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篇1

關鍵詞：地緣經濟關系 經濟聯系 匹配

在當前經濟全球化和區域經濟一體化的背景下，地緣因素對加強地區和國際合作中起到重要的作用。地緣經濟研究產生于20世紀80年代末至90年代初的美國。在世界范圍內，地緣經濟學主要分為三個學派：美國學派，俄羅斯學派和意大利學派。美國學派主要認為，地緣政治時代的沖突邏輯，正逐漸讓位于地緣經濟時代的經濟邏輯，地緣經濟學首要考慮的是建設國際關系， 以實現和諧、效率和增長。意大利學派把地緣經濟學理解為研究國際競爭問題的學科，參與國際競爭的不是跨國公司、托拉斯或銀行，而是國家。俄羅斯學派認為地緣經濟學是研究具體環境中國家行為的應用科學，應將其與國家戰略相結合。

地緣經濟關系是地緣經濟學的研究重點。地緣經濟關系是判別兩個國家競爭與合作的重要指標，能夠很好的分析兩個國家的資源和要素的流動性。對外經濟聯系量反映區域間經濟聯系，能分析該國對其他國家的經濟輻射能力以及該國對他國的經濟接受程度。通過開展中國的地緣經濟關系和對外經濟聯系匹配關系研究，能為中國區域經濟合作提供相關理論支撐。

本文選取20國集團中的19國（除歐盟）為分析對象，分別為英國、法國、德國、美國、日本、意大利、加拿大、俄羅斯、中國、韓國、印度、印度尼西亞、澳大利亞、南非、土耳其、巴西、墨西哥、阿根廷和沙特阿拉伯。為保持數據口徑一致，2010年各國的資本形成總額、農業、工業、服務業的增加值、GDP和人口數據均來自世界銀行數據庫。中國與20集團各國的距離數據采用首都或主要城市間直線距離來代替，來自網站。

中國與20國集團的地緣關系測算

地緣經濟關系可以分為兩種基本類型：競爭型關系和互補型關系。關于地緣經濟關系的測度方法，學者溫志宏（1998）提出使用歐氏距離法（Euclidean distance）。后來該方法被眾多經濟地理學者用來做定量的分析。本文通過改進，設計出一套指標體系，使其能夠反映更好的國家間地緣經濟關系屬性。

（一）測度方法的設計

1.指標選取。指標的選取要能夠準確的反映兩國經濟競爭性和互補性。競爭性和互補性表現為資源和產品的可流動性大小。資金、原材料、勞動力和消費品等一般是從生產效率低的地區流向效率高的地區，從多的地區流向少的地區。本文選取的3個綜合指標X、Y、Z反映資源和產品的流動性，它們分別是：X=某國的資本形成總額/該國的GDP，Y=某國工業和服務業的增加值/該國的GDP，Z=某國農業增加值/該國工業增加值。X大小反映該國的資本的轉換效率或余缺，Y的大小反映了一個國家的工業化程度和勞動效率的高低，Z的大小反映了一國資源和產品的向外流動能力。

2.對指標進行無量綱化處理：

其中：為X系列數據的平均值；SX為X系列數據的標準差；Y′和Z′的計算方法和X′相同。

3.計算歐氏距離。設X0′，Y0′，Z0′分別是中國X，Y，Z的三個標準值，則中國與其他國家的實際距離計算公式為：

其中，Xi′，Yi′，Zi′為i國的X，Y，Z的標準化值。

4.標準化處理。為了便于識別，對歐氏距離值進行標準化處理，計算如下：

其中，為i國距所有其它國家的歐氏距離平均值，Sdi為i國距所有其它國家的歐氏距離的標準差。若為正表示兩國具有互補關系，正值越大表示互補性越強；若為負值表示兩國具有競爭關系，負值的絕對值越大表示競爭性越強。

（二）2010年中國地緣關系測度

根據上述方法就可計算出中國與20國集團其他成員國的歐氏距離。把測算結果的大小分成四個等級：一是>0.5，為強互補型；二是0

中國與20國集團各國的經濟聯系強度測算

引力模型是一種計算空間相互作用強度的計量方法，可以用來定量地描述國家之間經濟聯系量的大小。國內學者主要將其應用于研究與城市間經濟聯系。后來一些學者對引力模型進行修正，使其能夠更好的反映城市間經濟聯系強度。本文采用經濟聯系模型如下：

其中，Rij表示國家i和國家j的經濟聯系。Pi、Pj分別表示兩國的人口數量，Gi、Gj表示i國和j國的GDP，Dij表示兩個國家主要港口的距離。

根據上述引力模型，可以計算出中國與20國集團各國的經濟聯系強度。將對外經濟聯系強度分成四個等級：一是很強，聯系量>100億美元?萬人/平方千米；二是較強，聯系量10-100億美元?萬人/平方千米；三是有一定聯系，聯系量1-10億美元?萬人/平方千米；四是很弱，聯系量

中國地緣經濟關系與對外經濟聯系強度的匹配

根據地緣經濟關系的測度等級和經濟聯系強度等級，可以將二者進行匹配，具體結果見表3。

由表3可以看出：在中國對外經濟聯系很強的3個國家中，與日本和印度的經濟互補性很強，而與韓國的經濟競爭很強。在中國對外經濟聯系較強的8個國家中，與英國、德國、美國、土耳其的經濟互補性較強，而與印尼的經濟競爭很強。在與中國對外經濟有一定聯系的6個國家中，與巴西的經濟互補性很強，而與澳大利亞和墨西哥的競爭性很強。中國與阿根廷的經濟聯系很弱。總體上來看，經濟的互補性國家數量大于競爭性數量，且多數國家與中國的經濟聯系較強。

結論

20國集團是全球經濟合作的主要論壇，該集團業已從全球治理的邊緣走向中心。本文通過將中國與20集團各國的地緣經濟分析和經濟聯系強度的匹配分析，能夠為中國的區域經濟合作提供一些政策建議：第一，中國需要鞏固和加強與周邊國家的經濟聯系，將與周邊國家的地緣劣勢轉化為地緣優勢。第二，中國需要加強與20國集團中互補性強但經濟聯系強度弱的國家的經濟合作，密切區域之間和產業之間的合作，提升在國際上的地緣空間。第三，中國需要處理好與本國競爭性強的國家的關系，學習和借鑒他國的競爭優勢，揚長避短。

在當前經濟全球化和區域經濟一體化的背景下，地緣因素對加強地區和國際合作中起到重要的作用。地緣經濟研究產生于20世紀80年代末至90年代初的美國。在世界范圍內，地緣經濟學主要分為三個學派：美國學派，俄羅斯學派和意大利學派。美國學派主要認為，地緣政治時代的沖突邏輯，正逐漸讓位于地緣經濟時代的經濟邏輯，地緣經濟學首要考慮的是建設國際關系， 以實現和諧、效率和增長。意大利學派把地緣經濟學理解為研究國際競爭問題的學科，參與國際競爭的不是跨國公司、托拉斯或銀行，而是國家。俄羅斯學派認為地緣經濟學是研究具體環境中國家行為的應用科學，應將其與國家戰略相結合。

地緣經濟關系是地緣經濟學的研究重點。地緣經濟關系是判別兩個國家競爭與合作的重要指標，能夠很好的分析兩個國家的資源和要素的流動性。對外經濟聯系量反映區域間經濟聯系，能分析該國對其他國家的經濟輻射能力以及該國對他國的經濟接受程度。通過開展中國的地緣經濟關系和對外經濟聯系匹配關系研究，能為中國區域經濟合作提供相關理論支撐。

本文選取20國集團中的19國（除歐盟）為分析對象，分別為英國、法國、德國、美國、日本、意大利、加拿大、俄羅斯、中國、韓國、印度、印度尼西亞、澳大利亞、南非、土耳其、巴西、墨西哥、阿根廷和沙特阿拉伯。為保持數據口徑一致，2010年各國的資本形成總額、農業、工業、服務業的增加值、GDP和人口數據均來自世界銀行數據庫。中國與20集團各國的距離數據采用首都或主要城市間直線距離來代替，來自網站。

中國與20國集團的地緣關系測算

地緣經濟關系可以分為兩種基本類型：競爭型關系和互補型關系。關于地緣經濟關系的測度方法，學者溫志宏（1998）提出使用歐氏距離法（Euclidean distance）。后來該方法被眾多經濟地理學者用來做定量的分析。本文通過改進，設計出一套指標體系，使其能夠反映更好的國家間地緣經濟關系屬性。

（一）測度方法的設計

1.指標選取。指標的選取要能夠準確的反映兩國經濟競爭性和互補性。競爭性和互補性表現為資源和產品的可流動性大小。資金、原材料、勞動力和消費品等一般是從生產效率低的地區流向效率高的地區，從多的地區流向少的地區。本文選取的3個綜合指標X、Y、Z反映資源和產品的流動性，它們分別是：X=某國的資本形成總額/該國的GDP，Y=某國工業和服務業的增加值/該國的GDP，Z=某國農業增加值/該國工業增加值。X大小反映該國的資本的轉換效率或余缺，Y的大小反映了一個國家的工業化程度和勞動效率的高低，Z的大小反映了一國資源和產品的向外流動能力。

2.對指標進行無量綱化處理：

其中：為X系列數據的平均值；SX為X系列數據的標準差；Y′和Z′的計算方法和X′相同。

3.計算歐氏距離。設X0′，Y0′，Z0′分別是中國X，Y，Z的三個標準值，則中國與其他國家的實際距離計算公式為：

其中，Xi′，Yi′，Zi′為i國的X，Y，Z的標準化值。

4.標準化處理。為了便于識別，對歐氏距離值進行標準化處理，計算如下：

其中，為i國距所有其它國家的歐氏距離平均值，Sdi為i國距所有其它國家的歐氏距離的標準差。若為正表示兩國具有互補關系，正值越大表示互補性越強；若為負值表示兩國具有競爭關系，負值的絕對值越大表示競爭性越強。

（二）2010年中國地緣關系測度

根據上述方法就可計算出中國與20國集團其他成員國的歐氏距離。把測算結果的大小分成四個等級：一是>0.5，為強互補型；二是0

中國與20國集團各國的經濟聯系強度測算

引力模型是一種計算空間相互作用強度的計量方法，可以用來定量地描述國家之間經濟聯系量的大小。國內學者主要將其應用于研究與城市間經濟聯系。后來一些學者對引力模型進行修正，使其能夠更好的反映城市間經濟聯系強度。本文采用經濟聯系模型如下：

其中，Rij表示國家i和國家j的經濟聯系。Pi、Pj分別表示兩國的人口數量，Gi、Gj表示i國和j國的GDP，Dij表示兩個國家主要港口的距離。

根據上述引力模型，可以計算出中國與20國集團各國的經濟聯系強度。將對外經濟聯系強度分成四個等級：一是很強，聯系量>100億美元?萬人/平方千米；二是較強，聯系量10-100億美元?萬人/平方千米；三是有一定聯系，聯系量1-10億美元?萬人/平方千米；四是很弱，聯系量

中國地緣經濟關系與對外經濟聯系強度的匹配

根據地緣經濟關系的測度等級和經濟聯系強度等級，可以將二者進行匹配，具體結果見表3。

由表3可以看出：在中國對外經濟聯系很強的3個國家中，與日本和印度的經濟互補性很強，而與韓國的經濟競爭很強。在中國對外經濟聯系較強的8個國家中，與英國、德國、美國、土耳其的經濟互補性較強，而與印尼的經濟競爭很強。在與中國對外經濟有一定聯系的6個國家中，與巴西的經濟互補性很強，而與澳大利亞和墨西哥的競爭性很強。中國與阿根廷的經濟聯系很弱。總體上來看，經濟的互補性國家數量大于競爭性數量，且多數國家與中國的經濟聯系較強。

結論

20國集團是全球經濟合作的主要論壇，該集團業已從全球治理的邊緣走向中心。本文通過將中國與20集團各國的地緣經濟分析和經濟聯系強度的匹配分析，能夠為中國的區域經濟合作提供一些政策建議：第一，中國需要鞏固和加強與周邊國家的經濟聯系，將與周邊國家的地緣劣勢轉化為地緣優勢。第二，中國需要加強與20國集團中互補性強但經濟聯系強度弱的國家的經濟合作，密切區域之間和產業之間的合作，提升在國際上的地緣空間。第三，中國需要處理好與本國競爭性強的國家的關系，學習和借鑒他國的競爭優勢，揚長避短。

參考文獻：

1.李敦瑞.地緣經濟學的理論流派與發展趨向[J].中南財經政法大學學報，2009（1）

2.溫志宏.距離分析：地緣經濟關系評價的一種方法[J].統計與決策，1998（1）

3.張學波，武友德，李佩 ，暴向平.基于“泛珠三角”區域合作的云南省地緣經濟關系[J].資源開發與市場，2006（6）

4.張學波，武友德，駱華松.地緣經濟關系測度與分析的理論方法探討―以云南省為例[J].地域研究與開發，2006（4）

5.邵軍，楊明華.空間分析：地緣經濟關系評價的一種方法研究―以南京為例[J]. 經濟師，2005（10）

6.鄭國，趙群毅.山東半島城市群主要經濟聯系方向研究[J].地域研究與開發，2004（5）

7.王德忠，莊仁興.區域經濟聯系定量分析初探―以上海與蘇錫常地區經濟聯系為例[J].地理科學，1996（1）

8.牛慧恩，孟慶民，胡其昌，陳延誠.甘肅與毗鄰省區區域經濟聯系研究[J].經濟地理，1998（3）

9.王欣，吳殿廷，王紅強.城市間經濟聯系的定量計算[J].城市發展研究，2006（3）

篇2

關鍵詞：對外經濟合作; 經濟增長; 協整關系

1 對外經濟合作促進我國經濟增長的實證分析

本文采用IMF數據庫和《中國統計年鑒》的歷年數據，對中國1982-2005年的對外經濟合作（FEC）和經濟增長（GDP）等時間序列進行經濟計量實證分析，檢驗對外經濟合作和我國經濟增長之間的關系。

(1)單位根檢驗。對GDP和對外經濟合作完成額（FEC）數列進行平穩性的ADF檢驗，結果見下表：

說明：(1)D(*)表示對變量的一階差分;(2)檢驗類型括號中的C表示檢驗平穩性時估計方程中的常數項，0表示不含常數項；T表示時間趨勢項，0表示不含時間趨勢項；最后一項表示自回歸滯后的長度。

由表2可知，GDP和FEC在10%的顯著性水平下都沒有通過平穩性檢驗，即他們都是非平穩序列；他們的一階差分在5％的顯著水平下也沒有通過平穩性檢驗；而二階差分在1%的顯著水平下都通過平穩性檢驗，說明這些變量具有二階單整性Ⅰ(2)。

(2)協整檢驗。根據協整理論，如果一組非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協整的，從長期看這些序列具有均衡關系。協整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種，一種是基于回歸系數的協整檢驗，如Johansen協整檢驗。另一種是基于回歸殘差的協整檢驗，如CRDW檢驗，DF檢驗和ADF檢驗等。本文將采用Engle和Granger(1987)提出的協整檢驗方法。

首先建立如下回歸方程：

GDPt=β0+β1FECt+ut

估計后得到：

GDPt=25.2287+78.1356FECt+ut

R2=0.9893 D.W.=1.228

第二步，對上式的殘差進行單位根檢驗，其結果如下：

檢驗結果顯示，u^t序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，因此可以確定u^t為平穩序列，

即u^t∽Ⅰ(0)。上述結果表明：GDP和FEC之間存在協整關系。

(3)Granger因果關系檢驗。計量經濟模型的建立過程，本質上是用回歸分析工具處理一個經濟變量對其他經濟變量的依存性問題，但并不能有效說明該經濟變量與其他經濟變量之間的因果關系。本文利用Granger因果關系檢驗方法就中國對外經濟合作與經濟增長之間的因果關系進行單向檢驗，檢驗結果見表4。

經上述檢驗可知，中國對外經濟合作與經濟增長之間存在著兩種格蘭杰因果關系：（1）FEC的變化是GDP變動的原因；（2）GDP的變化是FEC變動的原因。

3 結論及政策建議

從以上分析來看，中國對外經濟合作與經濟增長之間存在著長期穩定的正相關關系，一方面，對外經濟合作促進了我國經濟的增長，另一方面，我國的經濟增長又會推動對外經濟合作。

為了使我國經濟健康平穩的發展，必須從以下方面推動對外經濟合作的發展：

(1)我國的對外經濟合作主要分布在亞洲，同時近年來，中國和非洲之間的聯系逐步加強，非洲已經成為了中國對外經濟合作聯系最為緊密的第二大洲。要想促進我國對外經濟的發展，需要不斷開拓國外新市場，在發展亞洲、非洲和歐洲對外經濟合作的同時也要加強對拉丁美洲、北美洲和大洋州的經濟合作。

(2)在國際工程承包方面，資金短缺，規模小，市場范圍窄、管理水平低仍然是困擾中國公司發展的主要障礙。因此，對于中國公司而言，要擴大對外承包工程的規模和提高層次，減少過度分散帶來的不利影響。一方面，要求中小企業間實行專業化分工與協作，實現優勢互補。另一方面政府應采取各種優惠政策鼓勵大型承包企業兼并中小企業，鼓勵中小承包企業相互合并、聯合與資產置換。與此同時，中國公司也應該正視現實，拓寬融資渠道，改善管理水平，更廣泛地開拓國際市場，使自己在競爭中求得發展。

(3)在勞務合作方面，應該在充分發揮我國的比較優勢的基礎上，努力提高我國勞務輸出的層次，擴大國際市場分額，提高人員素質。要不斷擴大我國的對外工程承包和勞務合作，必須擁有一支高素質的外向型人才隊伍，因此，企業除了要通過各種培訓方式提高人才隊伍的整體素質以外，也應該把人才隊伍建設納入戰略規劃，制定出具體的目標、計劃和實施措施。

(4)要逐步重視對外投資和對外經濟援助。我國統計年鑒的對外經濟合作中，只包括了對外承包工程、勞務合作和設計咨詢三項，隨著對外經濟合作的進一步發展，對外投資與對外經濟援助也要引起高度地重視。

(5)企業之間強強聯合，實現全方位、多層次、寬領域的對外經濟合作。

參考文獻

［1］張國清.對外經濟合作在貿易結構調整中的作用［J］.國際經濟合作，2004，（9）.

［2］李軍.中國對外經濟合作的新發展［J］. 外交學院學報，2003，（2）.

［3］張曉峒.計量經濟學軟件Eviews使用指南［M］. 天津：南開大學出版社, 2004.

篇3

關鍵詞：對外貿易；經濟增長；計量分析

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）07-0-02

一、引言

山東省在確立外向型經濟模式以后，全方位的對外開放型經濟發展迅速，國民經濟對外開放程度也在逐步地增強。從西方傳統貿易理論代表人亞當·斯密和大衛·李嘉圖到現代自由貿易理論者赫克歇爾和俄林，這些理論學家都在自身的經濟環境下探討國際貿易與經濟間關系，并且這些學說為我們當前研究兩者間的關系奠定了一定的理論基礎。在當代經濟領域，許多專家學者對二者間的關系論證觀點不一，主要存有三種觀點：即認為一國的對外貿易會促進、阻礙亦或毫無作用于經濟的發展。本文將從山東省的實際出發，通過對非平穩序列的單位根檢驗、建立回歸方程以及基于回歸殘差的協整檢驗來分析山東省對外貿易與經濟增長間的關系。

二、計量模型理論分析

（一）經典理論

正如從古典自由貿易理論經濟學家亞當·斯密和大衛·李嘉圖分析研究國際貿易如何增加一國金銀的財富，到馬歇爾在《經濟學原理》中明確指出：“確定國家經濟進步的原因屬于國際貿易的研究范疇”，這些傳統理論論述了國際貿易給一國經濟帶來的促進與發展作用。

隨后，在20世紀前半葉至70年代末，H-0理論（即要素稟賦理論）因在實踐中的成功運用而成為這一時期的國際貿易的典范。隨后眾多經濟學家們用動態分析法研究國家間的對外貿易產生的各種新現象以及探討與一國經濟增長之間存在的某種利益關系。在市場條件下，理論學家提出的技術差距理論、產品周期理論等都探討了國家貿易給一國經濟帶來的經濟現象等都會促進一國經濟的進一步發展與繁榮。

（二）山東省實際情況分析

改革30多年來，山東省國民經濟發展飛速。截止到2011年，山東省國民生產總值為245361.85億元，對外貿易總額達到15343.24億元，其中進口總額為7117.84億元，出口總額為8124.40億元，分別是1984年的212倍和168倍。山東省近些年海洋經濟發展迅速，利用絕對的臨海優勢促進了山東省的進出口，同時也有加快山東省經濟制度改革以及產業經濟技術進步與創新的步伐。

三、對外貿易與經濟增長計量分析

（一）數據選擇

改革開放30多年以來，山東省經濟持續快速發展。本文依據1984年到2011統計數據，選取山東省國民生產總值（GDP）來反映經濟發展情況，用出口總額（EX）和進口總額（IM）來反映對外貿易發展狀。本文所有的計量分析，均使用Eviews3.1軟件。為使模型趨于合理，對數據做了以下處理：

1.為了保證數據的一致性，本文將以美元計量的進口、出口額分別乘以當年匯率中間價，即計算公式表示為進口、出口額（人民幣）=進口、出口額（美元）×當年匯率中間價，換算成億人民幣為計量單位，目的就是為了消除匯率帶來的數據本身的誤差。

2.為了消除物價變動給數據帶來的影響，本文用消費者價格指數（1984=100）對所取數據進行平減，以此得到實際條件下的數據。

3.為增強數據存在的穩定性，避免異方差存在的問題，本文對所取數據分別取對數，變換后的變量分別用LOG（GDP）、LOG（EX）、LOG（IM）來表示實際國內生產總值、實際出口總額和實際進口總額。

（二）數據平穩性檢驗

從圖一中可以看出，山東省對外貿易與經濟增長均有逐年迅速增長的趨勢，并且這種趨勢具有一定的同步性。圖二的數據是經過一階差分以后的序列，從發展趨勢可以看出這些序列是平穩的，可見LOG（GDP）、LOG（EX）、LOG（IM）都是一階單整數列，說明山東省進口、出口與經濟增長之間都存在著長期均衡的發展關系。

圖1 LOG（GDP） LOG（IM） LOG（EX）的趨勢 圖2 LOG（GDP） LOG（IM） LOG（EX）一階差分

在研究對外貿易與國民生產總值之間的協整關系前，為避免出現虛假回歸問題，首先要檢查變量間的非平穩性。本文選擇ADF方法對序列進行平穩性檢驗，檢驗結果如下：

表1 ADF檢驗①

從上表數據中可以得知，原有的時間序列在1%水平下都是不平穩的，但是在一階差分后的序列都是平穩的。

（三）協整檢驗與協整方程

協整檢驗從檢驗對象上可以分為兩種，本文主要使用基于回歸殘差的協整檢驗。為分別研究進口額、出口額對山東省經濟增長的影響，所以本文共有兩個協整方程，涉及解釋變量也有兩個即為LOG（IM）、LOG（EX），被解釋變量為LOG（GDP）。得到的協整方程如下：

（21.03388） （26.71264）

R2 =0.96 DW=1，.88

（34.58004） （62.76792）

R2=0.99 DW=1.14

從協整回歸結果可以看出，進口與GDP之間的可決系數R2達到了0.96，即有96%能被樣本解釋，DW值大于臨界值（=1.30），消除了誤差存在自相關可能性。然而出口與GDP之間的模型雖然擬合度較高，但是DW值小于臨界值（=1.30），說明該模型的誤差存在自相關，對此需對原變量做廣義差分變換。

有廣義最小二乘法得回歸方程如下：

表2 LOG（GDP）與LOG（IM）間的廣義回歸方程

則原方程的廣義最小二乘法估計結果是：

（19.41169） （35.93999）

修正后的模型擬合度較高（=0.98），雖然現在的0.98比修正前的0.99稍低，但是DW值大于臨界值，消除了誤差存在的自相關。下面對回歸方程的殘差進行AEG檢驗，就協整理論而言，當自變量與因變量存在協整關系，而由于存在一個殘差序列，即為因變量不能被自變量所解釋的這個部分序列，是對非均衡誤差的估計，這個殘差序列應該也是平穩的。AEG檢驗結果如下：

由上表可知，協整方程的兩個殘差序列均小于1%/和5%顯著水平的臨界值，說明殘差序列通過檢驗，可見估計的殘差序列是平穩序列。這表明在長期發展過程中，對外貿易與經濟增長呈現正相關的關系。

（四）誤差修正模型

如果變量之間是協整的，則它們之間存在著長期均衡關系。而在短期，這些變量可能是非均衡的，所以需要誤差修正模型予以檢驗。建立誤差修正模型如下：

所以，我省對進口與經濟增長的關系表示如下：

長期發展趨勢：

短期發展趨勢：

我省出口與經濟增長的關系如下：

長期發展趨勢：

短期發展趨勢：

從上述模型中可以看出誤差修正系數均為負值，符合誤差修正的負反饋原理。這說明在長期經濟發展過程中，山東省對外貿易與經濟增長之間具有穩定的趨勢，且短期內也有均衡的發展趨勢。從模型中可以看出，山東省進口、出口與經濟增長之間都存在著正向的發展關系。分析進出口與經濟發展之間的彈性系數，我們可以推斷出，當出口額每增長1個百分點，經濟增長同方向變動0.82個百分點；進口額每增長1個百分點，國民省生產總值同方向變動0.76個百分點。在誤差修正模型下，當進口短期波動偏離長期均衡時，非均衡誤差將以0.016的調整力度影響下一年的經濟增長；同樣的，在出口的短期波動內，將以0.18的力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。

三、對策

綜上所述，對于山東省對外貿易與經濟增長的實證分析，我們可以得出以下結論：

（一）協整檢驗表明，山東省的對外貿易和經濟增長存在著長期發展的均衡關系。從回歸方程中可以看出，進口和出口與經濟增長之間都存在著正相關的發展關系，并且，出口對于經濟增長的促進作用要略大于進口對經濟增長的促進作用。

（二）由于出口對經濟增長有明顯的促進作用，我省繼續堅定大力發展“走出去”戰略。企業要不斷加快自己的創新能力，增加產品的競爭力，從而切實提升跨國投資經營的能力和水平。同時也要支持企業自主開拓國際市場，創立經濟平臺鼓勵企業與跨國集團的合作，從而強化跨國公司的全球供應鏈。

（三）由于相對出口而言，進口對經濟增長的導向作用略低于出口，所以應對進口貿易給予足夠的重視與支持。應當適度擴大進口，進口國內短缺資源或高新技術設備，通過增加進口推動國民經濟的發展，從而彌補國內資源不足等問題，保持國民經濟綜合平穩發展。由于人民幣幣值穩定與否與經濟發展密切相關，要維持人民幣幣值穩定，緩解因人民幣升值而帶來的國際貿易摩擦問題。

（四）在全球化的今天，面對日益激烈的國際市場，山東省在保持國民經濟增長的同時，進一步地優化進出口的產業結構，轉變外貿增長方式。要切實貫徹十中對外貿易發展策略，推動外貿進出口從擴展市場規模向追求高質量產品方向轉變，從進出口勞動密集型產品轉向高新技術、高附加值的產品發展，從注重貿易順差向提高國際競爭優勢方向轉變，要積極參與國際貿易，綜合利用國際市場，積極開展多元化的合作方式，從而不斷促進我省經濟的全面發展。

注釋：

①ADF檢驗由SIC和AIC準則確定。（*，**，***）分別表示1%、5%和10%的顯著水平，D表示一階差分算子。

參考文獻：

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篇4

[關鍵詞] FDI;對外貿易;經濟增長

[中圖分類號] F830 [文獻標識碼] B

一、研究意義

外商直接投資（FDI）是指國外投資者在東道國投入資金、固定資產等生產要素，投資建立或參股企業，以期獲得利潤的活動。FDI可以促進資本在國際范圍內優化使用、彌補東道國建設資金的不足。特別對于我國，FDI在改革開放之初，為解決國內建設資金緊張、推動我國經濟增長、加速工業化進度、引進先進技術、培養人才等方面都發揮了重要作用。

改革開放以來，我國利用FDI規模不斷擴大，2010年實際利用外資達1057億美元，首次突破千億美元關口，2013年達到了1176億美元1。而近期，外資企業撤離中國的報道常見于報端，研究外商投資的變動對經濟增長的影響有著現實意義。由于外商投資企業大多為出口導向型，隨著外資的引進，我國對外貿易額也在逐年增加。因此本文在引入進出口數據的情況下對我國FDI和經濟增長之間的關系進行實證分析，為我國引進外資政策、制定經濟發展計劃提供相關參考。

二、實證分析

（一）數據獲取和模型構建

本文選取我國1983-2013年的國內生產總值（GDP）、出口總額（EX）、進口總額（IM）、外商直接投資（FDI）四個時間序列變量進行回歸分析。數據來自國家統計局網站。對數據取自然對數，來減少可能有的異方差，變換后的變量分別表示為LGDP、LEX、LIM、LFDI。隨后對數據進行平穩性的ADF檢驗，發現四個時間序列都含有單位根，而一階差分后的DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI都為平穩序列。如表1所示。

表1 含截距項的ADF檢驗結果

注：“***”表示在1%水平下顯著，“**”表示在5%水平下顯著，“*”表示在10%水平下顯著。其中LIM10%顯著性水平下的τ臨界值為-2.621007

采用DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI構建四變量VAR模型：

Yt=c+Π1Yt-1+Π2Yt-2+???+ΠkYt-k+ut，ut～N（0，Ω）

其中，

Yt=（DLGDPt DLEXt DLIMt DLFDIt）’

c=（c1 c2 c3 c4）’

■，j=1，2???，k

ut=（u1tu2tu3tu4t）’

（二）VAR模型的估計

1.最優滯后期的確定

根據施瓦茨準則，同時為減少自由度損失，確定最優滯后期為1期。即VAR（1）模型。

2.穩定性檢驗

本文使用AR根檢驗，得到VAR模型所有根模的倒數小于1，所有單位根落在單位圓內，說明所設定的VAR（1）模型是穩定的，選取的四個變量之間存在長期穩定關系，可以進入下一步分析。因篇幅所限略去AR根檢驗的結果。

3.格蘭杰因果關系檢驗

本文基于VAR（1）模型檢驗DLGDP、DLEX、DLIM、DLFDI之間是否有顯著的格蘭杰因果關系，結果見表2。

表2 格蘭杰因果關系檢驗結果

接受從表2可以看出，DLEX和DLFDI是DLGDP的Granger原因，說明出口和FDI對GDP有顯著影響。DLGDP、DLFDI、DLEX聯合對DLIM有顯著影響，原因可能是GDP、FDI和出口都直接或間接的提高了居民收入，從而提高了進口商品的消費。DLGDP、DLIM、DLFDI個別以及聯合都對DLEX沒有影響，符合經濟學的理論假設，即出口依賴于出口目的國，而與本國無關。DLGDP、DLIM、DLEX個別以及聯合都對DLFDI沒有影響，說明FDI不依賴于GDP以及進出口。

4.脈沖響應分析

對GDP和FDI分別施加一個正標準差沖擊，兩者的脈沖響應如圖1。其中橫軸表示滯后期數;縱軸表示因變量對各變量的響應大小。

（a） （b）

圖1 脈沖響應分析

圖1（a）顯示DLGDP收到沖擊后的響應。可知GDP受前期GDP的影響最大，滯后1-3期的GDP都對當期有較大影響，隨后逐漸減弱。進口的波動在第1期對GDP沒有影響，隨后在第2期有微弱的負向影響，說明國外商品可能沖擊本國商品的消費。出口的波動在第1期對GDP沒有影響，隨后在第2期有正向影響，第4期以后影響微弱，顯示出口對GDP的拉動作用。FDI波動在第1期對GDP沒有影響，從第2期開始有較強的正向影響，并且持續時間較長，直到第6期才開始減弱，說明外商投資對GDP的拉動作用需要時間來顯現，并且由此帶來的生產能力的提高能持續拉動GDP。

圖1（b）顯示DLFDI受到沖擊后的響應。近幾期的GDP對FDI有正向影響，體現了GDP增長和FDI增長之間的良性循環。出口增長和前期的FDI也對當期FDI有拉動作用;進口沖擊對FDI有微弱的負向影響。

5.方差分解分析

對DLGDP進行方差分解，如圖2所示。結果表明，DLFDI對DLGDP波動的貢獻率最高達到22.2%，DLEX最高達9.6%，DLIM達2.4%。可以看出，FDI對經濟增長的影響遠大于出口和進口。

圖2 方差分解分析

三、結論與政策建議

（一）結論

本文利用VAR模型，對1983-2013年我國GDP、FDI、進口和出口之間的關聯影響進行了分析，得出以下結論：

1.DLEX和DLFDI是DLGDP的Granger原因，說明出口和FDI對GDP有顯著影響。

2.FDI的波動對GDP需要時間來顯現，從第2期開始有較強的正向影響，并且持續時間較長，直到第6期才開始減弱，FDI帶來的生產力的提高能持續拉動GDP。出口貿易在短期內對經濟增長存在正向帶動作用，但作用效果不是很明顯。進口對GDP的影響微弱。

3.在FDI、出口和進口中，FDI波動對GDP的影響最大，體現我國應重視外資對拉動經濟的作用。

（二）政策建議

我國改革開放所帶來的投資機會和廉價勞動力對外商直接投資具有很強吸引力，加之我國經濟在2008年金融危機中表現穩定，也吸引了大量外資避險。而近期由于勞動力價格上漲等因素，使部分外商減少了投資，對此，應當維護宏觀經濟的穩定，從法律法規方面創造有利于外商投資的環境，推動外商投資轉型，吸引技術密集型、資本密集型及研發設計等高附加值的投資。

同時，面對經濟環境和外商投資的新變化，需要幫助國內企業轉型升級，優化國內企業出口環境，積極參與國際貿易相關法規的制定，鼓勵企業走出去以此帶動國內經濟的穩步增長。

[參 考 文 獻]

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[5]劉宏，李述晟.FDI對我國經濟增長就業影響研究.國際貿易問題[J].2013（4）：105-114

篇5

【關鍵詞】對外直接投資；國際收支；國際貿易；技術進步；就業

一、中國對外自己接投資的發展現狀

企業的對外直接投資已經取得了顯著的成績，但相對于國內經濟發展的整體水平和發達國家的對外投資活動，我國的對外直接投資還處于初級階段，在實踐中存在許多有待于解決的問題。

（一）總體發展狀況

中國在2003和2004年的對外直接投資額分別為29億美元和55億美元。2005年較2004年增加1·2倍，中國的對外直接投資開始步入快速發展期。從2002年2007年，中國對外直接投資得到快速發展，對外直接投資總額從27億美元上升到265億多美元，增長近10倍。據商務部統計，2008年上半年，中國對外直接投資257億多美元，同比增長229%。截至2008年上半年，中國累計對外直接投資達到1255億美元。

（二）中國對外直接投資的基本特點

（1）對外直接投資主要流向亞洲和拉丁美洲，且集中于避稅地

2004以后年亞洲地區投資存量下降，拉美地區比重上升，但亞洲仍是對外直接投資存量最大的地區。2005年亞洲地區、拉美地區的投資比重分別為71%和20%，兩者合計超過90%。2006年對拉美地區投資比重進一步上升為48%，對亞洲地區投資比重下降為43.4%。在具體投資地點上，多數企業都選擇了避稅地。2005年中國對外直接投資流向避稅地的金額為99.2億美元，占流量總額的81%；2006年避稅地投資額達到153億美元，占比達到86.8%。

（2）對外投資行業主要分布在采礦業、制造業、批發零售也和商業服務業

上述幾個行業合計占對外直接投資流量的90%以上。采礦業主要集中于石油和天然氣開采業，制造業主要集中于通信設備、計算機及其它電子設備制造業、紡織業、黑色金屬冶煉及壓延加工業等。2005年，采礦業投資下降，商務服務業投資比重急劇上升，占到當年新增投資額的四成。2006年，采礦業投資額再度上升，占比達到40.4%；金融業投資比重大幅增長達到16.7%，商務服務業比重則降為21.4%。

（3）國有企業央企業仍然是對外投資的主力軍，但是國防企業和民營企業的投資比重正在迅速增加

2003年，中央管理的企業占對外投資存量的九成以上。此后央企的比重開始下降，2004、2005和2006年該比重分別為83.7%、81.8%和82%，同時，地方企業、民營企業投資比重開始上升，2006年為18%。從投資主體數量來看，2006年國有企業占比為26%，私營企業占比為12%。

二、中國對外直接投資對經濟發展的影響

充分利用國外資源，促進經濟增長。自然資源是重要的生產要素，在各國間的分布是不均衡的。隨著中國經濟的增長，對資源的需求也日益增加，資源短缺已成為中國經濟增長的瓶頸。為此，開展對外投資活動、開發利用國外資源，建立穩定的國外資源供應渠道是十分必要的，它將有助于減緩中國能源、原材料供應緊張局面，保持國民經濟的穩定增長。

據凱恩斯主義的對外貿易乘數論，一國的出口與投資一樣，有增加國民收入的作用，是一種“注入”，出口的增加會帶來國民收入數倍的增長。中國通過對外投資推進了對外出口的發展。此外，中國企業在海外投資辦廠，能夠做到迅速準確地了解國際市場行情，并將這些信息及時反饋到國內，從而減少了出口中的盲目性，及時輸出國外市場適銷的商品。尤為重要的是，在目前國際貿易保護主義盛行的情況下，在海外投資辦企業，抵制了外國政府的貿易保護主義，帶動中國商品進入國際市場，避開一些國家所設立的關稅和非關稅壁壘。

三、中國發展對外直接投資的對策思路

在新形勢下我國政府在推動企業“走出去”中的職能定位應該建立在以下目標上：以長遠的發展規劃為基礎，通過超前的戰略規劃來引導企業的發展方向，以有力的優惠措施和服務手段來支持企業的經營活動，以有效的法律法規來保障企業的利益，為企業“走出去”創造一個全面有效的外部環境，提高企業參與國際分工的綜合實力，以進一步提高對外開放水平。

（一）制定全局性戰略規劃，加快對外投資立法。建議將國家發改委、商務部、國家外匯管理局、財政部和海關總署等部門的相關職能分離出來，成立專門的管理機構———國家海外投資管理委員會，對全國對外投資與跨國經營企業進行戰略管理，著重從資源供給、產業升級、對外貿易等方面，將對外投資納入國民經濟發展戰略，大力支持有比較優勢的企業到有資源、有市場的國家去投資。建議盡快制定與國際法、國際慣例相接軌的《海外直接投資法》和《海外投資保險法》等相關法規，將現有的法規和條例納入法制化的軌道，對事關總體規劃、產業定位、優惠政策等事項都應通過相應的法律加以明確。

（二）進一步完善金融服務體系。建議政府對符合政策導向的對外直接投資活動均給予融資方面的便利。整合援外資金，將現有的對外優惠貸款、援外無息貸款和援助合資合作基金，整合成統一的低息軟貸款。在業務品種上可進行項目融資等業務創新嘗試，加強與東道國引資機構的合作，推進聯合融資、平行融資和再融資等方面的合作。將可動用的外匯儲備按一定的收益率貸給職能金融機構，充實國家開發銀行、進出口銀行等金融機構的資本金，擴充資金來源。

（三）完善海外投資保證制度。現階段我國的投資對象國多為發展中國家或轉型經濟國家，戰爭、內亂、沒收、國有化及外匯禁兌、政府違約等種種風險發生的可能性相對較大，為保證我國企業對外投資的利益與安全，鼓勵它們積極對外投資，必須按照國際慣例建立和完善海外投資風險擔保制度。加強政策性業務的商業化經營，對每個項目都要詳細研究其經濟、技術、市場、財務的可行性后方可決定是否承保。鼓勵開展業務創新，促進最大限度地利用私人資本。大力開展再保險計劃，與保險公司、金融機構和其他非金融機構簽訂再保險合同，對后者為合格投資者的合格投資所做的保險提供再保險，最大限度地利用商業金融資本。

四、總結

總體來看，中國的對外投資政策，已經在朝著符合中國對外直接投資發展趨勢的方向上調整，但是，不管是戰略層面，還是核準與管理制度層面，以及促進政策方面，要有效地支持中國當前和未來相當長一段時期內的價值鏈延伸型為主的對外直接投資，還需要做出一些調整。

目前在弱化對“走出去”戰略的目的的表述，而強化戰略實施手段的表述。弱化戰略目的表述的原因就在于不能準確把握中國對外直接投資的發展趨勢。如果不明確戰略目的，具體的管理與政策是會出現偏差的。外匯管理已經極大地放松了，但是還并沒有做到對境外直接投資的完全可兌換。在推進資本賬戶自由化的過程中，對外直接投資是可以作為提前推進的項目的。另外，對境外投資的管理

另外，中國需要更加主動地參與和發起雙邊或者多邊投資協定的談判和簽訂，以及避免雙重征稅條約的談判和簽訂。通過投資協定來保護中國企業的對外投資，獲得市場準入，促進投資的便利化，將是未來中國促進對外投資的重要手段。

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篇6

摘要：對外貿易對經濟增長是否具有促進作用，學者們眾說紛紜。安徽作為一個內陸省份，經濟外向度偏低，開放型經濟發展緩慢，因此，研究安徽省對外貿易對經濟增長的作用更具意義。文章首先從定性角度簡要描述了安徽省對外貿易現狀，其次從實證分析角度研究了安徽省對外貿易與經濟增長的關系，指出安徽省經濟增長與對外貿易存在長期穩定的關系，但對外貿易對經濟增長的導向性作用不明顯，最后在此基礎上對促進安徽對外貿易發展給出了相關建議。

關鍵詞：對外貿易；經濟增長；現狀；分析；政策建議

一、導言

隨著中國改革開放由沿海向內地的加速推進和國家“中部崛起”戰略的實施，安徽省的區位優勢逐漸顯現。安徽省是長三角地區的縱深和腹地，是沿海發達地區江、浙、滬等最毗鄰的一個省。改革開放以來，安徽省外貿進出口額由1978年的不足1000萬美元，發展到2008年的41.8億美元，年均增長率近25%，出口占GDP比重已由1978年的0.1%上升到2008年的5.7%。2008年全省GDP達到8874億元，全年進出口總額達204.35億美元，實際利用外資達34.89億美元，經濟外向度迅速上升至17.07%。但是，目前安徽省的經濟外向度還處于較低水平，不僅遠低于全國69.6%的水平，而且全年進出口總額僅占全國的0.7%左右，可見，與全國相比，安徽省外貿出口額占GDP的比重、人均水平均明顯偏低，對外貿易發展的差距還很比較大。

為此，安徽省委、省政府提出把對外開放作為主戰略、把招商引資作為經濟工作重中之重的戰略思想，但是對外貿易對安徽省經濟增長是否具有促進作用，以及促進作用大小如何，如何促進安徽省對外貿易的發展，這是安徽省對外經濟貿易必須要解決的問題，也是本文研究的目的所在。

二、對外貿易與經濟增長關系的相關綜述

（一）國外有關對外貿易與經濟增長關系的論述

第一，“對外貿易促進”論。該理論創始人是英國古典經濟學家亞當·斯密，他提出，分工的發展是促進生產率長期增長的主要因素，而分工的程度則受到市場范圍的強烈制約。對外貿易是市場范圍擴展的顯著標志，因而對外貿易的擴大必然能夠促進分工的深化和生產率的提高，加速經濟增長。

第二，“對外貿易無關”論。其主要觀點是：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的提高兩大類，與對外貿易沒有關系。

第三，“對外貿易悲觀論”，其主要觀點是自由貿易不利于經濟發展，尤其是不利于發展中國家的經濟發展：自由貿易會加劇發展中國家貿易條件的惡化，導致發展中國家出現外貿與國際收支逆差，不利于發展中國家的資源利用和產業發展，而且自由貿易所決定的生產專業化對發展中國家十分不利，可能會導致更大的國際不平等。因此，發展中國家往往有必要采取保護措施，重新安排投資和配置資源。

（二）國內有關對外貿易與經濟增長關系的論述

改革開放以來，快速發展的進出口貿易一直被視為拉動中國經濟增長的“引擎”，但也有不同的聲音。例如，張小濟等（1999）等發現“貿易順差與國內生產總值增長之間呈負相關”；彭福偉（1999）提出“凈出口對經濟增長的拉動往往與國民經濟增長呈反方向運行趨勢”等。

隨著國內有關對外貿易對經濟增長的影響分析日益成熟，越來越多的學者就這一問題紛紛提出自己的觀點：李健（1998）概括了出口對經濟增長的作用；張明玉（1999）則認為在經濟起飛過程中，出口對經濟增長顯示出強大的推動作用，自改革開放以來，進口對經濟增長的作用更為明顯；許啟發和蔣翠俠（2002）通過實證分析發現中國對外貿易與經濟增長之間存在著極強的相關性，主張進口貿易與出口貿易并重。

三、安徽省對外貿易與經濟增長的相關性分析

（一）數據的選取

本文數據的選取取自《中國金融年鑒》和《安徽統計年鑒》，樣本數據為安徽省1990-2007年度的數據（見表1）。

（二）協整關系檢驗

為了分析對外貿易與經濟增長的相關性，在假定其他因素對經濟增長的影響不變或影響是平穩的基礎上，以GDP為因變量，分別以進出口總額、出口額和進口額為自變量進行協整檢驗。用Y表示GDP，X表示進出口總額，X1表示出口額，X2表示進口額，借助 Eviews5.0軟件進行協整關系檢驗（見表2）。

協整方程為：

Y=-1098230+66365.45*X1-66322.76*

X2+66357.35*X+994*T

X=6.29-1.02*X1-0.99*X2+669*T

表2說明，安徽省經濟增長（GDP）與出口、進口、進出口之間存在著長期穩定的均衡關系。協整方程還表明，經濟增長與出口、進出口之間呈現出同方向變動關系說明，安徽經濟增長過程中存在顯著的“外貿驅動”跡象。

（三）安徽省進出口額增長率與GDP增長率的相關性分析

如圖1所示，安徽省進出口總額的年增長率與安徽省GDP的年增長率并沒有存在顯著的相互依存性，這表示安徽省進出口對GDP的增長雖有著影響，但不是起決定性作用，說明安徽省對外貿易需要進一步發展，才能促進安徽省經濟的發展。

四、安徽省發展對外貿易的政策建議

（一）優化出口商品結構

安徽省出口商品結構不太合理，還沒有擺脫依靠初級產品、簡單加工、以量取勝的傳統模式，仍處于粗放式數量增長型發展階段。工業制成品出口提升速度較慢，機電產品、高新產品等具有高附加值產品出口份額較低，國際市場競爭力弱；且未形成多元化的出口市場，難以有效地規避風云變化的國際局勢對外貿出口的影響。因此，要優化安徽省的出口商品結構擴大機電產品和高新產品的出口，推動出口貿易持續、健康的發展。

（二）積極有效利用外資，提高利用外資質量

繼續將招商引資作為經濟工作的重中之重，推動全省利用外資總量上較大跨越，質量上明顯提升。把承接國際產業轉移與推動全省產業結構升級更好地結合起來，著力提高對外資技術和管理的消化、吸收、創新能力，在更高層次上發揮外資對安徽省經濟社會發展的積極作用。

（三）大力培育新的出口增長點

越來越多統計數據和研究成果表明，中小民營經濟已成為主宰地區經濟發展快慢強弱的重要標志，各地區經濟差距主要體現在中小民營經濟上。但是安徽省的中小私營企業發展水平較低，沒有發揮它們應有的作用。政府要將對扶持中小企業的政策落實到位，大力促進中小企業的健康發展，引導中小民營企業“走出去”，培育新的出口增長點，從而拉動安徽省經濟的發展。

（四）利用區位優勢，發展安徽省經濟

安徽省地處華東經濟板塊的腹地，有著較好的產業基礎，投資成本也相對較低。在經濟全球化的大背景下，世界制造業基地正向中國轉移，東部沿海發達地區產業正在向中西部梯度轉移，安徽省應該充分利用自身的區位優勢和比較優勢，積極融入長江三角洲的經濟圈中，學習相鄰發達省市的經驗，實現在更大范圍內、更高層次上參與國內國際經濟交流與合作，拓展安徽在國內外市場的空間，保持促進經濟加快發展的強大需求能力，促進自身經濟的發展。

：

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篇7

【關鍵詞】中日貿易 GDP 進出口依存度 產業內貿易

一、引言

對外貿易對于一國的經濟發展有著舉足輕重的作用，在經濟全球化日益深入的今天，中日兩國作為彼此重要的近鄰以及世界上的經濟大國，更應該積極探索互利互贏的貿易模式，為兩國乃至世界的經濟增長提供助力。在這樣的形勢下，深入分析當下中日貿易所存在的問題，把握中日貿易的發展趨勢及未來前景，積極探索出更為合適的貿易發展道路，對于兩國的經濟發展就特別具有現實意義。

二、文獻綜述

Jung. Peton和Marshall（1985）在研究的37個發展中國家中發現只有4個國家支持出口具有促進經濟增長的假設，Chow（1987）得出阿根廷國家的出口與GDP增長之間不存在Granger因果關系，而巴西、以色列、韓國、新加坡、香港、和臺灣的出口與各自的GDP增長之間具有雙向的Granger因果關系的結論；Jang C.Jin和Eden H.Yu發現美國的出口增長對本國的經濟增長是中性的關系。Jianhong Zhang等（2005）計算1992到2001年間中國與50個貿易伙伴國的產業內指數，得到中國的產業內貿易指數在不斷提高，中國的經濟發展促進了貿易結構的升級。

三、中日貿易與中國經濟增長關系的動態計量分析

本文選取中國與日本兩國之間1998——2008的貿易與中國GDP的時間序列數據，通過建立計量模型，采用時間序列分析技術，運用協整分析的方法來考察中日貿易與中國GDP之間的長期均衡關系。

本文選取中日進口貿易額（JM）、中日出口貿易額（JX）、對日貿易進口依存度（DDJM）、對日貿易出口依存度（DDJX）四個指標衡量中日貿易規模，以中國國內生產總值（GDP）作為中國經濟增長的度量指標，相關指標經過自然對數化處理，分別記為Ln（gdp）、Ln（jm）、Ln（jx）。

（1）單位根檢驗。本文采用的ADF檢驗，采用t統計量進行檢驗，分別對Ln（jm）、Ln（jx）、Ln（gdp）、ddjm、ddjx五個時間序列數據的水平、一階差分形式進行檢驗，檢驗結果見表1：

四、結論

自2002年以來，伴隨中國經濟高速增長而出現的是中國對日貿易逆差額的持續擴大，該現象反映的是中國對日本關鍵零部件、優質原材料以及機械設備等嚴重依賴。日本對中國的投資及貸款一直是中日貿易最大的動力來源，在中日貿易結構中，日資企業的進出口構成中日貿易的大部分。雖然日資企業主導中日貿易，推動了中日貿易的迅速發展，提高了中國向日本出口商品的檔次和技術含量，但大多情況下，中方只是賺取加工費，并沒有轉移相應的加工產品和技術。通過發展對外貿易帶動國內經濟的發展基本已成為共識，但對于如何以更優的貿易增長方式來促進國內經濟的增長，則還有許多問題需要解決。

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篇8

關鍵詞：中國經濟周期；對外貿易周期；關系

經濟全球化的發展進程逐漸加快，各國之間的競爭趨勢不斷加劇，為適應當今時展潮流，對外貿易已成為重要的經濟手段，我國必須重視對外貿易發展的具體情況。我國的經濟發展周期在一定程度上可推動我國對外貿易活動的發展，另外，所進行的對外貿易活動也有助于提升我國的經濟實力。通過本文對我國經濟周期和對外貿易周期彼此相互聯系的分析和研究，從而促進二者協調發展，為我國未來良好的發展進程創造條件。

一、經濟周期的相關概述

經濟周期又可稱為商業周期或者景氣循環，是指經濟物質在其發展過程中所出現的周期性經濟擴張和經濟緊縮相互交替、循環往復的一種經濟情況。經濟周期預示著國民經濟資金狀況的波動變化，是一段時期內經濟發展現象的反映。經濟周期的發展階段一般可劃分為四個部分，這四個階段分別為繁榮時期、衰退時期、蕭條時期以及復蘇時期。經濟周期所呈現的是國民總資產的波動情況，其數據的積累以及信息的來源主要依靠的是經濟部門的擴張與收縮狀況。

產生經濟周期原因可分為外因論、內因論以及綜合論等三個方面，具體表現如下：

1.外因論：周期主要源自經濟體系之外的一些因素，其內容包括太陽黑子理論、創新理論以及政治性理論等等理論研究。太陽黑子理論認為由于太陽黑子的周期性不斷變化，繼而導致農業收成有所下降，影響經濟的整體發展。另外，太陽黑子存在一定的規律性，出現的時間可通過預測進行一定的防御。創新理論認為生產要素新組合與經濟發展較為密切，新組合的出現使其與舊生產要素在市場上得以共存，有利于一段時間內的經濟發展，不過，如果新組合的使用范圍不斷擴散，必然動搖舊生產要素的市場地位，從而導致企業經濟出現蕭條的情況。政治性理論認為經濟周期之所以出現循環往復的情況，主要原因在于政府在不同時期內的決策內容。

2.內因論：經濟周期來源于經濟體系的內容結構，其包括收入、資金、成本以及投資等多方面內容。純貨幣理論認為貨幣的供應情況以及貨幣的流通形式對名義上的國民收入有著十分密切的聯系，經濟所呈現的波動情況的主要原因來自于銀行系統內部存在交替性擴張或緊縮的狀態，其中短期利率起著決定性的作用。另外，其中的消費不足理論認為經濟之所以出現衰退的情況，主要是因為消費品需求所帶來的問題，無法與時代相互作用，進而造成我國經濟發生問題。

3.綜合論：經濟周期的出現，原因來自于多個方面，是由諸多因素而形成的，各個因素之間彼此相互聯系、相互作用，形成了較為系統的構架形式。根據經濟周期存在的主次作用來劃分，可將經濟周期產生的原因分為基本因素和影響因素兩個方面。基本因素是指經濟周期形成時所具備的根本性的條件和作用。而影響因素則是指經濟周期形成過程中具有一定影響力的作用和條件。基本因素在經濟周期形成過程中具有不可替代的根本意義，其他的形成因素對經濟周期的形成具有重要的影響作用。

二、對外貿易

對外貿易又可稱為國外貿易或者進出口貿易，主要是指一個國家根據自身條件與另一個國家進行的商品或勞務的交換活動。對外貿易可分為進口和出口兩部分，從而實現各國之間的交流和溝通，有利于增強社會穩定，促進和諧共處。對外貿易周期則是指我國在進行對外貿易活動所呈現的周期性變化，是當今我國對外貿易較為顯著的特征之一。

對外貿易活動的出現，在一定程度上可促進我國資源的協調配置，促進資源的合理運用，進一步節約社會上的勞動成本，提高我國的經濟收益，借鑒國外一些優秀的技術成果，將其進入到我國現代化發展之中，增強我國的技術含量和經濟實力。對外貿易活動是我國為應對國外局勢而展開的項目內容，可極大提高我國在國際上的競爭實力和總體水平，是促進我國各個企業發展的重要力量。

三、中國經濟周期與對外貿易周期

1.中國經濟周期與進口周期

經濟增長速度情況與實際的對外貿易有著十分密切的聯系，如果我國經濟呈現著經濟持續增長的發展狀態，那么我國與各國之間的貿易往來也會越加緊密，與之相反，我國對外貿易的發展速度也會逐漸減慢。根據相關數據顯示，我國進口發展情況與GDP實際增長情況二者具有一定的聯系，當GDP出現上升的情況時，進口增長率也會隨之發生一定的上升，比如1985年開始，我國經濟增長情況呈現著緊縮的發展趨勢，1990年進入到第二次低潮時期，在這段時間內，我國GDP的實際增長率僅有3.8%，而在這同一時期，進口貿易情況也大幅度下滑，出現了負值的現象，為-9.8%，由此數據分析可得知因為進口貿易與經濟增長率之間的聯系，使得我國與外國進行進口貿易時會隨著經濟增長情況發生一定的變化，從而造成進口貿易出現一個相對不穩定的形勢之下。

對于經濟周期的實際波長，可按照波谷的形式對其進行較為準確地描述，通過波谷計算周期的波長，并根據時間安排進行詳細劃分，結果清晰可見。根據調查的數據顯示，在我國1982年到2009年，這段時間可分為三個周期，第一個經濟周期為1982年到1990年，第二個經濟周期為1990年到1998年，第三個經濟周期為1998年到2009年。從這段時間可以得知，我國共經歷了三次經濟貿易周期，每段貿易周期的平均時間長度為9年，這段時間屬于一個階段的經濟貿易周期情況。到2010年，將開始下一階段的經濟貿易活動。

2.對外貿易進口情況與經濟增長二者存在的不一致性

雖然經濟增長率與進口貿易情況二者存在著較為密切的聯系，但部分時間之內，二者卻存在不一致，具體可體現在兩個方面：其一進口對外貿易所呈現的波峰和波谷有時會滯后或者超前于我國經濟周期的實際發展速度；其二是在經濟增長率還沒出現波峰的情況時，已經存在一些年份的進口對外貿易發展到極致的現象。

對于上述所產生的情況，在經濟發展過程中屬于較為常見的一種情形，由于不同國家自身實際因素導致與實際預測發生了一定的偏差，這些因素是隨經濟發展而延伸出來的主要因素，這是一種不可避免的常態現象。比如，2000年和2003年這兩年之間，我國經濟增長率分別為8.4%和10%，而與此同一年份，我國的對外進出口貿易卻創下歷史新高，分別到達了35.8%和39.9%。

1999年是我國經濟發展的波谷時期，2000年開始，我國開始逐漸恢復自身的經濟發展情況，走向下一環節的經濟周期擴張計劃，另外，我國在這一時期加入了世界貿易組織，與之相互配合的是我國2000年的經濟增長率極大提高的未來，我國在這一時期經濟水平得以空前提高可以說是早已預料之中的事情，但實際情況表明，2001年我國經濟增長的情況遠沒有達到預想的那樣，甚至在擴張過程中出現了停滯不前的現象，進口增長率大幅度下降，與2001年相比，下降到了8.2%。直至2002年之后，我國經濟開始逐漸恢復，進入較為繁榮的發展時期，出現了年增長率為20%的較高記錄。進口貿易增長率往往在有時會與經濟周期發生一定的誤差，會在經濟周期達到高度時期產生一定的延遲，在還沒出現最高點時就會出現進口貿易的巔峰階段。

四、結語

綜上所述，我國經濟周期的實際情況決定著我國對外貿易的具體活動，是我國進行國外交流的關鍵，為促進我國走向世界，提高我國整體實力和水平，必須加大力度發揮我國的有利因素，創造有效的發展對策，提高我國的經濟實力，促進我國現代化進程的健康發展，為我國未來的經濟進步創造條件。

參考文獻：

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[3]張連城，郎麗華.經濟周期與對外貿易周期的關系[J].中國集體經濟，2009，08：16-21.

篇9

Abstract： In order to verify whether the relationship changes between China's economic growth and foreign trade， this paper selects the data of import， export and GDP from 1978 to 2012， use E-G cointegration and Granger causality test models to analysis empirically. The results show that long-term dynamic equilibrium still exists between the foreign trade and economic growth， among the three variables exist two-way causal relationship， and the import role has a slightly significant affection in promoting economic growth than exports.

關鍵詞： 經濟增長；對外貿易；EG協整檢驗；Granger因果關系

Key words： economic growth；foreign trade；EG co-integration test；granger causality

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2013）13-0174-02

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作者簡介：王保滔（1988-），男，河南商丘人，碩士，西北工業大學，研究方向為西方經濟學；張婷（1973-），女，陜西西安人，經濟學博士，西北工業大學，西部經濟研究中心副教授，研究方向為西方經濟學。

1 問題提出

我國自1978年改革開放以來，對外貿易與經濟增長所取得的巨大成就證明了對外貿易與經濟增長之間存在著非常緊密的聯系。近年來，國內學者進行的大量實證研究也佐證了二者之間確實存在著相互作用關系。眾多學者在“出口貿易與經濟增長具有正相關關系”這一點上取得了共識，而對于進口貿易與經濟增長之間的關系卻說法不一，筆者認為這可能是由于學者們選取的樣本區間、樣本數量以及研究方法的不同所致。在日益嚴峻的國際經濟形勢下，我國的經濟增長與對外貿易的關系是否有新的變化？本文在分析前人研究成果的基礎上，運用EG協整檢驗、Granger因果檢驗等方法對最新的對外貿易與經濟增長數據進行實證研究，力圖揭示他們的內在聯系。

2 我國對外貿易與經濟增長的實證研究

2.1 數據選取及處理

本文所選用的數據樣本為1978～2012年的年度數據，數據來源于2012年《中國統計年鑒》和中國新聞網，采用數據指標為出口EX、進口IM以及國內生產總值GDP，單位是億元人民幣。為了使數據具有可比性，以1978年為基準的國內生產總值指數對歷年數據進行折算，取得實際出口REX、實際進口RIM和實際國內生產總值RGDP。為了消除數據中可能存在的異方差，使其趨勢線性化，在不改變原始數據的計量關系下對數據進行取自然對數處理，相應地分別記為LNREX、LNRIM、LNRGDP。

2.2 單位根檢驗

在依據時間序列樣本數據對其變化規律進行統計推斷，都需要知道變量序列的平穩性，因此要利用ADF檢驗判斷其數據的平穩性。本文所有的分析均在Eviews6.0軟件下進行，三個變量的單位根檢驗結果如下：

由表格1中的結果可以看出，LNRGDP、LNREX、LNRIM這三個變量在原水平的ADF檢驗值均大于各個顯著水平下的臨界值，說明數據是非平穩的。而一階差分后的各個變量序列的ADF值均小于顯著性水平為5%的臨界值，因此可以認為經過一階差分后的這些非平穩變量就變成了平穩數據序列，因此可以進行后續的協整檢驗分析和因果關系檢驗。

2.3 協整檢驗

兩個非平穩的時間序列之間可能存在平穩的長期關系，在此種情況下是不能存在回歸關系的，只能是偽回歸現象。由單位根檢驗可知，LNRGDP、LNREX、LNRIM這三個變量都是一階單整，因此，可以對其進行協整檢驗。本文采用擴展的EG方法進行檢驗，設置LNRGDP為被解釋變量，LNREX和LNRIM為解釋變量，進行OLS估計并檢驗殘差序列是否平穩。如果得到平穩的殘差項序列，則認為這些變量存在協整關系。

①OLS估計的回歸方程：

LNRGDP=3.009561+0.424830LNREX+0.575168LNRIM

t=（216.5301） （3.419450） （4.629399）

②對殘差進行平穩性檢驗結果：

由其殘差平穩性得出，三個變量之間存在唯一的協整關系。由其協整回歸方程可以看出，LNREX的回歸系數為0.424830，證明出口對實際生產總值具有正向作用關系，LNRIM的回歸系數為0.575168，證明進口對實際生產總值也是正向作用關系。也就是說進出口與經濟增長之間存在協整關系，但是否就是存在具體的因果關系，需要進一步通過因果關系檢驗來驗證。

2.4 Granger因果關系檢驗

滯后值的選擇對Granger因果關系檢驗非常重要，檢驗結果對滯后期也比較敏感。因此，本文給出了2～3階滯后長度的檢驗結果，如下所示：

表3所示的格蘭杰因果關系檢驗均是在5%的顯著性水平上進行的，可以看出我國的出口、進口以及經濟增長之間存在下列關系：

①出口與經濟增長：

當滯后長度為2時，即在短期內，出口與經濟增長不存在因果關系；但當滯后長度為3、4時，即在長期內，出口與經濟增長之間存在著雙向的因果關系。并且滯后長度為4的p值較滯后長度為3時要小，表明出口與經濟增長之間的因果關系在長期較為顯著。

②進口與經濟增長：

當滯后長度從2變化到4時，進口與經濟增長之間均存在著雙向的因果關系。并且滯后長度為3的p值較滯后長度為2、4時要小，表明這種因果關系在中短期內較顯著。

③進口與出口：

當滯后長度為2時，即短期內，出口與進口之間不存在因果關系；但當滯后長度為3、4、時，，即在長期內出口與進口之間存在著雙向的因果關系。并且滯后長度為3時的p值較滯后長度為4時要大，表明這種因果關系在長期內比短期內顯著。

3 結論與政策建議

上述實證分析的結果表明，對外貿易與經濟增長確實有著緊密的聯系。第一，從整體來看，進口要比出口對我國的經濟增長貢獻略大。隨著我國改革開放的深入，進口貿易所帶來的技術轉移和溢出效應、消費效應、誘發新產業效應、競爭效應以及進口促進出口效應日益發揮出來，極大地促了經濟增長。第二，從長期來看，出口對我國的經濟增長的作用較顯著。一方面，出口擴大不僅可以形成出口需求，而且可以促進資本形成，從而促進經濟增長；另外一方面，出口擴大形成了就業促進效應和經濟結構優化效應，從而促進經濟增長。第三，從短期來看，進口對我國的經濟增長的作用較顯著。我國實行的進口政策鼓勵生產性資本品進口，進口的先進設備和先進技術等可以直接投入生產，從而在短期內促進國內生產率的提高和技術進步，促進經濟增長。

鑒于上述實證分析的結論，在當前國際經濟形勢持續惡化和貿易保護主義抬頭的情勢下，為了保持我國對外貿易與經濟增長之間相互促進的均衡關系，本文提出兩點建議：第一，在穩定出口規模作為保增長動力的基礎上優化出口貿易結構，同時加強管理出口風險。我國應繼續在改革開放的號召下，優化出口貿易的質量結構，加強風險意識，避免出口對經濟增長潛在風險的發生；第二，正確認識和發揮進口貿易對經濟增長的促進作用，不斷完善進口管理體制。我國應充分挖掘和利用進口貿易的技術溢出和先進的文化管理經驗，結合我國實際情況，努力改進國內生產技術和提高生產率，促進國內產業加快轉型升級，轉變經濟增長方式，從本質上促進國內經濟持續增長，促進對外貿易與經濟增長的良性互動。

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篇10

【關鍵詞】對外直接投資 宏觀經濟變量 回歸分析 OLS估計

一、引言

從產品輸出到資本輸出，是一個國家在世界經濟版圖中不斷晉升的經典路線。作為GDP和外匯儲備雙雙位居亞洲第一的中國，在國際投資格局深度變化、國內生產結構轉型升級的大背景下，由勞動密集型向資本和技術密集型的出口模式轉變就顯得尤為必要。隨著“中國資本”將取代“中國制造”成為經濟新標簽，中國將迎來資本輸出時代。在人民幣國際化進程中，作為資本輸出重要組成部分的對外投資扮演著重要角色。作為世界第三大對外投資國，中國于2014年前三季度共對全球152個國家和地區進行了直接投資，涉及4475家境外企業，累計實現投資749.6億美元，占全球投資額的25.8%。隨著中國資本輸出進程的不斷推進，對外投資影響因素研究的重要性愈加凸顯。因此，研究中國對外直接投資與宏觀經濟變量之間的關系，具有理論意義與實踐意義。

二、文獻綜述

目前，人們普遍認為宏觀經濟變量是對外直接投資的重要影響因素之一。西方經濟學認為，若一國國內投資小于國內儲蓄，會造成儲蓄過剩，則需向外輸出資本，從而構成經常賬戶盈余。宏觀經濟變量通過這種機制，對對外直接投資產生影響。20世紀80年代初期鄧寧提出IDP理論，即在折中理論基礎上引入宏觀經濟變量和時間變量而形成的動態模型。近年來西方學者不僅從理論上研究這些變量的影響作用，還進行了相應的實證分析。Lechenko（1999）研究表明一國對外直接投資與出口之間存在一種因果關系。Aliber（1983）認為匯率對FDI流出的區位選擇會產生重要影響。另外，施耐德和弗雷（1985）提出了在發展中國家工資是對外投資顯著因素的觀點。綜上所述，西方學者基本認為宏觀經濟是影響一國對外直接投資的主要因素。結合中國經濟發展狀況，有學者認為外匯儲備額也應是影響對外投資的顯著因素。

三、中國對外直接投資影響因素的實證分析

（一）變量的選取與數據來源

國內外有關對外直接投資與宏觀經濟關系的文獻中，選擇的宏觀變量主要包括國內生產總值、外貿進出口、工資水平、利率水平等，有的甚至包括了外國直接投資、世界貿易總量等變量。本文在選擇宏觀經濟變量時，充分考慮了理論關系、相關實證研究結論以及中國當前經濟形勢，并遵循公開性與公眾性原則。考慮到數據的可獲得性與可計算性，本文選取了國內生產總值、外貿出口額、人民幣兌美元匯率、通貨膨脹率以及外匯儲備量作為宏觀經濟變量，分別反映中國國內市場情況、出口貿易景氣程度、匯率水平、通脹狀況及外儲頭寸，分別用GDP、EXPO、EXCH、INF、FER表示。對外直接投資用ODI代表。本文研究期間取2003年1月至2013年12月，共計11年。使用的數據來自各年度《中國統計年鑒》與世界銀行（Http：///）。

表1 回歸分析所用數據

（二）模型的設計與解釋

已有的對ODI宏觀因素的實證研究，雖選取了不同的模型設定，但在方法選擇上，絕大多數選擇OLS回歸分析。參照以往的研究方法，本文構建如下模型對中國對外直接投資的影響因素進行檢驗：

■

（方程3.1）

其中，t代表時間，μ為隨機誤差項，C為對所有期間固定不變的影響因素。本模型對變量采用對數形式，因此得到的相關系數表示ODI對相關解釋變量的彈性。

（三）實證檢驗結果與分析

1.變量間相關系數分析結果。利用Eviews軟件對各變量之間的相關關系進行解析，結果如下表2所示。可以觀察到各變量之間相關關系顯著，基本在0.9以上（INF因取百分比效果較弱），說明選擇的解釋變量具有代表性和顯著性。

表2 變量之間的相關系數

2.OLS回歸結果。利用方程3.1對五個影響因素（GDP、EXPO、EXCH、INF、FER）對ODI的影響進行估計，首先對變量取對數，消除數據波動的異方差，使其變量系數成為彈性系數。由于數據時間較短，不考慮殘差自相關。利用Eviews軟件，進行OLS回歸分析，得到表3的結果。

表3 OLS回歸結果

3.實證檢驗OLS回歸分析。從OLS回歸結果中可知，調整后達到了0.9953，說明模型的擬合優度較高，模型能夠解釋中國對外直接投資變化的99.53%。從T統計量看，在給定5%的顯著性水平下，所有系數均比較顯著。該模型可用式子描述為：

■

（方程3.2）

結合方程3.2，通過分析可以得出以下結論：

（1）對外直接投資與出口額、外儲頭寸之間存在正相關關系，與國內生產總值、人民幣兌美元匯率、通貨膨脹率之間存在負相關關系。其中，對于GDP與ODI呈負相關關系，雖然有悖經濟意義與相關圖檢驗，但綜合考慮中國國情與對外經貿政策，可以理解為政治因素施加了過多的影響。其作用機制為中國在經濟新常態背景下，加大高附加值產品出口，并由此拉動了大規模的海外基建資本輸出。例如雖然2014年中國經濟增速未及預期，但代表著資本輸出的“一路一帶”建設、主導推動“亞投行”等國家戰略正在縱深發展。

（2）ODI與EXPO、FER的正相關關系顯著，且符合國內外相關研究結論。尤其是對于擁有龐大外匯儲備的中國來說，FER對對外直接投資有著根本性的影響，它決定了投資的強度與持久性。從EXPO角度觀察可理解為產品輸出與資本輸出是一種互補關系，兩者之間有著相互促進的作用。

（3）ODI與EXCH、INF存在負相關關系，代表通脹率的INF斜率系數為負值但很小，說明對外直接投資受貨幣購買力影響較小，因為中國在計算區間貨幣購買力變化不大，所以在研究中只體現了方向性特征。EXCH每變動1%，就會造成ODI反向變化7.68589%。因為中國持有大量美元國債，匯率會對其絕對收益產生影響，且ODI與持有美元國債具有替代關系，所以ODI與EXCH存在負相關關系。

綜上所述，本文利用2003年至2013年這11年的數據實證檢驗了ODI與宏觀變量之間的關系，結果符合經濟理論與相關研究，其中影響最顯著的是FER與EXCH。限于數據和現有研究方法的狹隘和實際影響因素的復雜性，本文的研究分析與絕對準確結果存在誤差。

四、總結與建議

在人民幣國際化背景下，中國正以前所未有的速度在世界范圍內進行投資，中國已成為資本輸出大國。實證研究表明，宏觀經濟因素對中國對外直接投資有著顯著影響。其中，外匯儲備頭寸與匯率水平是最顯著因素。面對經濟新常態，中國應當關注：

（一）加快推進對外直接投資戰略

提高我國資本輸出能力，須要盡快推進“一路一帶”、“亞洲基礎設施投資銀行”、“亞太自貿區”等國家戰略。隨著各項談判的進行，我國資本全球布局的步伐將顯著加快，我國將擁有年輸出3000億美元資本的能力。

（二）提升對外直接投資服務質量

通過簡化行政審批手續，提高企業走出去便利化程度;鼓勵中國企業到海外投資技術和研發平臺類企業，對并購技術密集型和資本密集型的企業給予政策支持。

（三）注意對外直接投資中的風險

要仔細研究東道國是否有投資機遇以及哪些行業有投資機遇、能不能獲得利潤增長點等問題。要注重利用法律服務、金融服務的來規避風險。

參考文獻

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