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山东省对外贸易与经济增长关系的统计分析

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国际经济与贸易 山东财政学院学报(双月刊) 2010年第4期(总第108期)山东省对外贸易与经济增长关系的统计分析尉雪波 梅陆鑫 周 晶(山东财政学院,山东济南 250014)[摘 要]对外贸易在推动一个国家和地区的经济增长中发挥着重要作用。

改革开放以来,山东省经济快速增长,对外贸易发挥了重要作用。

本文运用向量自回归模型以及协整检验对山东省对外贸易和经济增长关系的研究表明:山东省对外贸易与经济增长之间存在着十分稳定而且长期的动态均衡关系,对外贸易增长对山东省经济增长具有很强的促进作用。

[关键词]对外贸易;经济增长;协整检验;对策建议[中图分类号]F752.8 [文献标识码]A[文章编号]1008-2670(2010)04-0053-05[收稿日期]2010-06-25[作者简介]尉雪波,男,山东莱阳人,山东财政学院统计与数理学院教授,研究方向:宏观经济统计分析;梅陆鑫,男,山东临沂人,山东财政学院统计学硕士研究生;周晶,女,山东德州人,山东财政学院统计学硕士研究生。

一、引言对外贸易在推动一个国家和地区的经济增长中发挥着重要的作用。

改革开放以来,山东省经济发展迅速,特别是外向型经济模式确立以来,作为拉动经济增长的三驾马车,对外贸易的发展对于山东省保持在全国的经济优势地位发挥了不可替代的作用。

1984年,山东省国内生产总值为581.56亿元,对外贸易总额81.91亿元,其中出口48.35亿元,进口33.56亿元;2008年,山东省国内生产总值31072.06亿元,出口6471.09亿元,进口4512.22亿元,进出口贸易总额达到10983.31亿元,已经占到山东省国内生产总值的35.34%。

所以,本文拟结合山东省实际,运用现代统计分析方法,就山东省对外贸易与经济增长的关系作一次全面深入的分析,以揭示对外贸易和经济增长之间的关系模式,为制定恰当的对外贸易与经济增长策略,进一步促进山东省经济又好又快发展服务。

二、对外贸易与经济增长的统计分析(一)数据选择及初步处理本文选择从1984年到2008年山东省对外贸易与国内生产总值的年度数据进行分析,资料来源于历年 山东省统计年鉴 。

用出口总额(EX )、进口总额(I M )来反映对外贸易状况;通过宏观经济总量指标国内生产总值(GDP)来反映经济增长。

进口和出口数据都按相应年份的平均汇率进行了换算,单位统一为亿元。

为消除物价变动对GDP 和进口、出口总额的影响,用消费者价格指数(1984=100)对GDP 、进口和出口数据进行平减,得到实际GDP 、实际进口和实际出口的数据。

由于数据的自然对数变换有利于数据的平稳性,并且有助于消除数据的异方差问题,所以对实际GDP 、实际进口和实际出口的数据取对数。

分别用LGDP 、LEX 、LI M 表示自然对数的实际国内生产总值、实际出口总额、实际进口总额。

(二)数据的平稳性检验在进行传统的回归分析时,要求所选取的时间序列数据必须是平稳的,以避免出现伪回归问题。

而在实践中,经济和金融数据大多是非平稳的时间序列,所以在计量分析前,应该首先对时间序列数据进行平稳性检验。

检验序列平稳性的标准方法是单位根检验,本文选择ADF 方法进行检验,采用A I C 准则和SC 准53则相结合的原则。

对样本数据及其差分项的检验结果见表1:表1时间序列LGDP、LEX、L I M的ADF检验变量ADF统计量检验形式(c,,t k)临界值(1%水平)临界值(5%水平)结论LGDP-0.731200(c,,t5)-4.394309-3.612199不平稳LEX-2.311924(c,,t5)-4.394309-3.612199不平稳L I M0.853423(c,0,5)-3.769597-3.004681不平稳D(L GDP)-3.284383(c,0,4)-3.831511-3.029970平稳D(LEX)-4.479124(c,0,1)-3.769597-3.004861平稳D(L I M)-6.648214(c,0,1)-3.769597-3.004861平稳 注:(1)检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项,k表示滞后阶数;(2)ADF检验的临界值来自软件Ev i e ws5.0;(3)D(L GDP)、D(L EX)、D(LI M)分别表示各自的差分。

分析表1中的数据,我们可以看出原有的时间序列数据在1%的显著水平下都是不平稳的,而它们各自对应的一阶差分序列在5%的显著水平下都是平稳的。

所以原时间序列都是一阶单整的。

(三)VAR模型的建立及协整检验VAR模型是把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值来构造模型的,常用来预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的冲击,而且是G ranger因果检验,脉冲响应函数,方差分解以及Johansen检验的基础。

VAR模型中的一个重要问题是滞后阶数的确定,一方面要使滞后阶数足够大,以便能完整反映所构造模型的动态特征;另一方面滞后阶数越大,需要估计的参数也就越多,模型的自由度就越少。

所以在进行选择时,既要保证模型足够数目的自由度,又要有足够数目的滞后项。

根据常用的方法LR检验, A I C信息准则和SC准则,进行滞后长度标准的确定,结果如表2:表2滞后长度标准的确定Lag L og L L R FPE A I C SC H Q041.72468NA3.41e-06-4.076282-3.927160-4.051044 151.6807915.720173.14e-06-4.176925-3.580437-4.075975 268.7745921.592171.47e-06-5.028904-3.985050-4.852242 387.3620817.6092﹡6.81e-07-6.038114-4.546894-5.785740 499.577137.7147678.54e-07-6.376540-4.437955-6.048454 5152.136816.597793.54e-08﹡-10.9617﹡-8.57581﹡-10.5579﹡表2中用*号表示从每列标准中选的滞后阶数,在4~7列中,是在标准值最小的情况下所选的滞后阶数。

根据LR检验的结果,我们可以确定选择滞后阶数为3是合适的。

根据样本数据,首先利用VAR(3)模型对实际GDP、实际出口总值、实际进口总值3个变量的关系进行实证研究,三个变量都以对数差分的形式出现在模型中,由于方程右边的变量是内生变量的滞后值,不存在同期相关问题,所以OLS估计是有效的,结果如下:D(l g dp)D(lex)D(li m)=0.0558450.160796-0.0407+0.709293 0.006836 0.0082370.710665 -0.45269 0.0911112.019357 0.587891 -0.533439D(l g dp(-1))D(lex(-1))D(li m(-1))+0.229436-0.089730.0726871.797418-0.5052390.3397553.5358680.146901-0.2506D(l g dp(-2))D(lex(-2))-D(li m(-2))+-0.478960.028185-0.016836-2.089579-0.1693360.187664-3.8583220.16318-0.036906D(l g dp(-3))D(lex(-3))D(li m(-3))+e1e2e33个方程的拟合优度分别为:R2gdp=0.6516,R2ex =0.7290,R2i m=0.7356。

本文使用Johansen协整检验,Johansen协整检验是以VAR模型为基础检验回归系数的方法。

协整检验模型实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型,该VAR模型的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期,由于无约束VAR模型的最优滞后期为3,因此协整检验的VAR模型滞后期确定为2。

表3Johansen协整检验结果原假设特征根迹统计量(P值)-m a x统计量(P值) 0个协整向量0.85996457.75758(0.0000)﹡41.2829(0.0000)﹡至少1个协整向量0.43809716.47468(0.1534)12.10495(0.1799)至少2个协整向量0.1878604.369733(0.3599)4.369733(0.3599)注:加 * 表明在5%的显著水平下拒绝原假设。

特征根迹检验和最大特征值检验结果一致,都认为在5%的显著水平下有一个协整向量。

标准化后的协整方程如下:EC=D(l g dp)-1.85656D(l e x)+0.78018D (li m)+0.0377554变量EC是误差修正模型的核心部分,由于已经对数据进行了差分处理,如果再进行误差修正模型的分析,只能通过计量上的检验,而变量将不再具有合适的经济意义,所以本文省略了误差修正模型部分。

(四)G ranger因果检验对D(LGDP)、D(LEX)、D(LI M)进行G ranger因果检验:表4G range r因果检验的结果原假设x2统计量x2自由度P值实际EX不能G ra nger引起实际GDP2.10674630.5505实际I M不能G rang er引起实际GDP9.617830.0221实际EX、实际I M不能同时Grang er引起实际GDP14.0275360.0293实际GDP不能G ra nger引起实际EX11.4054830.0097实际I M不能G rang er引起实际EX17.8438930.0005实际GDP、实际I M不能Granger引起实际EX25.1596560.0003实际GDP不能Granger引起实际I M6.20747930.1019实际EX不能G rang er引起实际I M1.02622430.7949实际GDP、实际EX不能G rang er引起实际I M12.1587960.0585 从上表结果中可以看到实际出口不能G ranger 引起实际GDP和实际进口,其P值分别达到了0.5505和0.7949,这说明出口对经济增长的拉动作用在山东省经济增长中不明显,还有很高的提升空间。

实际GDP能够Granger引起实际进口和出口,实际进口既可以Granger引起实际GDP又可以引起实际出口。

同时通过联合检验,实际出口和实际进口的共同作用可以G ranger引起实际GDP。

(五)脉冲响应函数检验脉冲响应函数刻画了内生变量对误差变化大小的反应。

在实际应用中,由于VAR模型是一种非理论性的模型,它不需要对变量做任何先验性的约束,因此在分析VAR模型时,往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何。

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我国对外贸易与经济增长关系的实证分析

我国对外贸易与经济增长关系的实证分析

第34卷 第6期 延边教育学院学报 Vol.34 No.6 2020年12月 Journal of Yanbian Institute of Education Dec. 2020·14·我国对外贸易与经济增长关系的实证分析金俐延（延边大学，经济管理学院 吉林 延吉 133002）摘 要：改革开放以来中国的对外贸易有了很大发展，同时中国经济也在过去四十年多年的时间里有了稳定且长期的发展。

本文以中国对外贸易与经济增长的关系作为研究主题，首先分析了中国对外贸易和经济增长的现状，从实证的角度来科学论证和计算两者之间的定量关系，并以此作为分析问题的基础，利用1990-2017年中国对外贸易进出口数据和我国GDP 数据，运用Eviews 软件，作出一系列检验，最终解释了中国对外贸易与经济增长之间的关系。

最后，在分析的基础上为中国优化对外贸易促进区域经济的可持续发展给出政策建议。

关键词：对外贸易；进出口；经济增长；实证分析中图分类号：F125 文献标识码：A 文章编号：1673-4564（2020）06-0014-06对外贸易一直是世界各国对外经济关系的核心内容，在各国的经济发展中起到了不可替代的作用。

自改革开放以来，中国的对外贸易也从之前的贸易逆差转为贸易顺差，丰厚的外汇储备成为了中国经济社会健康发展的定心丸。

贸易顺差对于国家的发展具有重大作用。

纵观世界经济和全球格局的演变历程，对外贸易的发展也是17世纪欧洲发达经济体全面赶超中国的重要因素，相比农业经济而言，贸易经济具有更高的价值创造属性，其价值增值过程对资本主义经济的产生和发展有着重要的意义。

与此同时，随着中国贸易顺差的不断扩大，对于提高中国产品的国际竞争力和综合地位也具有十分重要的作用。

由于中国对外贸易问题是中国经济进一步发展的突破口之一，故本文通过研究中国对外贸易水平与经济增长的关系，希望为中国贸易的发展给出一定建议，扬长避短，同时希望给中国的经济发展带来新的动力。

青岛市对外贸易现状分析

青岛市对外贸易现状分析

青岛市对外贸易现状分析
青岛是中国的重要港口城市，作为中国外贸加工业的重要基地和城市之一，其外贸业务一直保持着稳定增长。

下面是青岛市近年来对外贸易现状的分析：
1. 外贸出口总额呈现逐年上升趋势：青岛市外贸出口总额从2008年的688.59亿美元增长到2019年的1,359.28亿美元，复合年增长率为7.17%。

其中，2019年进出口总额为2,450.02亿美元，同比增长9.9%。

2. 对外贸易优势产品较为集中：青岛市主要出口产品包括机电产品、石化产品、纺织品、食品、轻工制品以及其他制造业产品，占外贸出口总额的比重均较大。

3. 对外贸易主要贸易伙伴较为集中：青岛市的主要贸易伙伴包括美国、韩国、日本、德国、越南和中国台湾等地，这些贸易伙伴进口产品品类丰富，为青岛市对外贸易提供了广阔的市场。

4. 企业规模较为分散：青岛市对外贸易企业总数较多，企业规模较为分散。

其中，小微企业占比较高，大型企业占比较少，规模较小的企业往往依靠“小而美”的模式获得市场份额。

总的来说，青岛市对外贸易的总体发展趋势良好，但也存在着对外贸易产品和贸易伙伴集中度高、企业规模分散等问题，需要不断进行调整和优化。

优化山东对外贸易

优化山东对外贸易

调整结构山东优化对外贸易据《大众日报》报道，出口是拉动经济增长的“三驾马车”之一。

对一个地区而言,对外贸易依存度越高,国际化程度越高,与国际市场的联系也越紧密,对周边地区的辐射力和经济拉动力也越强，但外贸依存度同时又是一把双刃剑。

“十一五”以来,山东对外贸易保持高速增长,除了深受国际金融危机影响的2009年,2006年至2008年的增幅分别达到24%、28.7%和29%。

2010年,山东开放型经济更是取得历史性跨越,全年进出口完成1888亿美元,增长36.2%。

其中出口首次突破1000亿美元,成为继广东、江苏、上海、浙江第五个年出口过千亿美元的省份。

然而,伴随着世界经济的温和增长和大规模经济刺激计划的退出,以及最新召开的中央经济工作会议中进口促进政策的提出,山东省出口形势将出现新的变数。

外贸增幅预设目标10%据海关总署2月14日公布的统计数据显示，1月份我国对外贸易进出口总值为2950.1亿美元,比去年同期增长43.9%。

而山东则同比猛增51.2%,高于全国7.3个百分点。

但山东省今年进出口额的增长目标却定在了10%，而去年山东外贸出口的增长幅度是36.2%。

山东省商务厅外贸处处长戚学勇解读为,低增速目标的背后,暗含调结构的意图,“只有将外贸增速放缓,才能为结构的调整换来空间。

”统计数据显示,2010年,山东机电、高新技术产品出口占全省的比重分别达到43.2%和16.9%,比“十五”末提高13.9个和7.7个百分点,但依然落后全国15个和28.7个百分点。

从另一个方面看,外资企业依旧是山东进出口的主要力量。

简单以1月份海关统计数据为例,民营企业进出口78.3亿美元,增长70%,但仅占山东省进出口总值的38.9%,外资企业的主角地位依然难以撼动。

山东大学国贸系教授孔庆峰认为,“这样的外贸增长给政府带来的收益是很少的,因为利润基本上被外资企业所控制,与此同时我们还承担了环境成本,给民营企业带来了更大的压力,而单方面推动外贸增长更损害了国内消费的进步。

地区经济分析报告--山东省

地区经济分析报告--山东省

地区经济分析报告–山东省1. 引言山东省是中国东部沿海地区的一个省份，地处黄河下游地区，东临黄海，是中国沿海经济带的重要组成部分。

本报告旨在对山东省的地区经济进行深入分析，探讨其经济发展现状、问题以及未来的发展方向。

2. 经济概览山东省是中国人口较多的省份之一，也是中国重要的农业、工业和商贸中心之一。

省会济南是山东省的政治、文化、经济中心，其它重要城市包括青岛、烟台、潍坊等。

山东省拥有丰富的自然资源和劳动力资源，是中国重要的产粮、产煤和重工业基地。

根据最新统计数据，山东省的地区生产总值（GDP）在全国省级行政区中排名第二，仅次于广东省。

2019年，山东省的GDP达到了8.6万亿元，同比增长6.5%，经济增速稳定。

该省的主要产业包括农业、制造业、电力能源和服务业等。

3. 主要产业分析3.1 农业山东省是中国重要的农业大省，农业对该省的经济发展起到了重要的支撑作用。

该省拥有广阔的农田和适宜的气候条件，农产品种类繁多，其中主要包括小麦、玉米、棉花、大豆等粮油作物和蔬菜水果。

近年来，山东省不断推动农业现代化，加强农机装备更新换代以提高农业生产效率。

3.2 制造业制造业是山东省的支柱产业之一，该省拥有较为完善的制造业体系和现代化的产业基础。

重要的制造业领域包括钢铁、化工、汽车、机械设备等。

山东省的制造业在全国具有一定的竞争力和影响力，其中青岛市的啤酒产业、烟台市的化工产业以及济南市的机械设备制造业是该省的重要制造业代表。

3.3 电力能源山东省是中国重要的电力能源生产地，拥有丰富的煤炭资源和可再生能源资源。

该省的煤炭产业发达，煤炭产量位居全国前列。

与此同时，山东省也积极推动可再生能源的开发和利用，包括风能、太阳能和生物能等。

3.4 服务业服务业是山东省经济的重要支柱，该省的服务业呈现出持续增长的趋势。

主要的服务业包括金融、旅游、物流和信息技术服务等。

山东省重点发展金融服务业，特别是在青岛市和济南市建设了一系列国际化金融中心。