出口貿易經濟精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇出口貿易經濟，期待它們能激發您的靈感。

篇1

關鍵詞：經濟增長，進口，出口，誤差修正模型

一.引言

從亞當.斯密提出“剩余產品出路”的學說以來，對外貿易與經濟增長的關系一直都是經濟學家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻包括：凱恩斯的對外貿易乘數理論；E.哈根等從出口貿易對技術進步的促進來探討其推動經濟增長的作用；羅默的內生經濟增長理論等[1]。

李京文(1996)[2]通過經濟增長模型的實證分析，指出出口增長對我國經濟增長具有拉動作用。彭福偉(1999)[3]發現凈出口與經濟增長的相關度較弱。陳家勤(1999)[4]認為出口貿易對經濟增長具有巨大的推動作用。楊全發(1999)[5]對巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國數據進行檢驗，認為出口對于經濟增長具有正向促進作用。劉曉鵬(2001)[7]認為出口與經濟增長的相關度較弱。Lawrence(2000)[8]在部門的層次上檢驗了日本1964～1985年和韓國1963～1983年的進口和產業政策與勞動生產率的關系，發現進口是促進勞動生產率增長的一個重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個國1965-1990年的專利數據來代表這些國家的模仿與創新，量化了高科技產品進口對進口國(發展中國家)模仿與創新的溢出效應，來自發達國家的外來技術對進口國單位資本GDP增長的貢獻大于其國內的創新。Lawrence(1999)[8]在美國對20世紀80年代100多個制造業產業中國際競爭力對其全要素生產率的影響進行了研究，發現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業化國家間通過資本品貿易和外商投資而產生的R8D溢出效應。

以上研究成果在運用計量模型進行實證分析時因忽略了相關重要變量而使得檢驗和經濟解釋具有相當大的局限性。跨國(地區)的截面數據的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數據是平穩的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩的時間序列關系，則容易出現偽回歸現象[11]，另外，已有的研究假設所選的國家具有共同的經濟結構和相似的生產技術，這在現實生活中無法滿足，對于所研究變量的定義和時期的選取也會影響經驗結論等。上述對于單個國家(地區)時間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結論，其主要原因有以下三點：實證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗統計量選擇的差異。例如，進出口對于經濟增長的作用往往是經歷一定的時滯，若忽略這一因素而進行最小二乘估計就會得出片面甚至錯誤的結論。基于上述考慮，筆者通過分析進口、出口和經濟增長三者的協整關系，并進而建立誤差修正模型，深入地探討了進口和出口對于經濟增長的影響。

二.數據和模型分析

本文采用出口總額(EX)、進口總額(IM)來反映對外貿易狀況，通過國內生產總值(GDP)反映經濟增長。本文依據各年《中國統計年鑒》從1985年至2005年的以當年價格計算的國內生產總值和以1985年為基期的按可比價格計算的國內生產總值指數，折算出1985年為基期的國內實際生產總值。為消除數據中可能存在的異方差性，分別對上述三個變量進行對數變換，其對應序列記為LEX、LIM和LGDP。1．對GDP、出口和進口對數序列的ADF檢驗中，包含了位移項（intercept）和趨勢頂(trend)，因為從圖1中可以看出，這二個序列都包含一定的位移和趨勢，如果不考慮位移和趨勢就可能產生錯誤的單位根判斷；而對差分序列的ADF檢驗中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢頂，因為圖2顯示這二個序列都不包含位移和趨勢。

2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設。

GDP、出口和進口的對數序列ADF統計量的絕對值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對值，不能通過ADF檢驗，這三個序列都存在單位根，是非平穩序列。而這三個差分序列的ADF統計量絕對值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對值，不存在單位根，都是平穩序列。GDP、出口和進口的對數序列是一階平穩序列，因此可以進一步檢驗三個變量之間是否存在協整性。

2.協整檢驗和誤差修正模型ECM

本文采用使用Johansen極大擬然估計法檢驗經差分修正后的平穩序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準則來確定最佳滯后期。在滯后期數確定之后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢進行驗證，然后再對數據進行協整檢驗[12]。在5%的顯著水平下，經濟增長與出口、進口之間存在唯一的協整關系。根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來建立誤差修正模型。

第一步，先建立長期關系模型，即對水平變量(ordinaryvariable)進行OLS估計，其方程如下：

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

(13.53709)(4.293514)(0.291202)

=0.967508S.E.=0.096935

從進出口總額與GDP之間的長期關系來看，GDP對出口的彈性為0.623，而對進口的彈性為0.0497，出口比進口對經濟增長具有更強的影響，而且進口項的系數未能通過t檢驗，即在統計上是不顯著的。

第二步，建立短期動態關系，即誤差修正模型。將長期關系模型中的各變量以1階差分的形式重新構造，井將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的過程中，對短期動態關系逐個進行檢驗，不顯著的項逐漸剔除掉，直到找出最適當的表達式。筆者用EC表示長期關系方程(1)中的殘差，通過試驗，得到兩個比較適當的表示短期動態關系的誤差修正方程方程(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

這兩個方程中的回歸系數都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數為負，符合反向修正機制。方程(2)說明從短期動態關系來看，我國的GDP和出口、進口序列之間存在著密切的聯系，但進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用，這不僅表現在進口項和出口項系數的大小上，而且也表現在進口項的系數在1%的顯著水平上通過檢驗，而出口項的系數在10%的顯著水平上才通過檢驗。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長率的含義，因此，進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.047%，出口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.229的比率對本年的GDP增長率做出修正。

方程(3)是在進一步剔除了不太顯著的出口項后得到的誤差修正模型。它表示在短期內不考慮出口對GDP的影響時，進口對GDP增長的促進作用。進口項的系數說明進口增長率每增加1%，GDP的增長率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進口的非均衡誤差以0.217的比率對本年的GDP增長率做出修正。

3.向量誤差修正模型VEC

Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協整，則這些變量之間至少存在一個方向的Granger因果關系：要么滯后差分項的系數聯合檢驗(一般用F檢驗)顯著，因而存在短期因果關系，或者誤差糾正項系數顯著而存在長期因果關系。因此，在確定變量之間存在協整關系后，就可以構造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調整速率及短期互動影響井觀察變量間的因果關系。表3為根據向量誤差修正模型得到的估計結果，對表3的結果進行分析，可以得出以下結論。

(1)根據表3第一列數據分析各變量對GDP增長的短期影響及長期均衡關系，從短期來看，進口對GDP的影響僅在兩個時滯后在10﹪的水平上對GDP有正向影響，可能是因為進口相對減少了內需。另一方面進口的增加將會淘汰落后廠商，所以起初進口的增加對產出增長有負向作用，但兩個時滯后，進口的機械設備或原料會提高生產效率或加工后的產品銷往國外賺取附加值，從而促進經濟增長[14]。我國長期以來所實施的進口政策是鼓勵生產性資本品的進口而限制消費品的進口，在我國的進口中包括了大量的先進設備和技術以及我國短缺的原材料，這無疑也會對我國的經濟增長產生重要的推動作用；各變量均通過長期均衡關系來影響GDP的增長，每年LGDP的實際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實了黃國祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點。

(2)總產出對進出口影響不顯著，主要的原因在于我國的出口產品結構升級戰略仍處于外延式、粗放型增長階段[17]，出口以價格競爭為主，未能有效提高出口產品的質量和增加值，從而影響了出口對經濟增長的促進作用。現階段我國實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿易戰略仍然是停留在粗放型、數量型的增長上，還未能實現有效提高出口產品質量及附加值的集約型發展方式的轉變[2]。

注：括號內的數字為t檢驗統計量，EC為反映短期對長期均衡調整的誤差糾正項。

4.格蘭杰因果檢驗

對各變量的因果關系檢驗如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經濟增長的原因，但經濟增長不是出口的原因；經濟增長與進口之間以及出口與進口之間都不存在因果關系。

三.主要結論與政策建議

通過協整檢驗分析，得出的結果具有明顯的經濟意義：出口對國民經濟增長具有推動作用，進口對國民經濟增長具有一定的抑制作用，但進口對國民經濟增長的抑制作用要比出口的促進作用小得多，這與新古典經濟學“出口促進經濟增長”的假說相吻合。現代經濟理論認為，一國對外貿易對經濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率((TFP)的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。全要素生產率的提高則包括產業結構優化、規模經濟、制度創新、知識進展等等，全要素生產率的高低反映了一國經濟增長的方式一，經濟增長集約化的程度.對一國經濟增長具有及其重要的意義，而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關系。

從短期動態關系來看，出口和進口都對國民經濟的增長具有促進作用，但出口對國民經濟增長的促進作用比進口小得多，而且出口項系數不能通過5%顯著水平的統計檢驗。這說明就短期動態關系而言，對外貿易對經濟增長的促進作用主要是通過進口來實現的。就當前情況而言，擴大出口是促進經濟增長的有效途徑，但要在擴大出口的同時盡可能的保持進口的同步增長，要盡量保持進出口平衡，因為我國現階段還不是完全意義上的出口導向型，進口對于經濟增長的彈性仍然相當大。

格蘭杰因果檢驗顯示我國出口與經濟增長的相關關系較弱，主要是因為傳統上我國出口的擴大對經濟增長的促進作用主要是依賴對閑置資源的利用。我國正逐步放棄傳統出口增長的貿易戰略，我國的初級產品出口基本上是符合市場調節機制的。我國的出口增長是可以獲得貿易利益，并可為剩余資源找出路，故而對經濟增長具有一定的促進作用。我國的制成品出口主要還集中于一些勞動密集型產品，以便發揮我國勞力和資源的優勢，在國際上，這必然會面臨勞動力和資源更加低廉的東南亞國家的有力的競爭，致使貿易條件進一步惡化。根據我國要素稟賦的特點，大力發展具有比較優勢的勞動密集型產業，促進出口迅速發展和出口商品結構的優化，同時能夠擴大就業，緩解就業壓力。

從中長期來看，為了發揮出口貿易在經濟增長中的作用，應該推進高新技術產業的發展，進一步提高技術進步的增長貢獻，加強附加值高的產品的出口，是貿易出口盡快實現從勞動力和資源為主的粗放型向質量和技術為主的集約型的出口方式的轉變，努力提高出口產品的國際競爭力。

參考文獻：

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[3]彭福偉.怎樣看待目前對外貿易對國民經濟增長的作用[J].經貿論壇，1999,(1):15-19.

[4]陳家勤.適度增加進口的幾點思考[J].國際貿易問題，1999,(7):11-15.

[5]楊全發.中國出口貿易對經濟增長的影響[J].世界經濟與政治，1998,(8):54-58.

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[15]黃國祥，沈茹.美國的高科技產業與貿易[J].國際貿易問題，1999,(12):33-37.

篇2

1.1服務出口貿易的經濟效應

 

出口作為GDP増長的三個主要動力之一，服務出口貿易與降級増長具有較強的相關性，服務貿易出口擴大服務產業市場，提高服務貿易的國際競爭力，増加服務貿易外匯收入，帶動服務貿易相關性部門的發展，從而推動經濟増長。以服務出口貿易額(X)為解釋變量，以GDP為被解釋變量，運用對數一對數模型的最小二乘估計(OLS),來分析服務出口貿易的經濟效應。

回歸方程系數顯著，LnX的系數不能通過5%的顯著性水平檢驗，通過10%的顯著性水平檢驗，服務出口對經濟増長的正向促進作用相對較弱，解釋能力相對較小。經濟總量(GDP)在服務出口貿易増長1%的前提下，將會増長0.2527%。反映出我國服務出口品的國際競爭力不強，制約其經濟效應的發揮。

 

1.2服務進口貿易的經濟效應

 

根據宏觀經濟増長公式GDP=C+I+X-M，進口是經濟増長過程中的重要變量，進口通過影響出口和進口國內所需的生產要素以及生活必需品，作用于服務產品國際和國內市場，進而影響整體經濟。以服務進口貿易額(M)為解釋變量，以GDP為被解釋變量，通過對數一對數模型的最小二乘估計(OLS)，來分析服務進口貿易的經濟效應。

 

2服務貿易的開放度與競爭力

 

通過以上服務貿易的經濟效應分析看出，服務貿易對經濟増長的作用日益顯著，服務出口貿易的經濟帶動作用相對較弱，服務進口貿易具有很強的經濟促進作用。盡管如此，我國服務貿易水平仍處于較低的發展層次上。我國服務貿易的經濟效應未充分發揮的部分原因在于服務貿易的開放度較低，而服務貿易低的開放度又在以一定程度上受到低的服務貿易競爭力的影響，低的服務貿易開放度和低的服務貿易競爭力反過來又制約了服務貿易經濟效應的發揮。

 

開放度的內涵是一國經濟融入國際市場的程度和國外經濟主體和要素進入該國國內市場程度的綜合，主要包括服務貿易開放度和外商投資開放度。服務貿易開放度衡量了一國的服務貿易融入到國際市場和國外服務生產要素進入本國市場的程度，從另一個方面又體現了國際服務業市場對本國整體經濟増長影響度。服務貿易開放度為服務貿易進出口總額占該國經濟總量(GDP)的比重。

 

3政策啟示

 

為提高我國服務貿易的對外開放度和増強我國服務貿易的國際競爭力，進而充分發揮服務貿易的經濟效應，我國服務貿易應進行結構性調整和升級以及發展環境改善。

 

3.1引進、消化國外先進服務要素

 

根據1997?2008的時間序列數據回歸分析結果，服務貿易總體、服務貿易出口、服務貿易進口與總體經濟之間存在正相關關系，均對總體經濟具有正向的促進作用。僅從回歸系數，不考慮置信區間，服務貿易進口對國民經濟増長的促進作用大于服務貿進口的整體經濟效應，服務貿易出口的經濟效應沒有充分發揮。因此，為提高服務貿易出口對經濟増長的帶動作用，在穩定具有傳統優勢的勞動、資源密集型服務貿易出口的前提下，通過増加服務貿易的進口來獲得國內缺少的知識和技術密集型服務要素，以改造傳統服務業，進而極高服務貿易出口的層次。

 

3.2基于傳統服務優勢，提高服務貿易的技術知識內涵

 

從我國服務貿易的開放度和服務貿易的國際競爭力來看，服務貿易的開放度雖有一定的提高，但是我國服務貿易的開放層次仍然較低，在物化技術、知識、管理等高級生產要素的高附加值的現代服務貿易產品在國際市場的競爭中處于不利地位。基于我國服務貿易的出口競爭現狀，根據比較優勢理論，勞動密集型服務產品仍然是我國服務貿易的比較優勢和競爭基礎所在，我國在服務貿易的國際市場競爭中，應以服務產業的比較優勢為基礎，穩定具有比較優勢的勞動密集型服務產品的出口。同時，加快物化技術、知識、管理等生產要素的生產產業(金融、保險、咨詢、綜合技術服務業等)的發展，増加現代生產業對傳統服務業的中間投入品比重，提高和増加傳統服務產品的技術和知識含量。

 

3.3重視高級生產要素的培育

 

根據競爭優勢理論，我國服務貿易的競爭優勢是傳統服務貿易產品，而服務貿易的國際競爭中心是現代生產貿易產品，而先生產貿易產品的競爭力取決于其物化的技術、知識、管理等高級生產要素的層次。因此，應在服務業發展的結構性優化的同時，重視高級生產要素的培育，加大服務業的研發投入、開發人力資源和生產要素服務市場環境的塑造，通過發展技術和知識密集型服務業物化高級生產要素，進而提高服務貿易的國際競爭力。

 

3.4政府在服務貿易競爭力培育中的角色

 

政府在服務業發展和服務貿易競爭力提升中的作用就是拓展產業發展環境和完善服務業市場體系。政府通過支持現代生產的發展，對服務貿易企業尤其是技術和知識密集型企業的發展實施傾斜和扶持政策，創造服務貿易發展的產業空間。

 

參考文獻

 

[1]華爾誠.論服務業在國民經濟發展中的戰略性地位[J].經濟研究,2001(12).

篇3

關鍵詞：深圳經濟；電子市場；進出口貿易

中圖分類號：F713.36 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）012-000-01

一、緒論

電子產業作為未來經濟發展的基礎，其市場前景非常的被看好，深圳華強北電子市場目前已經在世界范圍內都有著極其重要的作用，其進出口貿易也極大的帶動了深圳的經濟發展。

二、深圳華強北電子市場進出口貿易的現狀

目前電子市場分布開始面向整個亞洲以及環太平洋地區擴散，美國和日本分列世界第一、第二大電子信息產品生產國與銷售市場，而同時我國的電子產品制造業已經成為全球最大的生產基地，覆蓋了通信、高性能計算機、手機、數字電視等方面。由此可預見電子產品市場進出口貿易在逐漸的向亞太地區擴散。華強北電子市場由于其在中國電子市場特殊的作用以及歷史地位，全國的各種電子企業和個人都聚集在了華強北，這就造成了華強北出現了繁多的電子商城，例如賽格廣場華強電子世界、華強廣場、賽博數碼商城等，同時各類電子產品生產企業紛紛在這里落戶。隨著社會的需求以及計算機技術的發展，電子產品的市場重心逐漸的向計算機及手機通信產品偏離。降低電子產品的生產成本就成了眾多電子生產廠家主要的競爭手段，在降低生產成本的同時又能夠保證產品質量的手段莫過于電子產品生產的規模化。隨著電子商務的興起，電子市場的貿易手段，也逐漸的從實體店向網絡虛擬店鋪發展，這樣一方面可以節省企業的成本，另一方面可以讓企業與時代接軌，增加企業的競爭力，提升企業的知名度。而企業模式的網絡化，在未來也將成為電子市場的主流。

三、華強北電子市場進出口貿易發展中面臨的問題

1.進出口貿易對象減少

由于世界電子產品科技的發展，華強北的優勢在減弱，貿易對象有了更多的貿易選擇，并且在世界范圍內，進出口貿易的范圍也在發生改變。這都減少了華強北電子市場的貿易對象。

2.山寨的盛行，影響了市場信譽

由于在山寨手機時代，華強電子市場在進出口貿易中留下的名聲大多為山寨貨，導致在現今這個山寨不流行的時代，其山寨的形象嚴重影響了進出口貿易達到發展。

3.店鋪繁多，分散了的在對外出口時的優勢

在華強北電子市場中，每一個柜臺后面幾乎都是一個單獨的企業，這也就造成了競爭力的加大，同時不利于資源的規模化，也就在進出口貿易中失去了優勢。

4.電子商城的興起

隨著社會的發展以及互聯網的盛行，很多的電子產品不在選擇華強北作為其主要的銷售場所，而是通過網上的電子商城。這就給華強北的實體店面造成了一定的影響

5.核心競爭力不足

現在的電子行業，已經不是之前的模式，隨著智能手機和平白電腦的盛行，其他的電子產品受到了很大的影響，而華強電子市場的進出口貿易在以前主要依靠的是山寨手機和其他電子產品，在智能手機等核心競爭能力中嚴重不足。

四、未來華強北電子市場進出口貿易發展對策

1.擴大貿易范圍

隨著世界電子貿易經濟向亞太地區發展的改變，華強北電子市場的進出口貿易也應該進行轉變，需要把重心更多的轉向亞太地區。適應進出口貿易發展的趨勢，發揮其本身電子元件的優勢。

2.規范市場，恢復市場權威性

在經歷了山寨貨風潮之后，華強北已經被貼上了山寨的名詞，想要撕掉這一說法，需要我們華強北所有的商家共同努力，并且建立一個良好的市場規范，制定市場的規則，嚴厲打擊盜版、山寨。目前，華強北已經成立了相關的街道辦事處，但是這還不夠仍需要更完善的法律制度去監督它，約束它。從而重新恢復人們對華強北電子市場的看法。

3.商場整合，發揮優勢

華強北電子市場有著繁多的電子商場，這就導致了很多外來客戶沒法集中快速的對比商品的優劣，從而降低了客戶來華強北的感官體驗，影響了貿易交易等行為，為此，華強北應當加大對商場的整合力度，讓華強北的優勢展現在客戶面前，真正的發揮出華強北電子市場的能力。

4.加強電子商城的建設力度

目前華強北電子市場順應時代的發展，建立了華強在線電子商城。在未來仍需要加大對電子商城的投入，讓更多的人知道華強在線，從而可以使更多的人可以選擇華強北作為其電子產品購買的首選地。

篇4

【關鍵詞】金融危機 進出口貿易政策 調整措施

從2007年開始的美國次貸危機經過近兩年時間的發展已經迅速的蔓延到全球，對于世界各國的經濟都產生了巨大的影響。次貸危機已經演變為一場巨大的金融危機。國際貨幣基金組織發表的《世界經濟展望》報告指出， 受上世紀30年代以來最嚴重金融危機沖擊，世界經濟正進入“嚴重低迷”時期。世界銀行在《2009年全球經濟展望》，預測，2008年全球GDP增長率為2.5％，2009年則進一步回落至0.9％，均大大低于2007年3.7％的增速。

美國的金融危機導致全球性市場震蕩，使由發展中國家領跑的全球經濟增長局面面臨“極大不確定性”，發展中國家經濟增長速度出現大幅度放慢“難以避免”。此外，預計2009年世界貿易額將下降2.1％，為1982年以來首次出現下降，這對許多依靠出口驅動的發展中國家來說將是沉重打擊。金融危機對包括中國在內的世界經濟和貿易產生了重大影響。就我國的進出口而言，金融危機的負面效應日漸顯現，并仍將在一定時期內持續。

一、2003-2008年中國進出口貿易的現狀

根據海關統計，2008年全國進出口總值為25616.3億美元，同比增長17.8%，其中：出口14285.5億美元，增長17.2%；進口11330.9億美元，增長18.5%。12月當月，全國進出口總值為1833.3億美元，同比下降11.1%，其中：出口1111.6億美元，下降2.8%；進口721.8億美元，下降21.3%。

根據表1和表2中可以得出，對外貿易作為促進中國經濟增長的一個重要手段，每年都保持較大的進出口貿易總額，國際市場對于中國產品一直保持較強的需求。但是受到金融危機的影響中國的進出口的每年增長速度變化不大，甚至在2008年出現了較大幅度的下滑。

在對外貿易的地理結構上，美國是中國的主要貿易伙伴，根據美國商務部的統計，2007年，中國超過日本成為美國第三大出口市場，超過加拿大成為美國第一大進口來源地，仍保持美國第二大貿易伙伴地位，且與美第三大貿易伙伴墨西哥差距逐漸拉大。從貿易依存度的角度來看，近年來中美貿易的依存度不斷上升，從1997年的5.4%上升到2006年的9.76%，2007年仍達8.95%，逐步形成對美國市場的依賴。由此可見，我國對美國市場的依賴度較高，美國經濟的波動對我國出口貿易的影響較大。據美國商務部最新統計顯示，2008年3月中美貿易逆差下跌至161億美元，減少12.4%，創兩年來最低水平。其中，美出口63億美元，比上月增長10%；進口224億美元，下降7%。根據以往貿易經驗，美國消費下滑1個百分點，中國對美國的出口就會下降5-6個百分點；如果美國消費下降3個百分點，經濟步入衰退，中國對美的出口將會出現明顯的下滑。隨著美國外部需求的減少，我國出口多年來的高漲勢頭可能會面臨終結。

二、金融危機下國際環境變化對于中國對外貿易的影響因素分析

在現實世界中，完全競爭是不存在的，更為常見的是具有規模經濟的不完全競爭。次級貸危機，導致了美國在房地產行業和金融行業失業率的增加，伴隨的股市大跌等效應引起了民眾對經濟信心的喪失，最終使消費支出減少。雖然我們無法確定具體每種商品的需求量的變化量，但我們可以大致的估計出市場規模縮小的影響。作為中國商品最重要的出口國之一，美國經濟下滑和消費萎縮直接導致中國出口企業訂單減少。

金融危機在直接影響中國對美國出口的同時，還通過對歐盟、日本以及世界經濟貿易產生影響，可能進一步減弱中國對歐盟、日本的出口增長。當前，歐元區經濟增長前景趨淡，日本經濟再度陷于停滯，新興經濟體增速高位回落，可能長期處于低迷狀態，對我國出口造成更大的外壓。

金融危機加大了我國企業的出口風險。我國出口企業在與美國進口公司交易時，對方因資金周轉困難，延長付款時間的現象比較常見。更有甚者，因為資金鏈斷裂造成進口方公司破產，使國內出口企業貨款無法收回，出口企業壞賬數量急劇增加。中國出口信用保險公司的數據表明，2008年上半年，在一些省份該公司收到來自企業出口美國的報損案件及報損金額比去年同期增長幾倍。金融危機使貿易保護主義加劇。金融危機使美歐經濟增長前景擔憂，企業銷售下降、利潤下降、開工不足、失業率上升，貿易保護主義開始抬頭，預計未來一段時間美國對華反傾銷、技術性、標準性、綠色的貿易保護手段會更加頻繁出現。

總之，我國進出口企業要清醒地認識到，美國金融危機短期內難以見底，并將進一步拖累全球經濟，世界經濟減速不可避免。這決定了在短期內外需將會繼續減弱，我國企業出口的成本上漲，難度增加，風險提高，交易環境變差，以往出口的高速增長將難以為繼，未來經濟仍存在很大的不確定性。這種環境中，出口企業惟有面對現實，積極調整，采取切實可行的措施來應對危機，度過難關。

三、中國進出口貿易政策的調整

政策應當隨著經濟形勢的改變而進行調整，才能有效的發揮政策的效應，促進經濟的增長。從建國后我國的貿易政策從保護貿易政策，到國家統一領導和有限開放條件下的保護貿易政策，再到國家管理下的開放型的過渡時期貿易政策，到現在所實施更加開放的積極干預的自由貿易政策。這些政策的變化都是隨著我國面臨的經濟形勢的不同進行調整的結果。為了更好的應對金融危機，我們應當著手從以下幾個思路調整進出口貿易政策。

1、進出口市場多元化

美國市場規模在持續的衰退，為了將損失降低，應當開拓新的出口市場，對于非洲、拉美市場的出口在增加，通過對于新興市場的開拓彌補發達國家市場的下降，減少金融危機對我國經濟的影響。同時可以利用這個時機降低對于美國市場的貿易依賴，有效的降低貿易風險。

2008年的數據也顯示，中國對美國出口的下降，很大程度上被其他市場消化了，尤其是對發展中國家的出口增長彌補了對美國出口的下降。目前，中國正在同亞洲、大洋洲、拉美、歐洲非洲的29個國家和地區建設12個自貿區，這些自由貿易區涵蓋了中國外貿總額的1/4。相信隨著我國自由貿易區網絡的逐步形成，將增加貿易渠道，分散出口過度集中少數發達國家的風險。

2、數量龐大的中國出口企業正普遍面臨人民幣對美元升值、銀行貸款利率上漲、出口退稅率下調、原材料漲價、勞動力成本提高的困擾

出口產品提價的力度趕不上成本上漲的幅度，出現了企業不敢接出口訂單的現象，中國產品在國外已經失去了價格優勢。在此情況下，已經有一些出口企業采取了做強品牌轉攻內銷市場的策略，一旦成功，企業將擺脫在出口市場低價競爭的僵局。從宏觀背景來看，我國經濟結構也正在進行大的結構調整，擴大內需被提高到了與出口、投資同等甚至更加重要的地位，出口企業加大投入轉型做內銷也就順理成章。當然，這種轉型決非易事，需要較高的資本投入、正確的策劃、較強的執行能力。同樣，也意味著要面臨較大的轉型風險，但有所作為總勝過坐以待斃。

3、加強境外投資

單純以貿易方式擴大出口作用比較有限，并極易引起反傾銷、反補貼等限制措施，增加貿易糾紛，以投資帶動貿易已成為國際貿易發展的趨勢，當前次貸危機的影響有助于我國金融機構繞過市場準入門檻和并購壁壘，以相對合理的成本擴大在外國的金融投資，通過收購、參股和注資等手段加快實現國際化布局，政府在努力提升自身發展水平的同時為“走出去”企業提供高效便捷的金融支持。一些國外知名企業擁有知名品牌和成熟強大的國際營銷網絡，具備較強的研發能力，而這恰恰是中國企業所缺乏的，如果我國出口企業能夠選擇美國歐洲同行成功地并購，整合優質資源為我們所用，會極大地促進企業國際競爭力的提升。中金嶺南投資2億元人民幣收購澳洲PEM公司是為一例。

4、加強國際經濟協調，配合靈活的國內外經濟政策，防止貿易保護主義的影響

貿易保護主義不會主導世界經濟，但貿易政策從來就不是單純的經濟問題。美國雖然一直提倡自由貿易，但當其利益受損時，往往就會違反自由貿易的規則，以維護經濟安全為由，以“公平貿易”代替“自由貿易”，對發展中國家利益造成嚴重損害。近年來，我國是貿易保護主義的最大受害國。金融危機使美國經濟增長前景擔憂，企業銷售下降、利潤下降、開工不足、失業率上升，貿易保護主義開始抬頭，預計未來一段時間美國對華反傾銷、技術性、標準性、綠色的貿易保護手段會更加頻繁出現。為此，中國政府和企業應有預見性地做好應對措施，務實、有效化解中美貿易可能出現的糾紛。

【參考文獻】

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篇5

張慶君(1974-)，遼寧大連人，渤海大學商學院副教授，研究方向為國際金融與國際貿易。

摘要：近幾年來，我國出口貿易持續增長，出口貿易波動也在增強。為此，采用增長率直接法、增長率趨勢法分析我國出口貿易的短周期、中周期和中長周期波動，并采用協整理論分析我國出口貿易長周期的特征。研究結果表明，自1978年以來，我國出口貿易經歷了八次短周期波動、三次中周期波動(其中第三次中周期波動具有在適度高位的平滑化的特征)和兩次中長周期波動。目前正處在第二個中長周期波動的擴張期；我國出口貿易的長周期與GDP的長周期具有相似的特征。關鍵詞：經濟周期理論；出口貿易；周期波動

中圖分類號：F752.62　文獻標識碼：A　文章編號：1002-0594(2007)07-0023-05　收稿日期：2007-05-08

一、引言

自改革開放以來，我國對外貿易一直保持快速增長態勢，其中出口貿易更是為我國創造了大量的外匯，成為中國經濟增長的重要力量。2006年我國外貿出口額為9690.8億美元，增長了27.2％，我國出口貿易已經連續四年保持20％的增長速度。但是，我們在看到外貿乘數效應的積極作用的同時，應當警惕出口的波動也同樣可能對經濟產生負面沖擊，盡可能避免出口的大起大落。從我國出口貿易的不穩定指數來看，自1992年以來，出口貿易不穩定指數呈上升態勢，偏離長期趨勢的幅度較大。因此，分析和研究我國出口貿易的周期波動規律有十分重要的理論和現實意義。周期波動分析是認識事物變化規律的重要方法，在經濟研究領域，周期波動分析方法被廣泛應用于宏觀經濟的諸多領域。但是相對于經濟學對經濟周期的較為成熟的分析研究而言，對國際貿易收支周期波動循環的分析與研究，還屬于開拓性階段。

我國的對外貿易收支在運行與發展過程中客觀存在著周期波動循環的現象，也引起了國內外學者的廣泛關注，馬曉野提出了我國國際貿易波動分析的理論框架，認為不同類型的宏觀經濟沖擊以及貿易體制改革本身對我國總體貿易規模和進出口余額有很大的影響。孫林根據不同的時期和外部環境條件，對中國對東盟農產品出口額波動的問題進行了研究。王小平對中國服務貿易的周期波動問題進行了研究，指出中國服務貿易在近10年里呈現出前期波動較大而后期趨于平穩的特征；中國服務貿易自1982年以來，經歷了八次短周期波動、三次中周期波動和兩次中長周期波動。曹洪謙研究發現1998年以后的北京服務貿易增速前期波動較大而后期趨于平穩。以上文獻沒有專門針對我國出口貿易周期波動的研究，本文結合中國對外貿易的實踐在出口貿易周期波動研究方面進行有益的探索。

國際貿易收支周期波動是國家貿易經濟系統在運行過程中所呈現的起落更迭、擴張和收縮不斷交替的波浪式運動過程，是國際貿易經濟運行中反復出現的對其均衡狀態的偏離和調整過程。按時間的長短，經濟周期可以分成四種類型：3-5年的短周期，又稱基欽周期；8-10年的中周期，又稱朱格拉周期；15-25年的中長周期，又稱庫茲涅茨周期；50年左右的長周期，又稱康德拉梯也夫周期。在對中國出口貿易周期波動的實證分析中，本文

將采用增長率直接分析出口貿易的短周期；采用增長率趨勢法分析出口貿易的中周期和中長周期；采用協整分析方法研究出口貿易的長波特征。

二、實證分析

(一)短周期分析

增長率直接法是直接用實際增長率來測定變量的周期波動，這是分析經濟波動時通常采用的方法。表1給出了中國出口貿易及其增長率年度數據，增長率的折線。下面從波長、波型、波峰、波谷等方面對我國出口貿易短周期波動進行分析。波長和平均波長從時間的角度反映出口的波動狀態。波長是指一個完整波動周期的時間長度；確定一次完整的波動，可以從一個波峰到另一個波峰，也可以從一個波谷到另一個波谷。評價波長是在一定時期內平均每次波動的時間長度。按照波峰一波峰周期測算方法可以看出我國出口貿易從1978－2005年共有八次周期波動，平均長度為3年。因此，我國出口貿易的短周期波動基本上屬于基欽周期。

出口貿易的波型分為古典型波動和增長型波動。古典型波動是指出口總額出現下降的波動，也就是增長率出現負值的波動，其中必然包含出口貿易額與增長率同時下降的過程；增長型波動是指出口增長率下降但實際絕對額仍在上升的波動。因此，可以區別出我國出口貿易的八次周期波動均為古典型波動。一次完整的波動包括兩個階段和兩個轉折點，兩個階段是擴張階段和收縮階段；兩個轉折點就是波峰和波谷。自1978年以來的八次波動中各次波動年度及其峰值和谷值。峰值最高的年份是1979年，峰值為0.401；波谷最低的年份為1983年，谷值為0.004。

(二)中周期與中長周期分析

中周期與中長周期分析一般采用增長率趨勢法，增長率趨勢法是在增長率變量進行趨勢分離的基礎上來測量變量周期波動的方法，該方法不僅可以識別短周期，而且可以識別中周期和中長周期。假設變量GEXi表示出口貿易增長率序列，用Trendi表示增長率序列中的趨勢成分，用Cycle；表示增長率序列中的周期成分，則有：

Cyclei=GEXi-Trendi

(1)

通過Eviews5.0軟件，采用H-P濾波(Hodrick-Prescott Fiher)方法，脫離時間序列GEXi中的趨勢成分Trendi，生成周期成分Cyclei，分析結果見圖3和表3。圖3中橫坐標是年度時

間，縱坐標實際增長率GExi、趨勢增長率Trend；和周期成分Cyclei相對應的增長率刻度。結合圖3和表3我們可以看出中國出口貿易的短周期、中周期和中長周期特征。從短周期波動來看，1978年以

來我國對外貿易周期成分特征與實際增長率周期波動特征基本相同，因此可以強化短周期波動特征分析的穩健性。

結合圖3和表3中的周期成分，還可以識別出我國出口貿易波動的中周期特征。現將整個周期成分劃分為三個階段：1979-1987年為第一個階段，1988-1994年為第二階段，1995-2004年為第三階段。這三個階段的絕對波幅和相對波幅等具有較大差異的繼起性，而且各個階段的時間跨度均為7-10年，各自內部又包括了三個左右的短周期，因而這三個階段基本上符合中周期即朱格拉周期。對于這三個階段可以從平均位勢(即均值)、標準差(δ)和

波動系數(CV)等角度進行比較分析。平均位勢這里采用各階段內周期成分增長率的算術平均值。標準差，亦稱均方差，是各階段內增長率數值與其相應階段平均位勢離差平方平均數的平方根，反映了波

動對于平均位勢的偏離程度，計算公式如(2)式。由于三個階段的平均位勢不同，應消除平均位勢的不同影響，常用的指標是波動系數，計算方法為標準差與平均位勢之比的絕對值，計算公式如(3)式。

對于三個階段的平均位勢、標準差(δ和波動系數(CV)的計算結果見表4。從平均位勢上看，第一階段到第三階段的平均位勢表現為第三階段最高，第一階段次之，第二階段最小的特征；標準差表現為第二階段最低的特征；而波動系數表現為第三階段最小的特征。由于平均位勢代表平均增長率，第三階段具有平均增長率高但波動幅度小的良好特征。這一良好特征基本上類似目前我國GDP增長率波動所具有的“適度高位平滑”的特征。所謂“經濟周期波動在適度高位的平滑化”，是指經濟在適度增長區間內保持較長時間的平穩增長和輕微波動，使經濟周期由過去那種起伏劇烈、峰谷落差極大的波動軌跡，轉變為起伏平緩、峰谷落差較小的波動軌跡。目前我國出口貿易的第三次中周期波動具有在適度高位的平滑化的特征。

從圖3的趨勢成分的曲線軌跡我們還可以識別出我國出口貿易增長率所體現的中長周期及其特征。從結合圖3和表3的趨勢成分可以發現，從1979至1994年，中國出口貿易經過了一個從波峰到波谷再到波峰的一個周期過程。1985年的增長率為0.401，其后呈總體下降趨勢，到1983年下降到波底，增長率為-0.004；之后又呈現上升趨勢，到1994年達到波峰，增長率為2.3077。這個過程大約包含了兩個中周期和五個短周期，經歷了15年的時間，因此可以認為該周期屬于中長周期即庫茲涅茨周期。從1995年起，我國出口貿易又進入新的逐漸調整并擴張的階段。

(三)長周期趨勢分析

雖然我們不能對我國出口貿易的長周期直接進行識別和分析。但是我們可以借助于計量經濟學分析方法，通過建立出口貿易與相關指標變量的線性模型，來間接反映我國出口貿易長周期的情況。這里我們采用協整理論建立我國出口貿易與GDP之間的長期均衡關系，來間接反映我國出口貿易的長周期波動。采用GDP作為參照系主要是因為關于經濟增長的周期問題得到了廣泛的研究，如陳東琪研究認為，自19世紀80年代以來的120多年的時間里中國經濟經歷了四個長周期，其中20世紀80年代初期開始中國經濟進人第四個長周期。于是本文就將我國出口貿易的波動態勢與GDP第四個長波聯系起來。這里我們首先對1978至2005年的出口貿易額和GDP數據取自然對數，分別表示為LnEX和LnGDP。然后采用Engle-Granger兩步法對LnEX和LnGDP進行協整檢驗。第一步采用ADF方法的單位根檢驗結果表明，LnEX和LnGDP兩個變量均為一階單整，所以可以進一步做協整關系檢驗；第二步首先對這兩個變量的關系進行最小二乘估計，然后用ADF檢驗對估計結果的殘差序列做單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩序列。因此可以確定變量LnEX和LnGDP之間存在長期穩定均衡關系，靜態回歸的方程就是協整方程，即：

LnEX=0.9503LnGDP-2.9488

(4)

(2.6066)(-3.0055)

R20.9712，Adj-R2=0.9701，D.W.=1.8315