经济和贸易的关系模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇经济和贸易的关系，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

大洋洲会展经济发展水平仅次于欧美，但规模则小于亚洲。该地区的会展业主要集中于澳大利亚，每年约举办300个大型展览会，参展商超过5万家，观众660万人次。欧洲是世界会展业的发源地，经过100多年的发展，其会展经济整体实力最强，规模最大，德国、意大利、法国、英国都是世界级的会展业大国。法国每年举办300多个展览，有近一半集中在“展览之都”巴黎。这里的凡尔赛展场及北展场，虽有40万平方米的供展规模，还是常因面积不足，将展商拒之门外。资料显示，法国展会每年营业额达13亿欧元，展商的交易额高达230亿欧元，展商和参观者的间接消费也在38亿欧元以上。意大利有40多个展场，年办展700多个，是欧洲办展最多的国家。著名的米兰国际展览中心，有65万平方米38个展馆，是世界三大展场之一。瑞士是一个只有700万人口的内陆小国，可平均每年举办的国际会议超过2000个，仅会议每年就吸引外国游客超过3000万人。在国际性贸易展览会方面，德国是第一号的世界会展强国，拥有23个大型展览中心，其中，超10万平方米的展览中心就有8个，展览总面积达240万平方米。每年约有三分之二的世界著名的国际性、专业性贸易展览会都在德国举办，吸引世界各地的净展商近20万家。在德国科隆，每年定期举办44个国际展览会，它拥有28.6万平方米的展厅面积和5.2万平方米的露天展场，120多个国家的34，000家参展商、200多万采购商和专业观众定期前往科隆参展。结果是，参展商和观众每年在科隆地区消费达15亿欧元，其中6亿欧元用于旅店和餐饮业，3亿欧元用于交通和购物，对发展旅游、娱乐业起到了提升作用。在德国汉诺威市召开的CeBIT（世界上最大的计算器和信息技术博览会）。

上届博览会在参展商和参加人数上均创下历史之最，据统计，为期一周的展览，吸引了来自各国的75万参观者，大大超出汉诺威市52万的人口数；而参展商也有7802家，比去年增加100家；展出面积达41万平方米，相当于55个足球场。主办单位汉诺威展览公司光营业收入一项就达数亿欧元，更不用说其它消费收入了。德国作为世界展览业的代言人，之所以享有如此高的国际声誉，一是得益于它地处欧洲的中心位置，二是它拥有一个潜力非常大的消费市场，更重要的是德国能给参展商和参观者一个高质量的展览会效益。德国展览业的以下做法，很值得学习和借鉴：AUMA是德国贸易展览业协会，成立于1907年，总部设在科隆，是德国展览业的最高协会。它是由参展商、购买者和博览会组织者三方面力量组合而成的联合体，以伙伴的身份塑造博览会市场。AUMA具有统一性、权威性，其地位在德国是不可动摇的。AUMA为了确保德国博览会的透明化，制定了许多规章制度，尽管新的或调整改进过的博览会与德国现有的国内或国际展览会之间出现太多的重复。尽管这几年德国举办的展览会数量剧增，仅1999年博览会就比20年前多了一倍，但各博览会的目标非常明确，展会重复现象极少。AUMA请人在世展览会的组织者不断在世界各地进行宣传，吸引参展商和专业观众。对于参展潜力比较大的国家，都专门派代表前去做宣传，介绍相关展览，并向感兴趣者提供相关咨询。即使有些展览会很火爆，甚至展位已满，他们也会继续做宣传，以强化品牌。

完备的宣传资料。德国大型展览会的资料很多都是一本册子或一本书，内容不仅包括历年展会的情况回顾，而且会介绍整个欧洲，甚至整个世界某一行业的发展趋势和动态，同时涉及参展费德国汉诺威举行的汉诺威通信和信息技术博览会(CeBIT)上，一个机器人正在沏茶。界各地对展会进行考察，并写成报告，为德国政府赞助本国企业出国参展提供了很好的建议和非常重要的参考作用。博览会拥有长期的计划。每个展览会的举办计划都是组织者与参展商、参观者、各个联合会、协会密切协商后制定出来的，而且会根据各行业不断变化的市场条件进行调整。比如每两年一届在德国柏林举办的“电子消费品展览会”是全世界电子消费品行业内的最大展会，已有多次举办的历史。可见，德国的展览会并非短期行为。

篇2

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.

篇3

一、科技创新对我国国际贸易竞争能力之间的关系

（一）我国科技创新能力正获得不断的提升

我国在进行四个现代化建设的过程中，就将科技现代化作为了其中重要的一环。伴随着改革开放的深入发展，我国的科技创新能力得到了明显的改善。首先，科技创新的基础条件有利较为明显改善，主要表现在科技人员数目的增加以及科研经费投入的增长方面。尤其是科研经费额的投入方面，其增长的速度要远远超过科研人员增加的速度；其次，产业集群是进行科技创新的基础条件，实现产出技术溢出效应方面具有重要作用。

从下表1中就可以看出，我国近年来通过长期的努力，使得国家的科技创新能力得到较大的提升，使得我国的科技竞争能力在国际竞争中具有了一定的地位。但是，我们也要意识到，虽然我国的发明专利数目增长较快，但是作为专利技术中最优价值的发明，尤其是一些实用的新型技术与外观设计等在整个专利中所占的比例还是较小，这表明我国的科技创新能力还较为欠缺，还具有比较大的发展与上升的空间。从表1中还可以看出，以为科技创新提供基础支撑的SCI科研论文数目也在迅速的在鞥家，这一方面说明了我国对科技创新的基础理论研究能力在不断的增强，但是也表明我国基础理论研究还需要进一步的加强。

表1 中国科技创新产出指标

（二）科技创新与我国国际贸易竞争力之间的互动关系分析

科技创新能力的增强有效的提升了我国的国际竞争能力，主要表现在这样几个方面：

1、科技创新有效的提高了产品的国际竞争力，改善了产品出口结构

在对一个国家的产品在国际市场上的竞争能力以及竞争优势进行评价时，一般是采用竞争优势指数——RCA来进行描述的，也就是说他是用该国家在某一个产品或者是在某一个行业在该国家所有出口份额中所占的比例，与在世界贸易中该产品或者是行业在世界贸易总额中所占的比例相比较。因此这个系数可以很好的放映出该产品或者是该行业的竞争优势。

图1 对外贸易中高新技术产品在贸易总额中所占的比例

从图1中可以看到，随着我国科技创新能力的不断增强，近些年来我国的科技产品竞争能力迅速增强，出口产品的结构发生了明显的变化，一些科技产品的出口比重呈现出不断上升的趋势。

2、科技创新能力的增强促进了我国出口产品市场占有率的增加

随着我国经济整体实力的增强，我国在国际贸易中的影响力不断提升。我们可以采用国际市场占有率(MS)，对该国产品在国际市场上的份额进行衡量，它是体现该产品国际市场竞争力的重要指标。通过对科技产品的不断创新，可以使得我国的产品在完全依靠自主力量就能够和发达国家的产品进行竞争，并利用不断增强的创新能力来提高产品的整体竞争力，促进产品的市场占有率不断提升，从整体上实现我国产品的国际竞争能力。

3、科学技术与贸易的结合促进了竞争优势的提升

在不断的科技创新过程中，我们逐步的认识到了科技创新对于促进贸易发展的重要作用，因此进行了及时的科技贸易改革制度，基本实现了科技和贸易的结合。从2006年开始，依照“行业领先、自主创新、示范带动、国际化发展和主动推进”的发展原则，国家商务部联合科技部认证的两批科技创新贸易基地，一共38家企业，覆盖了电子信息、生物医药、现代农业、大型装备制造、新材料、航空航天以及海洋化工等多个产业，有利的促进了我国科技实力的迅速增长，健全了我国的科技发展整体体系。

二、加强科技创新能力，提高国际贸易竞争能力的对策

（一）完善国家整体创新体系

从根本上来讲，一个国家的创新体系是与企业、政府以及学术界直接相关的，三者之间的互动和交流形成了国家的整体创新体系，对国家创新能力的培养和国家的建设起到了重要作用。因此，应该加强国家整体创新系统的建设工作，加强整体创新能力的建设，同时结合经济的持续发展，走出一条适合自己发展的创新体系建设道路。

（二）开展知识知识产权战略改革

从当前的形势来看，将来的国际贸易必然充满了倾销、反倾销、知识产权保护、市场行业壁垒等一系列的问题。通过积极的自主创新，加大对我国自主知识产权的不断投入，是打破国外知识产权保护壁垒，提高我国对外贸易竞争能力的有效策略。同时，在存在产权纠纷的环节上，应该防止国外企业联合对我国企业的打压，通过自身的技术创新和知识产权战略改革的结合提高在贸易竞争中的能力。

三、结语

本文分析了科技创新对我国国际贸易竞争能力之间关系，提出了通过加强我国科技创新能力，提高我国国际贸易竞争能力的策略，对促进我国对外贸易竞争力的提高有一定的参考价值。

参考文献：

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未来世界经济大格局会相对稳定，美国、欧盟、中国“三驾马车”的市场格局将维持相当长一段时期，但彼此相互关联机制会发生一定变化。美国经济依然处于定海神针地位，总体趋势是稳定上行并会继续巩固高端服务业(金融、会计、评估、咨询、教育等)、高端技术行业(IT、航空、军工、尖端材料等)、全球金融中心和消费中心地位。强势美元和金融监管话语权将成为重要政策选项，财政政策也会继续发挥更积极作用，并由此对世界经济、国际市场产生举足轻重的影响。欧盟经济虽然面临一系列脱欧的不确定性，但不会是颠覆性的风险，在趋势向稳的大背景下，将会继续保持高端消费品制造优势和高端装备制造业优势，仍然是中高端消费品和大宗商品集散地;贸易保护主义会有所抬头，但欧洲经济已经离不开以中国为代表的新兴市场，更不可能离开美国市场;可以预期欧盟经济改革的重点将是着力解决“集中的货币政策与分散的财政政策”的协调问题。中国经济地位仍有上升空间，但增长动力将由外转内、由投资拉动转向消费驱动，产出结构也将由中低端转向中高端，与欧美等发达国家和其他新兴市场经济体形成错位竟争;由于转型升级将持续5至10年，仍然是全球大宗商品最主要的需求方。预计未来几年中国经济增速将会保持在6%-8%区间内横向运行，总体上货币政策将处于守成状态，财政政策将继续发挥更重要的作用。

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（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）.

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[3]彭红玉.探索进出口贸易对我国经济的影响[J].现代经济信息，2014（04）：139.

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[5]赵青平，张玉姗.中国进口贸易对经济增长的拉动作用浅析[J].理论学习与探索，2010（01）：83-85.

[6]董辉.广西进出口贸易分析与对策的实证研究[J].特区经济，2011（10）：212-215.

[7]胡静.江苏进出口贸易与经济增长关系的实证研究[J].江苏大学学报（社会科学版），2014（02）：57-63.

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中图分类号：F207 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）031-000-01

引言

改革开放以来，我国的经济水平显著提高，从1978年至今，中国的GDP不断增长，而且经济增长呈现出平稳态势。经济运行的波动会对经济增长和生产率产生重要影响，因此在新时代研究经济波动的课题具有重要意义。贸易开放是扩大本国市场竞争力的重要渠道，随着经济全球化进程的推进，对外贸易对经济波动造成很大影响，研究国际贸易水平、省际贸易潜力和经济波动的关系，对促进我国经济的平稳运行具有重要作用。

一、内生性处理

在考查国际贸易水平、省际贸易潜力和经济波动的关系时，首先应当建立一个计量模型。我国的经济学专家毛其淋和盛斌已经采用了计量模型的办法，给当下的经济研究人员提供了很好的借鉴[1]。

在研究三者关系的过程中，经济学家们面临的最大问题是内生性处理问题。虽然国际贸易水平的提升可以促进社会主义市场经济的发展，但不能由现象定下结论，一些国家的国家贸易水平上升，经济也会随之增长。因此，影响国际贸易水平和经济P系的变量很多，这些变量都是不可控因素。国际贸易水平对经济发展和经济波动具有内生性，经济体扩大市场占有份额也会造成国际贸易的内生性。

如果内生性比较严重，计量模型的计算结果可能会出现偏颇，想要寻找有效的改进方法，可以寻找一个具体变量，只与国际贸易水平相关，与经济波动不发生关系。比如，在具体的计算过程中，把各省会到我国东海海岸线的距离和到中国香港重要港口的距离作为一个衡量指标，可以计算各省会的海外发展潜力。

二、指标和数据

1.经济波动

在对国际贸易水平、省际贸易潜力和经济波动进行计算时，应当把经济波动作为一个被解释变量。比如计算1976年到2016年的经济波动，在制定相应的计算模型之后可以得出相关结论。2006到2016年，各省的GDP增速标准差较之前大幅减少，但是虽然总体的经济波动呈下降趋势，各省的经济波动还存在着较大差异。

2.国际贸易水平

在衡量各个省份的国家贸易水平时，可以计算各省进出口总额与GDP的比值，将计算过程中的美元汇率折合成人民币计算，可以更加接近我国的真实经济水平。进出口总额和GDP的比值是贸易开放程度，出口总额和GDP的比值是出口开放度。改革开放以来，各省的国际贸易水平显著提升，直至2008年受到金融危机的冲击，贸易水平出现下降情况，经过调整之后，各省的国际贸易水平又恢复了正常态势[2]。通过计算各省贸易开放度的平均数和中位数，可以看出我国各个省份的经济发展水平参差不齐，东南地区省份的国际贸易水平显著高于西北地区的省份。

3.省际贸易潜力

根据经济学家的有关推算，一个省的市场容量可以用加权平均值来计算，在研究市场规模对经济波动的影响时，可以建构一个市场潜能函数，具体要关注两个方面：第一，研究的重点是省际贸易潜力，但是各个省份的商品销售总额中，有一部分是省内贸易额。第二，国家贸易水平和经济波动存在内生性问题，省份的商品销售总额对经济波动也存在这一问题。

2000年以前，各省省际贸易潜力处在平稳上升的阶段，之后呈现出下降趋势，这与中国加入WTO有密切关系。2008年金融危机爆发后，各省的省际贸易潜力又有所提升。我国地区间的省际贸易潜力差异性较大，一般来说，发达省份的省际贸易潜力较小。

三、研究结果

用普通最小二乘法来计算国际贸易水平、省际贸易潜力和经济波动的关系，可以得到初步结果。首先，为了考查省份国际贸易水平和省际贸易潜力的相互作用，可以引入贸易开放度这一变量，如果贸易开放度和省际贸易潜力的系数为负，说明国际贸易水平和省际贸易潜力的提高。其次，要将国际贸易水平、省际贸易潜力和经济波动三者的关系列为公式，引入贸易开放度之后，可以发现此变量的增加可以缓解经济波动，也就是说，省际贸易潜力增加有利于环节经济的波动。最后，依据计算公式和结果得出初步的结论：在我国经济平稳运行的状态下，省际贸易水平的提高能促进国际贸易开发的加强，从而环节经济波动[3]。因此，国际贸易水平和省际贸易潜力存在互补的关系。

想要计算细致的结果，可以采用两阶段最小二乘回归方法。国际贸易开放存在内生性的问题，如果问题严重，用最小二乘法计算出的结果将会和实际情况有较大出入，此时最小二乘回归方法的应用显得十分重要。最小二乘算法已经证明国际贸易水平和省际贸易潜力的加强关系，利用回归方法先求出一个省际贸易潜力的临界值，在临界值以下，贸易水平提高，经济波动加剧，说明国际贸易水平在一定省际贸易潜力的数值限制下，与缓解经济波动呈正相关关系。

四、结论

国际贸易水平、省际贸易潜力对缓解经济波动具有重要作用，为了促进国民经济的平稳运行，国家应当把握三者之间的关系，应对国内外的经济压力，挖掘我国市场经济潜力。

参考文献：

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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。

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篇9

一、引言

自改革开放以来，中国对外贸易基本保持了以高于国内生产总值GDP的速度呈现出高速增长的态势，成为拉动国民经济增长的主要因素之一。安徽省也从对外贸易的发展中受益匪浅。在“十二五”期间，作为连接东部发达城市和西部大开发地区的枢纽，对外贸易是否能够成为带动安徽省地区经济发展的“火车头”，大家都拭目以待。因此，在现阶段总结对外贸易为安徽省经济带来的好处，并为安徽省未来的发展提供方向和论据有着极其重要的意义。

近20年来，大量研究文献对有关对外贸易促进经济增长的假设命题的经验研究，针对不同的国家和地区，运用不同的数理模型与分析方法得到的结论也不尽一致。

从国内学者的文献我们可以看出，国内学者的研究主要针对全国对外贸易的总体状况进行分析和研究，对于局部省份的研究并不是大家关注的重点，对于像安徽省这样的中部不太发达地区的研究就更加寥寥无几了。其次，对地区经济与对外贸易关系的研究方法相对落后。许多研究地区经济的文献仍然采用普通最小二乘法（OLS）建立线性回归模型对问题进行分析。最后，对地区经济的研究文献中，由于地方统计数据的相对较难收集和整理，因此文章中的数据年份较短，一般只有10年左右。

基于以上考虑，我们利用1989～2009年间的安徽省对外贸易与GDP数据分析两者之间的协整关系，并建立误差修正模型，分析安徽省对外贸易额对经济增长的作用。

二、对外贸易对安徽省经济增长的计量分析

1.对外贸易与安徽省经济增长的关联分析

对外贸易的高速发展直接带动了安徽省经济的发展，在对外贸易发生巨大增长的年份，安徽省的GDP总额也发生了极大的增长，这种极其类似的增长趋势说明了安徽省对外贸易与经济增长有着极大的内在联动关系。

为了更准确的表达两者之间的关系，我们通过计算对外贸易与GDP之间的相关系数来体现两者之间的紧密联系。由于数据的对数变换能反映变量之间的弹性系数，消除非平稳时间序列的异方差性，为了后面的分析我们对国内生产总值（GDP）和对外贸易总额（Trade）进行自然对数变换，分别记为LnGDP和LnTrade。

首先计算在考察期内同一时期GDP与Trade的相关系数，但考虑到对外贸易也具有一定的滞后效应，我们另外计算对外贸易总额与GDP滞后一、二期的相关系数。从Eviews6.0结果中有关数据来看，在1989～2009年间对外贸易（Trade）与经济增长（GDP）具有强烈的相关性，对外贸易（Trade）与同期GDP之间的相关系数高达0.9265，与滞后一期的GDP间的相关系数为0.7164。这一计算结果表明，安徽省经济的增长与对外贸易的发展有着极为紧密的联系。从同期来看，每单位的贸易增长也伴随着约一个单位的GDP增长，即使是前一时期的贸易增长也与下一时期GDP的上升有着很强的关联。为了进一步分析对外对经济增长的推动作用大小，下面将利用动态误差修正模型计量分析安徽省对外贸易对经济增长的推动作用。

注：DLnGDP和DLnTrade分别表示LnGDP和LnTrade的一阶差分序列

2.对外贸易与安徽省经济增长的误差修正模型

（1）单位根检验

由于GDP和对外贸易额的数据都属于时间序列，本文采用动态时间序列来分析它们之间的关系。首先，对时间序列进行平稳性检验。由于两数据都具有很强的上升趋势，属于非平稳的时间序列。由于经济变量的非平稳性，使得基于普通回归方法所估计的方程可能存在“伪回归”问题。因此，本文首先运用ADF检验法对lnGDP和lnTrade进行单位根检验，经Eviews6.0运行具体结果见表1。

从表1可以看出，在5%的显著性水平上，两时间序列是平稳的，即lnGDP和lnTrade均是I（1）序列，因此可以进行协整检验。

（2）协整检验

虽然时间序列lnGDP和lnTrade是平稳的，这个组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。本文运用E-G两步法对两变量lnGDP和lnTrade的时间序列进行协整检验。首先运用E-G方法进行分析，建立协整回归模型：

经Eviews6.0运行得到结果，协整方程①的估计如下：

由上可知，模型的拟合优度R2=0.97，D.W.=1.04，F=672.73，P值为0。方程的总体线性关系成立，方程的变量和常数在95%的致信度上均通过t值检验，因此协整模型①可被采用。为了确定lnGDP和lnTrade序列是否存在协整关系，需要检验①式的残差序列的平稳性。之后，我们运用ADF检验法对进行单位根检验，的ADF检验值为-2.534759，小于1%的临界值-2.685718，可以看出所估计的是平稳的（即没有单位根）。因此，尽管lnGDP和lnTrade单独来看并非平稳，但两者却存在着协整关系，即长期均衡关系。

（3）误差修正模型的建立

通过协整检验可以看出，lnGDP和lnTrade之间存在着长期的均衡关系，当然，在短期内也许会出现失衡。因此，令，利用数据构建误差修正模型为：

经Eviews6.0运行得到估计结果得到的误差修正模型为：

式④中，表示一阶差分，表示式①中的残差的一期滞后值，作为均衡误差项的经验估计，而是具有通常性质的误差项。式④把lnGDP和lnTrade的短期动态变化以及前期的“均衡”误差联系起来。在此回归中，象征中的短期干扰，而误差纠正项象征着长期均衡的调整。在式④中，不存在严重的自相关，且误差修正项的回归系数为负值，符合反向修正机制。从误差修正模型各系数的统计性质来看，常数和的系数在5%的置信水平上都非常显著，但在5%的置信水平上不显著，只在10%置信水平上显著，这一定水平上说明了短期内安徽省对外贸易对经济增长的贡献并不非常明显。

（4）格兰杰（Granger）因果关系检验

通过协整检验，表明对外贸易和经济增长之间存在协整关系。但是，这种长期的均衡关系中，对外贸易和GDP在波动中孰为因孰为果，还是互为因果关系？这需要对对外贸易和GDP进行格兰杰（Granger）因果关系检验。我们分别取滞后期为1和滞后期为2，对对外贸易和GDP进行格兰杰因果关系检验。LnGDP和LnTrade具体的因果关系检验结果如表2。

从表2可以看出，在5%的显著性水平下，安徽省对外贸易对经济增长有极为明显地促进作用，即对外贸易是经济增长的Granger原因。对外贸易的发展对经济增长产生积极的推动作用。

3.计量模型的结果分析

通过非平稳序列的单位根检验证实，时间序列lnGDP和lnTrade均是1阶单整序列，即lnGDP～I（1），lnTrade～I（1）。通过协整分析表明，安徽省对外贸易与经济增长之间存在着长期稳定的动态均衡关系。格兰杰（Granger）检验也证明了对外贸易是安徽省经济增长的格兰杰因，说明了其对经济增长的确有着极大的推动作用。

具体来看，协整模型②的估计结果告诉我们，lnGDP和lnTrade之间具有较高的相关性，假设其他条件不变，GDP对Trade的弹性为2.06308（e0.7242），即对外贸易额每增加1元，将促进经济增长2.06308元。可见，对外贸易对经济增长的拉动作用还是很显著。

另外，从误差修正模型④可以看出：对外贸易的短期波动将引起经济增长同方向变化，但对外贸易的短期影响非常有限；从长期来看，协整关系式起到引力线的作用，将短期的非均衡状态拉回到均衡状态，如果本期的省内经济增长偏离长期均衡值，那么到下一时期这一偏离度将有约52%得到纠正或清除，全省的GDP总值在受到干扰后将以较快的速度调整到它的长期成长途径上。

三、政策建议

当前，我省对外贸易的发展处于一个关键时期，加快发展对外贸易，不仅可以直接拉动全市经济增长，满足人民日益增长的物质文化生活需要，开拓就业门路，提高安徽省的经济和文化水平；而且有利于促进市场的成熟，优化资源配置，提高全省经济整体效益和运行质量。要采取切实可行的措施加快发展对外贸易，优化贸易结构，从而进一步促进安徽省对外贸易健康发展和经济又好有快发展。因此，我们提出以下几点建议：

（1）扩大安徽省对外贸易的规模，政府应该重点培养一批外向型企业，让他们带动起安徽省的对外贸易发展，这对地区的经济增长必然是有重要作用的。

（2）调整产业政策，优化出口产业结构，转变外贸增长方式。目前，安徽省的贸易产品结构不尽合理，初级产品和低附加值产品比重过大，高新技术产品的贸易比重明显偏小。因此，当务之急要调整产业发展政策，加快推进安徽外贸产业结构的优化升级，积极扶持培育有国际优势的品牌，加大附加值高的产品出口，提升出口产品的国际竞争力，促进出口增长方式由传统的以资源密集型产品为主向以高新技术型的先进制造业产品为主转变。

（3）对外贸易对经济增长的促进作用是一个长期的过程。虽然短期较大幅度的增加对外贸易额可以在短期内取得一定的经济效益，但是长期来看，经济增长依然会较快的回到原来的增长路径上。因此，我们在扩大对外贸易规模的同时更应该注重对外贸易的质量，改变单纯追求数量的对外贸易方式，而是将更多的目光着眼于那些有潜力、有前景的产品和项目，以可持续发展的眼光来发展安徽省的对外贸易与经济。

我们都相信，只要找到了正确的方向和方法，安徽省经济必然会实现腾飞，也许是10年，也许是5年……这一定不会太远。

参考文献：

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[4]王博文,刘仓,郭亚军.对外贸易影响中国经济增长的动态分析[J].统计与信息论坛,2010(1):26-31.

篇10

中图分类号：F752 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.07.53 文章编号：1672-3309（2013）07-117-03

一、引言

对外贸易对经济增长的影响在很早就引起了经济学家和学者的关注，同时也进行了大量的定性和定量研究。我国自改革开放和加入WTO以来，对外贸易规模不断扩大，其增长速度远远超过了国内生产总值的增长速度，对经济增长的作用也日渐明显。因此，我国许多学者也对我国对外贸易与经济增长的关系进行了大量研究分析，观点各异。例如，姚丽芳（1998年）对对外贸易中多个影响因素进行了实证分析，得到国民经济和进出口的影响是相互的、双向的结论[1]；沈程翔（1999年）利用Granger因果关系检验和协整检验方法分析出口与产出之间的关系，结果发现中国的出口与产出之间存在着互为因果的双向联系[2]；季涛（2002年）利用国民收入公式对进出口贸易与经济增长进行动态分析，表明在一定条件下进口和出口一样可以成为经济增长的增量因子[3]；王风云（2010年）对进出口贸易与地区经济增长进行了Granger因果关系和协整检验，表明进出口与地区经济增长之间也存在长期均衡关系[4]。国内对于进出口贸易与经济增长的研究还有很多，如有利用回归分析角度、投入产出表、对贸易乘数、ECM误差修正模型进行分析的。

从以上国内外的研究情况可以看到，对于进口贸易与经济增长的关系，由于选取的方法不同，并且在不同时期和不同地区得到的结果有可能不同。而且更多的是倾向于单方面研究出口或进口与经济增长的相关关系，忽略了进出口贸易的平衡发展。本文以吉林省为背景，通过选用Granger因果关系检验与协整检验来对进口、出口与经济增长的关系进行全面的研究分析，通过分析结果提出合理、科学、适用的建议。

二、实证分析

（一）变量选取及数据处理

本文选取吉林省地区生产总值GDP、吉林省进口IM、出口EX及进出口总额TOTAL（单位：万元）作为研究变量，样本采用1990-2010年的年度数据（数据来源于《吉林省统计年鉴2011》）。为了消除异方差并考虑数据的平稳性，将数据进行对数处理，其对应的序列为LGDP、LIM、LEX、LTOTAL。

（二）对外贸易与经济增长关系的基本判断

图1显示地区生产总值和进出口总额持续增长，地区生产总值从1990年的425.28亿元增长到2010年的8667.58亿元，年均增长率为11.31%；进出口贸易总额从1990年的44.98亿元增长到2010年的1140.42亿元，年均增长率为17.54%。在大部分时间里，吉林省的对外贸易额与地区生产总值一起增长，发展的方向与轨迹基本保持一致。

对外贸易对经济增长的促进作用，也可以从对外贸易依存度入手，对外贸依存度，又称“外贸系数”。一般用对外贸易进出口总值在国民生产总值或国内生产总值所占比重表示，作为一国经济开放程度的重要指标，是衡量一国或地区融入经济全球化，参与国际分工程度和内部市场对外开放水平的标志之一，此外它还可以分为进口依存度和出口依存度。

从图2中可以看出，在中国逐步融入全球经济一体化，对外依存程度不断提高的进程中，吉林省也加快对外开放步伐，对外贸易有了较快的发展，外贸依存度有所提高，但与全国水平仍有较大差距。在1990-2010年期间，可以分为两个阶段，1990—1997年为第一阶段，此时对外贸易依存度增减变化起伏较大，依存度最高达到36.1%，最低仅为10.5%；1998—2010年为第二阶段，此期间对外依存度是稳步增长阶段，起伏变化较小，比较平稳。

通过对吉林省对外贸易依存度的比较研究可知，经济增长对对外贸易的依赖程度在经历了大起大落之后，进入了平稳增长阶段，与全国相比较，对外贸易依存度提高不是很大，但是对外贸易在地区经济发展中的地位和作用却越来越重要。

通过对现状分析，对外贸易总额和地区生产总值都保持了强势的增长势头，各变量都有不断增长的趋势，并且变动方向一致。这说明其间可能存在较强的相关关系，下面我们计算变量之间的相关系数。

通过相关系数表可以看到，变量之间的相关性很高，为了研究这种相关关系，一般可以利用样本数据拟合回归方程，但要求数据必须是平稳的，否则会出现伪回归问题。而现实中变量的时间序列带有明显的变化趋势，不满足平稳性这个条件，因此不能用简单的回归方程来解决，而协整理论提供了解决问题的办法。

（二）平稳性和Granger因果关系检验

1.平稳性检验。为了防止出现伪回归问题，首先对样本数据进行平稳性检验，本文选取的方法是ADF检验法。

表2 平稳性检验结果

注：检验类型中c表示常数项，t表示趋势项，k表示滞后阶数，滞后阶数根据SIC原则确定；**表示5%水平下的临界值。

从平稳性检验结果可知，原序列LGDP、LTOTAL、LIM、LEX均是非平稳的，在经过两次差分之后均变为平稳序列，因此它们都是I（2）的单位根过程。

2.Granger因果关系检验。为了进一步明确进出口额与GDP的关系，对变量进行Granger因果关系检验分析变量之间的相互影响关系，然后实证分析变量之间的定量关系。

表3中P概率值越小，表明拒绝原假设越充分，检验结论以10%为置信水平得出。结果表明，出口与GDP之间不存在因果关系，进口与GDP之间存在着双向因果关系，而进出口总额与GDP之间存在单向因果关系。这说明进口与GDP之间相互促进，相互影响，同时进出口总额也能够促进经济增长。

（三）协整分析

由于LGDP、LTOTAL、LEX、LIM都是2阶单整的I（2）过程，并且进口LIM与GDP之间存在双向Granger因果关系，我们运用E-G两步法检验进口与GDP是否协整。

首先建立如下方程：

检验结果表明，残差序列εt是平稳的，证明进口与GDP之间是存在协整关系的，表明了两者之间的一种长期均衡的关系。

（四）结果分析

通过对吉林省1990—2010年地区生产总值和进出口贸易的平稳性检验、Granger因果关系和协整分析，我们得到了一些有用的结果，具体分析如下：

首先，从Granger因果关系检验结果来看，进口额与经济增长之间存在着双向的Granger因果关系，说明进口变动是经济增长变动的原因，反之也成立。这与近年来一些学者的研究成果相同，例如，杜江（2007）基于误差修正模型（ECM）分析进口与经济增长的因果关系，得到进口与经济增长存在双向因果关系，进口对经济增长起着促进作用。通过协整分析发现，进口与经济增长之间还存在长期均衡关系，当进口额增加1%时，GDP的值将会增加0.71%，可以看到进口对于经济增长的促进作用是十分明显的。

其次，从Granger因果关系检验结果来看，进出口总额与经济增长存在进出口总额到经济增长的单向Granger因果关系，而出口与经济增长则不存在因果关系。这与近年一些学者的研究成果不同，例如，陈伟国（2004）利用协整检验与VAR模型的Granger因果关系检验分析我国对外贸易与经济增长的关系得出，出口与经济增长之间是存在因果关系的，导致结论的不一致，可能是不同的研究对象与背景造成的，本文针对的是吉林省一个地区的研究，而前者则是针对全国范围的。

最后，总体来看，进口额与经济增长是双向因果关系，而进出口总额与经济增长是单向因果关系，主要原因可能是进口是促进经济增长的主要因素，而出口则是促进经济增长的间接因素。因此，吉林省应该提升出口贸易对经济增长的影响效率，形成出口导向型经济。

四、对策与建议

通过上述实证分析，我们明确了吉林省的进出口贸易促进了经济增长，而且进口贸易与经济增长之间是存在着长期均衡关系的，但是出口与经济增长之间不存在因果关系。为了使吉林省对外贸易与经济增长能够更好的协调发展，根据分析结果本文提出以下几点对策和建议：

1.使进口贸易与出口贸易协调发展。吉林省从1998年以来一直处于贸易逆差的状态，其主要原因有可能是地理条件不及沿海城市、对外开放意识落后、产业结构不合理等外生因素，另一方面可能是由于劳动力丰富的比较优势没有得到充分发挥，而资本和技术密集型产业的比较劣势明显等内生因素。

2.优化出口商品结构、丰富出口品种、扩大出口规模。通过优化出口商品结构，同时丰富出口品种来扩大出口规模，使得进出口贸易协调发展，从而提升出口对于经济增长的推动效应。

3.进一步加强与东北亚及周边国家的经贸合作，扩大出口规模。充分利用自身地理的优势，抓住与东北亚及周边国家开展经贸合作的机会，扩大出口规模，促使对外贸易良好快速的向前发展。

4.进一步深化对外开放体制改革和关税改革。吉林省可以从体制上进行改革，为对外开放提供更好的发展道路，建立规范透明、保障有力、监督有效的对外经贸促进体系和服务体系；同时，从关税税率和关税结构方面深化关税改革，推动对外贸易的发展。

参考文献：

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