的波动呈现显著负向相关关系，直接经验分析显示贸易集约边际每扩张1个百分点，我国居民消费福利波动就会降低1.02个百分点，在一定程度上表明以出口为代表的贸易集约边际扩张有利于我国居民消费福利的稳定。同样经济增长因素与我国居民消费福利波动存在显著负向相关关系，表明经济增长有利于抑制我国居民消费的波动进而促进我国居民消费福利的提高。同时，政府财政支出因素和居民可支配收入因素与我国居民消费福利波动呈现正向相关关系，表明了财政支出和居民可支配收入增加不利于我国居民消费福利的稳定，但财政支出和可支配收入对居民消费福利影响程度小于贸易集约边际扩张和经济增长对其的影响程度。在直接经验分析的基础上，我们结合上文比较静态分析等式进一步对贸易集约边际扩张因素对居民消费福利波动直接和间接影响进行比较静态分析。则我们将直接经验分析结果分别代入到比较静态等式（5）、（6）、（7）和（8）中整理为 ： （9）

（10）

（11）

（12）

由（9）和（10）比较静态等式可以看出，贸易集约边际扩张对居民消费福利波动的边际影响主要受到集约边际因素的影响，如果当期贸易集约边际呈现扩张现状，那么其对居民消费福利波动边际影响为负并呈现非稳态的上升性态，表明出口集约边际扩张有利于抑制我国居民消费福利波动，从而稳定我国居民消费福利状态；反之，如果当期我国贸易集约边际呈现收缩状况，那么其对我国居民消费福利波动边际影响呈现正向助推作用，并且这种影响呈现持续上升的非稳态趋势，表明出口收缩表征贸易集约边际因素不利于确保我国居民消费福利的稳定。进而结合（11）和（12）比较静态等式可以看出，贸易集约边际因素通过经济增长因素对我国居民消费福利波动的间接影响呈现出与直接影响同质的性态，只是在某种程度上而言这种间接影响的程度略大于其直接影响的程度，也就是说，当我国贸易集约边际收缩时，如果考虑到对经济增长影响情形下这种贸易集约边际收缩更进一步的加剧了居民消费福利波动，反之，当贸易集约边际扩张时，如果考虑到对经济增长的影响，那么这种扩张会更有利于稳定居民消费福利状态。而贸易集约边际因素对居民消费福利波动的直接和间接边际影响趋势同样呈现非稳态上升性状，同时这种非稳态的上升性状也受到政府财政支出、居民可支配收入等因素的制约。

研究结论与启示

在合理扩展C.Cobb-P.Douglas函数模型基础上，文章系统地构建了贸易集约边际扩张和经济增长因素对我国居民消费福利波动影响的比较静态分析框架。直接实证分析和比较静态分析结论显示，以出口规模为代表的我国贸易集约边际的扩张有利于我国居民消费福利的稳定，与之对应是贸易集约边际的收缩在一定程度上加剧我国居民消费福利的波动。而在考虑经济增长因素情形下，这种贸易集约边际的收缩或扩张对我国居民消费福利波动的影响更为显著并且同质，也就是说经济增长因素会深化我国贸易集约边际波动对居民消费福利波动的影响。而经济增长因素本身对我国居民消费福利波动的影响与贸易集约边际因素对居民消费福利波动影响呈现同质性态。

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第5篇：经济和贸易的关系范文

关 键 词：经济开放度；经济增长；长期均衡效应

中图分类号:F061.5 文献标识码:A 文章编号:1005-0892(2007)04-0090-05

一、相关理论与方法的探讨

经济开放度是进行诸如经济开放与经济增长等实证研究不可缺少的基本变量，它综合反映一国（地区）市场对外开放的程度。但经济开放度的度量却是一个比较复杂的理论问题，并有多种度量方法。较早的经济开放度度量指标是对外贸易依存度，即用进出口贸易总额与国内生产总值（GDP）的比值表示经济开放度。这种方法直观、容易测算，一直为研究者广泛采用。但在研究过程中，人们逐渐发现用对外贸易依存度来度量经济开放度的局限性，因为一国（地区）经济开放程度要受到该国（地区）的经济规模、市场规模、消费需求等影响，因此对外贸易依存度并不能完全反映经济开放度的变动。

1990年代开始，学术界对如何合理度量经济开放度出现了不同看法。总的来说，主要体现在两方面：一是指标体系法。例如Dollars（1992）[1]采用单一指标法，运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经济（贸易）开放度；Sachs & Warner（1995）[2]采用综合指标法，选取平均关税率、进口非关税率、黑市交易费用等5类指标将国家（地区）分为开放或不开放两种类型，以此考察一国（地区）的经济开放度等。二是模型构建法。例如Leamer（1988）[3]使用包含9个要素的Hecksher-Ohlin模型，对53个国家的183种商品估计净贸易流量和贸易强度，然后利用贸易强度的预测值和实际值之差作为贸易开放度指标；Lloyd & MacLaren（2002）[4]利用可计算一般均衡模型（CGE）对常用的贸易依存度指标进行改进，得出一组衡量贸易开放度的指标，并计算了14个国家（地区）的开放度水平等。

从国内研究来看，不同学者度量经济开放度指标的方法各异。李（1998）[5]、胡智等（2005）[6]从国际贸易、国际金融和国际投资三个角度测算了一国的对外开放程度。陈耀庭（2000）[7]以外贸依存度作为经济开放度主要度量指标，并比较了中国和世界主要国家的开放程度。黄繁华（2001）[8]、兰宜生（2002）[9]、何枫等（2004）[10]均认为经济开放度指标应包含贸易和投资两个范畴。李建军（2003）[11]采用国际收支自主易项目的借方余额和贷方余额占国内生产总值的比重来反映经济对外开放程度。郭妍等（2004）[12]选取外资依存度、外贸依存度、对美贸易依存度和实际关税率等指标来测算我国的经济开放度。孙焕民等（2004）[13]采用Panel-data模型方法，对15个国家1993～2002年汇率波动与衡量经济开放度层次的三个指标――国际贸易、直接投资、资本流动之间的关系进行了分析。范良（2005）[14]则以国际收支平衡表中的经常账户和金融账户为基础，分别从实体经济层面的贸易开放度和金融层面的投资开放度来界定我国的经济开放度指标。此外，还有学者从产业等角度探讨了经济开放度指标的其他度量方法。[15]

对于经济开放与经济增长的关系，学术界有较为一致的观点，即经济开放能够促进经济增长，同时认为，发展中国家（地区）能够通过对外贸易更好地利用发达国家已有的知识存量，因此，发展中国家（地区）的贸易利益要高于发达国家。[16]但对于经济开放对经济增长的具体作用过程与内在机理关系，不同学派和学者的观点却大相径庭。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）[17]、Lucas（1988）[18]等为代表的内生增长理论则认为，经济（贸易）开放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；Barro & Sala-I-Martin（1995）[19]认为，开放国家有更强的吸收先进国家技术进步的能力；Grossman & Helpman（1991）[20]运用Lucas的两部门内生增长模型，发现贸易的开展促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置，从而促进了经济增长。还有学者从竞争的角度来研究贸易开放与经济增长的关系，认为贸易开放使来自国外的竞争加强，世界市场的竞争提高了生产率，因而成为一国经济增长的源泉之一。

综合来看，尽管学术界在理论方面对经济开放与经济增长关系有较为一致的观点，但在经验研究方面仍存在许多差异，最明显的是关于经济开放度指标的度量，不同的度量方法、样本空间和经济开放指标会产生不同的结论。本文综合运用指标体系法和模型构建法，选取外资依存度、外贸依存度、粤港贸易依存度和实际关税率作为衡量广东省经济开放度的指标，其理由是：改革开放以来，引进外资和对外贸易是广东省外向型经济发展的主要形式，可以用外资依存度和外贸依存度对其进行考察；粤港贸易在广东省对外贸易中占有非常重要的地位，1985～2005年，粤港进出口额占广东省进出口额的比重平均为33.81%，广东省对香港出口额占其出口总额的比重平均为43.48%，①因此可以将粤港贸易依存度作为考察广东省对外贸易主要地区结构的指标；结合近年来我国内地削减关税、消除贸易壁垒、进一步促进经济开放和贸易自由化的现实，选取实际关税率作为反映广东省经济开放度的“反面指标”，以使整体指标体系符合现实性、全面性和可操作性的要求。通过平稳性检验和协整分析技术，分别将上述指标与广东省整体经济增长进行实证分析，并通过Granger因果关系检验来揭示引进外资、贸易开放、粤港贸易、关税削减与广东省经济增长的影响机理。

二、实证检验与结果分析

（一）平稳性检验

对变量进行协整分析之前，需要先检验变量的平稳性。如果一个时间序列是非平稳的，但是经过对其进行次差分使之成为平稳序列，则称该序列为阶单整（Integration）序列，记为I(k)。一个时间序列是否为平稳序列以及如果是不平稳的情况下它是几阶的单整序列要通过计量检验来确定。通常检验时间序列单位根的方法有三种：Dickey-Fuller（DF）检验法、Augmented Dickey-Fuller（ADF）检验法、Phillips-Perron（PP）检验法，目前用得最广泛的检验方法是ADF检验法。

已有的研究在测量经济开放度时多选取截面数据（Cross-sections），本文为了考察经济开放度随时间的变化情况，选取广东省1985~2005年的时间序列数据进行测算②，分析历年经济增长（地区生产总值，GDP）和外资依存度（实际利用外资额与GDP的比值）、外贸依存度（进出口总额与GDP的比值）、粤港贸易依存度（粤港进出口总额与GDP的比值）、实际关税率（海关关税收入与进口总额的比值）等反映经济开放度的四项指标之间的协整关系。各经济变量数据经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数，记为LNGDP、LNINVEST、LNTRADE、LNHK和LNTAX，应用ADF检验方法对其进行单位根检验，检验结果见表1：

注：（1）检验类型中的c和t表示截距项和趋势项，k表示检验所采用的滞后阶数，加入滞后项是为了使残差项为白噪声；（2）*表示5%显著性水平下的临界值，**表示10%显著性水平下的临界值，其余为1%显著性水平下的临界值；（3）D2表示变量的二阶差分。

经过检验可知，所有变量原时间序列都是非平稳的，说明存在单位根，不能拒绝零假设H0：p′=1；而它们的二阶差分序列的ADF检验值均小于相应的临界值，表明至少可以在相应的置信水平下拒绝零假设H0：p′=1，因此原序列二阶差分序列不存在单位根，为平稳I(2)序列。

（二）协整检验

一般地，在对变量间的相互关系进行分析时，常常使用回归分析方法，但这种回归分析要求变量都是平稳的（至少是趋势平稳）。在变量是非平稳的过程中，回归分析的结果有可能产生“伪回归”（Spurious Regression）现象。而平稳性检验表明，原序列二阶差分序列是同阶平稳的，有可能存在某种协整关系，因此就不能用传统的回归分析方法来说明变量之间是否存在均衡关系。

协整分析技术是近年来出现的处理非平稳经济时间序列的有力工具，它从分析时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间长期稳定的比例关系。[21]对于变量之间协整关系的检验，通常有两种方法：一是Engle & Granger（1987）提出的基于协整回归残差的两步检验法，二是Johansen & Juelius（1990）提出的基于VAR的协整系统检验。[22]由于Engle-Granger两步检验法是在假设变量之间存在一个协整向量条件下的检验，如果变量之间存在多个协整向量时，两步检验法就具有一定的局限性。因此，本文采用Johansen提出的方法来检验变量之间的协整关系，通过建立基于最大特征值的似然比统计量?姿-max来判别变量LNGDP、LNINVEST、LNTRADE、LNHK和LNTAX之间的协整关系。前面已经检验了各变量序列均为I（2）序列，由此可进一步检验变量之间的协整关系。在运用Johansen协整分析方法检验之前，还要确定每个VAR模型的最优滞后期，本文对最优滞后期的选择根据无约束的VAR模型的残差分析（滞后2阶）来确定，检验结果见表2和表3：

从表2和表3可知，变量LNGDP、LNINVEST、LNTRADE、LNHK和LNTAX之间存在一定的协整关系，对应的长期协整方程（令其为VECM）为：

VECM=LNGDP-1.141871×LNINVEST-2.741934×LNTRADE-1.178975×LNHK-0.172201×LNTAX+5.76493

对VECM时间序列进行单位根检验，发现它已经是平稳序列；做图也可看出VECM的数值在0轴附近上下波动（见图1），证明各变量之间的确存在协整关系。从反映长期均衡关系的协整方程来看，外资依存度（INVEST）、外贸依存度（TRADE）、粤港贸易依存度（HK）、实际关税率（TAX）与GDP之间均存在正向的协整关系，说明经济开放度对广东省经济增长存在正向的长期均衡效应。根据标准化协整系数可以判断，外贸依存度与广东省GDP间的协整关系最强，即外贸依存度每增加1%会带来广东省GDP增加约2.74%；其次是粤港贸易依存度，其每增加1%会带来广东省GDP增加约1.18%；外资依存度与GDP间的协整关系，同粤港贸易依存度相当，其每增加1%会带来广东省GDP增加约1.14%；实际关税率与GDP间的协整关系则相对小得多。反映经济开放度的四项指标与广东省GDP之间的长期稳定的比例关系充分表明，经济开放尤其是对外贸易对广东省经济增长具有正向、积极的拉动作用。

（三）Granger因果关系检验

由协整检验结果可知，广东省经济开放度各项指标对经济增长存在长期均衡效应，但这种均衡效应是否构成因果关系及因果关系的方向如何，尚需要进一步验证。本文采用Granger（1969）[23]提出的因果关系检验法来解决这一问题。

根据表4可知：GDP是外资依存度提高的Granger原因（LNGDP?圯LNINVEST），一方面说明广东省经济增长吸引了大量外来资本，带动了外资依存度的提高，而不是相反，也不存在互为因果的情况；另一方面说明改革开放以来广东省外资依存度在经济增长中的直接导向性作用并不明显。外贸依存度的提高是GDP增长的Granger原因（LNTRADE?圯LNGDP），说明对外贸易是促进广东省经济增长的主要因素之一。GDP与粤港贸易依存度互为Granger因果关系（LNGDP?圳LNHK），说明随着广东省经济增长，粤港贸易依存度逐渐提高，同时粤港贸易（主要是广东省对香港出口）的蓬勃发展在更大程度上促进了广东省经济增长率的提高。③ GDP增长导致了实际关税率的提高（LNGDP?圯LNTAX），但在协整检验中，GDP与实际关税率的协整系数较小（-0.172201，见表3），说明这种作用相对微弱。因此，从实际效果来看，广东省增长与实际关税率之间这种单一方向的长期均衡效应并不明显。

三、结论与建议

本文以经济开放与经济增长相关理论和方法为基础，利用广东省统计局公布的1985～2005年时间序列数据，选取外资依存度、外贸依存度、粤港贸易依存度和实际关税率作为衡量广东省经济开放度的指标，通过平稳性检验、协整检验和Granger因果关系检验等实证分析，考察这些指标（经济开放度）对广东省经济增长的长期均衡效应，可以得出以下主要结论：

1．反映广东省经济开放度指标的外资依存度、外贸依存度、粤港贸易依存度、实际关税率与GDP之间存在正向的协整关系，说明经济开放度对广东省经济增长存在正向的长期均衡效应。同时，外贸依存度与广东省GDP间的协整关系最强，其次是粤港贸易依存度和外资依存度，实际关税率与GDP间的协整关系则相对小得多，说明经济开放尤其是对外贸易在广东省经济增长中发挥着重要的作用。

2．广东省GDP增长增强了外来资金投资的吸引力，并促使实际关税率的提高。改革开放以来，广东省以优惠政策和廉价的土地与劳动力，积极承接海外制造业的转移，大量外来资金的持续投入，使外资依存度不断上升。外来资金（主要是港商投资）加快了广东省工业化进程，形成了外向带动的经济增长模式。在实际关税率方面，由于广东省地处沿海，毗邻港澳，最先实行改革开放，经济开放（贸易自由化）程度较高，因此GDP与实际关税率呈现相对较弱的正向协整关系，对其影响作用也相对较小。

3．外贸依存度的提高促进了广东省GDP的增长，并且两者之间的协整关系是四种指标中表现最显著的。广东省位于中国的南大门，是连接国际和国内市场的重要桥梁，对外贸易在经济增长中占有十分重要的地位。在对外开放过程中，广东省加强对传统出口产业的技术改造，工业整体技术水平逐年上升，形成了电子信息、新材料、光机电一体化、新能源、生物技术等一批高新技术产业群，珠江三角洲已成为全国规模最大、发展最快、出口总额最多的高新技术产业带。可以这样说，广东省经济总量的快速增长与对外贸易的拓展是分不开的，对外贸易是广东省经济增长的动力和生命线。

4．广东省经济增长与粤港贸易依存度呈现出双向的良性互动因果关系，并且两者之间具有较强的正向协整关系。这一结果不仅仅表明广东省经济增长是粤港贸易依存度提高的原因，更反映出粤港进出口贸易对广东省经济增长的促进作用。长期以来，粤港之间保持着密切的贸易联系，近几年均以年增400多亿美元的幅度增长。2006年粤港进出口贸易总额（含转口）突破3500亿美元，广东省7成进出口贸易通过香港进出口或转口，广东口岸进口香港CEPA项下“零关税”产品的受惠货值和优惠税款均占全国近7成。未来一段时期内，粤港经贸合作的进一步加强，将对两地经济增长产生深远的影响。

基于以上分析，本文认为，改革开放以来广东省经济增长取得了巨大成就，很大程度上得益于经济开放程度的提高，特别是对外贸易（以粤港进出口贸易为主）的蓬勃发展。当前，在经济全球化加速推进的国际背景下，区域经济合作不断向纵深方向发展，区域内各成员贸易投资自由化进程加快；尤其是中国入世过渡期结束、CEPA深入实施、中国―东盟自由贸易区加速形成和泛珠三角区域经济合作加快发展，为广东省更好地发挥区位优势、综合竞争优势提供了条件。另一方面，国际引资竞争日趋激烈，贸易争端和贸易保护逐渐增多，正在成为广东省对外开放和经济发展的最大障碍。因此，广东省在进入全面建设小康社会、加快推进社会主义现代化的新的发展阶段，必须不断提高统筹省内发展和对外开放、增强在扩大开放条件下促进经济发展的能力。具体来说，可从以下几方面着手：一是努力提高吸引外资的质量和对外投资能力，促进产业结构升级和区域经济发展。增长是广东省外资依存度提高的Granger原因，因此要大力发展区域经济，增强区域经济的综合竞争力，把吸引外资与促进产业结构升级、技术管理创新、区域协调发展、国企改组改造紧密结合起来，做到以我为主、为我所用。二是着力转变对外贸易增长方式，促进经济增长方式的转变。外贸依存度的提高是广东省增长的Granger原因，因此在保持对外贸易稳定较快增长的同时，更要优化出口产品结构，深化外贸体制改革，发挥对外贸易对拉动经济增长和促进自主发展的作用。三是大力提高泛珠三角的核心竞争力，推动区域内的全面合作。广东省增长与粤港贸易依存度互为Granger因果关系，因此要以打造泛珠三角区域品牌为中心，充分利用CEPA来提高粤港经贸合作水平，增强粤港区域间的经贸互动关系，加快区域经济一体化进程。

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注释：

①依据历年《广东统计年鉴》相关数据计算得出。

②由于粤港贸易额自1985年始有统计数据，因此本文的时间序列数据均从该年计起。

③体现在Granger因果关系检验中，LNHK?圯LNGDP的概率值（0.00366）小于LNGDP?圯LNHK的概率值（0.00456），即拒绝原假设“LNHK does not Granger Cause LNGDP”的概率更大，亦即粤港贸易依存度（HK）的提高是广东省GDP增长的原因的概率更大。

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第6篇：经济和贸易的关系范文

关键词：进出口贸易；经济增长；动态影响；实证分析

改革开放以来，我国进出口贸易取得了快速发展，对我国经济的增长起到了一定的促进作用。尽管国内学者在考察我国进出口贸易时，做了很多研究，但是在已有的研究中，大多都忽视了进出口贸易对经济增长随时间变化的动态特征。随着我国对外贸易规模和方式的转变，考察我国进出口贸易对经济增长的动态影响，不仅是对现有研究的一个有益补充，还可以为进一步提高我国对外开放水平、转变贸易增长方式等提供有用的经验依据。本文以吉林省进出口贸易与经济增长的关系为研究对象，着重探讨吉林省进出口贸易对经济增长的动态作用，从实证角度，科学、客观地研究二者的相互关系，分析对外贸易对经济增长的拉动作用。

1 吉林省进出口贸易发展概况

吉林省的进出口贸易，相比于东部沿海地区较为落后。自20世纪八十年代以来，随着国家外贸体制和政策的不断改革调整，吉林省对外贸易的发展呈现出波浪式的上升态势。从1978年到1994年，进出口总额大体保持着稳步的持续增长，尤其是进入到九十年代以来，年增长率均在40%以上，但总体上贸易规模比较小，1994年达到361，209万美元顶峰后，由于受到国家有关政策的影响，如粮食出口配额的变动调整、汽车整车特征认证及国产化政策等，再加上自身存在的结构矛盾问题，对外贸易总额出现了下滑，1995年进出口贸易总额为271，474万美元，同比下降24.8%。随后在东南亚经济危机的冲击下，对外贸易持续恶化，到1998年末进出口贸易总额为165，282万美元，同比下降10.9%，跌至谷底。但在国家积极的经济刺激恢复政策中，吉林省自身进行积极地调整，在1999年，进出口贸易总额恢复上升的发展趋势，而且在2000年以来，随着中国成功加入wto之后，在不断融入到世界市场的发展过程中，吉林省的对外贸易也取得了快速的发展，在进出口贸易总体规模上有了很大的提高，截止到2010年末，外贸总额已达168.46亿美元。

这些年来，吉林省进出口贸易对全省经济的贡献不断提升，影响大幅提高。据测算，吉林省进出口每增加1亿美元可以拉动gdp增加48.9亿元人民币。统计数据显示， 吉林省2010年全年累计实现外贸进出口总值168.46亿美元，比2009年增长43.5%。其中实现出口总值44.76亿美元，增长43.2%；实现进口总值123.70亿美元，增长43.5%。而2010年吉林省实现地区生产总值8，577.06元，按可比价格计算，比上年增长13.7%。可见，在开放经济条件下对外贸易为吉林省经济增长作出了重要贡献。下面将通过实证分析详细探讨吉林省进出口贸易和经济增长间的关系。

2 实证分析过程

2.1 数据描述

经济增长是指一个国家（地区）在一定时期内包括产品和劳务在内的产出的增长。因此， 本文拟选取gdp总量作为衡量经济增长的指标，分别用x代表出口贸易额、m代表进口贸易额，三者均以人民币为单位进行相关计算。所选取的样本区间为 1978-2010年。对采用的吉林省历年地区生产总值（gdp）、出口贸易额（x）、进口贸易额（m） 的相关数据进行处理，将gdp、x、m各变量转换为实际值，基期为1978年（1978=100）。其中，1978-2010年间gdp、x与m的实际数据如下表1所示。

2.2 平稳性检验

由图1可以看出，吉林省1978-2010年的gdp、x和m序列水平值呈出一定的不规律波动性和随着时间变化而不断增长的趋势性，这主要是由于数据中异方差的存在和非随机因素的影响。

为避免数量级的差别，得到弹性的估计结果，考虑到数据的自然对数不改变原来的因果关系，并能使趋势线性化，这在一定程度上可以消除时间序列中异方差的影响， 提高模型的拟合程度，所以我们用gdp、m与x变量的对数形式进行分析，分别用lngdp、lnx与lnm加以表示，如图2所示。

从图2可以看出，取对数后的lngdp、lnm和lnx的波动较为平滑，但变化趋势仍然存在。为了消除这种趋势性，有效的方法是将对数转换后的变量水平序列lngdp、lnm和lnx进行一阶差分，差分后的dlngdp、dlnm和

dlnx序列见图3。

从图3可以看出，经过差分后的变量序列仍存在某种趋势性，为了使数据生成的随机过程更加平缓，对变量水平序列lngdp、lnm和lnx在一阶差分的基础上再进行一次差分即进行二阶差分得到差分序列ddlngdp、ddlnm和ddlnx，其序列见图4。

adf检验结果表明，变量序列lngdp、lnm和lnx在1%、5%和10%的显著水平上都是非平稳的，它们的一阶差分dlngdp、 dlnm、dlnx中dlngdp在1%、5%和10%的显著水平上都是不平稳的，而dlnm在1%、5%和10%的显著水平上都是平稳的，dlnx在 5%和10%上是平稳的。它们的二阶差分即ddlngdp、ddlnx和ddlnm在各显著水平上都是平稳的，这和上述为消除gdp、x和m变动的不平稳性而进行的图形分析基本一致。这说明吉林省生产总值、进口和出口总额取对数后的变量序列是非平稳的，进行一阶差分后进口、出口都变成了平稳序列，生产总值经过二阶差分后也变成了平稳序列。因而，需要对吉林省进口贸易额、出口贸易额和生产总值作进一步的协整检验，以判明它们之间长期是否存在协整性或者是否存在动态均衡关系。

2.3 协整检验

协整检验是对非平稳时序变量之间是否存在着长期均衡关系进行考察，在这里要对lngdp、lnx、lnm进行协整分析。常用的协整方法包括 engle和granger于1987年提出的eg两步检验法及johansen协整检验法，前者适用于双变量检验，后者适用于多变量检验，本文采用eg 两步法，分别对lngdp和lnx、lngdp和lnm进行回归分析。 　从协整理论的思想来看，因变量能被自变量的线性组合所解释，两者间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。因此，检验一组变量间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。

运用普通最小二乘法对lngdp和lnm、lngdp和lnx两组变量进行回归。得到2个方程后对方程的残差序列进行平稳性检验，检验结果见表3。

从表3中可知，e1的adf检验统计值-3.974257小于1%、5%和10%显著水平下的临界值，可认为残差序列e1为平稳序列，表明 lngdp和lnm间存在协整关系；而e2的adf检验统计值均大于各显著水平下的临界值，e2为不平稳序列，即lngdp和lnx之间不存在协整关系。将所得到的结果整理为表4。

由表4中看出，对吉林省而言，其进口贸易额与经济增长存在着长期稳定的均衡关系，即协整关系，而出口贸易额与经济增长间不存在这种协整关系。但是，协整检验的结果只能表明变量间存在长期稳定的均衡关系，并不意味着变量间必然存在因果关系，即是说进口贸易与经济增长之间存在协整关系，并非两者间就一定存在具体的因果关系。进出口贸易对经济增长是否真的有明显影响，经济增长对进出口贸易的影响又是如何？ 这需要通过下一步的因果关系检验来验证。

2.4 因果关系检验

为了进一步说明两组变量之间的因果关系，这里将对变量进行granger因果关系检验，结果见表5。

（1）吉林省进口不能拉动经济增长，应调整进口结构。

根据协整关系检验，吉林省的进口与经济增长间存在协整关系，即长期稳定的关系。根据granger因果关系检验，经济增长是进口的 granger原因，但进口不是吉林省经济增长的granger原因，说明吉林省的经济增长带动了进口贸易的发展，而进口贸易却没有对经济增长带来良好的促进作用。吉林省工业以汽车制造及化工等重工业为主，但进口产品中却仍以重工业产品为主。因此，吉林省应改变现有的进口贸易模式，积极加大高新技术、重要原材料以及生产设备等有利于吉林省经济快速增长的进口商品的经济比重。

（2）吉林省经济增长不能带动出口，出口也不能有效拉动经济增长。

根据granger因果关系检验，吉林省经济增长不是吉林省出口的granger原因， 吉林省出口也不是吉林省经济增长的granger原因。吉林省的经济增长模式并非出口贸易型，出口贸易对吉林省经济增长的促进作用并没有真正发挥出来，出口商品主要集中在附加价值较低的劳动密集型产品上，而且与吉林省的主导行业没有密切关联。附加价值较低的劳动密集型产品从长期看无法有效提高吉林省出口贸易的总体水平， 且由于吉林省出口产品市场过于集中等客观事实，将进一步导致出口贸易风险的加大。

参考文献：

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第7篇：经济和贸易的关系范文

在经济快速发展的当下，金融发展与国际贸易之间的关系越来越紧密，从近年来金融发展与国际贸易各种数据来看，当金融市场紊乱的时候，国际贸易也会受到相应的干扰，同样，国际贸易开放程度不高时，国家的经济增长速度就会受控。因此，当前经济发展的当务之急就是缕清金融发展与国际贸易之间的关系，只有捋顺金融发展与国际贸易之间的关系，了解它们之间的相互影响，才能更好地采取战略措施，趋利避害，推动金融与国际贸易的共同发展。

二、金融发展与国际贸易之间的概述

所谓金融发展是指金融结构的变化，这种变化既有长期的，也有短期的。金融发展有利于资源的优化配置，提高社会经济效率。诸多研究表明，金融发展与经济增长之间存在着一定的因果关系，1973年Mckinnon和Shaw分别提出了金融浅化理论和金融自由化理论，他们分别从“金融抑制”与“金融深化”两个不同的角度，阐述了金融与经济发展之间的辩证关系。而国内学者对金融发展也进行了深入的研究，史永东（2003）利用格兰杰因果关系检验和基于柯布-道格拉斯生产函数框架下的计量分析，对我国金融发展与经济增长间的关系进行了实证研究。得出结论我国经济增长与金融发展在格兰杰意义上存在双向因果关系，同时得出了金融发展对经济增长贡献的具体数值。而国际贸易是指跨国境的货品和服务交易，一个国家的过贸易水平在一定程度上反映了该国的经济发展水平。国际贸易是世界各国参与国际分工，实现社会再生产顺利进行的重要手段，是世界各国紧密联系的重要途径。从金融发展与国际贸易的定义可以看出，两者之间存在着必然的联系。在社会经济发展过程中，不可避免的一个问题就是金融发展问题，加快金融发展，可以推动社会经济的更好发展。而经济的快速发展必然会带动国家贸易增长，使得国家纷纷开展进口、出口贸易，可以说国际贸易是经济快速发展的必然结果。从国际贸易的定义可以看出，贸易对象走向国际，国际贸易的发展也必然会带动金融发展，使得我国金融逐渐走向国际市场。

三、金融发展与国际贸易相互影响

1.金融发展对国际贸易的影响

（1）金融发展对国际贸易规模的影响

当前，金融发展是我国经济发展的重点，国家对金融发展也越来越重视，在这种环境下，金融发展规模也在不断扩大。金融发展规模扩大，国民经济就会持续增长，而经济水平的提高，必然就会带动国际贸易的发展。从经济学理论来看，一个国家的发展受金融发展的影响要远远大于外部融资产业所带来的影响，换句话说，金融发展规模、水平对经济的发展影响巨大。金融发展有助于提高金融资产进行储蓄的比例，提高社会投资水平，进而带动经济的增长，进而推动国际贸易的持续发展，为国际贸易提供巨大的便利。可以?f，金融发展规模直接影响到了国际贸易规模。只有推动金融的稳定、持续发展，才能不断壮大国际贸易规模，从而实现国际贸易的稳定发展。

（2）金融发展促进了国际贸易方式的转变

传统的国际贸易的主要方式有经销、、寄售、展卖、招投标等方式，然而随着金融市场的发展，这种传统国际贸易格局也逐渐被打破，使得国际贸易方式更加多样。金融发展实现了资金的聚集和集中，有助于规模化生产、经营，实现规划经济效益，而在这种规模化经济效益模式下，境外贸易加工、易货贸易、外汇商品、租赁贸易等方式也随之产生，进而更好地推动国际贸易的增长。

（3）金融发展改变了国际贸易结构

从商品结构上看，金融发展程度高的国家，对金融依靠较强的技术知识密集型产品比较看重，国家会注重这些产品的生产，并扩大其在出口贸易中的比重；而金融发展程度较低的国家，对金融依赖较弱的劳动密集型产品在国际贸易中就会占有一定的优势。由此可见，金融发展会改变国际贸易结构，促使国家根据自身的优势来调整贸易结构。就我国而言，我国金融行业取得了飞速发展，不仅为国内经济的发展注添了新鲜血液，同时在世界经济中的作用也越发凸显，尤其是在2001年入世后，我国与世界各国之间的联系越来越紧密，金融市场也逐渐开放，国际贸易规模也在不断扩大，国内产品结构也在随金融业的发展而不断升级，可以说，金融越发达的地区，其贸易也就越发达，如美国、英国等发达国家，这些国家金融发展程度高是有目共睹的，这些金融发展程度高的国家中最凸显的一个特征就是贸易发达程度高。

（4）金融发展影响国际贸易关系

自2007年9月美国金融危机爆发后，金融市场一直处于不稳定的状态，并在全球引起了连锁反应，金融危机迅速席卷世界各国，给各国的经济造成了巨大的影响。越来越多的国家开始害怕金融危机持续升温，在国际贸易策略中也变得越来越谨慎。由此可见，后危机时代下，美国的经济地位受到了动摇，各国间的贸易关系也发生了巨大的变化，这种变化会直接影响到经济的发展。

（5）增加国际贸易风险

随着金融的快速发展，互联网金融的应用也将成为必然，然而互联网金融结合了互联网技术，网络的虚拟性使得互联网金融存在较大的风险，这种风险也必然会深入到国际贸易中，使得国际贸易过程中存在的一定的风险。现行社会形势下，实现互联网金融的发展已成为金融发展的主要方向，在互联网金融给国际贸易带来有利一面的同时，也使得国际贸易风险也越来越大。对于国际贸易主体而言，在借助互联网开展国际贸易的过程中，信息很容易被不法分子窃取，从而造成重大损失，从而不利于国际贸易的发展。

2.国际贸易对金融发展的影响

国际贸易在一国经济中发挥着重要的作用，国家贸易可以调节市场供求关系，延续社会再生产，促进生产要素的充分利用，推动产业结构的优化和升级，同时，也能强化各国经济联系，促进经济发展。而经济的发展必然会给金融发展创造许多有力的条件。Blackburn和Hung认为，贸易自由化推动了金融市场的创新与发展，大大的降低了金融中介成本，活跃了金融市场。Aizen man从理论上研究了国际贸易开放对金融自由化的影响。他认为，贸易自由化使得金融控制成本增加，而成本的增加就会导致金融改革的发生。加快国际贸易发展是经济快速的必然，而国际贸易的发展也为金融发展提供了许多机遇，使得金融市场开始走向国际，并在不断的实践中得以完善。

第8篇：经济和贸易的关系范文

加工贸易增值系数是衡量中山市加工贸易创汇水平的质量指标，增值系数的提高表明加工贸易在质量上的扩张。

加工贸易增值系数=加工贸易出口额/加工贸易进口额

现对中山市2000年～2007年数据进行整理，得出其加工贸易增值系数，见表1：

从表1知道，从2000年开始，除了2003、2004两年有所回落外，中山市加工贸易增值系数逐年提高。这表明，中山市的加工贸易的质量是逐年扩张，逐年转好。

三、中山市加工贸易拉动度分析

加工贸易对经济增长的拉动作用可以通过开放经济条件下的简单凯恩斯模型测算，该模型建立在国民收入恒等式基础上，其基本形式为：

其中，Y,C,I,G,X和M分别表示国内生产总值、消费需求、投资需求、政府购买支出、出口和进口，NE=X-M表示净出口，表示增加值。当净出口增加时，对外贸易正向拉动国内生产总值增长，当净出口减少时，对外贸易对国内生产总值增长产生负拉动作用。由于净出口由加工贸易形成的净出口、一般贸易和其他贸易方式形成的净出口构成，上式又可以表示为:

根据上式，可以获得加工贸易对经济增长拉动作用的量化公式，即:

=加工贸易净出口对GDP增长的贡献度*GDP增长的百分点

根据以上公式，我们可以计算出中山市加工贸易对经济增长的贡献。2001年～2007年中山市加工贸易对经济增长的贡献度和贡献率计算结果如表2所示：

表2中的计算结果表明：

第一，各年加工贸易净出口增加，加工贸易对经济增长的贡献度和拉动度都为正值，加工贸易正向拉动经济增长，因此，加工贸易净出口与中山市GDP总体呈正相关的关系；

第二，2001年～2007年加工贸易对中山市经济增长的年均贡献度为50.83%，年均拉动度为8.4%。加工贸易对中山市经济增长的贡献度和拉动度明显高于广东省的水平。由此可见，加工贸易对中山市经济增长起着十分重要的作用。

参考文献：

[1]董翠玲:广东顺德加工贸易与经济增长关系研究[J].深圳职业技术学院学报，2008，（2）

[2]明娟王子成:加工贸易对广东经济增长影响的实证研究[J].商业经济文荟，2006，（5）

[3]文妮佳:广东加工贸易与经济增长关系分析[J].企业经济，2007，（2）

[4]查贵勇:广东省外贸与经济增长关系的实证分析[J].粤港澳经济，2006（7）

第9篇：经济和贸易的关系范文

关键词：对外贸易 经济增长 回归方程

1.引言

加入WTO，促进了我国市场经济的发育与完善，加快了产业结构调整升级，使我国在深层次上参与了世界经济一体化进程，更好地享受了世界贸易的比较利益，对我国近年经济增长功不可没。南通，作为全国首批对外开放沿海城市，积极实施开放经济战略，大力发展对外贸易，很好地促进了地区经济的发展，尤其2002年-2010 年是南通经济高速增长阶段，期间南通对外贸易发展迅猛，年均增长率超过35%。

一般理论研究认为，对外贸易对经济增长具有很强的促进作用，是推动地区经济持续、快速增长不可或缺的因素，经济学家常把“对外贸易”、“投资”和“消费”称为拉动经济增长的“三驾马车”。国内对于经济增长和对外贸易关系的研究较多，有理论研究，也有实证研究，但结论却不一致，甚至大相径庭。其中，有研究认为对外贸易对我国地区经济增长作用不明显，对非出口部门促进作用尤其不强[1]；也有研究提出对外贸易对经济增长促进作用较强，对经济增长意义重大[2]；还有研究认为两者关系不能简单而论，比如，张少霞在其《进出口与经济增长关系的总需求和总供给模型分析》一文中提出在总需求约束条件下，净出口与经济增长呈现正相关关系，但在总供给约束下，净出口与经济增长呈负相关关系等等[3]。

综合以上研究， 我们可以推断：对外贸易与经济增长的关系和经济社会所处的经济环境、政策环境等因素息息相关，在不同时期，对外贸易对不同地区的经济增长起到的影响是有差异的。即：在经济发展的不同阶段， 对外贸易与经济增长的关系存在差异，即便在同一阶段， 由于各地经济发展水平差异的存在， 对外贸易与经济增长关系也不尽相同。

上述研究侧重于一国范围，对地区相关分析涉及比较少，特别对我国首批沿海开放城市的相关研究就更少。因此，本文拟选择南通市作为研究对象，应用时间序列模型分析对外贸易对南通经济增长的影响，讨论对外贸易对南通经济增长的作用，以及对外贸易通过哪些途径促进了南通地区经济的增长，希望研究结果能对我国其它沿海开放城市具有一定的借鉴意义。

2.实证模型和样本数据

本文搜集了南通市2001年到2011年期间的时间序列，包括国内生产总值GDP、投资、消费和净出口。考虑到2001年正式加入WTO前后，我国对外贸易的内外部环境，如外贸政策、财政政策、货币政策等发生较大变化，比如，加入WTO后，我们获得了WTO成员国的进口关税优惠，一定程度上降低了我国商品出口的贸易壁垒，推动了国内各地区外向型经济的高速发展，因此，我们选取2001年以后的数据进行分析。

为了检验变量之间是否存在协整关系，我们队对方程（3）的残差序列e进行单位根检验，选择无截距项、无趋势项的ADF检验模型，估计结果如表5。

检验结果显示，残差序列在5% 、10% 显著水平下拒绝原假设。表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，从而验证了四个变量之间存在协整关系，公式（3）给出了它们之间的协整关系。回归结果表明，南通对外贸易净出口的增长率每变动 1%，能引起南通GDP增长率变动0.016859%；而投资和消费每变动1%，会引起南通GDP增长率分别变动 0.185895%和 0.626768%。这说明投资、对外贸易与消费对南通经济都具有促进作用，但投资和消费的促进作用大于对外贸易。

4.政策建议

近几年来，对外贸易对南通经济增长所起的促进作用是有目共睹的，但历史数据表明，对外贸易因素整体而言对南通经济增长的促进作用很有限，因为南通还没有摆脱供给约束，高新技术产品、高附加值产品生产出口能力较弱，还以传统产品出口为主。出口在优化资源配置、推进产业结构升级、带来规模经济效应、获得国际分工比较利益等方面效果不明显，经济增长还是以我们内部消费需求和投资为主，远谈不上真正意义上的出口导向型经济。

建议南通今后在推进开放型经济战略中发挥资源优势，大力发展具有一定国际竞争优势的海洋产品产业，提高海产品的深加工能力，统筹产业链，提高其竞争力；充分利用南通教育和科研优势，发展高新技术和高附加值产业，提升出口产品科技含量，引导出口企业向质量、效益型转变；在国际劳务和工程承包市场上，加大政策扶持力度，积极摸索对外劳务出口新模式，实现“走得出去，站得稳”格局，充分发挥南通建筑之乡和劳务出口大市的竞争优势，并带动产品出口，缓解劳动力压力；在纺织服装、机电、化工等传统出口行业培育新的出口增长点，提高出口规模，通过规模效应降低出口产品成本。

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