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對外貿易與遼寧省經濟發展關系的研究
  【摘 要】改革開放以來,遼寧省經濟飛速發展。同時,遼寧的對外貿易也出現了快速的增長。針對理論界關于對外貿易是否促進經濟發展的爭論,本文從定量的角度對遼寧省對外貿易與經濟發展的關系進行實證研究,并從進口和出口兩個方面進行探究,通過建立經濟模型,運用時間序列的平穩性檢驗、協整性檢驗、granger因果關系檢驗、誤差修正模型等方法對遼寧省對外貿易與經濟增長的關系進行計量分析,判斷對外貿易是如何影響遼寧省經濟發展的。
  【關鍵詞】對外貿易;經濟發展;granger因果關系檢驗
  對外開放政策實施以來,遼寧省經濟伴隨著對外貿易的迅速擴大而高速增長。在1978年至2011年的30年間,遼寧省生產總值從229.2億元猛增至22025.9億元,增長了約96.1倍,年均增長率達到了10.0%以上。同時,由于進出口貿易的迅速增長以及對外開放水平的不斷提高,對外貿易在國民生產總值里所占的比重也不斷上升。1978年,遼寧省對外貿易商品進出口總額為15.9億美元,占國內生產總值的11.7%,到2011年,商品進出口總額增長為959.6億美元,占遼寧省國內生產總值的比重已經升至27.9%[1]。這些數值反映了對外貿易對遼寧省的經濟影響力己經越來越大,成為支持遼寧省國民經濟持續、快速、健康增長的一個重要因素。因而對遼寧省對外貿易與經濟增長關系進行實證研究具有較強的現實意義。
  一、國內外研究現狀
  1.國外研究現狀
  自二十世紀六十年代以來,西方經濟學家分別站在不同的立場、以不同的理論基礎對對外貿易與經濟增長關系問題進行了系統的論述與分析,在眾多理論中梳理出以下三種觀點:促進論,阻礙論和折中論。www.tiertafelkiel.com
  促進論。英國古典經濟學家亞當·斯密最早研究對外貿易與經濟發展相互關系問題,他提出的“剩余產品出口”模型和動態生產率理論,對日后的理論發展有重要影響[2]。1937年,英國學者羅伯特遜提出“對外貿易是經濟增長發動機”,這一命題主要著眼點在于闡述后進國家可以通過對外貿易特別是出口來帶動本國經濟的增長[3]。
  折中論。1970年,歐文·克拉維斯在發表的《貿易是經濟增長的侍女:19世紀與20世紀的相似點》中指出:19世紀經濟取得成功的國家幾乎都不是以出口主導型增長為其標志,而經濟發展不成功的國家在19世紀倒有過相當大的出口擴展。他認為,應該把貿易擴展形容為成功的經濟增長的侍女,而不是經濟增長的自主發動機[4]。
  阻礙論。以普雷維什和辛格為代表的“中心—外圍論”,從貿易條件惡化的角度分析,認為當今的國際經濟體制是以發達的資本主義國家為中心,控制著由發展中國家組成的外圍地帶,外圍國家只能順應中心國家的發展[5]。這種依附關系在對外貿易方面則表現為,發展中國家進行對外貿易非但不能促進經濟的增長,反而是造成發展中國家經濟不發達的原因。
  2.國內研究現狀
  雖然到目前為止,我國的經濟學界還尚未提出一個有創造性的、獨立的對外貿易與經濟增長理論。但是經過多年來的探索和學習,尤其是改革開放以來,針對我國出現的一系列貿易問題,學者們各自使用不同的方法,選擇不同的樣本數據,提出了自己的觀點。
  (1)從全局的角度對中國經濟的整體發展情況與對外貿易的關系進行論證
  袁知英、李占風(2009)通過建立聯立方程模型和脈沖響應函數,對1978-2006年我國經濟的歷史數據進行分析,得出結論:經濟增長對凈出口、居民消費和投資都產生正向影響,且經濟增長對凈出口的影響最大,居民消費次之。
  (2)從區域經濟角度出發,驗證對外貿易對區域經濟的影響
  王佳(2011)運用計量方法包括建立var模型、平穩性檢驗(adf檢驗)、協整檢驗、方差分解以及脈沖反應函數對山東省對外貿易和經濟增長的發展狀況進行定量的實證分析。
  (3)從服務貿易角度,探尋我國對外貿易經濟增長模式
  林發勤、唐宜紅(2009)認為,影響我國對外貿易經濟增長模式的四點問題:第一,我國整體貿易結構不合理,服務貿易的發展相對滯后;第二,貨物貿易的增長方式以粗放型為主;第三,貨物貿易的出口貿易方式加工貿易占主導地位,不利于技術創新;第四,服務貿易的競爭力相對較弱。
  (4)從進口、出口貿易角度分別進行論證
  黃凌瑩(2008)對我國1978-2006年的進口、出口貿易與國內生產總

值進行協整分析,結論表明它們之間存在著長期穩定的動態均衡關系,并基于誤差修正模型的因果關系檢驗得出進口、出口貿易對經濟增長具有促進作用。
  綜觀上述研究觀點,不難發現:
  首先,關于對外貿易與經濟增長的理論研究方面主要是基于一些特定假設而提出的,對于特定國家、特定地區并不一定適用;其次,相關實證研究方面,學者們注重進出口和各地區經濟情況的差異性,將視角由進出口總量與經濟增長的關系研究轉向進口、出口分別與經濟增長的關系進行分析,由一國的貿易與經濟增長的關系轉向單個省區的外貿與經濟增長的關系研究,這兩種轉變更具有現實意義;再次,對進、出口和gdp的關系進行簡單的線性回歸分析是不恰當的。這是因為進、出口和gdp均為非平穩序列,對非平穩序列直接進行線性回歸,容易產生偽回歸問題[6],從而導致回歸模型回歸的結果毫無解釋意義;最后,相關關系并非因果關系。進出口與經濟增長的正相關關系,有可能是因為進出口擴張促進了經濟增長,也有可能是因為經濟增長推動了進出口的增加。
  二、遼寧省對外貿易與經濟發展關系的實證研究
  1.遼寧省進出口總額與經濟增長的關系
  (1)數據的選取與建模
  本文的數據主要選取1990-2011年《遼寧省統計年鑒》(09年的數據由于受08年美國次貸危機引發的全球金融危機的影響,導致我省外貿總額大幅下降,為避免影響分析結果的準確性將其剔除),gdp代表遼寧省國內生產總值;z代表進出口總額;ex代表出口額;im代表進口額。為消除時間序列中存在的異方差現象,對變量進行對數變換,變換后不改變原序列的協整關系[7]。數據詳細見表2.1:   表2.1 遼寧省gdp與進出口總額
  年份 lgdp lz lex lim
  1990 6.968568 4.146304 4.027136 1.960095
  1991 7.090160 4.209160 4.055257 2.261763
  1992 7.295056 4.338597 4.123903 2.694627
  1993 7.606288 4.437934 4.128746 3.113515
  1994 7.808648 4.574711 4.229749 3.342862
  1995 7.935015 4.699571 4.41401 3.306887
  1996 8.057599 4.722953 4.423648 3.370738
  1997 8.183816 4.864453 4.487512 3.706228
  1998 8.264028 4.847332 4.388257 3.848018
  1999 8.336079 4.922168 4.406719 4.012773
  2000 8.448722 5.248076 4.68675 4.403054
  2001 8.523791 5.293807 4.710431 4.477337
  2002 8.604874 5.381739 4.817859 4.540098
  2003 8.699931 5.581991 4.985659 4.781641
  2004 8.805675 5.841804 5.242805 5.044715
  2005 8.993092 6.016401 5.457029 5.168778
  2006 9.138253 6.181878 5.646153 5.301811
  2007 9.320476 6.388057 5.867318 5.486869
  2008 9.522857 6.585344 6.041444 5.71637
  2010 9.823215 6.692952 6.066572 5.928258
  2011 10.009050 6.866517 6.235195 6.107468
  資料來源:1978-2012《遼寧統計年鑒》整理
  研究模型的構建:以遼寧省第t年全年國內生產總值的自然對數lgdp作為被解釋變量,以遼寧省第t年全年進出口總額的自然對數lz作為解釋變量,建立如下模型:
  (2.1)
  (2)時間序列的平穩性檢驗
  在進行變量間的內部關系研究時,只有變量間是同階單整的才會有意義,因此我們首先對lgdp與lz進行adf單位根檢驗來檢驗兩個變量間的平穩性。時間序列lgdp、lz經過二階差分后平穩,lgdp、lz同為二階單整序列。因此,可以進一步檢驗變量之間的協整關系。
  (3)協整性檢驗
  為了分析lgdp與lz之間是否存在協整關系,我們先做兩個變量之間的回歸,得出殘差項,然后對回歸殘差進行平穩性檢驗。以lgdp為被解釋變量,lz為解釋變量,用ols回歸方法估計回歸模型如下:
  (2.2)
  (13.3638) (20.67867)
  r2=0.957457 f=427.6075 d.w=0.31779
  此方程的擬合優度良好,設et為lgdp與lz的回歸殘差,下面我們對et用adf檢驗進行單位根檢驗。
  殘差e的adf檢驗值小于a=5%的顯著性水平下的臨界值,在95%的置信區間內,拒絕原假設,殘差序列沒有單位根是平穩序列,說明lgdp與lz具有長期穩定的協整關系。由此

可以說明,從長期來看,遼寧省的國內生產總值與進出口總額之間具有較強的相關關系。
  (4)lgdp與lz之間的granger因果關系檢驗
  表2.2 lgdp與lz之間的granger因果關系檢驗
  lags:1
  null hypothesis: obs f-statistic prob.
  lz does not granger cause lgdp 20 7.4309 0.01437
  lgdp does not granger cause lz 0.38064 0.54544
  lags:2
  null hypothesis: obs f-statistic prob.
  lz does not granger cause lgdp 19 8.60268 0.00366
  lgdp does not granger cause lz 0.36041 0.70368
  lags:3
  null hypothesis: obs f-statistic prob.
  lz does not granger cause lgdp 18 12.8189 0.00065
  lgdp does not granger cause lz 0.37992 0.76945
  由表2.2的檢驗結果發現,我們分別對三個滯后期的遼寧省國內生產總值lgdp與lz進行了granger因果關系檢驗,得出的結論是:lz是lgdp的granger原因,而lgdp不是lz的granger原因。綜上所述,對外貿易拉動經濟增長,而遼寧省經濟增長對對外貿易的促進作用不強,它們之間只具有單項的granger因果關系。   2.遼寧省出口額、進口額與經濟增長的關系
  (1)數據的選取與建模
  數據主要選取1990-2011年《遼寧省統計年鑒》(剔除09年數據),并且進行了簡單的數據處理。各經濟數據詳細見表2.1。
  研究模型的構建:以第t年遼寧省全年國內生產總值的自然對數lgdp為被解釋變量,以遼寧省第t年全年出口額、進口額的自然對數lex、lim為解釋變量,建立多元回歸模型如下:
  (2.3)
  (2)平穩性檢驗
  我們對lgdp、lex和lim進行adf單位根檢驗來檢驗各變量間的平穩性。時間序列lgdp、lex和lim經過二階差分后平穩,lgdp、lex和lim同為二階單整序列。因此,可以進一步檢驗變量之間的協整關系。
  (3)協整性檢驗
  首先,分析lgdp與lex之間是否存在協整關系,我們先做變量之間的回歸,以lgdp為被解釋變量,lex為解釋變量,用ols回歸方法估計回歸模型如下:
  (2.4)
  (7.95187) (14.03909)
  r2=0.912076 f=197.0959 d.w=0.281891
  設et為lgdp和lex的回歸殘差,對et用adf檢驗進行單位根檢驗。
  殘差e的adf檢驗值小于a=5%的顯著性水平下的臨界值,在95%的置信區間內,拒絕原假設,殘差序列沒有單位根是平穩序列,說明lgdp與lex具有長期穩定的協整關系。由此可以說明,從長期來看,遼寧省的國內生產總值與出口額具有較強的相關關系。
  其次,分析lgdp與lim之間是否存在協整關系,先做變量之間的回歸,以lgdp為被解釋變量,lim為解釋變量,用ols回歸方法估計回歸模型如下:
  (2.5)
  (53.43141) (29.47346)
  r2=0.978596, f=868.6850 d.w=0.475823
  設et為lgdp和lim的回歸殘差,對et用adf檢驗進行單位根檢驗。
  結果同上,殘差序列沒有單位根是平穩序列,說明lgdp與lim具有長期穩定協整關系。由此檢驗結果可知,從長期來看,遼寧省的國內生產總值與進口額具有一定的相關關系。為了更進一步研究各變量之間的相關關系,下面對lgdp與各變量進行granger因果檢驗,做進一步的驗證分析。
  (4)lgdp與lex、lim之間的granger因果關系檢驗
  由表2.3檢驗結果可知:首先,分析gdp與lex之間的granger因果關系:對三個滯后期的lgdp與lex進行了granger因果關系檢驗,都得出相同的結論:lex是lgdp的granger原因,而lgdp不是lex的granger原因,它們之間只具有單向的granger因果關系。其次,分析gdp與lim之間的granger因果關系:同樣對三個滯后期的lgdp與lim進行了granger因果關系檢驗,得出結論:它們之間不存在因果關系。
  表2.3 granger因果關系檢驗
  lags:1
  null hypothesis: obs f-statistic prob.
  lex does not granger cause lgdp 20 17.0841 0.00069
  lgdp does not granger cause lex 0.79552 0.38489
  lim does not granger cause lgdp 20 0.12587 0.72711
  lgdp does not granger cause lim 0.19223 0.66659
  lags:2
  null hypothesis: obs f-statistic pr

ob.
  lex does not granger cause lgdp 19 11.3181 0.00119
  lgdp does not granger cause lex 0.33202 0.72297
  lim does not granger cause lgdp 19 0.42203 0.66379
  lgdp does not granger cause lim 0.49952 0.61723
  lags:3
  null hypothesis: obs f-statistic prob.
  lex does not granger cause lgdp 18 11.4779 0.00103
  lgdp does not granger cause lex 0.23232 0.87198
  lim does not granger cause lgdp 18 0.29196 0.83039
  lgdp does not granger cause lim 1.71752 0.22092
  綜上所述,遼寧省的國內生產總值與進口額、出口額具有長期穩定的關系,但是促使我省經濟快速發展的真正原因是出口的推動,進口并不是最重要的原因。
  三、結論與對策
  1.結論
  由協整性檢驗可知,遼寧省的國內生產總值與出口額、進口額和進出口總額具有長期的協整均衡關系。再由回歸結果可知,進出口總額與gdp之間的相關系數為0.959031具有很強的正相關性,出口額與gdp之間的相關系數為1.101501,而進口額與gdp的相關系數為0.695191,由此可以得出,進出口總額、出口額與gdp之間具有高度的相關性,而進口額與gdp之間的相關性比較低。   由granger因果關系檢驗可知,對外貿易進出口總額對遼寧省經濟增長具有很強的推動作用,而我省經濟增長對對外貿易進出口總額沒有拉動作用;遼寧省國內生產總值gdp的增加與出口額具有單向的因果關系,即出口額推動我省經濟的增長;而我省國內生產總值gdp與進口額不具有明顯的因果關系。由此我們可以看出,促使我省經濟快速發展的真正原因是出口的推動,進口并不是最重要的原因。
  2.對策
  (1)協調好經濟發展和出口的關系
  根據本文的實證分析結論,得出出口對我省經濟增長的推動作用是顯著的,今后如何進一步發揮出口的推動作用,需要注意以下幾點問題:首先,實施貿易伙伴多元化戰略。其次,實施加工貿易升級戰略。最后,加快出口產業的升級,大力發展出口優勢產業,培育新的出口增長點。
  (2)重視進口的作用,鼓勵先進技術和先進設備的進口
  實證結果表明:從長期來看,遼寧省出口對經濟增長具有很強的促進作用,而進口對遼寧省經濟增長的促進作用不顯著;而從短期看,進口對遼寧省經濟增長具有正向的推動作用。
  因此,應在充分發揮出口帶動經濟增長的基礎上,依據經濟發展的需要適時調整進口策略,繼續支持緊缺原料和資源的進口,限制科技含量低的產品和要素的進口,積極鼓勵引進國外的先進設備、技術和創新成果以加快產業結構的優化和升級,促進經濟集約化增長,提高要素生產效率,進而提高外貿對經濟增長的促進作用。
  (3)以區域創新促進外貿新的發展
  “五點一線”沿海經濟帶開發建設戰略的實施,是實現遼寧老工業基地振興的必然要求,也是擴大遼寧對外開放的重要舉措。
  參考文獻:
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  [6]馬薇,王建.計量經濟模型偽回歸表現形式及其易生經濟變量研究[j].現代財經,2005(06).
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  作者簡介:
  王楊,博士,大連交通大學管理學院教授。
  景遠,碩士研究生。
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  •  更新時間:2013-04-03 14:19:51  作者:佚名 [標簽: 對外貿易 遼寧省 遼寧省 遼寧省 對外貿易 ]
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