出口贸易经济范文1
1．1单位根检验由于宏观经济变量的时间序列大多数是非平稳序列，直接对其运用普通回归分析会产生“伪回归”问题，为了处理此问题，首先检验序列的平稳性。检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。由图3、图4可知，序列lnGDP、lnEX呈上升趋势，变量的数据明显随时间递增，初步判断该数据不平稳。由表2可知，lnGDP、lnEX的ADF统计值均大于显著性水平1%、5%和10%的临界值，所以序列lnGDP、lnEX都存在单位根，是非平稳的。因此，应对序列lnGDP、lnEX的一阶差分ΔlnGDP、ΔlnEX再进行单位根检验，ΔlnGDP和ΔlnEX的ADF统计值都小于显著性水平5%的临界值，所以序列ΔlnGDP、ΔlnEX都不存在单位根，是平稳的。
1．2出口贸易与经济增长的协整分析为了进一步分析出口贸易与国内生产总值增长之间是否存在长期的均衡关系，下面对出口贸易水平变量与国内生产总值变量进行协整分析。通过上面分析可知，两变量序列lnGDP、lnEX均为一阶单整I(1)，满足协整检验前提，故可考虑两者之间是否存在协整关系。现用E－G两步法对lnGDP、lnEX变量进行协整关系检验。第二步，检验上述模型的残差项是否为平稳序列，即检验是否是I(0)序列。上述回归方程估计残差序列e的取值如图5所示。由表4可知，ADF检验统计量－3.05795小于显著性水平5%、10%时的临界值，因此可认为估计残差序列e为平稳序列，这表明lnGDP与lnEX之间存在协整关系。根据E－G两步法原理，上述回归方程不仅揭示了出口贸易对国内生产总值的影响度，且表明它们之间存在长期均衡关系。从回归方程可看出，出口总额(EX)增加一个百分点，国内生产总值(GDP)增加0.837个百分点。因此，该协整回归方程具有现实意义。
1．3格兰杰因果检验从协整检验结果可以看出，出口总额与国内生产总值之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证。下面对出口总额与国内生产总值进行Granger因果关系的检验结果见表5。从Granger因果检验结果可以看出，在10%的显著检验水平下，只有出口额的检验结果拒绝了原假设。也就是说，安徽省出口贸易与经济增长之间只存在单向的Granger因果关系，即出口贸易是经济增长的Granger原因，但没发现经济增长是出口贸易的Granger原因。综上，本文通过对1992－2013年的数据运用协整检验和Granger因果检验，对安徽省出口与经济增长的关系进行了分析，得出:从长期来看，出口额与安徽省GDP的增长具有显著的正向关系。这表明，扩大出口是安徽经济增长的重要推动因素之一。因此，安徽省要想方设法扩大出口贸易，发挥出口贸易在经济增长中的作用。
2安徽省出口贸易面临的问题分析
其一，企业竞争力不足，缺乏自主品牌。目前安徽省的企业规模较小，技术设备落后，加工行业的技术水平低，很少能达到国际先进水平。安徽省的低成本竞争优势实质上依赖于低价竞销，产品附加值低，不利于企业培育核心竞争力，也不能充分发挥安徽劳动力资源丰富的优势，而且容易引发国外对我省产品反倾销或保障措施的贸易壁垒。我国企业的很多核心技术都是在模仿国外企业的技术，安徽省的一些企业也是跟在外企后面模仿，缺乏自主品牌，得不到高额垄断利润，只是微利［10］。其二，出口体制不健全，缺乏有效的出口服务。安徽省外贸体制不完善，还没有建立起行之有效的体制。通常拥有进出口权的贸易公司收购或者事先签订订单获得货源，然后经过进一步加工和包装对外出口。生产与出口主体分离，造成主体利益的不一致，致使交易双方掌握的信息不对称。其次政府支持政策不完善，没有出台针对相关产品出口的促进措施，不能激发企业出口的动力。再则就是缺乏有效的出口服务，如信息服务。由于安徽省出口企业规模较小，进入国际市场的时间较短，所以还没有建立起有效的国际市场信息渠道，缺乏信息收集、处理、分析的能力。其三，出口商品的技术含量低，缺乏技术创新。安徽省出口以农产品、茶叶、机电产品为主，农产品出口虽然在不断增长，但是一些农产品生产成本高，缺乏价格优势，而且结构不合理，出口层次低，创汇率不高;其次是安徽农产品技术含量低，创新产品少，基本上出口的都是传统产品，所以在世界市场上可能会受到威胁和挑战。其四，出口市场过分集中，使出口容易受到发达国家保护主义措施的冲击。安徽省出口市场主要集中于亚洲、北美，而对中东、拉美、非洲等地区出口较少。这种集中的市场格局，容易受到发达国家对出口产品保护主义措施的冲击。目前安徽省产品难以达到发达国家的要求，如严格的技术标准直接限制了产品出口;严格的环保标准削弱了农产品在出口贸易中的优势。
3促进安徽省出口贸易的政策建议
出口贸易经济范文2
【关键词】进口贸易 R&D溢出 经济增长
一、问题的提出
自改革开放以来，对外贸易一直是我国经济增长的重要推动力量。我国进出口贸易总额从1978年的206.4亿美元增长到2007年的2.17万亿美元，已连续4年位居世界第三大贸易国。与此同时，中国经济增长迅猛发展。2007年，我国GDP总额达到了246619亿元，居世界第四。但是，受“重出口轻进口”的出口替代型贸易战略思想的影响，人们在评价对外贸易对经济增长的贡献时，往往只重视出口和顺差而忽视了进口的作用。然而，由低附加值低价格优势的出口贸易推动的顺差伴随是频繁的贸易摩擦，人民币升值的巨大压力，这迫切需要我们对“高出低进”贸易政策进行新的评估。鉴于此，本文对“进口贸易通过技术溢出促进经济增长”这一问题的国内外研究成果展开综述，并做出简要评析，希望对进一步的深入研究提供帮助。
二、进口技术溢出效应的理论基础
1、古典贸易理论关于进口对经济增长作用的思想表述
进口与经济增长关系的研究最早可以追溯到古典经济学时代。亚当・斯密（Adam Smith）认为，通过进出口贸易促进国际分工可以提高劳动生产率，换回本国需要的商品并节约国内劳动。因此，必然促进本国的经济增长（交易生利）。大卫・李嘉图（David Ricardo）认为进口较便宜的生活必需品及原材料，能稳定物价，阻止利润下滑的趋势，保证资本积累，促进经济增长。约翰・穆勒（John Stuart Mill）则认为进口为国内经济提供了激励性示范，推动本国生产过程的创新和改良，刺激和引导新的产业的成长。可见，古典国际贸易理论一贯重视通过进口贸易来促进一国经济的发展。然而，受“重商主义”思想和国内贸易保护主义集团力量的影响，早期研究文献往往更多地强调出口对经济增长的促进作用，却普遍忽视了进口对经济增长的贡献。凯恩斯（Keynes，1936）的“对外乘数原理”更是将这一思想的集中体现。
2、新贸易理论关于进口对经济增长作用的再考察
以罗默（Romer，1986）、卢卡斯（Lucas，1988）为代表的新增长理论家揭示了不同于传统理论的经济增长机制和国际贸易发展观，认为知识和技术的溢出是经济实现持续增长的决定因素，而国际贸易又是技术外溢进而推动经济增长的重要途径。同时，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。尤其是在南北贸易模型中，发展中国家可以通过进口学习和吸收发达国家的先进技术，形成一种“赶超效应”，向发达国家的经济逼近。在新增长理论和全球国际贸易新态势的共同推动下，新贸易理论应运而生。Grossman&Helpman（1991）首次运用实证研究分析方法研究开放经济中贸易、技术进步和经济增长之间的关系，阐述了中间产品和最终产品对经济长期增长的作用。
三、进口技术溢出效应的经验研究
1、国外实证研究综述
（1）CH模型
Coe和Helpman（1995）借鉴Grossman和Helpman（1991）“技术创新”研究思想，首次建立实证模型来研究进口贸易“技术溢出”效应，结果表明国内和外国的R&D都对TFP有着正的促进作用。他们假定国内全要素生产率（TFP）和国内外的R&D存量相关，建立如下回归模型：
（2）CH模型的拓展
CH的实证文章引起了国内外经济学者对国际贸易贸易技术溢出问题的广泛关注，并为其提供了分析框架，后继文献在CH模型的基础上进行了扩展。
第一，外国R&D资本的计算方法的改进。Lichtenberg和Potterie（1998，简称LP）认为CH模型中有关外国R&D资本存量的权重只能反映R&D溢出的方向，而不能反映溢出的强度，并对外国R&D投入权重进行了修正，其实证结论与CH模型相同。Falvey，Foster和Greenaway（2002，简称FFG）拓展到用6种方法计算外国R&D资本，使关于进口贸易溢出效应的研究结论更具有可靠性。
第二，研究视角的转变。学者通过从不同的侧面来考察进口贸易的溢出效应的大小，对现有的文献研究结论进行补充，其研究成果主要表现在两方面：一是对不同结构进口商品的溢出效应的研究，FFG（2002）的实证研究结果表明知识的性质对R&D溢出变量设定的重要性，仅当被转移到研发溢出接受国的知识属公共产品时，R&D溢出效应才为正并在统计上显著。二是微观层次的研究，Keller（2000）从微观厂商的角度研究发现国际贸易促进了技术进步，认为中间产品之间的国际贸易导致的技术溢出效应更大。
第三，吸收能力的考察。学者们将贸易国的地理距离与技术差距、人力资本、国内自主研发等因素纳入模型，来考察进口贸易的技术溢出效应的影响机制。Engelbrecht（1997）在CH模型中增加了人力资本变量（平均受教育年限），实证发现国际R&D溢出依然是显著的。Gouranga（2000）的研究表明进口国的技术吸纳能力、进口贸易量和其产业结构是否与出口国相似等因素共同决定了此国能否成功地获得国外先进技术。
第四，将影响技术溢出的其他因素纳入模型。FDI在众多国际技术的溢出渠道中一直备受青睐。将FDI变量加入到CH模型，其重大意义在于便于对FDI与国际贸易的技术溢出效应进行比较。同时，很多学者开始转而关注如教育培训、专业人员的流动、科学文献、国际会议、国际专利等无形的技术外溢。
2、国内研究综述
国内学者佟家栋（1995）较早探讨了进口与经济增长之间的关系，认为不同时期进口与经济增长之间的相关度不同，但总体上存在着正相关关系。林毅夫，李永军（2001）指出传统方法倾向于低估外贸对经济的影响，外贸对经济的影响应该重新定义为“净出口对经济增长的直接贡献加上出口通过引致消费和投资的增长而对经济增长做出的贡献”。吴振宇、沈利生（2004）指出进口和出口分别从供给和需求的角度推动经济增长，应将“进口和出口当作不同的性质来处理”来分析对外贸易对经济系统产生贡献。同时指出了“开放经济环境下，进口对经济系统的作用不仅仅局限在解决国内紧缺资源，而且是国民经济运行的一个重要环节。”近年来，国内学者已经逐渐开始认识到进口对经济增长促进作用的重要性。
在实证研究方面，基于CH模型，国内学者方希桦等（2004）、李平、钱利（2005）、李小平、朱钟棣（2006）、俞春娇、俞美辞（2006）对中国进口贸易技术效应进行了实证分析，结果都表明：进口产生了比较显著的技术溢出效应。同时，国内学者针对中国的实际情况，对CH模型进行了修正和拓展。在微观层次的方面，李小平、朱钟棣（2004）利用我国1990-2000年的面板数据，从省际和地区层面分析了中国进口对TFP的影响。对于CH模型中争议最大的外国R&D资本的方法的计算方法，李小平、朱钟棣（2006）借鉴FFG模型，采用了6种计算外国R&D资本的方法和国际R&D溢出回归方法，进一步证实了国际贸易的技术溢出效应。
同时，受国际研究的启发，国内学者开始把吸收能力纳入模型，来考察进口促进经济增长的技术溢出效应效果的诸多因素。国内学者（赖明勇等，2005；陈刚等，2006；符宁，2007）探讨了开放经济条件下人力资本投资、贸易开放度衡量、国内研发存量等因素对增强我国进口技术外溢的吸纳能力间接促进经济增长的重要性。
四、简要评析
上述关于进口贸易技术扩散的研究文献，扩展了CH模型，检验了现实经济世界中的实际进口贸易技术外溢过程，为研究者深化对技术进步、技术外溢的内在机制提供了很好的分借鉴。但是现存的文献针对中国的研究甚少，存在着几点不足：一是国内相关文献偏重分析FDI的技术溢出（何洁，2000；张海洋，2005等），而普遍忽略了在开放经济中进口贸易的技术外溢对经济增长的重大贡献。二是在分析中进口贸易的溢出效应时，忽视中国作为经济转型国家的特殊性，应将制度因素纳入模型。三是对进出商品的结构重视不够。现有的文献大多从进口贸易的总量入手，而较少具体分析消费品与资本品、水平型垂直型中间产品等不同性质的进口的溢出效应的差异。四是未能将人力资本、FDI、国内资本存量等多种影响进口溢出效应的因素纳入模型，进行综合考察。这无疑是今后进一步深入研究的重点和难点。
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出口贸易经济范文3
目前，新疆与世界上的145个国家和地区建立了经贸关系，对外开放的一类口岸17个，二类口岸11个。拥有部级开发区3个。口岸过货能力明显增强，边境贸易得到长足发展，是继黑龙江省之后我国第二大边境贸易区，出口贸易长足发展为新疆地区经济增长做出了贡献。
新疆出口贸易额从1993年的28.53亿元人民币，上升到2007年的578.34亿元人民币，是1993年的20.27倍，年均增长33%（几何平均）。新疆的GDP总额从1993年的506亿元人民币上升到2007年3063亿元人民币，年均增长10.9%（几何平均）。新疆的出口贸易年均增长超过新疆GDP的年均增长，是新疆GDP增长的2.8倍。出口依存度从1993年的5.6%上升到2007年的18.88%，是1996年的3.36倍。出口贡献率由1993年的3.4%到2007年的36.29%。出口增长速度加快，从1993年的14%到2006年的41.7%，出口拉动新疆GDP增长百分点从1996年的0.35个百分点，上升到2006的3.24个百分点。1993—2007年出口贸易的显著增加为新疆创造就业机会，增加税收收入，拉动GDP增长，带动经济发展与社会进步。
二、出口贸易对新疆经济增长贡献的实证分析
（一）从相关指标看出口贸易对新疆经济增长的影响及贡献
1994年以来，新疆外贸长足发展，进出口总额一年上一个台阶。1994年出口依存度、出口贡献率、出口拉动经济增长百分点分别为5.6%，3.4%和0.35%，近年来，在积极推进西部国际商贸中心建设，大力发展外向型经济，努力拓展周边市场方针的引导下，新疆外贸市场多元化取得了新进展，2007年上述三个指标分别为18.88%，36.29%和3.24%。虽然和全国水平比较，各项指标仍然比较落后，但进步还是比较大的。
1.出口依存度分析
出口依存度表明一国经济发展的水平和参与国际分工的程度,是反映出口对经济总量的影响程度的指标，即用出口额在国内生产总值中所占的比重来表示出口贸易对一国经济的依赖程度。该指标数值越大，说明出口对经济总量的影响越大。
1994年以来，新疆的出口贸易稳步上升，出口额由1994的28.53亿元人民币升至2007年的578.34亿元人民币，13年间年均增长达到17%。由于出口贸易的增长速度大于GDP的增长速度。因此，出口依存度总体呈递增趋势，新疆经济对出口依赖程度加并且出口对经济的影响在不断扩大。
但是与全国的平均水平相比，新疆出口依存度较低，1994年全国为15.3%，而新疆5.6%，两者相差百分点9.7%；2007年全国为37.95%，而新疆18.88%，两者相差19.07百分点，两者之间差距呈扩大趋势，这说明新疆的出口依存度远不及全国平均水平，新疆出口贸易潜力没有充分发挥。因此，新疆必须充分挖掘出口贸易的潜力，积极利用西部大开发有利的政策，有效地提高出口对经济发展的推动作用。
2.出口贡献率分析
与出口依存度不同，出口贡献率可以反映出口增长对GDP增长的影响程度。该指标越大，说明出口增长额对GDP增长的拉动作用越大。通过计算新疆1994—2007各年的出口贡献率可以发现新疆外贸出口贡献率总体大于零，1994—2007年出口贡献率平均值18.48%。特别是2001年以后，周边国家经济恢复，工业生产和市场消费需求增加。在这期间,新疆的边境贸易国也采取了政府投入，扩大内需等宏观调控政策,使工业生产和市场消费所需物资大量进口,从而使新疆的出口贸易又出现了快速增长的势头，2002年外贸出口的贡献率又回升到了47%。2005年至今。受国家宏观调控及地方政府的影响，2005年新疆对外贸易保持大幅度增长,相当于“十五”初期的2001年贸易规模的4.4倍,比上年增长41%。外贸进出口总值位居西部12个省、自治区、直辖市首位,增速位居全国之首。新疆利用外经贸发展扶持资金；加大对地产品出口、出口加工基地建设、自主出口品牌建设；实施“科技兴贸”战略的扶持力度，政策效应十分明显。出口增长额对GDP增长的拉动作用增大。
3．出口拉动经济增长百分点分析
与出口依存度、出口贡献率相比，出口拉动经济增长百分点是在计算出口贡献率和GDP增长率的基础上经运算得出的，这项指标侧重于反映出口增长相对于经济总量增长的变化关系，说明出口增长额对经济增长的拉动作用。
出口拉动新疆经济增长百分点在年度间波动幅度较大，波动的频率快于全国的水平。1994出口拉动经济增长百分点为1.37，1996年的出口拉动经济增长百分点降为-1.36，而2001年为由于受到出口对经济增长的贡献率的影响也出现了负值为-2.97。
总体看来，新疆的这一曲线位于全国的平均水平之下，并且近几年两者的差距基本上没有太大的变化。12年间新疆这一指标的平均数为1.48%，而全国的平均数却为5.03%，是新疆的3.4倍之多，这说明新疆出口对经济增长的拉动远远不够。这也跟新疆的工业基础薄，未完全实现产业升级有关。因此，为了更好的拉动经济增长的百分点，新疆应利用自己的优势产业大力发展出口贸易，增强出口贸易对经济的拉动作用，使出口贸易成为新疆地区经济发展的又一亮点。
（二）从出口商品的构成出发看出口贸易对新疆经济增长的贡献
出口商品的构成指不同类型的商品在出口总额中所占的比重。出口商品的构成不同，对经济增长的贡献大小亦有所不同。1990—2005年间，新疆出口商品中，工业制成品所占比重不断升高，初级产品的比重明显下降。工业制成品在出口总额中的比重由1993年的35.1%迅速上升到1995年的49.7%。自1996年起，出口商品结构以初级产品为主发展到以工业制成品为主，特别是2004年、2005年机械运输及运输设备的比重明显增加，进出口结构得到很大改善。这与中亚地区经济快速发展，人民生活水平提高，对机械运输，电器设备等需求增加，促进新疆出口有关。但据统计，2007年新疆主要的出口产品为棉花（原棉）、棉纱、棉坯布、肠衣、食糖、番茄酱、电视机、地毯、药材、鞋类等，出口商品多是农副产品、轻工、食品等一般性产品，自主品牌、高附加值、品质优良的产品不多。
总体上，新疆出口商品结构已逐步由以初级产品为主发展到以工业制成品为主，进出口商品结构已趋于合理。从2000年以来出口商品的构成来看,工业制成品出口额尽管逐年攀升,但其质量不但未能提高,反而呈现逐年下滑的趋势。新疆进出口商品结构还处于较低层次的粗放式经营阶段，还没有完全达到出口商品结构从出口粗加工产品向出口精加工产品的转变，外贸增长从粗放型向集约型转变，一定程度上制约着新疆经济增长。
（三）从行业看不同行业出口增长对新疆经济增长的贡献
1998—2007年，新疆各行业出口增长对GDP增长的平均贡献率在0.1%以上的共四个，农业出口增长对GDP增长的平均贡献率居第一位，远远高于其他行业。经过计算，全行业合计出口增长对GDP增长的平均贡献率为5.045％。但分析各年份的数值，其数值波动之大也居于各行业之首，之所以出现这种情况，是因为新疆各年份农业产品出口受到国际国内因素的影响，其出口量在有的年份大起大落，从而导致了该行业出口增长对GDP增长的贡献率有正有负，且波动极大。
值得注意的是纺织业，这个行业的出口增长对GDP增长的平均贡献率为-0.441%，是所有出口行业中最低的，分析各年份的数值，该行业从2001年开始起出现负值，虽然这两年该行业出口对GDP增长的贡献有所回升，但其数值仍然是负的。这主要是由于新疆纺织业出口量的不断萎缩造成的。说明纺织业出口增长对新疆经济增长的拉动作用不断下降。但是纺织业的出口增长对GDP的平均贡献仅次于农业，说明该行业出口增长对新疆经济增长的影响程度还是比较大的。
三、发展出口贸易，带动新疆经济增长的政策及建议
（一）依托优势资源发展战略,调整并优化我区出口商品结构
新疆自然资源丰富，待开发的宜农荒地有7300万亩，占全国可垦荒地的13.9%；矿产资源种类多，蕴藏量大，全国已发现的162种矿产中，新疆有122种，其中石油、煤炭资源储量相当可观。因此，新疆应发挥得天独厚的资源优势，着力支持特色农矿产品出口。当前，新疆林果业已具有一定规模，形成以环塔里木盆地为重点的特色林果基地。为支持林果业发展，外经贸各项扶持资金将向农产品、林果产品出口及特色资源深加工项目倾斜，同时安排西部促进资金支持农产品、林果产品加工出口，利用中小企业国际市场开拓资金和出口品牌发展资金鼓励农产品、林果产品出口企业到境外考察,参加国际知名展会、境外广告宣传和商标注册、认证等。
（二）改善传统产业，扶持优势产业，培育新的出口增长点
新疆农业产品、食品制造、烟草工业、纺织业、木材加工及家具制造业和化学工业的出口份额对新疆经济增长的拉动作用比较高。从整体来看，新疆产品出口主要是传统产业的产品，而高新技术产业的产品的出口比例小，拉动经济的作用不大。因此，一方面，对于农轻纺产品等传统产业应该运用农轻纺产品贸易促进资金支持企业和中介组织建立为出口服务的行业公共技术平台和出口农产品质量可追溯体系。大力支持企业在哈萨克斯坦东哈洲建立果蔬保鲜库,稳定和扩大对周边国家林果产品出口，支持塔城、阿勒泰、伊犁、喀什、阿克苏等地州拓展周边国家肉类产品市场，支持特色畜产品、有机食品、绿色食品、家具、石化产品、矿产品、有色金属等的深加工,做好各类扶持资金的项目征集工作，支持一批利于技术改造、农业产业化的项目以及扩大地产品出口的项目。开展有机农产品认证、质量体系认证培训工作，积极推动有实力、有潜力的生产企业提升产品附加值。另一方面，新疆应该加大力度生产具有高附加值、质量高、经济效益好的高新技术产业的产品，重视特变电工等新签的一批境外大型成套工程承包项目，发展移动通讯，培育新的出口增长点，进一步发挥出口带动经济增长的作用。
（三）引进大企业的名牌产品，提升自主品牌的知名度
运用“出口品牌发展资金”，支持企业开展境外商标注册、质量认证，设立境外营销服务机构，在目标市场投放广告，在国内“广交会”、“乌洽会”等重点展会和国际知名展会上展示企业和品牌形象。鼓励自主出口品牌企业加大创新投入，引进研发人才，配置必要资源，积极研究开发拥有自主知识产权的新产品、新品种，不断提高自主出口品牌商品的科技含量和附加值。
引进大企业的知名品牌,提升产品的档次和经营规模。有步骤,有计划地开展营销活动,开发市场,做好售后服务,改善和提高产品的形象，改变目前中国产品在中亚、西亚国家无序竞争的现状。
（四）把握“新丝绸之路”历史机遇，加强东西交流，增强国际交往
新疆企业可以通过在新疆承办和举办各种形式的年会、协会、论坛、文化艺术节，如全国科协年会、跨国集团公司高峰论坛、中西亚区域经济合作高层论坛等形式，将四方宾朋请进来亲身感受、实地考察，为新疆发展对外经济，引进资金、技术、人才创造机会，牵线搭桥。借全国、全世界的智力资源共谋新疆发展大计，并就新疆能源开发与优势互补；陆桥经济带的发展与创新、中国与中亚新的投资贸易合作通道、与南亚、西亚等国家的合作热点与方式等内容进行交流与沟通，借此增强社会各界对新疆的关注和认知。举全国、世界之力为新疆开展广泛的经济技术交流与合作打造良好的机遇和平台，从而为出口贸易发展创造良好的国际、国内环境。
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出口贸易经济范文4
(一)变量和数据选取
本文使用1998-2011年的年度数据，所有数据均取自国家统计局历年的《中国统计年鉴》和各省地方统计年鉴。用地区生产总值GDP表示经济增长水平，FDI表示实际外商直接投资，IE表示进出口贸易(I代表进口额，E代表出口额)。为消除统计数据中价格变动的影响,以变量实际值进行计量检验，故对相关数据进行了处理：用1997年的居民消费价格指数作为不变价格指数对GDP、FDI、IE三个变量的数据进行了相应的调整。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差问题,故对GDP、FDI、IE进行自然对数变换,变换后的变量分别用LNGDP、LNFDI、LNIE表示[3]。
(二)平稳性检验
为了防止伪回归需要对数据的平稳性进行检验。本文主要用LLC检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验方法来检验变量的稳定性。分别对LNGDP、LNFDI、LNIE的水平值和其一阶差分(LnGDP、LnFDI、LnIE)进行检验,通过分析可知，1998-2011年国内生产总值、外商直接投资和进出口贸易的时间序列均为一阶单整序列,即为I(1)过程。
(三)协整检验
因为LNGDP、LNIE和LNFDI的时间序列在5%的显著性水平下是同阶单整阶数的,故可进行协整分析。这里我们采用Johanson检验来判断最优滞后阶数、变量(取对数)是否存在协整关系及存在协整向量个数。选择序列有确定性趋势而协整方程只有截距的情况，协整检验结果如表2所示：由检验结果可知：在1%的显著水平下，JohansenFisher协整检验拒绝了变量FDI、IE与GDP不存在协整关系和最多存在一个协整关系的原假设；在5%的显著水平下，拒绝这三个变量最多存在两个协整方程的原假设。这说明至少有三个方程可以用来描述三个变量之间的关系，或者两两之间的关系，即变量FDI、进出口贸易与经济增长之间存在着协整关系。(四)模型构建及估计结果PanelData模型有三种形式:不变系数模型、变截距模型和变系数模型。建立PanelData模型的第一步便是检验样本数据符合上面哪种PanelData模型，从而避免模型设定的误差，改进参数估计的有效性[4]。经常使用的检验方法是协方差分析检验，主要检验如下两个假设：H1：β1=β2=…=βnH2：α1=α2=…=αnβ1=β2=…=βn如果接受假设H2，则可以认为样本数据符合不变系数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝假设H2，则需检验假设H1。如果接受假设H1，则认为样本数据符合变截距模型，反之，则认为样本数据符合变系数模型。构建如下F统计量：F2={(S3-S1)/[(N-1)(K+1)]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]F1={(S2-S1)/[(N-1)K]}/{S1/[NT-N(K+1)]}~F[(N-1)K,N(T-K-1)]其中，S1、S2、S3分别为变系数模型、变截距模型和不变系数模型的残差平方和，N为截面成员个数，T为时间，K为解释变量个数。根据EViews6软件估计结果得出：S1=0.905714；S2=1.435825；S3=6.518093。利用形式设定检验方法(N=6，K=2，T=14)，代入以上两式计算得到的两个F统计量分别为：F2=27.27；F1=3.86。查F分布表，在给定5%的显著性水平下，得到相应的临界值为：F2a(15,66)=1.83，F1a(10,66)=1.98。由于F2>1.83，所以拒绝H2；又由于F1>1.98，所以也拒绝H1。因此，面板数据模型采用变系数的形式。通过Hausman检验发现，面板Hausman检验Chi-sq统计值为0.16，其伴随概率P值为0.92，大于0.05，所以接受原假设，应建立随机效应模型，即建立中部六省FDI、对外贸易和经济增长的随机影响变系数模型。模型形式为：LnGDPi=αi+β1iLnFDIi+β2iLnIEi+ui,i=1,2,…,6其中，αi为常数项；β1i、β2i为参数；ui,为随机扰动项；i为中部六省标识数字从1-6，分别对应河南(HEN)、安徽(AN)、湖北(HB)、湖南(HUN)、江西(JX)、山西(SX)。估计结果由表3给出：从β1i的估计值来看，FDI对经济增长具有正的影响，但影响力度不是很大，即吸引外商直接投资对经济的拉动作用不是很明显。FDI对经济的拉动作用最明显的是湖南，模型的回归系数为0.4962，即湖南省吸引的FDI每增长1个百分点，就会拉动本省的地区生产总值平均增长0.4962个百分点；其次是河南、安徽、山西分别为0.2872、0.2779、0.1242；而江西和湖北的FDI对经济增长的拉动作用却很弱，分别为0.0496、0.0130。从β2i的估计值来看，进出口贸易对经济增长也具有正的影响，而且与FDI相比，其影响力度更大，即进出口贸易能够更好的拉动经济增长。其中对经济的拉动作用最大的是湖北，模型的回归系数为0.7499，表明湖北省的进出口贸易每增长1个百分点，就会拉动本省地区生产总值平均增长0.7499个百分点；其次是山西、江西，分别为0.6800、0.5707；相比之下，河南、湖南、安徽的进出口贸易对经济增长的影响力度不是很大，分别为0.3913、0.3567、0.3419。
二、结论和建议
通过中部六省FDI、进出口贸易和经济增长之间关系的实证分析,可知，虽然中部六省的FDI、进出口贸易与经济增长的时间序列均不平稳，但其一阶差分均平稳，所以三者之间存在着长期均衡关系；FDI和进出口贸易对经济增长都存在正向影响，但FDI对经济增长的影响力度没有对外贸易对经济增长的影响力度大。根据本文的实证分析,提出如下建议:
(一)进一步提高利用外资的质量和效率
FDI对中部六省的经济增长都具有促进作用，但外商直接投资对经济增长的影响力度却明显小于对外贸易。所以，中部各省除了要继续扩大利用外资的总量规模外，更应该重视提高利用外资的质量和效率[3]：一要注意承接东部地区产业转移过程中的取舍，注重自身产业结构的调整与优化，减少盲目性；二要根据自身优势，打造核心产业，集中资源办大事；三要注意本地区内部利用外资的合理布局，形成梯次分明的产业格局。
(二)增强进出口贸易对经济增长的带动力
中部六省的进出口贸易对经济增长的促进作用都很明显，故六省要充分利用这一优势，大力发展进出口贸易，以拉动本地经济更好、更快发展。一方面，要提高对发展外向型经济的重视程度，努力提高对外开放水平，把稳定外需、稳定出口作为保增长的重要动力[5]；另一方面，要促进产业结构的转型升级，加快转变贸易增长方式，鼓励优势产业与优势产品对外出口，尤其是自身的劳动密集型产业，以出口为导向来倒逼本地产业结构升级换代。
(三)注重经济软环境建设
出口贸易经济范文5
1.相关性分析。从表2可以看出GDP与EX之间的相关系数为0.99，经分析可知，二者之间关系可能存在两种情形：一是存在高度正相关，即二者之间存在因果关系；二是二者之间几乎没有联系，这就是时间序列经常出现的伪回归现象。
2.单位根检验及协整检验。为准确得出GDP与EX之间的关系，保证序列的平稳性，必须开展单位根检验分析研究。本文采用扩充后的DF检验（ADF检验）进行分析，得到了如表3所示的结果数据。从表3中数据可看出，在显著性为5%时，GDP与出口额序列的ADF值都大于临界值，而一阶差分的ADF值都小于临界值，经分析可知，GDP和EX均为一阶单整序列（I1），可以进一步开展协整检验分析。如表4所示，通过对残差项开展单位根检验分析得出，该残差序列为平衡序列，二者之间存在协整关系，因此GDP与EX之间存在长期的均衡关系。从拟合得到的回归方程来看，回归系数显著不为零，调整后的R2值高达0.996，说明模型的拟合精度较高，且F统计量的值较大，说明回归系数显著，回归模型整体显著，具有很好的可信度。经济意义解释：出口贸易对国内生产总值的贡献度为2.921，即出口总额每增加一个单位，就可以增加2.921个单位的国内生产总值。
3.因果检验法与误差修正模型。以上采用协整检验分析法考察的是GDP与EX之间的长期均衡关系，对二者之间是否存在因果关系还未开展研究。下一步采用格兰杰（Granger）因果检验法开展因果分析，如表6所示，在5%的显著性水平下，拒绝了“EX不是GDP的格兰杰原因”的假设，同时拒绝“GDP不是EX的格兰杰原因”的假设，经分析2阶滞后的情况可知，EX与GDP互为因果关系。为探讨GDP与EX的短期波动机制，考虑到二者之间存在协整关系，因此建立误差修正模型（ECM）开展进一步的分析研究，由Eviews6.0计算得到误差修正模型：GD＾Pt=-13.79+0.637EXt-0.0998ECM（-1）+0.892GD＾Pt-1式中：t=－1.1427.5359.00223.67R2=0.99998DW=1.732上式中除了截距项之外，其它t统计量均是显著的。各回归系数均符合经济意义。结果表明本期出口总额和上期GDP的增量在短期内每增长一个单位，本期GDP增量就分别增长0.637个单位和0.892个单位。ECM（－1）为滞后1期的均衡修正误差项，它前面的系数包含过去值对现在影响的信息，可以看到误差修正项系数为负，符合反向修正机制。ECM模型反映了国内生产总值受出口贸易影响的短期波动规律。
二、结论及建议
1.通过对GDP与EX之间关系的量化分析可知，第一，二者的线性组合是平稳的，是一种长期稳定的均衡关系，出口贸易对我国经济的发展有明显的促进作用；第二，从长期效应来看，出口每增加一个单位，国内生产总值就相应增加2.921个单位，相比之下短期弹性仅为0.637，分析可知，长期效应明显大于短期效应，因此，我们要注重长远发展，不能只为了短期高额利润而做出片面的决策；第三，由格兰杰因果检验分析法得出，出口规模的扩大对当年国内生产总值产生重大影响，中国经济的确存在出口导向，产出的增加反过来又促进了出口的扩张，因此二者之间存在着互为因果的关系。
2.鉴于上述结论，我国应该继续扩大出口规模，加大出口贸易。适当赋予满足一定条件的企业的进出口权，使它成为我国外贸出口的另一个增长点；同时注重其他市场的发展与合作，通过销售网络向别的市场出口中国商品，提升我国产品在国际市场上的竞争力。当前中国的出口导向战略主要是属于粗放型，出口市场比较集中，出口产品可替代，为了分散风险，所以要充分发挥出口企业的优势，逐步实施出口市场多元化。由出口鼓励政策带来的出口扩张，可以产生规模经济，并通过开拓信息交流平台和引进竞争机制等渠道，推动国内企业的技术进步与产业结构调整，优化出口商品结构进而实现我国经济的持续增长。
3.继续实施我国出口退税、出口信贷等政策。加大对出口企业的扶持力度，充分发挥外贸支撑政策的巨大作用，挖掘更多高技术产品出口的潜力；加大对出口企业的信贷支持，适当降低融资成本来扩大融资规模，支持商业银行努力扩大对出口企业的贸易融资。政府为了鼓励出口，充分发挥作用，还可以进一步扩大出口退税的涵盖面，加快出口退税进度，确保退税时间准确及时；对出口生产环节进行退税，对生产出口商品所用的零部件、原材料也可以进行适当退税；而且要建立统一合理的海关收费管理制度，减轻企业的赋税重担，以此达到激励企业出口的目的，进而大大提高国内生产总值。
出口贸易经济范文6
关键词：低碳经济；出口贸易；新路径
中图分类号：F752.62 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）20-0164-02
在全球气候变暖导致环境急剧恶化的大背景下，低碳经济日益成为全球共同追求的发展模式，这将会对人类生产与生活产生深远影响。改革开放以来，中国处于工业化快速推进的过程中，能源消耗猛增，导致二氧化碳排放始终处于快速增长的趋势上。据统计，近些年，中国的二氧化碳排放量急剧上涨，在2006年已经超过美国，成为世界第一大碳排放国。由此可见，中国发展低碳经济已经迫在眉睫。尤其值得注意的是，出口贸易作为拉动中国经济增长的重要引擎之一，其规模的不断扩张也加剧了中国二氧化碳的大量排放。因此，提出优化我国出口贸易发展的创新路径具有重要的意义。
一、低碳经济背景下我国出口贸易的发展现状
我国出口贸易稳定发展，保持货物贸易第一大国的地位。自2000年至今，我国经济高速增长，特别是加入WTO后，我国的出口贸易规模增长迅速。出口贸易总额在2010―2014年间共增长7 648.8亿美元，年均增速9.76%。
（一）出口贸易的产品结构不断优化
近年来，在我国政府的高度关注下，出口商品贸易结构不断优化，中初级产品比重逐年减少，工业产品比重递增，商品中的碳排放量也在不断降低。据《中国能源统计年鉴》数据显示，我国出口货物中碳排放主要有高排放的矿物燃料、剂和有关原料以及高污染类的轻纺类产品。在当前低碳经济背景下，我国的矿物燃料类产品出口额正在逐年减少，轻纺产品、橡胶制品和矿冶制品出口增长速度也放缓，使得出口货物的碳排放量大幅度降低。
（二）出口贸易市场多元化，贸易条件得到改善随着国际市场不断扩大
我国大力发展出口贸易，积极开拓新兴市场。近几年来，我国出口贸易市场呈现多元化的趋势。据商务部数据统计显示，2010年，我国出口贸易主要以亚洲为主，市场份额达到43%；其次是欧洲，市场份额达21%；再次是北美洲为18%；而东盟与非洲分别为8%和2%。2014年，我国出口贸易数量对世界各国都有所增加，仅美国就有13%，东盟达到11%。我国出口贸易市场不再局限在发达国家，发展中国家市场也在逐步扩大。
二、低碳背景下我国出口贸易发展的主要障碍
（一）出口贸易市场不均衡，对发达国家（地区）依赖性强
一直以来，我国对外贸易市场总体较为依赖发达国家（地区）。虽然近年来我国出口贸易正在不断开拓新市场，贸易范围也不断扩大，扩展了欧洲、拉丁美洲和非洲等新兴地区，但总体来看，出口贸易市场仍呈现不均衡发展的状态。商务部公布的2014年我国对外贸易总额数据显示，欧盟、美国、东盟、我国香港地区和日本为我国目前五大贸易伙伴，而对发展中国家份额相对发达国家很少。
（二）各国相继建立碳标准，出口贸易摩擦加剧
目前，我国是全世界最大的发展中国家，同时也是最大的对外贸易国。在经济快速发展和贸易规模不断扩大的过程中，我国较其他新兴的经济体更容易遭受贸易摩擦。近年来，全球提倡低碳经济，欧盟和美国等强大经济体企图利用其强大的经济实力及影响力，率先制定出碳排放标准，成为低碳经济贸易中的规制者，从而约束其他国家。这将是我国出口贸易市场面临的最大威胁，将导致我国出口企业成本提高，阻碍出口贸易的健康发展。
（三）出口商品结构层次低，国际竞争力较低
改革开放以来，我国出口贸易发展迅猛，然而真正的高新技术产品研发缓慢，产品创新力和竞争力都不高，依然处于国际产业链的底端，使得出口贸易的获利空间非常有限。目前，虽然我国科技水平提高较快，资本技术密集型产品出口额大幅度增加，但机械制造、运输设备与化学制品等货物在出口方面与发达国家相比仍有较大差距。此外，由于我国长期以来出口商品的结构层次较低，导致我国在出口贸易方面只能以量取胜。这样的发展模式使生产原料无法合理配置，消耗了大量的材料和能源，使污染问题日益严重。在全球提倡低碳经济的背景之下，这样高碳量的能源耗费是不可取的，严重制约着我国出口贸易的可持续发展。
三、我国出口贸易低碳发展的新路径
（一）国家政策的宏观层面
1.政府应多管齐下，制定和实施低碳贸易发展的总体战略
具体而言，在制定各项相关政策时，都要以低碳经济作为其核心原则，使低碳经济发展的理念与政策规划全面融入中国的经济政策、环境政策、产业政策和贸易政策等各个方面，从而确保中国低碳经济的长期健康顺利发展。
2.经济政策与环境政策相结合支持低碳贸易发展
首先，中国的经济政策和环境政策必须坚持以低碳经济发展为根本导向。其次，中国应大力开展封山育林、退耕还林和植树造林等生态环境保护政策和具体行动，增加中国的碳汇储备，未雨绸缪，为将来中国积极参与国际碳排放权交易市场打好丰厚的基础。
3.贸易政策与产业政策相结合推动低碳贸易发展
首先，认真对低碳出口贸易企业与高碳产品出口贸易企业实行有差别化的出口退税政策措施，积极发挥出口退税政策的经济政策杠杆调节作用。同时，对于低碳产品出口做出贡献的行业和企业实施出口补贴，鼓励新兴低碳产品和服务的出口贸易发展。总之，从长期来看，中国应该通过低碳经济和低碳贸易政策全面推动中国节能减排和出口贸易结构升级发展战略的顺利实行和成功转型。
4.加强国际贸易法律体系建设，应对低碳减排规制贸易壁垒
首先，必须大力普及中国各类出口贸易企业的国际贸易法律知识，使企业掌握与中国出口产品相关的低碳标准制定与低碳减排规制法案的实施情况。其次，不断强化低碳贸易法律体系建设，有效提高中国出口贸易行业和企业的国际贸易法律纠纷与贸易摩擦的应对能力。
（二）出口产业的中观层面
1.推动产业结构优化升级，顺应低碳经济发展趋势
我国的工业结构还是以资源能源密集型、劳动密集型为主，产业结构粗放，污染排放十分严重。从可持续发展角度来看，中国应坚持走低碳工业化发展之路，通过行业技术升级改造，大幅度降低工业的碳排放总量，在保证经济可持续发展的情况下，加大第三产业在中国国民经济中所占比重。
2.优化出口商品结构，降低出口商品的隐含碳排放量
目前中国出口贸易增长模式过于粗放，资源密集型、能源密集型和污染密集型产品在出口产品中占有相当大的比重，中国出口产品的“碳泄漏”现象十分严重。因此，需要优化出口产品结构，使之向低碳、清洁的绿色贸易体系方向转变，提升中国出口产品的附加值，增强我国出口贸易的核心竞争力。
3.转变能源结构，提高能效并降低碳排放强度
碳排放源于能源消费，而高碳排放则是对能源的一种浪费。中国不仅要在现有能源结构基础上采用技术更新和技术改造等方法提高能源利用效率，减少不必要的能源浪费和环境污染现象，还要通过技术引进与技术研发创新，采用更多低碳化、清洁型可再生能源，逐步替代传统的化石能源，从而有效降低出口贸易的碳排放强度和碳排放量。
（三）出口企业的微观层面
1.出口企业加强低碳技术和低碳产品研发，提高出口产品附加值
在低碳经济发展过程中，调整产业结构和优化出口商品结构都意味着出口企业要从高碳排放型转变为低碳集约型的出口发展模式，因此在出口贸易规模缩小的情况下，提高单个出口产品的附加值就显得尤为重要。中国的出口贸易企业只有加强低碳技术研发和低碳产品的开发，着力提高出口产品附加值，才能在未来低碳贸易竞争格局中立于不败之地。一方面，可以通过引进国外先进的低碳生产技术和设备，进行低碳技术的“模仿―消化―吸收―再创新”，使之适合中国低碳发展的要求；另一方面，可以设立专门的低碳技术研发基金，针对高碳排放环节进行专项的技术研发攻关。
2.出口企业开展低碳科技创新，增强出口产品的国际竞争力
低碳经济在短期之内的确会给中国出口企业带来严峻的挑战，同时也蕴含着发展的机遇。中国出口贸易企业应该善于把握住这一历史机遇，化压力为动力，积极开展低碳科技创新，不断提升自身的科技实力，树立正确的低碳环保发展理念，将低碳创新作为企业长远发展的核心竞争力，实现企业的跨越式发展。因此，中国出口贸易企业需要培养大量的低碳科技专家和低碳管理人员，从生产和管理两个方面提升中国出口产品的国际竞争力，从而实现低碳贸易的发展。
3.出口企业积极开展国际间的技术交流与合作，实现低碳减排的互利双赢
国际低碳减排方面的技术交流与合作是发展中国家向发达国家学习并获取新能源技术的主要途径，因此，中国出口企业可以充分利用CDM机制开展国际交流与合作，获得减排技术与资金，提升减排能力。同时，中国还应该通过有效的政策激励措施，帮助出口企业学习并掌握国际上最新的节能减排技术，鼓励并支持中国出口企业积极开展国际能源技术的转让与合作以及碳排放权交易，实现节能减排与经济可持续发展的“双赢”，开辟新的经济增长点。
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