关键词:ADF检验;Granger因果检验;对外贸易;江西省
中图分类号:F752.8文献标识码:A文章编号:1672-3198(2009)16-0079-02
1引言
20世纪90年代以来,江西发挥地理位置优势,大力引进外资,大力拓展对外贸易,贸易规模迅速扩大,外贸竞争力显著提升,对充分利用国内外两个市场、两种资源、拓宽经济发展空间、推进经济持续快速增长起到了不可替代的重要作用。江西省进出口总额从1995年的16.63亿美元增加到2007年的94.8亿美元,年均增长率达15.6%,高于同期GDP的13.1%的增幅,其中一部分比例的投入和产出都需要通过对外贸易来实现,对外贸易在江西经济发展中已占有较重的地位。
2实证分析
2.1数据的搜集与整理
本文分析所使用的样本取自江西省1995年-2007年的年度数据,数据来源于1995年至2007年各年度的统计公报。用国内生产总值GDP表示经济增长水平,EX表示出口额,IM表示进口额。为了更容易得到平稳序列,分别对各数据进行自然对数变换,这可消除时间序列中可能存在的异方差现象。变量的对数形式表示为lnGDP、lnEX、lnIM。
2.2序列的平稳性检验
在进行时间序列分析时,传统上要求所用的时间序列必须是平稳的,否则会产生“伪回归”(SpuriousRegression)现象,使得回归模型的结果丧失了解释现实经济现象的意义。单位根检验的方法通常有ADF检验法、PP检验法和ADF检验法,本文我们采用ADF检验法,最大的滞后项使用Eviews3.1根据样本自动推荐的q值。检验结果见表1。结果显示变量lnGDP与lnIM是非平稳的,一阶差分后是平稳的,即lnGDP与lnIM是一阶单整序列,由此可进一步检验变量之间的协整关系。
从表1的数据检验结果可以看出,变量DlnGDP、DlnEX、DlnIM原时间序列经过ADF检验,在10%的显著性水平下是不平稳的。在一阶差分之后,对DlnGDP、DlnEX、DlnIM分别进行的ADF检验,其结果是平稳的,说明原有的时间序列是一阶单整的,它们之间存在协整关系。DW值在2附近,表明时间序列是非自相关的。
2.3协整检验
虽然时间序列lnGDP、lnIM、lnEX是非平稳的一阶单整序列,但其可能存在某种平稳的线性组合。这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系,即协整(Cointegration)关系。根据最小二乘法,可以定量确定lnGDP、lnEX、lnIM三者之间的方程。得到协整方程如下:
LNGDP=2.846143508+0.453807082*LNIM-
t:(3.613819)(8.300621)
0.005715605699*LNEX
(-0.057554)
R2=0.951736,AdjustedR-squared=0.942084,DW=1.120688,F=98.59790
根据以上F值、t值、R2值,可知模型回归方程解释能力较好,拟合优度较高,且具有明确的经济意义,表示江西省出口每增长1%,名义GDP将略微降低;进口每增长1%,名义GDP将增长0.45%。同时说明江西GDP和进出口之间存在长期稳定的关系。
2.4Granger因果检验
协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger因果关系检验可以解决此类问题。对各变量之间的因果关系进行Granger检验,根据赤池信息准则(AIC)确定各变量的滞后阶数为2。本文对lnGDP、lnIM和lnEX间因果关系的检验如表2所示。
从表2可以看出,出口和进口都不是江西经济增长的Granger原因,江西省的经济增长也不是出口和进口的Granger原因。一般来说,进口和出口都是促进经济增长的重要因素,是拉动经济增长的三辆马车之一。但本文在对江西省的经济增长与进口、出口进行Granger原因检验时发现进口与出口都不是经济增长的单向Granger原因,这与其他学者的研究结果不一致。出现这一现象可能有两种原因:(1)江西对外贸易发展力度不够,在拉动经济增长发面发挥效用不大;(2)Granger原因不等价于经济原因,虽然出口和进口都不是江西经济增长的Granger原因,但并不能就此说明出口和进口都不是江西经济增长的经济原因。
3结论和政策评价
通过对江西省外贸与经济增长影响因素的理论和实证分析,提出以下评价和建议:
(1)江西地处中国中部地区,有着丰富的劳动力资源和良好的矿产资源,可依托江西省的区位优势与比较成本优势,承接东部沿海发达地区产业向内地的梯度转移,与沿海知名企业联合发展外向型企业,如可重点发展服装、纺织、机电产品等加工等行业。
(2)加强改善投资环境,做好鼓励投资的各项优惠政策的落实、实施工作、充分利用江西省建立的高新技术开发区,引进先进技术和加工设备,建立高新产品等具有高附加值的出口商品生产基地,并努力将其培养成为江西省的优势产业和主导产业。
(3)实施多元化出口战略。目前江西省的出口产品过于单一,市场份额低,竞争力弱,还未形成多元化的出口市场,难以规避国际贸易市场不断变化对江西省出口的影响。
参考文献
[1]李子奈,潘文卿.计量经济学(第2版)[M].北京:高等教育出版社,2005.
伴随着我国不断加大对外开放的程度，尤其是在我国加入到世界贸易组织以后，不管是从结构上，还是从规模上，我国的对外贸易都得到了快速发展，我国已经成为了世界贸易组织中举足轻重的大国。产生国际贸易最为主要的原因就在于贸易参与国之间，通过劳务交换以及商品交换能够获得一定的贸易利益。换而言之，对外贸易追求的目标就是经济效益，所以，对外贸易的经济效益具有十分重要的意义。但是，我国的对外贸易依然存在着一些问题，下面，笔者就对中国对外贸易经济的现状及对策进行分析。
一、中国对外贸易经济现状
自从改革开放以来，我国的对外贸易一直都保持着十分迅速的增长，这也就从本质上为我国国民经济实现平稳和较快增长发挥了重要的作用。近些年来，我国的对外贸易额也呈现出增长的趋势。从2002年开始，我国的对外贸易连续四年保持在百分之二十以上的速度进行增长，在2005年，我国的对外贸易额位居全球的第三位，在2006年中，我国对外贸易的规模达到一万七千亿美元，和2005年相比，净增长三千三百亿美元，增长幅度达到百分之二十三，实现了我国贸易顺差为一千七百亿美元，外贸的出口达到九千六百亿美元，增幅回落了一点二个百分点，进口达到了七千九百亿美元，增幅上升了二点四个百分点。在每一年，我国的商务部门都会对外贸易的形势报告，报告中会明确指出这一年度中我国的对外贸易增速和走势。
在我国对外贸易得到高速发展的过程中，人们必须要看到我国的对外贸易中所存在的问题，尤其是低收益、高依赖、高投入和高消耗等问题。面对欧洲主权债务危机以及美国金融危机等一系列的冲击，国内市场和国际市场的竞争越来越激烈，这也就使得我国的对外贸易发展面临全新的挑战，包括一些新的隐患和问题，面对这些隐患和问题，应该怎么样将我国的对外贸易可持续发展实现，对我国经济增长稳定的局面进行维护，这已经成为了一个重大的课题。
二、中国对外贸易经济的对策
我国的对外贸易仍然面临着一些突出和隐患问题，在国内市场和国际市场的激烈竞争下十分显著，为了保证我国的对外贸易得到较快的增长，人们在面对这些问题以及隐患的时候，必须要对其进行研究，进而采取一些可行和积极的措施，最终为实现我国的国民经济快速增长和快速发展扫除障碍。
(一)中国对外贸易经济要扩大内需
我国自身的消费率一直都比较低，甚至会比某些新型的市场经济体更低，同样低于很多发达国家，这一现象是由我国特殊的国情所导致的。这也就使得我国经济对外需过度地依赖，而且对投资过度依赖。我国必须要采取一定的措施来将普通居民自身消费水平提升，进而将我国居民的消费率提升。在我国的内需市场中，存在着很多发展空间。再加上今天世界经济形势越来越复杂，这也就使得消费在整个国民经济中具有十分重要的作用，我国必须要将以内需带动外需，内需为主的发展方式进行推动，使得我国国民经济中，消费发挥自身重要的作用，进而有效保障我国经济得到正常运行，不会受到外来环境产生的干扰。
(二)中国对外贸易经济要优化产业结构
服务业能够降低国家对于外贸经济的依存程度，进而将国家贸易的竞争力提升，在GDP扩展经济规模的过程中，对一国的产业结构进行优化，大力发展第三产业，将贸易结构改善。因为受到了经济发展水平的制约，我国的产业结构仍然将制造业作为主要产业，导致这一现象的原因就在于我国的服务业自身的起步比较晚，我国服务业有很大的发展潜力，人们必须要积极参与到贸易自由化以及区域合作之中来，对我国服务业存在的空间进行充分利用，有效改善我国服务贸易发展比较滞后的情况，进而对我国的现有产业结构进行优化。
(三)中国对外贸易经济要提升劳动者素质
在当今社会中，人才具有十分重要的作用，在国家竞争、经济发展以及国内地区竞争中，人才的地位和所起到的作用十分明显。在对竞争进行影响的诸多软件因素之中最为重要的就是人才。自从2004年至今，我国接受义务教育的人口已经达到了一半以上，劳动力的受教育程度也呈现出连年递增的趋势，现如今，世界格局日益震荡，我国必须要注重对人才进行培养，特别是那些具有一定竞争力的外贸型人才，将人口优势充分发挥出来，进而将我国在对外贸易之中整体的竞争力提升。
三、结束语
本文中，笔者首先对中国对外贸易经济现状进行了阐述，接着又从中国对外贸易经济要扩大内需、中国对外贸易经济要优化产业结构以及中国对外贸易经济要提升劳动者素质这三个方面探讨了中国对外贸易经济的对策。
【论文摘要】本文采用1978年～12006年我国进口、出口和GDP的时间序列数据，利用协整检验和Granger因果关系检验等计量方法，对进口和出口与GDP的关系进行了检验，结果发现它们之间存在长期稳定的关系，但出口与GDP，进口与GDP之间仅存在单向因果关系，即中国经济的快速增长是进、出口增长的原因，而进、出口的增长并不是经济增长的原因。【论文关键词】对外贸易经济增长协整检验Granger因果检验一、文献综述我国改革开放以来，对外贸易不断发展，经济增长速度显著提高，成为全球经济增长速度最快的国家之一。在经济学界，对外贸易是否促进经济增长一直是一个有争论的问题。在国内外的文献中，大致存在三种观点：促进论、阻碍论、折衷论。英国经济学家亚当·斯密最早提出了“对外贸易是经济增长的发动机”的思想，在此之后，李嘉图、约翰·穆勒以及D·R·纳克斯、劳尔·普雷毕什在他们的著作、模型中都把对外贸易作为经济增长的一个重要因素。对外贸易对一国经济增长具有不可忽视的作用，是理论研究界已证实的论点，也是我国经济学界普遍认同的观点。近几年，就我国对外贸易对于经济增长的促进作用这个问题，国内许多学者做了大量的实证研究。20世纪90年代起，国内外学者开始关注出口贸易与经济增长的研究。Kwan&Cotsomitis(1991)最早根据中国1952年～1985和1952年～1978年两个样本期的数据，利用格兰杰因果关系检验，发现1952年～1985年期间出口贸易与中国经济增长存在双向因果关系，而在1952年～1978年期间则不存在这种关系；李文(1997)运用经济增长模型进行了实证分析，得出由于出口部门的要素生产率高于非出口部门的要素生产率，从而出口增长对我国经济增长具有明显的拉动作用；彭福伟(1999)，张小济(1999)从净出口的角度的实证分析，得出净出口与经济增长并非强度相关的结论；赖明勇等(1998)和尹翔硕等(l997)则通过将国民生产总值分为出口产业部门和非出口产业部门，并通过简单线性回归得出，出口贸易对非出口部门乃至整个经济增长推动作用不强的观点。杨全发(1998)运用巴拉萨和费德模型，对我国改革开放以来的数据进行线性回归分析，得出得出制成品出口增长与经济增长负相关，初级产品出口增长与经济增长正相关；李国柱分析了制度变迁下出口贸易对经济增长的影响，发现不同制度下贸易乘数并不相等。对外贸易与经济增长关系的实证研究方法主要有三种：一是利用横截面数据对对外贸易与经济增长等变量进行普通最小二乘法；二是利用时间序列数据对对外贸易与经济增长等变量进行协整检验、因果关系分析等，具体方法有三种：第一，利用有限阶的向量自回归模型（VAR），使用LR统计量、WALD统计量、F统计量进行检验；第二，脉冲响应函数法（IRFs）；第三，预测误差方差分解法（FECVDs）。三是利用横截面和时间序列数据组成的面板数据进行研究。后两种方法现已成为主要的实证研究方法。本文采用近年来主流的单位根检验（ADF检验）、Granger检验和协整理论，根据我国1978年～2006年的数据，对我国对外贸易与经济增长关系进行实证分析，探讨我国对外贸易与经济增长之间的内在关系，并得出相应的结论。二、协整检验模型1.样本的选取及基本特征本文采用1978年到2006年共29年的年度数据，用出口总额(EX)、进口总额(IM)和进出口总额（TOT）来反映对外贸易状况；用国内生产总值(GDP)来反映经济增长，均以现价形式表示，使用1978年为基期的商品零售价格指数进行调整，以消除物价因素的影响。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，为了避免数据序列的剧烈波动，分别对四个变量取自然对数，即:LGDPt=ln(LGDPt/pt)，LEXt(EXt/pt)，LIMt=ln(IMt/pt)，LTOTt=(TOTt/pt)，各变量的变化趋势见图1。数据表明，1978年以来我国的对外贸易和经济增长都保持着一个强劲的增长势头，其中在1978年到2007年30年间，国内生产总值平均增长15.08%，出口平均增长率为23.45%，进口平均增长率为22.01%。从图1可以看出，国内生产总值、出口总额、进口总额和进出口总额都随着时间的增长而有不断增长的趋势，并且变动的方向与步调较为一致，说明这四个变量都是非平稳的时间序列。我们对各变量进行一阶差分，分别用LGDP、LEX、LIM、LTOT表示，其变化情况见图2，从图2可看出，一阶差分后各变量的时间序列变得较为平稳。对于非平稳的时间序列，如果利用传统的回归分析时，会产生“伪回归”。针对此情况，我们首先对各变量进行单位根检验以检验各变量的时间序列的平稳性，若为非平稳，则检验这些变量之间是否存在协整关系，在协整检验的基础上，我们再对各变量之间是否存在Granger因果关系进行检验。2.各变量的单位根检验在这里我们使用Eviews5.1软件对各变量分别进行平稳性检验，所使用的方法为ADF检验法(AugmentedDickey-FullerTest)，检验结果见表1。注:表示一阶差分；（c，t，k）分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后的阶数，0表示不包括c或t，加入滞后项是为了使残差项为白噪声。由表1可见，原序列的ADF值均大于临界值，说明原序列在5%的显著性水平下都是非平稳序列；而一阶差分以后的ADF值均小于临界值，因此，可以认为序列经过差分后在5%的显著性水平下达到平稳，即所有变量均为非平稳的一阶单整过程，我们可以用它做长期协整分析。3.变量间的协整检验协整概念是20世纪80年代由恩格尔-格兰杰(Engle-Granger)提出的，后来被众多计量经济学家发展成为协整理论和误差修正模型。关于协整检验的研究已经发展成了两种主要的方法：一是Engle-Granger两步检验法。即首先用最小二乘法对变量进行协整回归。然后再把协整回归所得到的残差进行单位根检验。若残差序列是平稳的。则说明存在协整关系；否则就不存在。第二种是Johansen的极大似然检验法。通过建立基于最大特征值的似然比统计量来判别变量之间的协整关系。从以上的平稳性检验结果可以看出，序列lngdp、lnim、lnex都是一阶单整的，满足进行协整检验的前提条件。Johansen(1988)和Johansen&Juselius(1990)提出了似然比检验方法，对于协整向量个数可以构造两个统计量来检验：一个是迹统计量，一个是最大特征值统计量。本文采用最大特征值的协整检验来分析变量LGDP、LEX、LIM之间的协整关系。在使用Johansen程序来检验变量LGDP、LEX、LIM之间的协整关系过程中，其中模型最优滞后期的选择根据无约束VAR模型的残差分析而得到，为滞后2阶，检验结果如表2。注:Joansen检验中，选择序列有线性趋势且协整方程仅有截距。从表2可以看出，在5%的显著性水平下，LGDP、LEX、LIM之间存在惟一协整关系，即三者之间存在长期稳定均衡关系，估计出的协整方程为：LGDP=1.830679LEX-1.243807LIM+5.018887（0.25812）（0.27455）其中括号内的数值为回归标准误差。协整方程表明：长期来看，国内生产总值与进口、出口之间存在长期稳定的均衡关系，出口变量前的系数为1.830679，说明出口对GDP产生积极的影响，出口与GDP之间是一种正向的关系，即出口的增加可以带动GDP的增加，出口每增加1个百分点，GDP将增加1.830679个百分点；进口变量前的系数为-1.243807，说明进口对GDP产生消极的影响，进口与GDP之间是一种负向的关系，即进口的增加使得GDP减少，进口每增加1个百分点，GDP将减少1.248307个百分点。4.Granger因果检验在这里我们使用Eviews5.1软件对各变量分别进行Granger因果检验，检验结果如表3。从检验结果可以看出：1)LEX不是LGDP的格兰杰成因，但在5%的显著性水平下，LGDP是LEX的格兰杰成因，即在长期内GDP的增长是导致出口增长的原因，但出口增长不是GDP增长的原因；2)LIM不是LGDP的格兰杰成因，而在5%的显著性水平下，LGDP是LIM的格兰杰成因，即在长期内，GDP的增长将导致进口的增长，但进口增长不是GDP增长的原因。三、结论根据上述的实证研究，对于中国对外贸易和经济增长的关系，本文得出如下两点结论：1.因果关系检验表明，我国经济的快速增长是进出口贸易增长的格兰杰原因，但进出口贸易的增加并不是我国经济增长的格兰杰成因。2.协整方程表明：我国国内生产总值与进口、出口之间存在惟一的协整关系，即进口、出口与GDP之间存在着长期动态均衡关系，长期内，出口增长带动我国经济的增长，但进口增长并不能带到那个我国经济的增长。
关键词：山东省;对外贸易;逆差
Theanalysisofforeigntradeinfluencefactorsofagriculturalproductsinshandongprovinceduringthetransitionalperiod
chulixia
（SchoolofBusinessinLiaochengUniversity，Shandongliaocheng252059）
Abstract：Throughtheeconomictransformationofforeigntradeofagriculturalproducts，findouttheproblemsexistinginthedevelopmentofforeigntradeinShandongprovince，anditanalyzestheinfluencefactorsofincreasedimportsandexportstoreduce，incombinationwiththespecificsituationoftheforeigntradeofagriculturalproductsinShandongprovince，analysishowtoimprovetheagriculturalproductsexportinShandongprovinceintheforeigntradedeficitsituation，conformtotheShandongprovinceagriculturalproductsinthedevelopmentofforeigntradepolicymeasuresareputforward.
Keywords：Shandongprovinceforeigntradedeficit
我国是农业大国，农业在整个国民经济中占有无可替代的重要地位。然而，从2004年开始我国农产品进出口贸易一直出现逆差，且呈逐年增长的趋势，对我国的经济发展产生了一定的消极影响。尽管我国粮食产量自2004年至2013年实现了“十连增”，但是现在粮食的自给率却已经开始下降，耕地和水资源日趋紧张已成为制约粮食生产的重要因素。从2004年到2012年，我国粮食进口获得“九连增”，2012年是我国历史上粮食进口最多的一年，其中，农产品出口632.9亿美元，进口1124.8亿美元，贸易逆差为491.9亿美元，同比扩大44.2%。统计数据显示，2013年我国进口大豆6338万吨，但是国内大豆产量仅有1200万吨，对外依存度高达80%以上。进口大豆的数量在过去13年间翻了6倍。而作为我国农产品贸易第一大省的山东省，在2011年农产品出口实现13连冠的基础上，进口规模首次超越出口，出现历史上的首个贸易逆差。因此在当前经济转型期，针对目前存在的问题，如何在对外贸易中改善山东省农产品出口逆差现状，更大程度的提高我省农产品的国际市场占有率，充分发挥我省农产品的优势，实现农业的可持续发展是我们亟待解决的问题。
一、山东省农产品对外贸易现状
我国农产品贸易在2004年首次出现逆差，而在山东范围内，进口反超出口晚了7年。山东既是农业生产大省，也是农产品出口大省，作为我国重要的农产品出口口岸，气候适宜，地理条件优越，农业基础良好，具有农产品出口的优越自然条件。山东省生产的农产品绝大部分在国际贸易中占有比较优势，农产品贸易额占到全国比重的25%左右。但从近几年山东省农产品贸易的总体形势来看，进口速度增速比出口快，进得快出得慢，已使山东步入农产品逆差阶段。
2012年，山东农产品出口企业稳中求变，克服外需疲软、农产品出口比较优势减弱、贸易摩擦加剧等不利条件影响下，出口总额超150亿美元，连续13年领跑全国。虽然山东省农产品进出口贸易在全国的领先优势仍很明显，说明我省的经济发展结构可能在不断地完善、调整，但是同时逆差依然存在。所以，在开放环境下，我们应该谨慎对待，一定要把握好农产品进口的可靠均衡点，进口过少不利于缓解国内供需压力，进口过多将冲击将我国农业种植的稳定性和农民的种植积极性。在我国农产品对外依存度不断提高的背景下，必须合理安排农产品进口结构，认真研究并对待农产品对外贸易中存在的问题。
二、山东省农产品对外贸易存在逆差的原因分析
山东省农产品贸易出现逆差，其具体原因是多方面的，但归结为两点就是出口减少和进口增多，其中主要原因是由于出口的减少。
（一）出口减少的主要原因
山东省农产品出口减少大致受自身因素和外在因素两个方面的影响，其中，自身因素主要包括农产品的品质、品牌，政府效能等，而外在因素则包括宏观经济环境波动、生产要素成本高低以及经营管理水平等。
1、自身因素
（1）农产品技术含量低
农产品技术含量低是制约山东省农产品出口的重要因素。山东省虽是我国主要的农产品出口基地，但由于科技水平相对落后，出口产品大都以初级产品为主，深加工程度较低、附加值不高，出口产品结构也不够合理。在山东省农产品深加工的过程中，技术水平的高低直接影响着产品质量。由于我们的新品种研发、技术创新能力比较薄弱，所以目前有许多核心技术仅仅是在模仿国外企业，导致我省的农产品出口始终得不到良好的发展。与此同时，地方的农业结构调整总是强调数量而忽视质量，市场开发和产销协调工作较为滞后，导致普通产品多、新型产品少，低档和劣质品多、高档和优质品少，增加了农产品的供求矛盾和经营成本，在一定程度上影响了山东省农产品的市场形象。
（2）企业品牌建设滞后
目前，山东省出口的农产品大多数是贴着外商的品牌出口的，自主品牌的比例较低。农产品贴牌出口，使得定单数量和价格基本受外商左右，导致出口市场和消费群体不稳定，再加上国内农药、化肥、种子等价格的上升，靠贴牌生产所获得的利润越来越少。具体说来，山东省农产品出口企业普遍缺乏品牌意识，战略眼光短浅，建设品牌的积极性不高;有的企业虽然认识到了品牌建设的重要性，但因为投入大，短期经济效益不明显，因而缺乏主动性。其次，我省农产品出口企业大多是中小企业，普遍存在技术力量薄弱、设备落后、研发投入不足等问题，导致创牌企业的后续资源不足，产业结构调整和产品升级步伐缓慢。加上各方保护品牌的力度不够，使得在企业改制以及与外商合资、合作的过程中，闲置、浪费注册商标的现象时有发生，阻碍了品牌的发展。
（3）出口市场过分集中，潜在风险较大
目前，山东省农产品出口的市场结构不合理，市场主要集中在亚洲、北美，而对东欧、中东、拉美、非洲等地区的出口较少。这种过分集中的市场格局，使出口容易受到发达国家农业保护主义措施的冲击，导致其他国家对我省农产品的禁止进口、退货和索赔事件时有发生。同时，我省环保水平比较低，农产品的生产、加工过程以及组成成分、包装、贮藏等存在诸多不利于环保的因素。从总体而言，过分集中的出口市场使得绿色壁垒等非关税措施对我省农产品贸易所产生的负面效应远大于正面效应。
（4）产业升级转型滞后
与国际先进水平相比，我省还未完全实现从数量增产型向质量效益型的转变。在保证供需平衡后，如果继续盲目追求数量增加、规模扩大，必然导致价格下降，而且使土地、劳动力等资源不能实现优化配置。此外，受传统小规模分散种植的影响，我省建立大规模、专业化的农产品出口基地比较困难，实施科学耕作制度和先进管理的条件也不是很成熟。同时，由于订单不规范、技术不到位等因素，出口农产品的整体效益较低，加上受劳动力成本和传统种植观念的影响，农业产业化发展缓慢，一时难以形成较大规模的优势产业。
（5）政府职能低效
市场信息是农产品出口企业参与国际市场竞争的重要资源，及时有效的信息是企业赢得国际竞争制高点的关键。而目前，我省农产品出口信息服务与扩大农产品出口的要求还存在较大的差距。一是信息资源分散，缺乏统一的农产品出口信息资源协调机制，各部门现有信息资源得不到充分利用;二是没有建立农产品出口信息制度，企业无法获得及时、有效、权威的国际农产品供求信息、政策和质量卫生标准等动态;三是有关政府部门的信息服务工作机制还不够完善。如：还未建立针对扩大农产品出口的信息收集、分析和预警监测等服务体系;缺乏服务于农产品出口企业的市场开拓、出口促销、国际市场监测预警、技术推广、培训等方面的机制;农产品出口应急机制不健全，缺乏处理突发性灾害、公共安全卫生事件和紧急贸易摩擦等突发性事件的快速反应机制和贸易救助措施等。
2、外在原因
（1）新贸易保护主义日益严重
绿色壁垒以其隐蔽性强且易于操作，引起矛盾的目标比关税壁垒小得多等优势，越来越受到各贸易国青睐。当前，各国纷纷以生态环境、质量标准、社会责任、知识产权等形式保护本国农业。比如美国的《食品安全现代化法案》，日本的“肯定列表制度”以及欧盟推出的新食品安全法等，这一系列不断变更的要求提高了进口农产品检验检疫标准，直接限制了我省农产品的出口。
此外，严格的环保标准也削弱了山东省农产品在对外贸易中的优势。在传统的农产品对外贸易中，山东的花生、茶叶、柳编制品等产品都处于优势地位。但是，由于发达国家提出自然食品、生态食品等口号，对产品的包装标准也提出要求，使得山东省农产品目前难以达到发达国家的要求。总之，“技术壁垒、绿色壁垒”等日渐严苛的国外市场准入门槛限制了农产品的出口，并随着全球经济的低迷而蔓延和滋长。
（2）国际金融危机带来的外需减弱
目前，欧盟是中国最大的贸易伙伴、最大的技术引进来源地和重要的投资来源地，我国对欧出口约占出口总量的五分之一，而欧盟各国在欧债危机后纷纷采取财政紧缩政策，在影响欧洲经济增长前景的同时，也对中国的出口商品需求造成了较大的负面影响。具体说来，国际金融危机的深化在削弱外部需求的同时，也使贸易保护主义加剧，一些针对我国出口农产品的反倾销、反补贴案件明显增多。因此，在上述情况下，我省农产品出口受到影响在所难免。2011年，我国贸易顺差从2010年的1830亿美元缩小到1551.4亿美元，下降明显。研究表明，欧美经济增长每下跌1%，中国出口增长就要下跌6%。同时，欧债危机将通过减弱中国外需，削弱中国对欧盟的出口来降低中国的经济增速。
（3）人民币升值
人民币升值对出口导向型行业最直接的影响就是出口价格的相对提高，这意味着中国产品在国外价格竞争力的下降。农产品生产及加工企业总体利润水平低，人民币升值压缩了出口农产品的利润空间，对农产品的国际竞争力产生很大影响，是影响农产品出口的重要因素。而山东省农产品出口企业中大多数是中小型加工贸易企业，这些企业是靠价格优势来参与国际竞争，人民币升值使其成本增加、利润下降，最终导致出口减少。
（4）国内生产要素成本上升
当前，农产品出口企业的出口成本大幅度增加。一是农产品加工业属于密集型产业，由于劳动用工紧张，加上国内工资普遍上涨，导致工人工资提高;二是受石油涨价影响，化肥、地膜、农用柴油等农用物资价格上涨，农产品种植、养殖、运输等成本提高，带动农产品原料价格上涨，使企业出口受到很大影响;三是“肯定列表制度”等提高了出口检验成本，延长了通关检验时间。比如欧盟各国加强了对进口产品的质量检测，对多项农残、微生物和重金属强制检验，延长了报验时间，增加了相关费用。
除上述因素外，中东局势依然动荡、国际大宗商品价格高位运行、新兴经济体普遍面临通胀压力、宏观经济形势复杂多变、通胀预期、农产品价格异常波动等诸多因素都会对农产品出口造成不利影响。
（二）进口增多的主要原因
1、国内资源有限，对外需求增长迅速
从进口的具体品种来看，我国进口的产品主要集中土地密集型作物上，即亩产量较低并不需要大量劳动力的品种上，而出口农产品则依然集中在我国优势比较明显的蔬菜等劳动力密集型品种上。由于我国是一个消费大国，光靠国内有限的资源来满足庞大的需求肯定是不行的，必须从全球范围内在国际市场上来配置资源，包括一些农产品，特别是我们山东这样的农产品需求大省，出现逆差在所难免。山东2012年出口的都是占用土地资源较少、地产优势明显、附加值相对较高的经济作物，进口的都是土地密集型的大宗农产品，在出口综合效益不断提高的同时，进口对这个农产品加工大省、棉纺大省和畜牧大省的支撑作用越来越明显。
2、生产成本急剧上升，价格增幅过大
山东省人均土地资源相对紧张，在保证粮食等基本农作物供应稳定的前提下，适当进口经济作物，有利于降低农产品成本，将是加入WTO后山东省农业的必然选择。山东乃至全国出口的农产品多是劳动密集型，而进口的农产品则是土地密集型，进口这些产品有利于缓解国内粮食压力，并且可以降低企业的生产成本，增强企业竞争力，对稳定物价也有明显的好处。
山东省耕地整体质量水平下降，导致土地密集型农产品生产成本较高。同时因为城镇化等因素，耕地数量仍在减少，且现存耕地整体质量水平也在不断下降，从而导致土地密集型农产品的生产成本急剧上升，价格水平越来越高。并且山东农业生产具有经营规模小、生产组织化程度低和农业科技含量低的弱势，造成同等产量下单位投入高，即生产成本高。此外，加上一些地方政府对农民的不规范收费，造成农民进行生产和再生产的代价高昂，形成较高的成本外支出。所以，山东土地密集型农产品的价格近年来持续上升，至今已高出国际市场价格较大幅度，在价格方面失去竞争优势。因此，农产品进口在山东省不仅会成为常态，而且有进一步增大的趋势。
3、国家扩大进口的政策促进了农产品的进口
我国外贸看重的是优化结构，目前的政策是在出口保持10%增速进入一种常态后，继续通过扩大进口来加速转型升级，实现贸易平衡。中国政府网公布的《国务院关于加强进口促进对外贸易平衡发展的指导意见》称，在保持出口稳定增长的同时，要更加重视进口，适当扩大进口规模，调整“奖出限进”、“宽出严进”的工作思路和政策体系，坚持进口和出口并重。同时，我国将调低部分商品进口关税，继续落实对最不发达国家部分商品进口零关税待遇，加快降税进程，进一步扩大零关税商品范围。国家这些扩大进口的政策都起到了促进农产品进口的作用。
四、发展山东省农产品对外贸易的对策分析
2013年年末，关于粮食安全新战略，中央经济工作会议提出“20字方针”，即以我为主、立足国内、确保产能、适度进口、科技支撑。所以根据现实需求，改善山东省农产品外贸逆差现状，促进农产品出口应该以市场为导向，以科技为动力，以提升国际竞争力为核心，优化结构，提高质量，深化加工，强化营销，努力提高农产品行业的整体素质和经济效益，实现比较优势向竞争优势的转化。
（一）加大对农业的支持力度
要解决山东省农产品外贸逆差，关键还是要加强对农业的支持力度，提高粮食单产水平和农业规模化、产业化程度，并鼓励大型农业企业特别是民营企业走出去。如果农业支持力度不能持续加强，大规模的农产品进口就会成为常态。因此政府要深化并拓宽各项惠农、支农政策，努力提高农产品国际竞争力，继续调整农业结构、推进现代农业建设、促进农民持续增收。积极开拓国际市场，制订农产品海外营销支持计划，在国际农产品、食品专业展会上，对中国农产品进行整体宣传，提高我农产品国际知名度。强化农产品出口的公共服务体系，整合信息资源，跟踪监测重点出口市场的动态，建立有效的国际农产品信息机制，等等。
（二）优化区域布局及产品结构
按照“比较优势原则”，充分利用自然条件，并借助发达的工业技术体系和先进的交通运输设施，使农产品实行区域化、专业化管理，形成合理规模的生产能力，从而获得高质量的产品。2013年粮食进口量仍然激增不是因为供给存在问题，而是国内外价差较大，导致国际市场上的粮食大量涌入中国。所以在今后，我省应根据各地区气候、水土等资源条件，因地制宜地安排农业生产，建立“品牌生产、外向销售”的“适地生产”结构。同时，处理好数量与质量、城市郊区与大农区、保护地与露地、科研与生产、生产与流通的关系，并采用适当的栽培方式和设施，以低成本、高效益生产出精品名牌的畅销农产品。此外，我们要以国内外市场需求为依据，对农产品行业进行全省性的统筹规划，安排农产品的沿线、沿海、沿边的发展布局。
（三）加快农产品品牌建设，提高国际竞争力
品牌是产品竞争力的一个重要标志，是企业生存和发展的灵魂。因此，加强农产品品牌建设，开发自主知识产权产品，提高核心竞争力至关重要。我省农产品出口企业应大力发展品质好、档次高的农产品，注重农作物的营养平衡与调节，推动农产品优质化的进程。当今的农产品已进入以品质求生存、靠品牌经营打市场的新阶段。在严峻的挑战面前，龙头企业必须尽快转变旧的观念，树立品牌意识，实现由商品经营向品牌经营的转变，从而起到更好的模范带头作用。要把发展龙头企业与科技兴农紧密结合起来，使龙头企业成为农业技术开发与推广的主力军。
（四）积极推进农产品出口市场多元化
政府要支持企业参加国内外知名专业商品展销会，拓宽出口渠道。要引导企业进一步完善市场开拓方式，制定详细的市场开拓规划，从市场调查、新产品开发、营销策划、产品展示与推介等多个方面进行推进，逐步推动产业发展。针对不同出口市场的需求规模、企业的不同需求，分别制定相应的市场计划。比如针对日本市场需求的变化，要引导企业及时调整出口商品结构，减少生鲜类农产品的出口，加大熟制品出口的比重，加强产品的深度开发。对东南亚及港澳台等周边市场，重点发展冷冻鲜活农产品的出口。对欧美等市场，要着重发展技术含量高、附加值高的精深加工产品。
（五）严抓产品质量，努力适应国际市场变化
农产品质量是关系人民生命健康和经济发展的重大问题，其已成为企业参与国际竞争的重要条件。提高农产品质量是提高山东省农产品出口企业的核心竞争力的关键所在。企业方面要加强其自身建设，确保产品质量安全。企业应建立标准化的生产基地，要做到“源头能控制，过程可追溯，质量有保证”。建立健全农产品质量监察完善体系，完善从种养殖、加工、储存、运输、销售等全过程的质量检验控制体系，并对薄弱环节制定相应的弥补方案，改进生产工艺，严格操作规范，努力降低农残指标。此外，政府应制定、完善并认真贯彻实施与农业有关的环境保护方面的法律法规，加强农村环境保护政策研究，建立农业环境管理制度。同时，发展生态农业，保证农产品质量，走可持续发展农业之路。
注释：
[1]?聊城大学校级重点项目《海陆联动下产业集群与区域经济发展》阶段性成果之一。
参考文献
[1]于树青，张华芹.农产品品牌营销研究[M].北京：经济科学出版社，2011，（3）.
[2]庄佩芬.农产品出口技术性贸易壁垒问题研究[M].北京：对外经济贸易大学出版社，2009，（4）..
[3]张献奇.绿色壁垒与我国农产品国际贸易[J].现代企业，2008，（1）.
[4]史跃林，袁隆平，官春云.农产品出口指南[M].北京：中国三峡出版社，2008，（5）.
关键词：河北省；区域经济增长；对外贸易
1区域经济增长与对外贸易的相关理论
区域经济，指在生产要素、商品劳务不能完全流动，经济活动不完全可分，创新能力具有部分排他性和竞争性的前提下，特定区域的经济活动和经济关系的总和。区域经济发展就是经济进步，区域经济增长是区域经济发展的一个方面。
对外贸易是指某个国家或地区与其他国家或地区之间所进行的商品或服务的交换活动，其本质是商品和服务在世界范围的跨境转移和重新配置。
对外贸易与区域经济增长的关系一直是理论界争论的焦点之一。按照马克思主义的观点，对外贸易与区域经济增长的关系，归根到底是交换与生产的关系。较系统地论述贸易发展利益的古典经济学家，是英国的约翰・穆勒，他第一次明确区分了贸易利益和发展利益。之后的亚当・斯密、李嘉图、俄林等也对这一观点进行了发展。其中较为著名的是d・h・罗伯特逊在20世纪30年代首次提出来的对外贸易是“区域经济增长的发动机”命题。而到了70年代，克拉维斯提出了对外贸易不是增长的“发动机”，而只是增长的“侍女”（handmaiden）的见解。国内学者对此问题的研究较晚，大多集中在对我国区域经济增长与贸易的时间序列数据的检验上。
我国各省市之间的经济发展水平差异很大，对外贸易对一个地区有推动作用不代表对所有地区都有推动作用。因此，本文采集了相关的统计数据，对河北省对外贸易与区域经济增长的相关性进行了分析，力求突破以往研究的局限性。
2对外贸易与区域经济增长的相关分析
2.1衡量指标及数据的选取
对外贸易量指标为进出口总额、出口总额、进口总额；衡量区域经济增长的指标有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文选用GDP来衡量，这也是我国常采用的一种衡量指标。本文选取1989～2008年进出口总额、出口总额、进口总额与GDP，数据来源于2009年经济年鉴，其中的进出口额是采用2008年底人民币对美元汇率（6.8252）进行处理后得到的，金额单位为亿元（人民币），其具体数值见表1。
2.2数据的处理过程
本文利用一元线性回归分析进行数据处理，所谓回归分析法，是在掌握大量观察数据的基础上，利用数理统计方法建立因变量与自变量之间的回归关系函数表达式（称回归方程式）。如果在回归分析中，只包括一个自变量和一个因变量，且二者的关系可用一条直线近似表示，这种回归分析称为一元线性回归分析，其数学公式为yi=a+bxi+εi。本文是利用excel进行的数据处理，其基本步骤为：
1）利用数据建立散点图，选中数据，再依次选择“插入”-“图表”，选择X，Y散列点图。
2）添加趋势线，单击新生成的X，Y散列点图，在依次选择工具栏按钮“添加趋势线”-“类型”中选“线性”，“选项”选择“显示公式”和“显示R平方值”。
3）检验，给定显著性水平为0.001，按n-2查相关系数临界值表，查出相应的临界值，将相关系数R2与其进行比较，当R2>=时，其相关性水平显著，说明该模型通过检验。
2.2.1进口总额与GDP的回归分析
设进口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果见下图：
其中，n=20，查出相应的临界值=0.6524，R2=0.9108，R2>，其相关性水平显著，即进出口总额对GDP的影响是显著的。
以上模型从经济意义上解释，当进出口额每增加1个单位会给GDP总量带来6.5465个单位的增加量。因此，今后应重视发展对外贸易充分发挥对外贸易对区域经济增长的作用，增强国民区域经济增长能力。
2.2.2出口总额与GDP的回归分析
设出口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果如下
其中，n=20，查出相应的临界值=0.6524，R2=0.9228，R2>，其相关性水平显著，即出口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP总量带来10.405个单位的增加量。
2.2.3进口总额与GDP的回归分析
设进口总额为因变量，GDP为自变量，分析结果如下。
其中，n=20，查出相应的临界值=0.6524，R2=0.8802，R2>，其相关性水平显著，即进口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP总量带来17.454个单位的增加量。
3结论与思考
3.1结论
本文对对外贸易整体与区域经济增长的关系、区域经济增长与进、出口之间的相关性进行了回归分析，得出进出口总额、出口总额、进口总额对区域经济增长有较大的影响，出口和进口共同对区域经济增长起促进作用。在早期经济发展水平较低时，出口对区域经济增长有较大的促进作用，但到了经济发展水平较高时，我们更应该注重进口贸易对区域经济增长的影响。
一国的区域经济增长主要取决于投资需求、消费需求和出口需求三驾马车，在其他条件不变时，出口的扩大意味着有效需求的扩大，从而促进了区域经济增长。但我们同样不可忽视进口的作用，河北的进口品中有大量的省内急需的关键生产设备、高新技术和重要原材料，这些进口品有利于促进科技进步和生产率的提高，在生产中发挥了重要作用，有些进口品是直接为出口服务的，而且我们可以看出就现阶段而言，进口而对区域经济增长的影响是最大的。
应制定进口战略，把进口与产业结构调整、技术改造紧密结合起来，有秩序地促进那些经济建设急需的资源、原材料及先进的设备和适用技术进口，加快进口向现实生产力的转化。总之，在知识经济时代，面对对外贸易的新趋势，对外贸易要求的发展应实现从对外贸易观念的创新到对外贸易战略政策、体制的创新，直到对外贸易法制制度、贸易构成和贸易工具的全面创新。
3.2思考
虽然我们可以得出，进口对河北省的区域经济增长有较大的影响，但是当增加1个单位的进口量和增加1个单位的出口量时，那么对外贸易总额就增加了2个单位，可是区域经济增长量此时却存在矛盾，这是我们需要思考的问题。
虽然不能解释上述原因，但我们至少可以明白：（1）这不是一个简单的加量运算；（2）在影响河北省区域经济增长的三个量中，影响最大的是进口；（3）虽然进口对河北省的区域经济增长影响最大，但我们不能盲目的去提高进口水平，而需要综合考虑各种因素，制定出一个合理的增加进口的方法策略。
参考文献：
[1]于俊年.计量经济（第二版）[M].对外贸易经济大学出版社，2007.
[2]刘荣增等.区域经济系统论纲[M].科学出版社，2011.
[3]朱廷，于宾.对外贸易与区域经济增长：文献述评[J].兰州商学院学报，2006，（5）.
关键词:对外贸易;经济增长;实证分析
一、引言
近10年来,随着我国改革开放的程度加深和世界经济的快速发展,四川经济和对外贸易也得到较大的发展,其国民生产总值从2000年的3928亿元增加到2008年的12506亿元,在西部率先突破了万亿大关,年均增长11.6%;对外贸易方面,四川省近10年来也保持较高的增长水平。1991年进出口总额是11亿美元,1996年进出口总额已经突破20亿美元的大关,2003年后,四川省对外贸易进入快车道发展阶段,进出口贸易额从2003年的56亿美元增长到2008年的220亿美元,年均增长25.6%,高于西部增长的平均水平。上述情况能否说明在一定程度上对外贸易促进了经济增长?本文是在分析前人研究成果的基础上,以四川省为研究对象,利用四川省1979-2008年的统计数据,采用近年来主流的单位根检验、协整理论和Granger检验,对贸易增长与经济发展的关系进行实证分析,探讨四川省对外贸易与经济增长之间的内在关系,并提出相应的政策和建议。
二、文献综述
研究对外贸易与经济增长之间的关系,一直是经济学界研究的一个热点。最早涉及贸易与经济增长关系的是英国的古典经济学家亚当・斯密,他提出了动态生产率理论和“剩余产品出口”模型,认为贸易对经济增长具有促进作用。1937年英国学者罗伯特逊D.H.Robertson提出“对外贸易是经济增长发动机”的命题,其主要着眼点在于阐述后进国家可以通过对外贸易尤其是出口增长来带动本国经济的增长。凯恩斯的对外贸易乘数理论则认为出口的增长最终会导致GDP的成倍增长。克鲁格曼和赫尔普曼也论述了在规模报酬递增的条件下,通过出口扩大产量、降低成本以推动经济增长的内在机制。
从实证分析方面来看,国内外的经济学者在对外贸易与经济增长的关系和作用方面也进行过很多研究,但由于研究方法、采用数据各不相同,其结论也不尽一致。如Balassa(1978)认为出口对经济增长具有促进作用的结论;JordanShan&FionaSun(1998)得出我国的出口与实际工业产量之间有一种双向的因果关系;林毅夫(2001)通过联立方程组,通过实证分析得出“出口增长对经济增长具有较大的促进作用;王笑寒(2008)认为我国进口与国内生产总值之间存在较强的相关关系,尽管各自增长是非平稳性的,但二者之间存在长期稳定均衡关系,进口在很大程度上促进经济的增长;谭俊兰(2009)实证分析的结论为:出口和进口对广东省的经济都发挥了正向的促进作用,对外贸易与广东省经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。
上述研究表明:对外贸易与经济增长存在密切关系。但我国幅员辽阔,不同地区经济结构和经济发展水平存在很大差异,使得对外贸易与经济增长在不同地区可能存在着不同的数量关系。同时,对外贸易与经济增长的研究主要集中在发达省份和地区。因此,研究四川省的经济增长与对外贸易的发展之间关系成为必要。
三、实证分析
(一)实证分析样本的选取
本文采用1979年到2008年共30年的统计数据,数据来源于《四川省统计年鉴》(1997、2009)。用出口总额(Ex)、进口总额(IM))来反映对外贸易水平;用国内生产总值(GDP)来反映经济增长。为了分析方便,把国内生产总值的单位换算为万美元,在转化过程中用到的人民币汇率的数据是中国外汇管理局公布的汇率。为了避免数据序列的剧烈变化,分别对三个数据进行对数处理,即:LnGDP、LnEX、LnIM。这样处理可以消除各个变量之间的异方差性,使变量的变化趋势线性化,不改变变量之间的协整关系。
(二)变量时间序列的平稳性检验
由于本文所选的分析变量是宏观经济的变量,这种变量的时间序列都不是平稳的,随着时间的位移而持续增长,也就是说有一种长期趋势的特征。但是当经济出现突发震荡后,受冲击的宏观经济变量是逐渐回到它们的长期增长的趋势上去呢?还是出现随机游走的状态呢?所以如果用OLS进行回归,这时会出现虚伪的回归。同时,冲击对经济变量的影响不会短时间内消失。所以,为了确切知道变量的状态,有必要对经济变量进行平稳性检验。本文运用ADF检验法对各变量进行单位根检验(见表1)。
检验类型(c,t,k)分别表示单位根检验方程中包括常数项、时间趋势和滞后项的阶数,加入滞后项是为了使残差项为白噪声,表示差分算子,*表示在5%的显著性水平下平稳,**表示在10%的显著性水平下平稳。
从表1中看以得出:LnGDP、LnEX、LnIM的ADF大于在5%的临界值,所以LnGDP、LnEX、LnIM时间序列不平稳。进一步检验变量一阶差分序列以确定变量的单整阶数,LnGDP的序列在10%临界值状态下是平稳的;LnEX、LnIM的ADF值均小于5%临界值,因此它们的一阶差分是平稳的,即LnGDP、LnIM、LnEX为一阶单整变量,适合进行协整分析。
(三)各个变量间的协整分析
由上述单位根检验知:LnGDP、LnIM、LnEX为一阶单整变量,它们之间应该存在一个平稳的线性组合,即GDP、出口总额、进口总额之间应该存在一个长期的稳定关系。笔者利用Johansen检验法来检验变量间的协整关系,在利用Eviews5.0软件检验时,选取观测序列没有确定性趋势且协整方程(CE)有截距,滞后期为13。检验结果如表2所示。
根据表2的Johansen协整检验结果,可以发现:第一个似然比统计量71.880于5%水平下的临界值29.68,因而在5%的临界值水平下拒绝零假设r=0,即检验结果说明了序列LnGDP、LnIM、LnEX之间不存在协整关系的零假设不成立。第二个似然比统计量11.8599小于5%水平下的临界值15.41,因而不能拒绝零假设r≤1。第三个似然比统计量3.770174大于5%水平下的临界值3.76,因而在5%的临界值拒绝零假设r≤2。因此,序列LnGDP、LnIM、LnEX之间有且只有一个协整关系。这样可以通过0LS建立进口贸易、出口贸易和国内生产总值之间的模型:
LnGDP=11.49608+0.524069lnIM+0.19385lnEX
(24.4418)(4.01343)(1.3357)
R2=0.8046
(四)Granger因果关系检验
协整检验结果告诉表明,四川省进口与经济增长、出口与经济增长、进出口总额与经济增长以及进口和出口之间存在长期稳定的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,则需要进一步验证。本文采用Granger因果检验法进行检验(见表3)。
从检验结果可以看出:在5%的显著性水平下,LnGDP既不是LnIM的格兰杰成因;也不是LnIM格兰杰成因。但是在同样的显著水平下,LnEX、LnIM是LnGDP的格兰杰成因;LnIM是LnEX的格兰杰的成因。
四、结论
综合以上分析,我们得到四川省对外贸易与经济增长之间的关系。
第一,协整关系检验表明:四川省对外贸易与经济增长之间存在一定的相关关系,虽然存在各自的序列自相关,但从长期来看,两者之间存在着均衡关系,对外贸易对四川贸易增长起着促进作用:进口量增长1%,GDP增长为0.52406%;出口量每增长1%时,GDP就增长0.19385%。
第二,通过Granger因果关系检验,我们可以看出:在短期内,进出口贸易增长是经济增长的格林兰原因,出口贸易的增长是进口贸易增长的格林兰原因。因此,在短期内,四川省应该引进大量先进的技术、管理方法和经验,进口适用的技术、成套设备和关键的短缺资源推动了本国的技术进步,促进了出口产业的升级换代,从而提高出口产品的竞争力,有利于出口的增长。
参考文献:
1、于俊年.计量经济(第二版)[M].对外贸易经济大学出版社,2007.
2、王笑寒.我国进口贸易与经济增长的实证分析[J].现代商贸工业,2008(10).
3、谭俊兰.广东省对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].价值工程,2008(8).