出口贸易经济精选(五篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的5篇出口贸易经济，期待它们能激发您的灵感。

篇1

关键词：经济增长，进口，出口，误差修正模型

一.引言

从亚当.斯密提出“剩余产品出路”的学说以来，对外贸易与经济增长的关系一直都是经济学家们研究的重要课题。这方面的主要贡献包括：凯恩斯的对外贸易乘数理论；E.哈根等从出口贸易对技术进步的促进来探讨其推动经济增长的作用；罗默的内生经济增长理论等[1]。

李京文(1996)[2]通过经济增长模型的实证分析，指出出口增长对我国经济增长具有拉动作用。彭福伟(1999)[3]发现净出口与经济增长的相关度较弱。陈家勤(1999)[4]认为出口贸易对经济增长具有巨大的推动作用。杨全发(1999)[5]对巴拉萨(Balassa)[6]建立的模型带入我国数据进行检验，认为出口对于经济增长具有正向促进作用。刘晓鹏(2001)[7]认为出口与经济增长的相关度较弱。Lawrence(2000)[8]在部门的层次上检验了日本1964～1985年和韩国1963～1983年的进口和产业政策与劳动生产率的关系，发现进口是促进劳动生产率增长的一个重要因素。Onnolly(2005)[9]用75个国1965-1990年的专利数据来代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国(发展中国家)模仿与创新的溢出效应，来自发达国家的外来技术对进口国单位资本GDP增长的贡献大于其国内的创新。Lawrence(1999)[8]在美国对20世纪80年代100多个制造业产业中国际竞争力对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工业化国家间通过资本品贸易和外商投资而产生的R8D溢出效应。

以上研究成果在运用计量模型进行实证分析时因忽略了相关重要变量而使得检验和经济解释具有相当大的局限性。跨国(地区)的截面数据的研究方法存在一定的局限性，OLS回归分析方法要求所使用的数据是平稳的，如果用OLS回归分析方法分析非平稳的时间序列关系，则容易出现伪回归现象[11]，另外，已有的研究假设所选的国家具有共同的经济结构和相似的生产技术，这在现实生活中无法满足，对于所研究变量的定义和时期的选取也会影响经验结论等。上述对于单个国家(地区)时间序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的结论，其主要原因有以下三点：实证模型中信息集的选取的差异；模型滞后期选择的差异；模型方法及检验统计量选择的差异。例如，进出口对于经济增长的作用往往是经历一定的时滞，若忽略这一因素而进行最小二乘估计就会得出片面甚至错误的结论。基于上述考虑，笔者通过分析进口、出口和经济增长三者的协整关系，并进而建立误差修正模型，深入地探讨了进口和出口对于经济增长的影响。

二.数据和模型分析

本文采用出口总额(EX)、进口总额(IM)来反映对外贸易状况，通过国内生产总值(GDP)反映经济增长。本文依据各年《中国统计年鉴》从1985年至2005年的以当年价格计算的国内生产总值和以1985年为基期的按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出1985年为基期的国内实际生产总值。为消除数据中可能存在的异方差性，分别对上述三个变量进行对数变换，其对应序列记为LEX、LIM和LGDP。1．对GDP、出口和进口对数序列的ADF检验中，包含了位移项（intercept）和趋势顶(trend)，因为从图1中可以看出，这二个序列都包含一定的位移和趋势，如果不考虑位移和趋势就可能产生错误的单位根判断；而对差分序列的ADF检验中，则既不包含移位顶，也不包含趋势顶，因为图2显示这二个序列都不包含位移和趋势。

2.*表示在1%的显著水平下，拒绝原假设；**表示在5%的显著水平下拒绝原假设；***表示在10%的显著水平下拒绝原假设。

GDP、出口和进口的对数序列ADF统计量的绝对值均小于在10%显著水平下临界值的绝对值，不能通过ADF检验，这三个序列都存在单位根，是非平稳序列。而这三个差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5%显著水平下临界值的绝对值，不存在单位根，都是平稳序列。GDP、出口和进口的对数序列是一阶平稳序列，因此可以进一步检验三个变量之间是否存在协整性。

2.协整检验和误差修正模型ECM

本文采用使用Johansen极大拟然估计法检验经差分修正后的平稳序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，所以采用AIC准则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验[12]。在5%的显著水平下，经济增长与出口、进口之间存在唯一的协整关系。根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定存在误差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger两步法来建立误差修正模型。

第一步，先建立长期关系模型，即对水平变量(ordinaryvariable)进行OLS估计，其方程如下：

LGDP=4.526845+0.623032LEX-0.049701LIM(1)

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

从进出口总额与GDP之间的长期关系来看，GDP对出口的弹性为0.623，而对进口的弹性为0.0497，出口比进口对经济增长具有更强的影响，而且进口项的系数未能通过t检验，即在统计上是不显著的。

第二步，建立短期动态关系，即误差修正模型。将长期关系模型中的各变量以1阶差分的形式重新构造，井将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，对短期动态关系逐个进行检验，不显著的项逐渐剔除掉，直到找出最适当的表达式。笔者用EC表示长期关系方程(1)中的残差，通过试验，得到两个比较适当的表示短期动态关系的误差修正方程方程(2)和方程(3)。

DLGDP=0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1)(2)

(13.1998)(0.6363)(1.1951)(-4.5138)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

这两个方程中的回归系数都通过了显著性检验，误差修正项系数为负，符合反向修正机制。方程(2)说明从短期动态关系来看，我国的GDP和出口、进口序列之间存在着密切的联系，但进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用，这不仅表现在进口项和出口项系数的大小上，而且也表现在进口项的系数在1%的显著水平上通过检验，而出口项的系数在10%的显著水平上才通过检验。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增长率的含义，因此，进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.047%，出口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.025%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.229的比率对本年的GDP增长率做出修正。

方程(3)是在进一步剔除了不太显著的出口项后得到的误差修正模型。它表示在短期内不考虑出口对GDP的影响时，进口对GDP增长的促进作用。进口项的系数说明进口增长率每增加1%，GDP的增长率将增加0.063%，而上年度GDP、出口和进口的非均衡误差以0.217的比率对本年的GDP增长率做出修正。

3.向量误差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的Granger因果关系：要么滞后差分项的系数联合检验(一般用F检验)显著，因而存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响井观察变量间的因果关系。表3为根据向量误差修正模型得到的估计结果，对表3的结果进行分析，可以得出以下结论。

(1)根据表3第一列数据分析各变量对GDP增长的短期影响及长期均衡关系，从短期来看，进口对GDP的影响仅在两个时滞后在10﹪的水平上对GDP有正向影响，可能是因为进口相对减少了内需。另一方面进口的增加将会淘汰落后厂商，所以起初进口的增加对产出增长有负向作用，但两个时滞后，进口的机械设备或原料会提高生产效率或加工后的产品销往国外赚取附加值，从而促进经济增长[14]。我国长期以来所实施的进口政策是鼓励生产性资本品的进口而限制消费品的进口，在我国的进口中包括了大量的先进设备和技术以及我国短缺的原材料，这无疑也会对我国的经济增长产生重要的推动作用；各变量均通过长期均衡关系来影响GDP的增长，每年LGDP的实际值与均衡值的偏差的约6.6﹪被纠正。这在一定程度上也证实了黄国祥(1999)[15]和贾金思(1998)[16]的观点。

(2)总产出对进出口影响不显著，主要的原因在于我国的出口产品结构升级战略仍处于外延式、粗放型增长阶段[17]，出口以价格竞争为主，未能有效提高出口产品的质量和增加值，从而影响了出口对经济增长的促进作用。现阶段我国实行的不断提高制成品出口比例的出口导向贸易战略仍然是停留在粗放型、数量型的增长上，还未能实现有效提高出口产品质量及附加值的集约型发展方式的转变[2]。

注：括号内的数字为t检验统计量，EC为反映短期对长期均衡调整的误差纠正项。

4.格兰杰因果检验

对各变量的因果关系检验如表4所示。从表中可以看出，在10﹪显著水平上，出口是经济增长的原因，但经济增长不是出口的原因；经济增长与进口之间以及出口与进口之间都不存在因果关系。

三.主要结论与政策建议

通过协整检验分析，得出的结果具有明显的经济意义：出口对国民经济增长具有推动作用，进口对国民经济增长具有一定的抑制作用，但进口对国民经济增长的抑制作用要比出口的促进作用小得多，这与新古典经济学“出口促进经济增长”的假说相吻合。现代经济理论认为，一国对外贸易对经济增长的贡献，可以从短期贡献和长期贡献两个角度来分析。从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率((TFP)的提高两大类。要素供给投入的增加包括资本和劳动供给的增加。全要素生产率的提高则包括产业结构优化、规模经济、制度创新、知识进展等等，全要素生产率的高低反映了一国经济增长的方式一，经济增长集约化的程度.对一国经济增长具有及其重要的意义，而这些因素都与进口和利用外资有着密切的关系。

从短期动态关系来看，出口和进口都对国民经济的增长具有促进作用，但出口对国民经济增长的促进作用比进口小得多，而且出口项系数不能通过5%显著水平的统计检验。这说明就短期动态关系而言，对外贸易对经济增长的促进作用主要是通过进口来实现的。就当前情况而言，扩大出口是促进经济增长的有效途径，但要在扩大出口的同时尽可能的保持进口的同步增长，要尽量保持进出口平衡，因为我国现阶段还不是完全意义上的出口导向型，进口对于经济增长的弹性仍然相当大。

格兰杰因果检验显示我国出口与经济增长的相关关系较弱，主要是因为传统上我国出口的扩大对经济增长的促进作用主要是依赖对闲置资源的利用。我国正逐步放弃传统出口增长的贸易战略，我国的初级产品出口基本上是符合市场调节机制的。我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路，故而对经济增长具有一定的促进作用。我国的制成品出口主要还集中于一些劳动密集型产品，以便发挥我国劳力和资源的优势，在国际上，这必然会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化。根据我国要素禀赋的特点，大力发展具有比较优势的劳动密集型产业，促进出口迅速发展和出口商品结构的优化，同时能够扩大就业，缓解就业压力。

从中长期来看，为了发挥出口贸易在经济增长中的作用，应该推进高新技术产业的发展，进一步提高技术进步的增长贡献，加强附加值高的产品的出口，是贸易出口尽快实现从劳动力和资源为主的粗放型向质量和技术为主的集约型的出口方式的转变，努力提高出口产品的国际竞争力。

参考文献：

[1][日]小岛清.对外贸易论[M].周宝廉译.天津：南开大学出版社，1987:17-51.

[2]李京文.生产率与中国经济增长[J]。数量经济与技术经济研究，1996,(12):27-40.

[3]彭福伟.怎样看待目前对外贸易对国民经济增长的作用[J].经贸论坛，1999,(1):15-19.

[4]陈家勤.适度增加进口的几点思考[J].国际贸易问题，1999,(7):11-15.

[5]杨全发.中国出口贸易对经济增长的影响[J].世界经济与政治，1998,(8):54-58.

[6]Balassa,Bela.ThePurchasing-PowerDoctrine:APeappraisal.JournalofPoliticalEconomy[J].1964,(72):584-596.

[7]刘晓鹏.我国进出口与经济增长的实证分析——从增长率看外贸对经济的促进作用[J].当代经济科学，2001,23(3):43-48.

[8]Bardhan,P.K.EconomicsGrowth,DevelopmentandForeignTrade[M].Wiley,NewYork,1970:25-26.

[9]DollarD.Outward-orientedDevelopingEconomicsReallyDoGrowMoreRapidly:Evidencefor95LDCD,1976-1985[J].EconomicDevelopmentandCulturalChange,1992:59-73.

[10]QiaoYu.CapitalInvestment,InternationalTradeandEconomicGrowthinChina:Evidenceinthe1980～1990s[J].ChinaEconomicReview,1998,9(1):472-511.

[11]ChowPCY.CausalitybetweenExportGrowthandIndustrialDevelopment:EmpiricalEvidencefromtheNICs[J].JournalofDevelopmentEconomics,1987.

[12]Johansen.StatisticalandHypothesisTestingofCoinegratingVectors[J].JournalofEconomicsDynamicsandContral,1998,(12):143-182.

[13]GrangerCliveWJ.SomeRecentDevelopmentsinaConceptofCausality[J].JournalofEconometrics,1988,(39):199-211

[14]郭友群，周国霞.中国对外贸易与经济增长的实证分析[J].经济经纬，2006,(2):42-45.

[15]黄国祥，沈茹.美国的高科技产业与贸易[J].国际贸易问题，1999,(12):33-37.

篇2

1.1服务出口贸易的经济效应

 

出口作为GDP増长的三个主要动力之一，服务出口贸易与降级増长具有较强的相关性，服务贸易出口扩大服务产业市场，提高服务贸易的国际竞争力，増加服务贸易外汇收入，带动服务贸易相关性部门的发展，从而推动经济増长。以服务出口贸易额(X)为解释变量，以GDP为被解释变量，运用对数一对数模型的最小二乘估计(OLS),来分析服务出口贸易的经济效应。

回归方程系数显著，LnX的系数不能通过5%的显著性水平检验，通过10%的显著性水平检验，服务出口对经济増长的正向促进作用相对较弱，解释能力相对较小。经济总量(GDP)在服务出口贸易増长1%的前提下，将会増长0.2527%。反映出我国服务出口品的国际竞争力不强，制约其经济效应的发挥。

 

1.2服务进口贸易的经济效应

 

根据宏观经济増长公式GDP=C+I+X-M，进口是经济増长过程中的重要变量，进口通过影响出口和进口国内所需的生产要素以及生活必需品，作用于服务产品国际和国内市场，进而影响整体经济。以服务进口贸易额(M)为解释变量，以GDP为被解释变量，通过对数一对数模型的最小二乘估计(OLS)，来分析服务进口贸易的经济效应。

 

2服务贸易的开放度与竞争力

 

通过以上服务贸易的经济效应分析看出，服务贸易对经济増长的作用日益显著，服务出口贸易的经济带动作用相对较弱，服务进口贸易具有很强的经济促进作用。尽管如此，我国服务贸易水平仍处于较低的发展层次上。我国服务贸易的经济效应未充分发挥的部分原因在于服务贸易的开放度较低，而服务贸易低的开放度又在以一定程度上受到低的服务贸易竞争力的影响，低的服务贸易开放度和低的服务贸易竞争力反过来又制约了服务贸易经济效应的发挥。

 

开放度的内涵是一国经济融入国际市场的程度和国外经济主体和要素进入该国国内市场程度的综合，主要包括服务贸易开放度和外商投资开放度。服务贸易开放度衡量了一国的服务贸易融入到国际市场和国外服务生产要素进入本国市场的程度，从另一个方面又体现了国际服务业市场对本国整体经济増长影响度。服务贸易开放度为服务贸易进出口总额占该国经济总量(GDP)的比重。

 

3政策启示

 

为提高我国服务贸易的对外开放度和増强我国服务贸易的国际竞争力，进而充分发挥服务贸易的经济效应，我国服务贸易应进行结构性调整和升级以及发展环境改善。

 

3.1引进、消化国外先进服务要素

 

根据1997〜2008的时间序列数据回归分析结果，服务贸易总体、服务贸易出口、服务贸易进口与总体经济之间存在正相关关系，均对总体经济具有正向的促进作用。仅从回归系数，不考虑置信区间，服务贸易进口对国民经济増长的促进作用大于服务贸进口的整体经济效应，服务贸易出口的经济效应没有充分发挥。因此，为提高服务贸易出口对经济増长的带动作用，在稳定具有传统优势的劳动、资源密集型服务贸易出口的前提下，通过増加服务贸易的进口来获得国内缺少的知识和技术密集型服务要素，以改造传统服务业，进而极高服务贸易出口的层次。

 

3.2基于传统服务优势，提高服务贸易的技术知识内涵

 

从我国服务贸易的开放度和服务贸易的国际竞争力来看，服务贸易的开放度虽有一定的提高，但是我国服务贸易的开放层次仍然较低，在物化技术、知识、管理等高级生产要素的高附加值的现代服务贸易产品在国际市场的竞争中处于不利地位。基于我国服务贸易的出口竞争现状，根据比较优势理论，劳动密集型服务产品仍然是我国服务贸易的比较优势和竞争基础所在，我国在服务贸易的国际市场竞争中，应以服务产业的比较优势为基础，稳定具有比较优势的劳动密集型服务产品的出口。同时，加快物化技术、知识、管理等生产要素的生产产业(金融、保险、咨询、综合技术服务业等)的发展，増加现代生产业对传统服务业的中间投入品比重，提高和増加传统服务产品的技术和知识含量。

 

3.3重视高级生产要素的培育

 

根据竞争优势理论，我国服务贸易的竞争优势是传统服务贸易产品，而服务贸易的国际竞争中心是现代生产贸易产品，而先生产贸易产品的竞争力取决于其物化的技术、知识、管理等高级生产要素的层次。因此，应在服务业发展的结构性优化的同时，重视高级生产要素的培育，加大服务业的研发投入、开发人力资源和生产要素服务市场环境的塑造，通过发展技术和知识密集型服务业物化高级生产要素，进而提高服务贸易的国际竞争力。

 

3.4政府在服务贸易竞争力培育中的角色

 

政府在服务业发展和服务贸易竞争力提升中的作用就是拓展产业发展环境和完善服务业市场体系。政府通过支持现代生产的发展，对服务贸易企业尤其是技术和知识密集型企业的发展实施倾斜和扶持政策，创造服务贸易发展的产业空间。

 

参考文献

 

[1]华尔诚.论服务业在国民经济发展中的战略性地位[J].经济研究,2001(12).

篇3

关键词：深圳经济；电子市场；进出口贸易

中图分类号：F713.36 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）012-000-01

一、绪论

电子产业作为未来经济发展的基础，其市场前景非常的被看好，深圳华强北电子市场目前已经在世界范围内都有着极其重要的作用，其进出口贸易也极大的带动了深圳的经济发展。

二、深圳华强北电子市场进出口贸易的现状

目前电子市场分布开始面向整个亚洲以及环太平洋地区扩散，美国和日本分列世界第一、第二大电子信息产品生产国与销售市场，而同时我国的电子产品制造业已经成为全球最大的生产基地，覆盖了通信、高性能计算机、手机、数字电视等方面。由此可预见电子产品市场进出口贸易在逐渐的向亚太地区扩散。华强北电子市场由于其在中国电子市场特殊的作用以及历史地位，全国的各种电子企业和个人都聚集在了华强北，这就造成了华强北出现了繁多的电子商城，例如赛格广场华强电子世界、华强广场、赛博数码商城等，同时各类电子产品生产企业纷纷在这里落户。随着社会的需求以及计算机技术的发展，电子产品的市场重心逐渐的向计算机及手机通信产品偏离。降低电子产品的生产成本就成了众多电子生产厂家主要的竞争手段，在降低生产成本的同时又能够保证产品质量的手段莫过于电子产品生产的规模化。随着电子商务的兴起，电子市场的贸易手段，也逐渐的从实体店向网络虚拟店铺发展，这样一方面可以节省企业的成本，另一方面可以让企业与时代接轨，增加企业的竞争力，提升企业的知名度。而企业模式的网络化，在未来也将成为电子市场的主流。

三、华强北电子市场进出口贸易发展中面临的问题

1.进出口贸易对象减少

由于世界电子产品科技的发展，华强北的优势在减弱，贸易对象有了更多的贸易选择，并且在世界范围内，进出口贸易的范围也在发生改变。这都减少了华强北电子市场的贸易对象。

2.山寨的盛行，影响了市场信誉

由于在山寨手机时代，华强电子市场在进出口贸易中留下的名声大多为山寨货，导致在现今这个山寨不流行的时代，其山寨的形象严重影响了进出口贸易达到发展。

3.店铺繁多，分散了的在对外出口时的优势

在华强北电子市场中，每一个柜台后面几乎都是一个单独的企业，这也就造成了竞争力的加大，同时不利于资源的规模化，也就在进出口贸易中失去了优势。

4.电子商城的兴起

随着社会的发展以及互联网的盛行，很多的电子产品不在选择华强北作为其主要的销售场所，而是通过网上的电子商城。这就给华强北的实体店面造成了一定的影响

5.核心竞争力不足

现在的电子行业，已经不是之前的模式，随着智能手机和平白电脑的盛行，其他的电子产品受到了很大的影响，而华强电子市场的进出口贸易在以前主要依靠的是山寨手机和其他电子产品，在智能手机等核心竞争能力中严重不足。

四、未来华强北电子市场进出口贸易发展对策

1.扩大贸易范围

随着世界电子贸易经济向亚太地区发展的改变，华强北电子市场的进出口贸易也应该进行转变，需要把重心更多的转向亚太地区。适应进出口贸易发展的趋势，发挥其本身电子元件的优势。

2.规范市场，恢复市场权威性

在经历了山寨货风潮之后，华强北已经被贴上了山寨的名词，想要撕掉这一说法，需要我们华强北所有的商家共同努力，并且建立一个良好的市场规范，制定市场的规则，严厉打击盗版、山寨。目前，华强北已经成立了相关的街道办事处，但是这还不够仍需要更完善的法律制度去监督它，约束它。从而重新恢复人们对华强北电子市场的看法。

3.商场整合，发挥优势

华强北电子市场有着繁多的电子商场，这就导致了很多外来客户没法集中快速的对比商品的优劣，从而降低了客户来华强北的感官体验，影响了贸易交易等行为，为此，华强北应当加大对商场的整合力度，让华强北的优势展现在客户面前，真正的发挥出华强北电子市场的能力。

4.加强电子商城的建设力度

目前华强北电子市场顺应时代的发展，建立了华强在线电子商城。在未来仍需要加大对电子商城的投入，让更多的人知道华强在线，从而可以使更多的人可以选择华强北作为其电子产品购买的首选地。

篇4

【关键词】金融危机 进出口贸易政策 调整措施

从2007年开始的美国次贷危机经过近两年时间的发展已经迅速的蔓延到全球，对于世界各国的经济都产生了巨大的影响。次贷危机已经演变为一场巨大的金融危机。国际货币基金组织发表的《世界经济展望》报告指出， 受上世纪30年代以来最严重金融危机冲击，世界经济正进入“严重低迷”时期。世界银行在《2009年全球经济展望》，预测，2008年全球GDP增长率为2.5％，2009年则进一步回落至0.9％，均大大低于2007年3.7％的增速。

美国的金融危机导致全球性市场震荡，使由发展中国家领跑的全球经济增长局面面临“极大不确定性”，发展中国家经济增长速度出现大幅度放慢“难以避免”。此外，预计2009年世界贸易额将下降2.1％，为1982年以来首次出现下降，这对许多依靠出口驱动的发展中国家来说将是沉重打击。金融危机对包括中国在内的世界经济和贸易产生了重大影响。就我国的进出口而言，金融危机的负面效应日渐显现，并仍将在一定时期内持续。

一、2003-2008年中国进出口贸易的现状

根据海关统计，2008年全国进出口总值为25616.3亿美元，同比增长17.8%，其中：出口14285.5亿美元，增长17.2%；进口11330.9亿美元，增长18.5%。12月当月，全国进出口总值为1833.3亿美元，同比下降11.1%，其中：出口1111.6亿美元，下降2.8%；进口721.8亿美元，下降21.3%。

根据表1和表2中可以得出，对外贸易作为促进中国经济增长的一个重要手段，每年都保持较大的进出口贸易总额，国际市场对于中国产品一直保持较强的需求。但是受到金融危机的影响中国的进出口的每年增长速度变化不大，甚至在2008年出现了较大幅度的下滑。

在对外贸易的地理结构上，美国是中国的主要贸易伙伴，根据美国商务部的统计，2007年，中国超过日本成为美国第三大出口市场，超过加拿大成为美国第一大进口来源地，仍保持美国第二大贸易伙伴地位，且与美第三大贸易伙伴墨西哥差距逐渐拉大。从贸易依存度的角度来看，近年来中美贸易的依存度不断上升，从1997年的5.4%上升到2006年的9.76%，2007年仍达8.95%，逐步形成对美国市场的依赖。由此可见，我国对美国市场的依赖度较高，美国经济的波动对我国出口贸易的影响较大。据美国商务部最新统计显示，2008年3月中美贸易逆差下跌至161亿美元，减少12.4%，创两年来最低水平。其中，美出口63亿美元，比上月增长10%；进口224亿美元，下降7%。根据以往贸易经验，美国消费下滑1个百分点，中国对美国的出口就会下降5-6个百分点；如果美国消费下降3个百分点，经济步入衰退，中国对美的出口将会出现明显的下滑。随着美国外部需求的减少，我国出口多年来的高涨势头可能会面临终结。

二、金融危机下国际环境变化对于中国对外贸易的影响因素分析

在现实世界中，完全竞争是不存在的，更为常见的是具有规模经济的不完全竞争。次级贷危机，导致了美国在房地产行业和金融行业失业率的增加，伴随的股市大跌等效应引起了民众对经济信心的丧失，最终使消费支出减少。虽然我们无法确定具体每种商品的需求量的变化量，但我们可以大致的估计出市场规模缩小的影响。作为中国商品最重要的出口国之一，美国经济下滑和消费萎缩直接导致中国出口企业订单减少。

金融危机在直接影响中国对美国出口的同时，还通过对欧盟、日本以及世界经济贸易产生影响，可能进一步减弱中国对欧盟、日本的出口增长。当前，欧元区经济增长前景趋淡，日本经济再度陷于停滞，新兴经济体增速高位回落，可能长期处于低迷状态，对我国出口造成更大的外压。

金融危机加大了我国企业的出口风险。我国出口企业在与美国进口公司交易时，对方因资金周转困难，延长付款时间的现象比较常见。更有甚者，因为资金链断裂造成进口方公司破产，使国内出口企业货款无法收回，出口企业坏账数量急剧增加。中国出口信用保险公司的数据表明，2008年上半年，在一些省份该公司收到来自企业出口美国的报损案件及报损金额比去年同期增长几倍。金融危机使贸易保护主义加剧。金融危机使美欧经济增长前景担忧，企业销售下降、利润下降、开工不足、失业率上升，贸易保护主义开始抬头，预计未来一段时间美国对华反倾销、技术性、标准性、绿色的贸易保护手段会更加频繁出现。

总之，我国进出口企业要清醒地认识到，美国金融危机短期内难以见底，并将进一步拖累全球经济，世界经济减速不可避免。这决定了在短期内外需将会继续减弱，我国企业出口的成本上涨，难度增加，风险提高，交易环境变差，以往出口的高速增长将难以为继，未来经济仍存在很大的不确定性。这种环境中，出口企业惟有面对现实，积极调整，采取切实可行的措施来应对危机，度过难关。

三、中国进出口贸易政策的调整

政策应当随着经济形势的改变而进行调整，才能有效的发挥政策的效应，促进经济的增长。从建国后我国的贸易政策从保护贸易政策，到国家统一领导和有限开放条件下的保护贸易政策，再到国家管理下的开放型的过渡时期贸易政策，到现在所实施更加开放的积极干预的自由贸易政策。这些政策的变化都是随着我国面临的经济形势的不同进行调整的结果。为了更好的应对金融危机，我们应当着手从以下几个思路调整进出口贸易政策。

1、进出口市场多元化

美国市场规模在持续的衰退，为了将损失降低，应当开拓新的出口市场，对于非洲、拉美市场的出口在增加，通过对于新兴市场的开拓弥补发达国家市场的下降，减少金融危机对我国经济的影响。同时可以利用这个时机降低对于美国市场的贸易依赖，有效的降低贸易风险。

2008年的数据也显示，中国对美国出口的下降，很大程度上被其他市场消化了，尤其是对发展中国家的出口增长弥补了对美国出口的下降。目前，中国正在同亚洲、大洋洲、拉美、欧洲非洲的29个国家和地区建设12个自贸区，这些自由贸易区涵盖了中国外贸总额的1/4。相信随着我国自由贸易区网络的逐步形成，将增加贸易渠道，分散出口过度集中少数发达国家的风险。

2、数量庞大的中国出口企业正普遍面临人民币对美元升值、银行贷款利率上涨、出口退税率下调、原材料涨价、劳动力成本提高的困扰

出口产品提价的力度赶不上成本上涨的幅度，出现了企业不敢接出口订单的现象，中国产品在国外已经失去了价格优势。在此情况下，已经有一些出口企业采取了做强品牌转攻内销市场的策略，一旦成功，企业将摆脱在出口市场低价竞争的僵局。从宏观背景来看，我国经济结构也正在进行大的结构调整，扩大内需被提高到了与出口、投资同等甚至更加重要的地位，出口企业加大投入转型做内销也就顺理成章。当然，这种转型决非易事，需要较高的资本投入、正确的策划、较强的执行能力。同样，也意味着要面临较大的转型风险，但有所作为总胜过坐以待毙。

3、加强境外投资

单纯以贸易方式扩大出口作用比较有限，并极易引起反倾销、反补贴等限制措施，增加贸易纠纷，以投资带动贸易已成为国际贸易发展的趋势，当前次贷危机的影响有助于我国金融机构绕过市场准入门槛和并购壁垒，以相对合理的成本扩大在外国的金融投资，通过收购、参股和注资等手段加快实现国际化布局，政府在努力提升自身发展水平的同时为“走出去”企业提供高效便捷的金融支持。一些国外知名企业拥有知名品牌和成熟强大的国际营销网络，具备较强的研发能力，而这恰恰是中国企业所缺乏的，如果我国出口企业能够选择美国欧洲同行成功地并购，整合优质资源为我们所用，会极大地促进企业国际竞争力的提升。中金岭南投资2亿元人民币收购澳洲PEM公司是为一例。

4、加强国际经济协调，配合灵活的国内外经济政策，防止贸易保护主义的影响

贸易保护主义不会主导世界经济，但贸易政策从来就不是单纯的经济问题。美国虽然一直提倡自由贸易，但当其利益受损时，往往就会违反自由贸易的规则，以维护经济安全为由，以“公平贸易”代替“自由贸易”，对发展中国家利益造成严重损害。近年来，我国是贸易保护主义的最大受害国。金融危机使美国经济增长前景担忧，企业销售下降、利润下降、开工不足、失业率上升，贸易保护主义开始抬头，预计未来一段时间美国对华反倾销、技术性、标准性、绿色的贸易保护手段会更加频繁出现。为此，中国政府和企业应有预见性地做好应对措施，务实、有效化解中美贸易可能出现的纠纷。

【参考文献】

[1] 安妮、黄明欣、齐子磊：国际环境下的中国对外贸易改革[J].网络财富，2008（11）.

篇5

张庆君(1974-)，辽宁大连人，渤海大学商学院副教授，研究方向为国际金融与国际贸易。

摘要：近几年来，我国出口贸易持续增长，出口贸易波动也在增强。为此，采用增长率直接法、增长率趋势法分析我国出口贸易的短周期、中周期和中长周期波动，并采用协整理论分析我国出口贸易长周期的特征。研究结果表明，自1978年以来，我国出口贸易经历了八次短周期波动、三次中周期波动(其中第三次中周期波动具有在适度高位的平滑化的特征)和两次中长周期波动。目前正处在第二个中长周期波动的扩张期；我国出口贸易的长周期与GDP的长周期具有相似的特征。关键词：经济周期理论；出口贸易；周期波动

中图分类号：F752.62　文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2007)07-0023-05　收稿日期：2007-05-08

一、引言

自改革开放以来，我国对外贸易一直保持快速增长态势，其中出口贸易更是为我国创造了大量的外汇，成为中国经济增长的重要力量。2006年我国外贸出口额为9690.8亿美元，增长了27.2％，我国出口贸易已经连续四年保持20％的增长速度。但是，我们在看到外贸乘数效应的积极作用的同时，应当警惕出口的波动也同样可能对经济产生负面冲击，尽可能避免出口的大起大落。从我国出口贸易的不稳定指数来看，自1992年以来，出口贸易不稳定指数呈上升态势，偏离长期趋势的幅度较大。因此，分析和研究我国出口贸易的周期波动规律有十分重要的理论和现实意义。周期波动分析是认识事物变化规律的重要方法，在经济研究领域，周期波动分析方法被广泛应用于宏观经济的诸多领域。但是相对于经济学对经济周期的较为成熟的分析研究而言，对国际贸易收支周期波动循环的分析与研究，还属于开拓性阶段。

我国的对外贸易收支在运行与发展过程中客观存在着周期波动循环的现象，也引起了国内外学者的广泛关注，马晓野提出了我国国际贸易波动分析的理论框架，认为不同类型的宏观经济冲击以及贸易体制改革本身对我国总体贸易规模和进出口余额有很大的影响。孙林根据不同的时期和外部环境条件，对中国对东盟农产品出口额波动的问题进行了研究。王小平对中国服务贸易的周期波动问题进行了研究，指出中国服务贸易在近10年里呈现出前期波动较大而后期趋于平稳的特征；中国服务贸易自1982年以来，经历了八次短周期波动、三次中周期波动和两次中长周期波动。曹洪谦研究发现1998年以后的北京服务贸易增速前期波动较大而后期趋于平稳。以上文献没有专门针对我国出口贸易周期波动的研究，本文结合中国对外贸易的实践在出口贸易周期波动研究方面进行有益的探索。

国际贸易收支周期波动是国家贸易经济系统在运行过程中所呈现的起落更迭、扩张和收缩不断交替的波浪式运动过程，是国际贸易经济运行中反复出现的对其均衡状态的偏离和调整过程。按时间的长短，经济周期可以分成四种类型：3-5年的短周期，又称基钦周期；8-10年的中周期，又称朱格拉周期；15-25年的中长周期，又称库兹涅茨周期；50年左右的长周期，又称康德拉梯也夫周期。在对中国出口贸易周期波动的实证分析中，本文

将采用增长率直接分析出口贸易的短周期；采用增长率趋势法分析出口贸易的中周期和中长周期；采用协整分析方法研究出口贸易的长波特征。

二、实证分析

(一)短周期分析

增长率直接法是直接用实际增长率来测定变量的周期波动，这是分析经济波动时通常采用的方法。表1给出了中国出口贸易及其增长率年度数据，增长率的折线。下面从波长、波型、波峰、波谷等方面对我国出口贸易短周期波动进行分析。波长和平均波长从时间的角度反映出口的波动状态。波长是指一个完整波动周期的时间长度；确定一次完整的波动，可以从一个波峰到另一个波峰，也可以从一个波谷到另一个波谷。评价波长是在一定时期内平均每次波动的时间长度。按照波峰一波峰周期测算方法可以看出我国出口贸易从1978－2005年共有八次周期波动，平均长度为3年。因此，我国出口贸易的短周期波动基本上属于基钦周期。

出口贸易的波型分为古典型波动和增长型波动。古典型波动是指出口总额出现下降的波动，也就是增长率出现负值的波动，其中必然包含出口贸易额与增长率同时下降的过程；增长型波动是指出口增长率下降但实际绝对额仍在上升的波动。因此，可以区别出我国出口贸易的八次周期波动均为古典型波动。一次完整的波动包括两个阶段和两个转折点，两个阶段是扩张阶段和收缩阶段；两个转折点就是波峰和波谷。自1978年以来的八次波动中各次波动年度及其峰值和谷值。峰值最高的年份是1979年，峰值为0.401；波谷最低的年份为1983年，谷值为0.004。

(二)中周期与中长周期分析

中周期与中长周期分析一般采用增长率趋势法，增长率趋势法是在增长率变量进行趋势分离的基础上来测量变量周期波动的方法，该方法不仅可以识别短周期，而且可以识别中周期和中长周期。假设变量GEXi表示出口贸易增长率序列，用Trendi表示增长率序列中的趋势成分，用Cycle；表示增长率序列中的周期成分，则有：

Cyclei=GEXi-Trendi

(1)

通过Eviews5.0软件，采用H-P滤波(Hodrick-Prescott Fiher)方法，脱离时间序列GEXi中的趋势成分Trendi，生成周期成分Cyclei，分析结果见图3和表3。图3中横坐标是年度时

间，纵坐标实际增长率GExi、趋势增长率Trend；和周期成分Cyclei相对应的增长率刻度。结合图3和表3我们可以看出中国出口贸易的短周期、中周期和中长周期特征。从短周期波动来看，1978年以

来我国对外贸易周期成分特征与实际增长率周期波动特征基本相同，因此可以强化短周期波动特征分析的稳健性。

结合图3和表3中的周期成分，还可以识别出我国出口贸易波动的中周期特征。现将整个周期成分划分为三个阶段：1979-1987年为第一个阶段，1988-1994年为第二阶段，1995-2004年为第三阶段。这三个阶段的绝对波幅和相对波幅等具有较大差异的继起性，而且各个阶段的时间跨度均为7-10年，各自内部又包括了三个左右的短周期，因而这三个阶段基本上符合中周期即朱格拉周期。对于这三个阶段可以从平均位势(即均值)、标准差(δ)和

波动系数(CV)等角度进行比较分析。平均位势这里采用各阶段内周期成分增长率的算术平均值。标准差，亦称均方差，是各阶段内增长率数值与其相应阶段平均位势离差平方平均数的平方根，反映了波

动对于平均位势的偏离程度，计算公式如(2)式。由于三个阶段的平均位势不同，应消除平均位势的不同影响，常用的指标是波动系数，计算方法为标准差与平均位势之比的绝对值，计算公式如(3)式。

对于三个阶段的平均位势、标准差(δ和波动系数(CV)的计算结果见表4。从平均位势上看，第一阶段到第三阶段的平均位势表现为第三阶段最高，第一阶段次之，第二阶段最小的特征；标准差表现为第二阶段最低的特征；而波动系数表现为第三阶段最小的特征。由于平均位势代表平均增长率，第三阶段具有平均增长率高但波动幅度小的良好特征。这一良好特征基本上类似目前我国GDP增长率波动所具有的“适度高位平滑”的特征。所谓“经济周期波动在适度高位的平滑化”，是指经济在适度增长区间内保持较长时间的平稳增长和轻微波动，使经济周期由过去那种起伏剧烈、峰谷落差极大的波动轨迹，转变为起伏平缓、峰谷落差较小的波动轨迹。目前我国出口贸易的第三次中周期波动具有在适度高位的平滑化的特征。

从图3的趋势成分的曲线轨迹我们还可以识别出我国出口贸易增长率所体现的中长周期及其特征。从结合图3和表3的趋势成分可以发现，从1979至1994年，中国出口贸易经过了一个从波峰到波谷再到波峰的一个周期过程。1985年的增长率为0.401，其后呈总体下降趋势，到1983年下降到波底，增长率为-0.004；之后又呈现上升趋势，到1994年达到波峰，增长率为2.3077。这个过程大约包含了两个中周期和五个短周期，经历了15年的时间，因此可以认为该周期属于中长周期即库兹涅茨周期。从1995年起，我国出口贸易又进入新的逐渐调整并扩张的阶段。

(三)长周期趋势分析

虽然我们不能对我国出口贸易的长周期直接进行识别和分析。但是我们可以借助于计量经济学分析方法，通过建立出口贸易与相关指标变量的线性模型，来间接反映我国出口贸易长周期的情况。这里我们采用协整理论建立我国出口贸易与GDP之间的长期均衡关系，来间接反映我国出口贸易的长周期波动。采用GDP作为参照系主要是因为关于经济增长的周期问题得到了广泛的研究，如陈东琪研究认为，自19世纪80年代以来的120多年的时间里中国经济经历了四个长周期，其中20世纪80年代初期开始中国经济进人第四个长周期。于是本文就将我国出口贸易的波动态势与GDP第四个长波联系起来。这里我们首先对1978至2005年的出口贸易额和GDP数据取自然对数，分别表示为LnEX和LnGDP。然后采用Engle-Granger两步法对LnEX和LnGDP进行协整检验。第一步采用ADF方法的单位根检验结果表明，LnEX和LnGDP两个变量均为一阶单整，所以可以进一步做协整关系检验；第二步首先对这两个变量的关系进行最小二乘估计，然后用ADF检验对估计结果的残差序列做单位根检验，结果表明残差序列是平稳序列。因此可以确定变量LnEX和LnGDP之间存在长期稳定均衡关系，静态回归的方程就是协整方程，即：

LnEX=0.9503LnGDP-2.9488

(4)

(2.6066)(-3.0055)

R20.9712，Adj-R2=0.9701，D.W.=1.8315