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基金项目：教育部重点研究基地重大项目（11JJD790024）。
作者简介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南开大学跨国公司研究中心、南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师，经济学博士，主要从事国际经济学研究；宋平(1987-)，女，山东济宁人，南开大学国际经济贸易系硕士研究生，主要从事国际贸易理论与政策研究。
一、问题的提出与文献综述
Mundell（1957）最早正式研究了国际直接投资与国际贸易间的关系，在要素禀赋理论模型框架下证明了二者是相互替代的。与此相反，Kojima（1978）的边际产业扩张理论提出了国际直接投资与贸易的互补关系。目前多数学者认为，从理论上分析国际直接投资与国际贸易的关系不存在确定的结论，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的结果。
与理论研究相类似，有关对外直接投资与对外贸易关系的实证研究也没有统一的结论。国外有关对外直接投资与进出口贸易关系的实证文献大多以发达国家为研究对象，其中又以美国和日本居多。从研究结论看，主要有3类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定，但以验证互补效应的居多。在国内的实证研究方面，蔡锐等（2004）基于小岛清的边际产业理论，运用零回归方法的实证分析表明：中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；中国对非发达国家的直接投资对进口没有显著影响，对出口则有一定影响。张如庆（2005）综合运用协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，认为我国进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系，对外直接投资不是进出口变化的原因。王英等（2007）考察了中国对外直接投资对出口的影响，指出二者为互补关系，虽然后者认为这一作用的程度极小。项本武（2009）运用面板协整模型和误差修正模型，验证了我国长期对外直接投资对进出口贸易具有创造效应，但二者对短期的效应持不同观点。
二、对外直接投资对进出口贸易的影响机制
（一）对外直接投资对出口的影响
图1对外直接投资的出口促进效应
对外直接投资对出口既有促进作用，也有替代作用。首先，无论是为规避贸易壁垒或将国内生产能力过剩、市场相对饱和的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低生产与运输成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转销到其他国家，从而替代母国同类产品的出口。其次，东道国企业利用技术扩散与模仿大量生产该产品，替代进口甚至进行出口，进一步减少了母国的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。
图2对外直接投资的出口替代效应
（二）对外直接投资对进口的影响
与出口的情况相类似，对外直接投资对进口贸易规模的影响也有两方面：在进口促进作用方面，资源导向型对外直接投资以开发国外资源、保证母国供给为目的，会增加母国资源类产品的进口；效率导向型对外直接投资将生产转移到生产成本更低的国家后，有可能将东道国生产的产品返销回母国以满足国内需求；技术导向型对外直接投资在国外开发和生产出技术与知识密集型产品后，可能通过公司内贸易等形式销售给母国。在进口替代作用方面，如果企业认为通过直接投资在国外购买原材料进行生产比进口生产所需的原材料更有效率，那么这种投资就会减少母国原材料的进口；如果企业通过技术导向型投资代替通过高技术产品进口来获取技术，就有可能减少母国部分高技术产品的进口。
图3对外直接投资的进口促进与替代效应
（三）中国对外直接投资贸易效应的直观分析
基于上述对外直接投资对进出口贸易的影响机制，可以就中国对外直接投资的贸易效应加以直观分析。
中国的对外直接投资起步于改革开放以后，早期投资的主要目的是为外贸服务，劳务工程承包也是当时的主营项目。20世纪90年代末开始，在国家的支持下一些大型央企和国企以获取能源和资源为目的进行对外投资，投资目的比较单纯，经营方式相对简单。2000年以后，中国对外直接投资有了突飞猛进的发展，复杂的经营方式开始出现。目前，中国对外直接投资“市场导向型”、“资源导向型”、“效率导向型”等投资动机都存在，但仍以市场寻求型投资动机为主。从对外直接投资的流向分布看，行业多元而聚集度较高，截至2010年末，我国对外直接投资覆盖了国民经济所有行业类别，其中存量在100亿美元以上的行业包括商务服务业、金融业、采矿业、批发零售业、交通运输业和制造业，这6个行业占据我国对外直接投资存量总额的88.3%。④
由于在我国的对外直接投资中为商品贸易提供便利的服务类投资占比重最大，2010年流向租赁和商务服务业以及批发和零售业的投资超过50%，可以预计，我国对外直接投资对贸易特别是出口贸易应有较强的促进作用。此外，采矿业在我国对外直接投资中也占有较大份额，2010年末采矿业的投资存量占对外直接投资总存量的14.1%，⑤这也会对出口和进口产生双向的拉动作用。但是，我们也应注意到，我国对外直接投资的动机与产业分布呈现多元化趋势，制造业及其他行业多种动机的对外投资也占一定比重，这些投资会同时影响到出口和进口，产生正向和反向的贸易效应。因此，难以从理论上就我国对外直接投资对贸易规模的总体影响做出确切判断，下文将使用计量方法就对外直接投资对我国出口和进口贸易规模的影响进行实证检验。
三、中国对外直接投资对进出口贸易影响的实证分析
（一）实证方法与模型设定
笔者应用Hurlin等（2001）提出的固定系数面板格兰杰因果检验方法来考察我国对外直接投资对进出口贸易的影响，这一方法是基于面板数据的向量自回归（VAR）过程实现的。
为检验对外直接投资与出口的关系，建立如下面板向量自回归模型。为了减少异方差和异常项对平稳性的影响，模型中的变量均采用对数形式。
其中，ofdi为我国的对外直接投资，exp为出口额。νit=αi+εit，εit～iid.(0,σ2ε)；αi为个体的异质性，它表示我国对各个国家对外直接投资所具有的不同特性，属于非时序变量；εit为随机扰动项，表示除方程（1）、（2）中所列变量外的其他影响因素。对于任意给定的i∈［1,N］，模型自回归系数γ(k)和回归系数β(k)i是不变的，即对所有的个体来说γ(k)都是一样的。
方程（1）考察对外直接投资对出口的影响，方程（2）考察出口对对外直接投资的影响。以上2个方程组成了面板向量自回归模型，其中每个方程都是一个动态面板，需要对其进行差分估计。由于方程存在内生变量，要用到工具变量，先直接对每个方程进行差分广义矩估计（Difference-GMM），检验单个变量系数的显著性，然后根据GMM估计结果，对上述模型进行面板格兰杰因果关系检验，验证我国对外直接投资与出口之间的格兰杰因果关系。
其中，imp为我国的进口额，其他变量的解释同上。方程（3）考察对外直接投资对进口的影响，方程（4）考察进口对对外直接投资的影响，进口模型的估计和检验方法与出口模型相同。
笔者根据世界各国的经济地理特点，按照《中国统计年鉴》依地理分布和投资额划分的方法，选取亚洲、非洲、欧洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地区的105个样本国家（地区）进行研究。
（三）面板数据的单位根检验
为了增强检验结果的稳健性，笔者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP4种方法进行面板单位根检验，使用的软件为Eviews6.1，结果见表1。
对lnofdi、lnexp、lnimp的面板单位根检验结果显示，在4种检验方法下，在1%的显著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在单位根，可见对外直接投资
表1面板单位根检验结果
检验方法lnofdi统计量P值结论lnexp统计量P值结论lnimp统计量P值结论LLC-18.36120.0000平稳-4.169340.0000平稳-9.639560.0000平稳IPS-13.7620.0000平稳-14.17930.0000平稳-7.212420.0000平稳Fisher-ADF515.5720.0000平稳456.4800.0000平稳385.1030.0000平稳Fisher-PP596.9120.0000平稳521.7710.0000平稳441.8890.0000平稳
和出口、进口变量都是稳定的，因此，无需对变量之间的关系进行协整检验即可直接就对外直接投资与出口以及对外直接投资与进口的关系进行格兰杰因果检验。
（四）面板格兰杰因果检验结果
1．对外直接投资与出口的关系
笔者根据AIC值最小的标准确定最佳滞后期，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。
笔者分别对方程（1）、（2）进行动态面板广义矩估计，在估计中利用stata11.0软件中的xtabond2命令，由于最佳滞后期为2，因此可以选取因变量的二阶差分作为工具变量，即选取D.lnexpit－2作为D.lnexpit－1的工具变量，选取D.lnofdiit－2，作为D.lnofdiit－1的工具变量，使用GMM两步估计法，估计结果如表2所示。
由表2中对方程（1）的估计结果可见，lnofdi一阶滞后项的系数为0.047，P值为0.015，其二阶滞后项的系数为0.028，P值为0.040，均通过了5%的显著性检验，这表明我国的对外直接投资对出口存在正向的滞后影响，对外直接投资对出口有一定的促进效应。但是，lnofdi一阶和二阶滞后项的系数都很小，说明投资对出口的带动作用较为有限。
笔者对对外直接投资和出口的关系进行格兰杰因果关系检验，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即对外直接投资与出口之间不存在格兰杰因果关系；备择假设H1：βi(k)≠0(i,k)，即模型中滞后变量的回归系数不全为零，二者之间存在格兰杰因果关系。表2中对方程（1）的估计结果显示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系数在5%水平下均显著，因此拒绝原假设，接受备择假设，即lnofdi滞后变量的回归系数不全为零，对外直接投资是出口的格兰杰原因。
由表2中对方程（2）的回归结果可见，lnexp一阶滞后项的系数为0.015，P值为0.015，lnexp二阶滞后项的系数为0.041，P值为0.034，在5%的统计水平下都是显著的，所以原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，即出口是对外直接投资变化的格兰杰原因。
综上，我国对外直接投资与出口之间存在双向的格兰杰因果关系。
2.对外直接投资与进口的关系
分别对方程（3）、（4）进行GMM估计。根据AIC值最小的标准，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。选取因变量的二阶差分作为工具变量，使用GMM两步估计法，利用stata11.0软件进行估计，结果如表3所示。
由表3中对方程（3）的估计结果看出，lnofdiit-1的系数为0.112，P值为0.035，lnofdiit-2的系数为0.045，P值为0.011，在5%水平下均显著，这说明我国对外直接投资对进口存在正向的滞后影响，对外直接投资对进口具有促进效应。由于lnofdi的一阶和二阶滞后项系数均显著，因此格兰杰因果检验的原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受备择假设，即对外直接投资是进口变化的格兰杰原因。
由表3中对方程（4）的估计结果看出，lnimp一阶滞后项的系数为0.152，P值为0.035，在5%水平下显著；lnimp二阶滞后项的系数为0.064，P值为0.006，在1%水平下显著。因此，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，进口是对外直接投资变化的格兰杰原因。
综上，我国的对外直接投资对进口具有带动作用，即进口额会随着对外直接投资的增加而增加，并且二者互为格兰杰因果关系。
（五）实证结果分析
由上文对外直接投资与出口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和出口之间存在双向格兰杰因果关系。对外直接投资的一阶和二阶滞后项对出口具有正向影响，并具有统计显著性，说明对外直接投资对出口具有促进作用。总体看来，我国对外直接投资对出口贸易的促进作用超过了替代作用，对外直接投资对我国的出口贸易起到了一定的推动作用，虽然这种作用的程度较小。
由对外直接投资与进口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和进口之间存在双向格兰杰因果关系，尤其是对外直接投资对进口具有带动作用。这说明在我国对外直接投资中占有一定比重的资源导向型投资促进了资源性产品的进口，而将其他类型的对外直接投资考虑进来，投资与进口贸易总体上也呈现互补关系。
四、结论与政策建议
我国应当继续积极发展对外直接投资，有效利用国际、国内2个市场、2种资源，充分发挥对外直接投资对贸易的促进作用。对外直接投资有利于开拓海外市场,通过跨国生产可以带动设备、原材料、中间品的出口。通过对外直接投资还可以获得国内经济发展所需的资源，获取一些高新技术与先进的管理经验等，带动国内产业结构优化和技术水平提升，不断提高本国企业和产品的国际竞争力。
在扩大对外直接投资规模的同时，我国还应调整对外直接投资结构，改善投资质量。以制造业的对外直接投资为例，目前很大部分投资于初级加工业，生产附加值较低，对出口的带动作用有限。今后可以更多地投资于产品附加值较高和后向关联度强的行业，如机械制造业，由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的，因此这类行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。另外，可以增加技术导向型的对外直接投资，利用获取的先进技术制造深加工产品并出口，以提高产品的附加值，扩大出口的效益。
①对外直接投资的贸易效应包括对贸易规模和贸易结构的影响，本文研究的是前者，即对外直接投资和对外贸易之间的替代或互补关系。
②UNCTAD：《2011年世界投资报告》，2011年7月。
③根据Vernon的产品生命周期理论，创新国的对外直接投资首先替代母国的出口贸易，而后又创造了母国从东道国的进口贸易。
④商务部，国家统计局，国家外汇管理局：《2010年度中国对外直接投资统计公报》，hzs.mofcom.省略，2011-09-15。
⑤同④。
⑥Hurlin和Venet在传统Granger因果检验思想的基础上，于2001年率先提出了固定系数面板数据的Granger检验方法，并在2004年进一步提出固定系数异质面板数据的Granger检验方法。
⑦Arellano和Bond（1991）在工具变量法的基础上给出了差分的广义矩估计法，该方法采用t-2期前的因变量的滞后项作为因变量一阶差分滞后项的工具变量，从而得到一致且更为有效的估计结果。
参考文献：
蔡锐，刘泉．2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗―基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］．世界经济研究（8）：64-70．
王英，刘思峰．2007.中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析［J］．世界经济与政治论坛（1）：36-41．
项本武．2009.中国对外直接投资的贸易效应研究――基于面板数据的协整分析［J］．财贸经济（4）：77-82．
张如庆．2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］．世界经济研究（3）：23-27．
HURLINC,VENETB.2001.Grangercausalitytestsinpaneldatamodelswithfixedcoefficients［Z］.UniversityofParisDauphine:WorkingPaperEurisco2001-09.
KOJIMAK.1978.Directforeigninvestment:JapanesemodelversusAmericanmodel［C］//KojimaK,ed.,DirectForeignInvestment:AJapaneseModelofMultinationalBusinessOperations.NewYork:PraegerPublishers:83-102.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,47(3):321-335.
(编校：薛平)
AnAnalysisoftheEffectsofOFDIonChina’sForeignTrade
HUZhao-ling1,2,SONGPing2
(1.CenterforTransnationals’Studies,NankaiUniversity,Tianjin300071,China;
2.DepartmentofInternationalEconomicsandTrade,NankaiUniversity,Tianjin300071,China)
[关键词]外商直接投资进出口贸易协整检验
随着经济全球化程度的逐步实现，各国之间的经济往来越来越密切，国际投资和贸易规模不断扩大。FDI与经济增长的关系,以及进出口贸易与经济增长的关系成为了20世纪70年代以来国内外学者研究的热点问题。湖北省作为国家“中部崛起”战略重镇，有着独特的历史传统、地理位置和自然资源。改革开放，特别是近年来，湖北省积极引进外资、大力发展对外贸易。然而，虽然其近几年的贸易额一直居于中部六省的前列，与东部沿海省市相比，仍存在着较大的差距。本文拟采用实证研究的方法，运用OLS法和协整检验得到FDI与进出口贸易之间的关系，以期得出正确结论，为湖北对外贸易的增长献计献策。
一、国内外文献综述
迄今为止，各国对外贸易与FDI关系的研究为数众多。理论分析所得出的代表性结论有二个:一是以Mundell为代表的相互替代关系理论;二是以小岛清为代表的相互补充关系理论。在实证研究方面则主要有:Nakamura和MaryAmiti的研究表明两者呈互补关系;Eaton和Tamura、Goldberg和Klein对日本的检验证明FDI对进出口贸易有促进作用。
二、实证分析
由于湖北省对外贸易起步较晚，加之统计数据并不完整，样本设定在1986年～2006年之间。本文选取湖北省统计年鉴中的外商直接投资(FDI)衡量外商对湖北省直接投资，以出口额(EX）、进口额(IM)来衡量对外贸易。由于FDI在中国发挥作用时，中国吸收能力存在时滞问题，所以本文在模型中加入了到上一年为止累积的湖北省内外商直接投资总和（AFDI）。同时经济增长迅速对其影响也不容忽视。于是引入变量“湖北省生产总值指数（GDP）”来衡量湖北省经济规模和经济增长。
1.数据处理。单位根检验模型建立在正态分布假设上的，但检验却发现变量不显著具有正态性，所以取各数据的自然对数，得lnGDP、lnFDI、lnEX、lnIM、LnAFDI。可以证明变换后的数据均满足正态分布。
3.协整检验。对湖北省外商直接投资及其滞后因素与进口、出口额运用OLS法，同时考虑考察变量之间的协整关系，根据DW值与t值，用后向回归法进一步筛选变量，删除t值不显著的变量，得出估计模型如下：
(1)
t:(15.35790)(4.452752)(3.204279)(-5.100194)(7.572159)
AdjustR2=0.968223F-statistic=130.4936D.W.=2.351472
(2)
t:(23.66483)(4.368699)(-5.775317)(8.443606)
AdjustR2=0.93778F-statistic=86.4066D.W.=1.72673
此时，对两个残差序列进行单位根检验，发现它们是平稳的置信度为95%，可以认为模型变量间有协整关系。湖北省外商直接投资额对出口额、进总额的作用显著，模型拟合优度较高，两个回归方程的残差序列都是平稳的，由协整定理可知数据之间存在协整关系，即湖北省外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
4.误差修正模型。上述模型描述了变量间的长期稳定关系，是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。因此可以建立误差修正模型，将长期和短期结合起来：
(3)
t:(-2.99871)(3.90033)(-5.49269)(5.18711)(-7.48029)(-4.15686)
AdjustR2=0.865637F-statistic=21.61615D.W.=1.846710
(4)
t:(-2.96907)(3.99931)(-2.60799)(-4.46029)
AdjustR2=0.55277F-statistic=7.59195D.W.=1.97099
由参数的t检验可知，滞后残差项的系数都显著不为0，说明模型的动态调整具有稳定性。协整关系对EX和IM的增长起到了反向修正作用，弹性系数为-1.3559和-1.42937。
三、结论
FDI、GDP与进出口贸易额IM，EX之间存在稳定显著的均衡关系,外商直接投资额的增长能够促进本国进、出口贸易额的增长。然而AFD的反向作用提示我们,在长期过程中,若保持现有的贸易模式和结构不变,当外资积累达到一定水平时,国际贸易额将不再增加,甚至有可能减少。因为随着外商从跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显,外商直接投资与对外贸易的替代作用将逐步显现。同时,由于生产和销售本地化的实现，进口额将大大减少。
参考文献:
[1]高峰高越:外国直接投资与我国进出口贸易的关系――基于不同贸易方式的实证分析国际贸易问题[J].2006
[2]冼国明严兵张岸元:中国出口与外商在华直接投资――1983年～2000年数据的计量研究南开经济研究[J].2003
关键词:进口贸易;技术溢出效应;研究综述
中图分类号:F74
文献标识码:A
1国外关于进口贸易技术溢出效应的理论基础
1.1新增长理论中的技术溢出效应
新增长理论将技术进步内生化,认为技术进步是经济增长的最终源泉,它是由研发投入、人力资本、干中学以及劳动分工等各种内生因素决定的,其中基于外部性效应的内生增长模型已成为刻画技术进步的一条重要线索。
Arrow(1962)最早用知识的外部性揭示了溢出效应对经济增长的作用。他认为技术是从学习过程中获得的,而学习来自于实践经验以及生产投资活动。他假定技术进步或生产率的提高是资本积累的副产品,即投资具有溢出效应,进行投资的厂商可以通过积累经验来提高生产率,其他厂商也可以通过“学习”提高生产率。
Romer(1986)沿着Arrow的内生技术进步理论,提出了知识溢出模型。他强调知识的外部性,其具有的溢出效应使得任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率,由此带来的递增报酬是经济增长的主要源泉,而资本的边际生产率不会因固定生产要素的存在而递减,内生的技术进步是经济增长的动力。
Lucas(1988)构建了一个人力资本外部性增长模型,将人力资本内生化,假定人力资本是人们在生产过程中“边干边学”的结果,指出整个经济系统的外部性是由人力资本的溢出效应造成的。
根据新增长理论,技术创新是推动生产率提高的核心因素,创新活动的显著特征是具有溢出效应和外部收益。如果对外贸易能够促进一国的创新活动,便能促进该国的经济增长。
1.2新贸易理论中的技术溢出效应
2国外对进口贸易技术溢出效应的实证研究回顾
GrossmanandHelpman,在1991年《全球经济中的创新与增长》一书中,运用Lucas的两部门内生经济增长模型,分析了中间产品贸易和最终产品贸易对长期经济增长的影响。发现,贸易的开放促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置,从而促进了经济增长。
Coe和Helpman(1995)使用双边进口份额作为权重构造国外R&D存量,采用21个国家的面板数据,考察进口贸易对国际技术溢出和TFP增长的影响。研究表明:一国的TFP不仅取决于本国的国内R&D资本,还依赖于国外的R&D存量,国外的R&D存量可以通过贸易的方式对国内的GDP产生正面作用,一国的贸易开放度越高,所获得的国际技术溢出效应越大。
HejaziandSafarian(1996)使用CoeandHelpman(1995)论文中的数据,分析美国R&D资本存量怎样通过出口和对外FDI影响其余20个工业化国家,认为美国R&D的确通过上述渠道给其他国家带来收益。
Coe,Helpman和Hoffmaister(1997)在CH模型的基础上引入了进口渗透率和人力资本存量作为变量,采用77个发展中国家的面板数据,验证了贸易伙伴国R&D资本存量对发展中国家全要素生产率的影响。
MisaOkabe(2002)选取东亚七国为样本,考察OECD国家R&D投入对发展中国家TFP的影响,最终证实了进口贸易技术溢出对TFP增长的促进作用。
Jakob(2005)运用国内人口数量将国内技术存量进行标准化,用国外实际GDP对国外技术存量进行平减,以人均进口量作为权重对国外R&D进行加权,采用13个OECD国家的面板数据,实证检验结果表明进口贸易技术溢出能够给OECD国家带来200%的TFP增长。
3进口贸易技术溢出效应影晌因素研究回顾
尽管国际贸易作为国际技术溢出的一个渠道已经得到了广泛的认同,但对不同国家和地区的实证检验表明,技术溢出的效果存在很大的差异性,国际贸易产生的技术溢出要受到许多因素的制约:
Jorge,Carmela和Francisco(2002)通过增加进口渗透率变量,同样使用OECD国家的数据,证明了进口贸易技术溢出效应对这些国家经济增长的重要性。他们认为,国内R&D存量和人力资本才是国外技术外溢的关键。
Falvey、Foster和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力资本,采用52个发展中国家的面板数据,研究5个OECD国家的技术溢出效应,检验结论表明人力资本对进口贸易的技术溢出效应具有显著的促进作用。
MauriceSchiff和YanlingWang(2004)从区域贸易协议(RTA)的角度研究了南北贸易的技术扩散效应。他们分别检验了国际贸易的技术溢出效应对韩国、墨西哥和波兰等国TFP的影响,结果表明技术溢出的效果具有“区域化”的特点,即韩国、墨西哥和波兰分别主要从其同日本、美国和欧盟之间的贸易中获益,其原因可能是RTA下的贸易伙伴之间的贸易量较大或是距离近、运输成本较低。
Keller(2002)在引入地理距离指数化衰减函数对经合组织成员国间的国际技术溢出进行分析后发现,国际技术溢出程度确实与地理距离成反向关系。
第三,贸易结构。贸易产品结构和产业结构同样会对进口贸易技术溢出产生影响,不同的贸易产业结构和产品结构会导致不同的技术扩散效应。
Keller(2001)指出,在OECD国家80%的制造业的研发集中于四类ISIC产业:化学产品、电子的和非电子的机械、运输设备,国际贸易技术扩散效应的发挥因为产业的不同而有差异。
Blyde(2001)研究发现OECD的进口贸易比拉丁美洲的进口具有更强的扩散效应,原因是OECD的进口贸易产品比拉丁美洲的进口产品有更高的技术含量。
Schiff,Wang和Olarreaga(2002)把行业按照研发的密集程度分为高、低两类,结果发现高研发密集的行业主要受益于北――南之间的R&D扩散,而低研发密集的行业主要受益于南――南之间的技术扩散。
参考文献
关键词：进出口；贸易；路径；转型；升级
一、我国进出口贸易发展中存在的问题
（2）进出口贸易处于产业链低端，经济效益低下。我国进出口贸易企业在资本还有技术密集型产业当中经历的大部分都属于劳动密集型环节，重点在产品研发以及设计，还有制造以及销售，还有运输以及售后等不同的环节共同组成了整个产业链条，并且在这个产业链条中只进行对零部件做出简单的进出口。随着进出口贸易国外增值率其增长速度不断放缓，所以我国进出口贸易的经济效益也是比较低下的。大部分的高额利润都被国外企业拿走了。我国进出口贸易大部分的是依靠出售低生产要素的产品来获得低价回报的，随着技术密集型以及资本密集型类别的产品占据的市场比例越来越大，我国在进出口方面有着较低的附加值，目前还处于产业链以及价值链的最底端。
（3）对外依赖性以及依附性较强。造成我国进出口贸易依赖性以及依附性不断增强的最主要的原因在于我国进出口贸易的快速发展。一直以来，我国的进出口贸易都呈现出快速增长的趋势。因此，这种模式在很大程度上就决定了我国进出口贸易的依存度比较高的根本原因所在。到目前为止，我国进出口贸易总体形势呈现稳步增长的态势，但是，一旦出现进出口贸易价格波动，对于国内经济的发展以及稳定都是非常不利的。
二、我国进出口贸易转型升级路径
（1）基于产品层面的转型升级。主要从微观层面来分析我国进出口贸易实现转型升级。把所有的进出口商品都按照具体的进出口方式进行分类，主要可以分为禁止类以及限制类，还有允许类等等。用此办法来限制我国进出口产品生产技术水平以及生产工艺水平较为落后的境况，并且对于容易引起出现贸易摩擦的产品，应该不断优化产品结构，全面促进进出口产品贸易转型升级。
（2）基于产业层面的转型升级。进出口贸易在整个产业层面进行转型升级主要是通过进出口贸易产品实现转型升级作为基本条件的，这同时也是进出口贸易产品实现转型升级最为直接的表现。另外，进出口贸易产品主要是由劳动密集型产品以及资源密集型产品逐步转向资本以及技术密集型产品方面实现转型升级的，目的在于带动我国进出口贸易由原先的资源密集型以及劳动密集型逐步转向资本以及技术密集型方面转变，大部分的进出口企业尤其是在产品工业流程方面实现产业升级对于带动国内进出口贸易实现价值链由先前的低端环节逐步转向高端环节方面升级有着十分重要的作用，并且还能够更进一步地拉长整个价值链进入到产业发展领域，有效带动进出口贸易产业升级。
（3）基于区域层面的转型升级。从整个区域层面来看，我国进出口贸易要实现转型升级就应该针对当前进出口贸易存在较为严重的区域分布不均匀这一问题做好解决，全面促进我国进出口贸易区域性经济获得协调性发展。进出口贸易表现在区域层面上的产业转型升级主要体现在我国东南沿海区域，这些地区的进出口贸易相比较中西部地区而言存在着较大差距。因此，全面实现我国进出口贸易转型升级还应该让进出口贸易体现在产品层面以及产业层面这两个方面都做到转型升级，并且不同的区域都应该同时实现转型升级，不同区域之间还应该建立起优势互补以及相互联系的国际贸易产业价值链。
三、小结
目前，进出口贸易仍是我国参与国际分工和国际贸易的重要方式，我国不能否定也不能放弃发展进出口贸易，而要继续将进出口贸易作为我国的重要贸易战略。但是，中国作为一个经济大国，不能仅仅依靠传统的比较优势实现国家经济的长期发展，也不能依靠劳动密集型进出口贸易实现从贸易大国到贸易强国的转变。因此，我国进出口贸易转型升级面临巨大压力，对进出口贸易转型升级路径的研究具有重要的理论意义与现实意义。
[1]吴百福，徐小薇.国学精品课教材：进出口贸易实务教程[M].格致出版社，上海人民出版社，2011.
关键词：体育用品；出口；进出口贸易；互动关系；实证研究；中国
APositiveResearchonInteractionbetweenSportingGoodsExportandChina'sImportandExportTrade
CHENPoZHAOHengXIAChongDe
(1.CollegeofPhysicalEducation,ChongqingNormalUniversity,Chongqing401331,China;
2.CollegeofPhysicalEducation,SouthwestUniversity,Chongqing400715,China)
Keywords:sportinggoods;export;importandexporttrade;interaction;positiveresearch;China
在我国进出口贸易与体育用品出口贸易双重因素的作用下，国内社会经济发展水平得到较大幅度提高。基于此背景，本研究选取体育用品出口贸易与中国进出口贸易为研究对象，验证二者之间的互动关系，把握其内在作用机制，实现共同繁荣发展目标，进一步促进我国经济发展，有着重要的现实意义。近年来，关于体育用品的研究成果颇多，但大部分还是纯粹的定性描述，多以抽象的语言概括为主，定量与定性相结合的实证性研究成果甚少。鉴于此，本文利用2004年1月～2007年6月的月度数据，运用多种计量经济学分析方法，重点考察体育用品出口贸易与我国进出口贸易的互动关系，考证二者之间的彼此贡献程度。旨在为进一步明确体育用品出口贸易与我国进出口贸易之间的量化关系，完善体育用品出口贸易发展策略，不断壮大中国进出口贸易规模，提高国内体育产业发展水平，进而提升国内整体竞争实力提供理论参考。
1研究对象与方法
1.1研究对象本文选取2004年1月-2007年6月为样本区间值。以我国进出口贸易总额、进口贸易总额、出口贸易总额和体育用品出口贸易总额共42个月度数据为具体分析指标，数据分别源于《中经专网》（newibe.cei.省略）和《中国统计》（2005年第1期-2007年第8期）。
1.2研究方法
1.2.1文献资料法
1.2.2数理统计法
分别运用计量经济学软件Eviews5.0和社会学统计分析软件SPSS12.0对数据资料进行收集整理，并完成对数据必要的数理统计处理。
2国内外关于体育用品的分类结构体系研究
由国内外关于体育用品的分类结构体系（表1）可发现，目前我国对体育用品的分类尚没有统一标准，主要包含5大产品分类系列，而每一产品分类中又包括不同的产品内容。近些年，国内针对体育用品的分类现状，国家体育总局装备中心所编辑的《中国体育商鉴》和近几届体育用品博览会对体育用品参展单位的分类基本大同小异。但总体上讲，这些分类不够系统，彼此间界定比较模糊，主要适用于商业目的。纵观欧洲国家对体育用品的分类结构体系，该分类体系简单、清晰、明了，故其对本研究具有较大借鉴意义。
3体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析
从图1看出，从2004年1月～2007年6月我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易和体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。进出口贸易、出口贸易与进口贸易总额有着相同的周期性波动规律，在每年1～3月之间均会出现进出口贸易经济的低谷期，但调整期限较短，对外贸易经济能迅速恢复初始增长状态。中国体育用品出口贸易也同样具有相似的变化规律，但从数量规模上讲，体育用品出口贸易与我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易还存在着非常大的差距，其所占国内进出口贸易份额偏低。
5体育用品出口贸易与中国进出口贸易互动关系的计量分析
运用方差分解技术考察体育用品出口贸易对进出口贸易事业的贡献程度。
5.1单位根检验（平稳性检验）
注：R表示判定系数，AdjustedR表示调整判定系数，S.E表示标准误差，F-statistic表示模型的F检验值，Prob表示显著性概率。
1）由变量组LNJCK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.85%），并具有显著性意义（P
2）从变量组LNCK、LNTYCK的协整回归模型看出，模型拟合优度较高，解释能力较强（R=68.44%），模型存在显著性意义（P
3）由变量组LNJK、LNTYCK的协整回归模型可知，模型拟合优度较高，解释能力略低于前两个模型（R=64.20%），也具有显著性意义（P
5.3格兰杰（Granger）因果关系检验
5.4脉冲响应函数分析
脉冲响应函数是基于向量自回归（VAR）模型得出的，主要反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反映，显示任意变量的随机扰动（新息Innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程[14-15]。本文运用脉冲响应函数（Impulseresponsefunctions）重点考察体育用品出口贸易与中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间的互动关系。
进行脉冲响应函数分析之前，必须构建理想的VAR模型。根据AIC和SC最小化原则，借助Eviews5.0软件对不同滞后量模型的AIC和SC值进行反复比较，结果如表7所示，从中选出AIC和SC值最小的VAR模型，即3个向量自回归模型的滞后期均为5，说明滞后期为5时，3个向量自回归模型（LNJCK与LNTYCK、LNCK与LNTYCK、LNJK与LNTYCK）的回归效果最为理想。
根据上述3个VAR（5）模型，研究运用模拟冲击法，对模型系统施加一个外部冲击，借助Eviews5.0软件计算各变量对冲击的反应，考察中国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对体育用品出口贸易的反应状况。图2、图3、图4分别显示我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易对来自体育用品出口贸易增长一个标准差冲击的反应。
分析图2、图3与图4可得出，在短时期内，体育用品出口贸易的变动会对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生较大影响，即在1～3期之间，体育用品出口贸易增长的波动对中国进出口贸易、出口贸易和进口贸易增长的波动产生直接作用。但从长远来看，体育用品出口贸易增长的波动并未对进出口贸易、出口贸易和进口贸易产生明显的影响。基于此，研究认为我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效应较弱”。
5.5方差分解技术
由表8可知，我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，解释能力分别达84.61%、77.24%和91.92%。而受体育用品出口贸易扰动项的冲击影响的成分较低，其对中国进出口贸易事业的贡献程度均维持在较低的水平，解释能力分别为15.39%、22.76%、8.08%，说明体育用品出口贸易对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的贡献程度非常有限。
6结论
1）体育用品出口贸易与中国进出口贸易的总体情况分析得出，我国进出口贸易、出口贸易、进口贸易及体育用品出口贸易保持着持续增长态势，但存在周期性波动。从数量规模上讲，体育用品出口总额与进出口总额、出口总额、进口总额还存在着非常大的差距，所占中国进出口贸易的份额偏低。
4）体育用品出口贸易与中国进出口贸易的协整关系检验可知，体育用品出口贸易与我国进出口贸易不存在长期稳定的均衡关系，但与出口贸易、进口贸易存在长期稳定的均衡关系。
5）体育用品出口贸易与中国进出口贸易的格兰杰因果关系检验表明，体育用品出口贸易不是进出口贸易增长的原因，而进出口贸易则是体育用品出口贸易增长的原因；体育用品出口贸易也不是出口贸易增长的原因，但出口贸易是体育用品出口贸易增长的原因；体育用品出口贸易与进口贸易不存在任何单向上的格兰杰因果关系。
6）体育用品出口贸易与中国进出口贸易的脉冲响应函数分析得出，我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易对体育用品出口贸易增长波动的总体响应表现为“短期效应明显，长期效应较弱”。
7）体育用品出口贸易与中国进出口贸易的方差分解技术说明，我国进出口贸易、出口贸易与进口贸易增长的波动主要归因于自身因素，体育用品出口贸易对进出口贸易事业的贡献程度均维持在较低的水平，说明体育用品出口贸易对我国进出口贸易、出口贸易和进口贸易的贡献程度非常有限。
［1］傅秋仁,王跃凤.我国体育用品业发展前景的探索与对策研究［J］.商场现代化,2007,492(1):25.
［2］席玉宝,刘应,金涛.我国体育用品出口状况分析［J］.体育科学,2005,25(12):22-27.
［3］王跃凤,傅秋仁.加入WTO后我国体育用品业应面临的机遇与挑战［J］.商场现代化,2007,506(6):262.
［4］杨斐,赵景峰,王凯.中国进出口贸易与经济增长关系的实证研究［J］.人文杂志,2007,1:72-77.
［5］李士建.中国体育用品业国际竞争力问题探讨［J］.首都体育学院学报,2007,19(2):9-11.
［6］余志健,陈勇.我国体育用品市场现状及应对策略［J］.集团经济研究,2007,217(1):61-62.
［7］李斌,.中国体育用品品牌扩展策略研究［J］.河北体育学院学报,2007,21(2):27-29.
［8］杨明,郭良奎.我国体育用品产业集群发展及政府政策研究［J］.体育与科学,2007,28(3):27-30.
［9］祝振军,常冬冬.我国民营体育用品企业的发展环境及前景［J］.体育学刊,2007,14(3):23-26.
［10］李骁天,王莉.对我国体育用品产业市场结构特征的研究［J］.体育科学,2007,27(5):15-22.
［11］林显鹏.我国体育用品业挖掘出口潜力措施的思考［J］.体育产业信息,2003,(2):13-15.
［12］张焕明.我国经济增长地区性趋同路径的实证分析［J］.财经研究,2007,33(1):76-87.
［13］陈龙江,黄祖辉,周文贵.中国农产品对外贸易对农业经济增长的贡献――基于1981-2003年数据的实证分析［J］.经济理论与经济管理,2005,33(10):48-54.
［14］杨斐,赵景峰,王凯.中国进出口贸易与经济增长关系的实证研究［J］.人文杂志,2007,1:72-77.
［15］王舒健,李钊.中国地区经济增长互动关系的脉冲响应分析［J］.数理统计与管理,2007,26(3):385-390.
关键词：进出口贸易；经济增长；动态影响；实证分析
1吉林省进出口贸易发展概况
吉林省的进出口贸易，相比于东部沿海地区较为落后。自20世纪八十年代以来，随着国家外贸体制和政策的不断改革调整，吉林省对外贸易的发展呈现出波浪式的上升态势。从1978年到1994年，进出口总额大体保持着稳步的持续增长，尤其是进入到九十年代以来，年增长率均在40%以上，但总体上贸易规模比较小，1994年达到361，209万美元顶峰后，由于受到国家有关政策的影响，如粮食出口配额的变动调整、汽车整车特征认证及国产化政策等，再加上自身存在的结构矛盾问题，对外贸易总额出现了下滑，1995年进出口贸易总额为271，474万美元，同比下降24.8%。随后在东南亚经济危机的冲击下，对外贸易持续恶化，到1998年末进出口贸易总额为165，282万美元，同比下降10.9%，跌至谷底。但在国家积极的经济刺激恢复政策中，吉林省自身进行积极地调整，在1999年，进出口贸易总额恢复上升的发展趋势，而且在2000年以来，随着中国成功加入wto之后，在不断融入到世界市场的发展过程中，吉林省的对外贸易也取得了快速的发展，在进出口贸易总体规模上有了很大的提高，截止到2010年末，外贸总额已达168.46亿美元。
这些年来，吉林省进出口贸易对全省经济的贡献不断提升，影响大幅提高。据测算，吉林省进出口每增加1亿美元可以拉动gdp增加48.9亿元人民币。统计数据显示，吉林省2010年全年累计实现外贸进出口总值168.46亿美元，比2009年增长43.5%。其中实现出口总值44.76亿美元，增长43.2%；实现进口总值123.70亿美元，增长43.5%。而2010年吉林省实现地区生产总值8，577.06元，按可比价格计算，比上年增长13.7%。可见，在开放经济条件下对外贸易为吉林省经济增长作出了重要贡献。下面将通过实证分析详细探讨吉林省进出口贸易和经济增长间的关系。
2实证分析过程
2.1数据描述
2.2平稳性检验
从图2可以看出，取对数后的lngdp、lnm和lnx的波动较为平滑，但变化趋势仍然存在。为了消除这种趋势性，有效的方法是将对数转换后的变量水平序列lngdp、lnm和lnx进行一阶差分，差分后的dlngdp、dlnm和
dlnx序列见图3。
从图3可以看出，经过差分后的变量序列仍存在某种趋势性，为了使数据生成的随机过程更加平缓，对变量水平序列lngdp、lnm和lnx在一阶差分的基础上再进行一次差分即进行二阶差分得到差分序列ddlngdp、ddlnm和ddlnx，其序列见图4。
adf检验结果表明，变量序列lngdp、lnm和lnx在1%、5%和10%的显著水平上都是非平稳的，它们的一阶差分dlngdp、dlnm、dlnx中dlngdp在1%、5%和10%的显著水平上都是不平稳的，而dlnm在1%、5%和10%的显著水平上都是平稳的，dlnx在5%和10%上是平稳的。它们的二阶差分即ddlngdp、ddlnx和ddlnm在各显著水平上都是平稳的，这和上述为消除gdp、x和m变动的不平稳性而进行的图形分析基本一致。这说明吉林省生产总值、进口和出口总额取对数后的变量序列是非平稳的，进行一阶差分后进口、出口都变成了平稳序列，生产总值经过二阶差分后也变成了平稳序列。因而，需要对吉林省进口贸易额、出口贸易额和生产总值作进一步的协整检验，以判明它们之间长期是否存在协整性或者是否存在动态均衡关系。
2.3协整检验
协整检验是对非平稳时序变量之间是否存在着长期均衡关系进行考察，在这里要对lngdp、lnx、lnm进行协整分析。常用的协整方法包括engle和granger于1987年提出的eg两步检验法及johansen协整检验法，前者适用于双变量检验，后者适用于多变量检验，本文采用eg两步法，分别对lngdp和lnx、lngdp和lnm进行回归分析。从协整理论的思想来看，因变量能被自变量的线性组合所解释，两者间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。因此，检验一组变量间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。
运用普通最小二乘法对lngdp和lnm、lngdp和lnx两组变量进行回归。得到2个方程后对方程的残差序列进行平稳性检验，检验结果见表3。
从表3中可知，e1的adf检验统计值-3.974257小于1%、5%和10%显著水平下的临界值，可认为残差序列e1为平稳序列，表明lngdp和lnm间存在协整关系；而e2的adf检验统计值均大于各显著水平下的临界值，e2为不平稳序列，即lngdp和lnx之间不存在协整关系。将所得到的结果整理为表4。
由表4中看出，对吉林省而言，其进口贸易额与经济增长存在着长期稳定的均衡关系，即协整关系，而出口贸易额与经济增长间不存在这种协整关系。但是，协整检验的结果只能表明变量间存在长期稳定的均衡关系，并不意味着变量间必然存在因果关系，即是说进口贸易与经济增长之间存在协整关系，并非两者间就一定存在具体的因果关系。进出口贸易对经济增长是否真的有明显影响，经济增长对进出口贸易的影响又是如何？这需要通过下一步的因果关系检验来验证。
2.4因果关系检验
为了进一步说明两组变量之间的因果关系，这里将对变量进行granger因果关系检验，结果见表5。
（1）吉林省进口不能拉动经济增长，应调整进口结构。
根据协整关系检验，吉林省的进口与经济增长间存在协整关系，即长期稳定的关系。根据granger因果关系检验，经济增长是进口的granger原因，但进口不是吉林省经济增长的granger原因，说明吉林省的经济增长带动了进口贸易的发展，而进口贸易却没有对经济增长带来良好的促进作用。吉林省工业以汽车制造及化工等重工业为主，但进口产品中却仍以重工业产品为主。因此，吉林省应改变现有的进口贸易模式，积极加大高新技术、重要原材料以及生产设备等有利于吉林省经济快速增长的进口商品的经济比重。
（2）吉林省经济增长不能带动出口，出口也不能有效拉动经济增长。
根据granger因果关系检验，吉林省经济增长不是吉林省出口的granger原因，吉林省出口也不是吉林省经济增长的granger原因。吉林省的经济增长模式并非出口贸易型，出口贸易对吉林省经济增长的促进作用并没有真正发挥出来，出口商品主要集中在附加价值较低的劳动密集型产品上，而且与吉林省的主导行业没有密切关联。附加价值较低的劳动密集型产品从长期看无法有效提高吉林省出口贸易的总体水平，且由于吉林省出口产品市场过于集中等客观事实，将进一步导致出口贸易风险的加大。
[1]庞皓.计量经济学[m].北京：科学出版社，2010.
[2]
林统计年鉴编辑部.2011吉林统计年鉴[m].长春：吉林大学出版社，2011.
[3]王云岫，吴玉珩，张凤春.2011年吉林省发展报告[m].长春：吉林人民出版社，2011.
[4]张效峒.计量经济学软件eviews使用指南[m].上海：南开大学出版社，2010.
[5]林今淑，郝方龙.吉林省对外贸易对经济增长贡献的实证分析[j].帆疆学刊，2010，27.
[6]张权，朱洪泽.进出口贸易与地区经济增长的实证研究——基于吉林省的长短期均衡分析[j].国际商务，2010，3.
【关键词】农副产品中欧进出口贸易贸易对比国际竞争力
1引言
入世以来，中欧抓住契机迅速发展农副产品贸易，然而贸易额占双方贸易总额的比重并不理想，还处于缓慢发展的阶段，欧盟国家对中国实行非关税壁垒如绿色贸易壁垒限制中国农副产品的进口，这些苛刻条件使得中国农副产品的进出口得不到充分发挥其优势，也给我国农副产品进出口贸易带来巨大挑战。我国农副产品的生产具有悠久的历史，但生产技术尚比不上欧盟国家，初级加工产品在质量上易遭受欧盟国家的高标准准入制度的限制。
2中欧农副产品进出口贸易对比分析
2.1中欧农副产品进出口贸易特点分析
中国的土地资源在总量上比起欧盟国家要多得多，加上中国几千年的种植文明使得农产品和农副产品在中国人饮食的结构中占据着不可动摇的地位，在产量上具有优势，而欧盟国家国土面积较小，经济却相对发达，在生产农副产品的技术质量上又远超过我国的生产技术。中欧农副产品的出口贸易有以下特点：
（1）双方农副产品贸易在世界市场上呈互补状态。在2013年以后双方农产品对世界出口结构相似程度仍然呈现下降趋势，双方的进出口贸易互补性会更强，促使中欧农副产品进出口贸易来往更频繁。欧盟与中国农副产品贸易往来之间的互补还体现在谷物制品、油制品、水产品加工以及生鲜加工产品上：中国主要对外进口的奶制品和油料是欧洲联盟国家重点出口产品，而欧盟主要进口的生鲜产品和水产品加工产品又是中国出口最多的。
（2）中欧在一些农副产品的出口中是相P联的。中国对日、美、韩、欧盟等出口农产品数额较大；欧盟农产品重点出口到美、俄、中、日、瑞士，由此可见中欧农产品出口具有一定联系，但不能说双方在出口结构上就相近形成竞争对手，相反，中欧在出口中形成竞争的产品更少，只有部分农副产品能形成对比。
2.2中欧主要的农副产品进出口种类对比分析
（1）我国农副产品进出口贸易种类
2015年1-12月，我国的农产品及副产品进出口额达到1875.6亿美元，较2013年增加8.7亿美元。我国近三年油料物产品的进口额居高，食用油籽在2014年进口额达到最高445亿美元，食用油略有下降，最高为2013年进口额89.4亿美元。总体来说，几种主要进口的农副产品均有所下滑，生鲜果蔬产品进口额较为平均。
（2）欧盟国家农副产品进出口贸易种类
皮革、婴儿食品、奶粉和乳清是欧盟对外出口的重点产品；主要进口农产品及副产品有热带生鲜果蔬和调味料等产品。欧盟国家每年大量引进的产品很大一部分为季节性产品，由此可知，中欧农副产品贸易种类集中于使用油类、水果类和婴儿食品，中国进口率降低，而出口增加，而欧盟则对中国的进口逐步增加。
3欧盟国家对中国农副产品进出口贸易的影响因素
3.1欧盟国家绿色贸易壁垒对中国农副产品出口的影响
绿色壁垒又被称为环境壁垒，是非关税壁垒措施的一种体现，欧盟国家为实现自身的贸易利益而指定一系列措施保护内部贸易，阻碍他国向本国出口产品削减本国自身的利益，是不正当的绿色壁垒。正因为我国农副产品价格相对更低使得欧盟国家对我国农副产品出口一直存在质疑，近年来对我国大量农产品出口的危机意识日趋提高，对环境保护问题也呈现出日益重视的趋势，使得欧盟成员国纷纷打着环境保护、生态健康的旗号对我国的农副产品进口严格检查，但我国不具备更为先进的设备来进行检验，还无法达到欧盟国家的准入标准，这就导致我国的农副产品市场被排挤，出口达不到预期。
3.2欧盟技术贸易壁垒对我国农副产品出口的影响
欧盟在发展时技术设备设施和技术标准均已经有了很成熟的一系列体系，法规健全、标准统一。其通常会采用比国际通用还高的水准来限制进口达到贸易保护，一些标准明显带有歧视性，甚至有专门针对我国农副产品出口的。农副产品进入欧盟的过程中，一般都会经历繁冗的技术标准和极为精细的检验检疫标准检验。进入的产品必须符合欧盟内部设置的标准才可以欧盟市场在市场上流通，有些产品即使能够进入市场也不一定能够在市场上放心销售。同时，技术贸易壁垒的实施会增加我国农副产品生产加工的成本，为成功进入欧盟市场，不得不提高技术设施设备的运用，增强农副产品检验检疫技术，在生产、加工、储藏等各环节都需要投入大量人力无力进去，有时候往往投入了大量成本依然无法达到其进口要求，导致成本增加，创汇减少。
3.3欧盟的CAP对中欧农副产品贸易的影响
所谓的欧盟CAP即是欧洲共同农业政策，是第二次世界大战后欧共体为实现农业复苏、维护成员国的利益而制定的提高农民生产积极的计划。欧盟CAP政策三项基本原则实质上是以欧洲联盟为贸易中心，旨在内部开放贸易、保障出口而限制他国的进口、排外色彩的政策，通常对外建立联盟统一的对外关税壁垒和非关税壁垒。我国向欧盟出口农副产品遭受严格的质量把关和价格战，致使我国出口困难加大，加上我国出口政策优惠并不如欧盟国家那么成熟，欧盟国家出口有相应的健全完善的出口补贴政策，这对我国农副产品出口贸易来说是不占优势的。
4我国对发展中欧农副产品进出口贸易的对策和建议
4.1借鉴欧盟国家的质量监管机制，建立健全我国安全质量监管体系
农业部在r副产品质量安全管理体系标准建设方面共了294项无公害食品行业标准，但现阶段我国农副产品质量安全标准体系的建设还需要更加完善。为提高农副产品的出口份额，政府可以帮扶企业实现标准化生产，安排专业人员到发达国家学习以借鉴发达国家完善的质量安全标准；充分利用媒体等宣传手段加大对农副产品质量安全的宣传工作，提高有关部门参与质量安全的积极性；在注重标准数量时也狠抓质量，制定更全面的质量标准体系，提升农副产品的技术标准水平以及质量标准。
4.2加大对农副产品生产和贸易的资金投入力度
欧盟国家对我国的农副产品安全质量一直存在质疑，加上我国农副产品价格普遍偏高，对欧的进出口贸易虽有所增加但是增长速度较缓慢，出口补贴不高。在欧盟国家实行的共同农业政策补贴农副产品出口力度相当大，相当于财政支出的四分之一，鼓励农副产品出口，实行健全的制度进口农副产品保证农副产品的质量。我国可以加大对农副产品生产和贸易的资金投入，生产高质量、高品质的农副产品。
4.3加强农副产品信息数据库建设
随着电子计算机的快速发展，信息数据库建设更新速度随之加快，可以建立专门的用于农副产品贸易的数据库，统计分析中欧农副产品进出口贸易，加快农副产品贸易的互补性，分析欧盟农副产品进出口贸易的优势和劣势，帮助我国制定合理有效的对欧贸易政策。通过对数据库的分析还可以了解我国农副产品进出口贸易的短板，对欧盟农副产品进出口贸易的研究有利于我国研究欧盟农副产品贸易的走向，降低我国向欧盟出口农副产品被扣留或欧盟停止进口的风险，一定程度上可以对中欧贸易的摩擦起到缓冲作用。
4.4培育大型农副产品进出口贸易中心
在政府加大对农副产品生产和销售的大力投入外，企业也从自身的利益角度考虑如何加大中国农副产品的出口创汇。为了增大农副产品的对外出口，企业在政府的帮助下可以培养大型农副产品进出口贸易集散中心，搞活农副产品贸易市场，合作农副产品供销商，建立起一支底子较硬的进出口贸易团队，各大经销商可以在互相学习、竞争中提高农副产品出口的质量。
5结论
通过分析中欧双方农副产品的进出口贸易，中欧农副产品贸易程度正在不断加深，持续合作的趋势加强，但是中国农副产品在生产和加工上缺乏核心技术，很容易遭到欧盟国家的非关税壁垒影响，不利于我国农副产品出口。我国农副产品的进出口贸易应该形成“政府扶持，公司与农业专业合作社一体”的生产销售品牌化和高质量化。中国是农业大国，我国农副产品在质量上和加工技术上都没有竞争力，这使得我国的对外出口不占优势。通过对比分析我国农副产品贸易的劣势和短板，制定相应措施，增加我国农副产品进出口的贸易份额。
[1]孙致陆，李先德.《中国与欧盟农产品贸易的比较优势和
增长前景研究》[J].农业现代化研究.2015，34；
521-527.
[2]程国强.《中国农业对外开放：影响、启示与战略选择》
[J]；中国农村经济，2012，3；4-13（43）.
[3]韩涌.《绿色贸易壁垒对我国蔬菜出口的影响及对策分析》
[J]；国际商贸，2014.11；125-127.
[4]褚洪德.《欧盟农产品贸易壁垒对中国农产品出口影响及
对策研究》[J]；经济特区，2015，6；84-86.
[5]牟岚.《欧盟贸易政策的发展趋势及对中欧经贸关系的影
响》[J]；经济特区，2014，1；84-86.
[6]褚洪德.《欧盟农产品贸易壁垒对中国农产品出口影响及
[7]张秀玲.《中国农产品农药残留成因与影响研究》[J]；
2013.
[8]王绪龙，纪茂利等.《农副产品出口加工企业困境成因及
解困对策建议--以辽宁省为例》[J]；中国农学通报，
2013，29（29），82-88.
关键词：实际汇率对外贸易城乡就业结构VAR
引言
改革开放以来，中国GDP每年以8%-12%左右的速度不断增加，2009年，我国一般贸易出口和加工贸易出口增长同比下降20.1%和13.1%，进口增长比率同比下降6.7%和14.8%，外部需求减少和汇率升值的双重冲击对我国的一般贸易出口和加工贸易进口影响显得更为明显。受国际经济形势的影响，2012年以来，中国经济增速有所放慢，GDP增长率前三季度分别是8.1%、7.6%、7.4%，2013年前三季度GDP增加速度达到7.8%，经济增长中绝大部分的是由对外贸易带来的。今年上半年，我国进出口总值12.51万亿元人民币（折合19976.9亿美元），扣除汇率因素后同比增长8.6%。其中出口6.59万亿元人民币，增长10.4%；进口5.92万亿人民币，增长6.7%；贸易顺差6770.6亿元人民币，扩大58.5%。巨大的贸易余额对人民币升值带来了压力。
从2005年开始，人民币对美元的累计升值已经达11%，国际清算银行（BIS）公布的9月人民币实际有效汇率（REER）指数较8月出现小幅升值，而REER累积升值，对我国出口增速带来明显的抑制作用，由于汇率变化的滞后效应，强势的人民币将继续对未来出口增长构成压制。REER升值反映了本国国际收支盈余，外汇供给大于外汇需求，同时也是对一国劳动生产率和经济增长的反映。美元的疲软可能将持续下去，在这种情况下经济的增长将更加依赖于国内需求的增长，同时需要有灵活的汇率政策来加以应对。此外，如果经济增长可以更多体现在服务业的发展上，就将进一步带动城市化进程，将会进一步带动消费和就业的增长。2012年以来，我国实施了积极的就业政策，但是尽管如此，由于经济形势对就业产生一定的滞后影响，2013年就业形势仍然面临着较大的压力。
因此，人民币实际汇率的变动是否对中国就业形势产生影响，进出口贸易的变化是否会对中国就业形势带来影响，以及影响程度如何，在中国经济市场形势下如何实施汇率政策以及贸易政策来缓解我国就业问题是值得目前探讨的重点。
文献回顾
汇率变动对进出口贸易的影响的研究，一直是经济学研究的热点。国外学者MortenO.Ravn（2010）等人通过面板SVAR研究发现政府支出的增加带来私人消费的增加、恶化贸易平衡、以及有效汇率的贬值。MehmetIvrendi等（2010）通过SVECM模型研究货币冲击、贸易平衡以及汇率之间的关系，研究发现紧缩性货币政策导致价格水平下降，产出的减少，汇率升值，在短期改善贸易平衡。学者KazunobuHayakawa（2009）对东亚洲汇率波动和国际贸易的关系进行实证研究，发现东亚洲中间产品贸易受汇率波动的影响更为严重，并且负面影响程度大于关税对贸易的影响。
通过文献回顾发现，不少学者研究汇率与进出口的关系，但很少将其对就业的影响包括进去；尽管不少学者研究就业的问题，但很少考虑汇率变动的因素。汇率变化影响一国的进出口，而进出口贸易的变化又通过要素价格影响劳动力市场，进而影响就业。鉴于人民币汇率、进出口、GDP和就业之间客观存在的内生性关系，本文通过构建结构VAR模型对其动态的影响进行研究。
数据描述和分析
（一）数据描述
（二）数据平稳性检验及模型稳定性检验
SVAR模型是在VAR模型的基础上发展起来的，所以为了避免伪回归现象，需要对数据进行平稳性检验，本文采用ADF检验，根据AIC和SC原则，确定最佳滞后阶数为1阶，所以可以建立VAR模型，进一步确定SVAR模型进行参数约束，识别SVAR模型。单位根检验结果如表1所示，本文研究采用EVIEWS6.0进行。
根据表1，REER、EXP、DUR在1%的显著性水平是一阶差分平稳的，即各序列均为一阶单整序列。因此，需要对模型中的变量进行协整检验。本文采Johanson协整检验来检验模型是否存在协整关系，其结果显示在5%的显著性水平下至少存在一个协整方程，模型中各内生变量之间具有协整关系。另外，被估计的模型所有根的模小于并且位于单位圆内，如图1所示，因此模型是稳定的。
实证分析―SVAR模型的识别
结构向量自回归（SVAR）模型是研究变量间动态冲击效应较成熟的方法，它是基于向量自回归（VAR）模型提出的。一个n元p阶的SVAR模型：
若A可逆，则
其中，
一般而言，简化式残差μt是结构式残差εt的线性组合，是一种复合冲击。对于n元p阶SVAR模型，需对结构式施加n（n-1）/2限制条件才能识别结构冲击。本文建立的SVAR模型含有3个内生变量，即n=3，需施加3个约束条件。本文采用Amisano&Giannini（1997）提出的AB模型来识别结构冲击，即分别对A、B矩阵施加短期约束，将B设为单位矩阵，A矩阵的主对角元素设为1，本文SVAR中变量的排列顺序为：实际汇率、贸易开放程度、三次产业就业结构。一般根据经济理论有长期和短期约束，长期约束最简单的就是零约束，本文所选取的三个变量之间有着较强的相互影响关系，因此选择短期约束，根据经济意义，约束条件为：进出口贸易对就业结构的影响具有滞后性，根据实际情况，可以认为进出口贸易与我国三次产业就业结构变动之间当期不存在相互影响，所以a23=0，a32=0，实际有效汇率REER对三次产业就业结构可能产生影响，但是可以认为当期不存在影响，所以a31=0，应用EVIEWS6.0对三个模型分别进行估计，从而可得矩阵A的解。
结果分析
（一）脉冲响应函数分析
脉冲响应函数用于衡量模型受到某种冲击时对系统的动态影响，能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应，本文选取默认滞后期为10。根据图2所示，就业结构差异的增量对人民币实际有效汇率的冲击起初是没有响应的，但从第二期开始逐渐变为负，到第3期开始逐渐趋于平缓，接近于-0.2个百分点，这说明人民币实际有效汇率对就业结构差异几乎没有影响，但后期会增加就业结构差异，并从长远来看，人民币实际有效汇率会扩大城乡就业结构差异。图3表明，就业结构差异的增量一直呈现下降的趋势，这可能是马歇尔-勒纳条件在中国的实际应用相吻合，随着中国经济市场化进程逐步深入，市场体制、汇率调节的作用越来越大。
进出口贸易冲击对就业结构差异增量的影响如图4和图5所示，图4中，就业结构差异对进出口贸易冲击的响应首先是正的，并且在第三期达到最大，之后开始下降，长期来看，接近于0.4个百分点，这表明，进出口贸易短期内扩大了就业结构差异，但从长期来看，进出口贸易的发展控制了就业结构差异的增加。这与凯恩斯贸易乘数理论一致，在这期间，城乡就业结构差异的增量是不断增加，如图5所示。
（二）方差分解分析
应函数描述的是SVAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，以进一步评价不同结构冲击的重要性。表2是跨期为20的城乡就业差异增量的方差分解。从表2看出，人民币实际有效汇率对城乡就业结构差异增量的影响是逐期增强的，而进出口贸易对城乡就业结构差异的影响先是迅速增强，然后增加速度变缓，但是预测依然有增加的趋势。由表2可以明显看出，进出口贸易对就业结构差异增量的作用明显大于人民币实际有效汇率对就业结构差异的影响，如在第20期，就业结构差异增量的预测方差48.5%可以由进出口贸易的变动来解释，而只有10.1%可以由人民币实际有效汇率来解释，这可能是汇率影响进出口，从而影响国内城乡就业需要一定的时滞。
结论
短期内人民币实际汇率对城乡就业结构没有影响（城乡就业结构差异的增量对实际有效汇率冲击的响应在短期内接近于零），但是从长期来看，实际有效汇率加剧了城乡就业结构差异（城乡就业结构差异增量对实际有效汇率冲击的响应长期内为负增长）。进出口贸易的发展在短期能够迅速扩大我国城乡就业差异，但长期来看，进出口贸易对就业差异的影响将会一直存在（城乡就业结构差距增量对进出口贸易冲击的响应长期内趋于稳定不变）。
从以上结论可以看出，人民币有效汇率虽然对我国城乡就业结构差异的影响不大，但在面对人民币升值压力的情况下，政府也不能忽视对宏观经济的调控，要理性地看待人民币升值。进出口贸易的发展对城乡就业的作用逐步增强，近年来，我国外贸依存度达到60%以上，在国内消费持续低迷的今天，出口拉动就业的道路已经成为我们解决就业问题的重要途径之一，但也不能完全依靠对外贸易来解决就业问题，在当前人力资源的供求出现结构性矛盾时，要满足经济增长方式转型的要求，必须充分调动人力资源的积极性、增加科技教育投入提高劳动者素质来缓解我国紧张的就业形势。政府要改变观念，响应构建和谐社会的思想，要促进乡镇企业发展的贸易发展，以乡镇企业带动小城镇和农村的发展，以此来减少农村剩余劳动力，解决农村失业问题，最终缩小城乡差距。
1.MortenO.Ravn，StephanieSchmitt-Grohe，MartinUribe.Consumption，governmentspending，andtherealexchangerate[J].JournalofMonetaryEconomics2012（59）
2.MehmetIvrendi，BulentGuloglu.Monetaryshocks，exchangeratesandtradebalances：Evidencefrominflationtargetingcountries[J].EconomicModelling2010（27）
3.KazunobuHayakawa，FukunariKimura.TheeffectofexchangeratevolatilityoninternationaltradeinEastAsia[J].JournalofTheJapaneseandnternationalEconomies，2009（23）
4.古晓慧.中美贸易是否满足马歇尔-勒纳条件[J].商场现代化，2008（9）
5.卢向前.戴国强.人民币实际汇率波动对中国进出口的影响[J].经济研究，2005（5）
6.谷宇，高铁梅.人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析[J].世界经济，2007（10）
7.李广众，LanP.Voon.实际汇率错位汇率波动性及其对制造业出口贸易影响的实证分析：1978-1998平行数据研究[J].管理世界，2004（11）
8.叶芳，朱孟楠.FDI、人民币有效汇率对我国区域间进出口贸易的影响―基于动态面板模型的分析[J].区域金融研究，2012（5）
9.黄锦明.人民币实际有效汇率变动对中国进出口贸易的影响―基于1995-2009年季度数据的实证研究.[J].国际贸易问题，2010（9）
10.PissaridesCA.Short-RunDynamicofUnemployment，Vacancies，andRealWages[J].AmericanEconimicReview，1985（75）
11.ElhananHelpman.OlegItaskhokiandStephenRedding.InedualityandUnemploymentinaGlobalEconomy[J].Econometrica，2010（4）
12.AlessIialoTurcoandDanielaMaggioni.DoesTradeFosterEmploymentGrowthinEmergingMarkets？EvidencefromTurkey[J].WorldDevelopment2013，Vol.52
13.冯其云，朱彤.中国对外贸易对就业影响的区域差异分析―基于省级面板数据的经验研究[J].经济问题探索，2012（12）
14.陈昊.中国对外贸易的就业效应―基于匹配视角的省际数据[J].经济与管理研究，2011（10）
【关键词】进出口贸易经济增长协整检验Granger因果关系检验
一、引言
（一）变量的选取及数据处理。
通过上述的数据处理，可以通过Eviews7.0绘制出处理后的lnY和lnX的散点图，见图1：
由图1可知：根据散点图可以看出进出口总额与地区生产总值大致呈现上升趋势。随着进出口总额的增加，重庆市地区生产总值不断的增加，两者的变动的方向基本一致。进而进出口总值的增加有利于经济健康持续的增长。
（二）单位根检验。
首先在进行计量经济模型之前，必须确保两变量序列是平稳的，因此使用单位根方法检验变量GDP、IE的平稳性，我们采用ADF检验方法，lnY、lnX分别进行单位根检验，如果水平序列是非平稳的，就要进行一阶或者二阶差分来检验平稳性，利用Eviews7.0，检验结果见表1：
由表1分析可得lnY、lnX在水平序列下不能拒绝单位根假设，因此是非平稳的序列，经过一阶差分后，lnX序列拒绝了单位根假设，是平稳的序列，但是lnY不是平稳序列，所以进行二阶差分。二阶差分后，lnY和lnX在5%的显著水平下，两变量序列显著平稳。
（三）模型的建立。
由散点图分析可知，随着进出口总值的增加，重庆市经济增长（GDP）越快，分析重庆市地区生产总值随进出口总值的数量规律性，可以建立如下计量经济模型：
（四）协整分析。
协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验，从协整理论的思想来看，被解释变量能被解释变量的线性组合所解释，两者之间在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的，因此，检验一组变量之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。用Eviews7.0软件进行残差分析如表2：
（五）Granger因果关系检验。
Granger因果检验解决了lnX是否引起lnY的问题，也就是lnY能够在多大程度上被过去的lnX解释，加入lnX的滞后值是否使解释程度提高，如果lnX在lnY的预测中有帮助的话，就可以说lnX领先于lnY。检验结果见表3：
三、结论与政策性建议
（一）结论。
第一：本文基于重庆市1987～2010年进出口总值与地区生产总值的数据进行平稳性检验与协整检验，两个变量序列是平稳的，并且两者存在一种长期稳定均衡的关系，重庆市进出口总额（IE）越多，经济增长越快（GDP）。
（二）政策性建议。
1.进出口结构的优化：从本市经济整体发展的需要出发，挖掘进出口总量背后深层次的贸易结构问题，切实推进进出口商品结构的优化，实现外贸发展同地区经济发展的良性互动，促进进出口贸易对经济增长的贡献。
3.品牌、创新、改革：重庆市竞争性企业为了获得国际市场和实现品牌扩张进行进出口贸易，这就需要企业引进高新技术，打造具有影响力的品牌，实行营销网络等方式，打开对外贸易市场，坚持制度创新，深化体制改革，推动地区经济的协调发展。
[1]林毅夫，李永军.必要的修正―对外贸易与增长关系的再考察[J].国际贸易，2001，9.
从1980年开始，我国的经济迅速发展，从全方位、深层次及多领域实施对外开放，这对我国的经济发展起到了至关重要的作用，在这其中尤以进出口贸易效果显著。国内外学者对进出口贸易与国家经济的发展关系进行了大量的实证性研究，最后综合各学者的研究数据显示，在不改变其他因素的影响情况下，密集型技术产品的贸易顺差能够对GDP的增长产生积极的促进意义。但之前的研究通常都只针对单方面的进口或出口进行研究，验证其对经济增长的作用，故本研究通过阐述进出口双方面的影响确定其与经济增长的关系。
一、我国进出口贸易现状
通过以上分析能够发现，我国的外贸依存度在逐年提高，据统计显示，我国的外贸依存度从改革开放初期的12.5%到千禧年提高到了33.3%，在2010年更是提高到了50.6%，通过以上数据都能看出，我国的进出口贸易在促进经济的增长上起到了至关重要的作用。
我国目前的贸易结构最初以中初级产品为主，通过这样一个出口商品结构能够看出我国在改革开放之初赚去商品的附加值较低。但是随着我国经济技术及工业技术的发展，现在我国工业制成品的比重已经大幅提升，有能力有实力赚去更高的产品附加值，同时我国的竞争能力也在逐渐提高。据统计我国改革开放初期的初级产品出口额占出口总额的比重高达50%，而在经历了30年的改革开放之后，我国的初级产品的出口权重已经降低到不足5%，这使得我国现在具有极强的国际市场竞争能力。到了2004年，我国的进口工业制成品比重开始下降，这一方面说明我国对进口依赖已经降低了。
1.数据处理。本研究选取我国改革开放后30年的进出口额、出口额、进口额和国内生产总值作为数据，所选取的数据均出自《中国统计年鉴》。
在此之后通过因果关系检验验证以上论点，以上的协整检验已经证明我国的GDP与进出口存在一定的均衡关系，但其是否构成因果关系则还需要进一步论证。为了提高该论据的效果，必须对此检验设定一个准确的自由度，通过因果关系检验，证明与进口的关系存在1%的因果关系，这证明我国的经济增长是由进口进行推动的，而我国的经济增长则对进口不具有推动作用；同时对出口进行检验，结果显示，我国经济增长是由出口推动的，但我国的经济增长对我国的产品出口不具有推动作用。但对于进口与出口关系的分析则显示，我国进口是出口增长的原因，而出口对于进口没有推动作用。故通过以上数据证实，我国的进出口都对我国经济增长具有推动作用，但我国的经济增长并不推动我国产品的进出口。
三、结束语
[1]关嘉麟.转型时期中国对外贸易政策研究[D].长春：吉林大学，2013.