遼寧省進出口貿(mào)易影響因素實證分析*

邱愛蓮， 安玉梅

(沈陽工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 沈陽110870)

遼寧省進出口貿(mào)易影響因素實證分析*

邱愛蓮， 安玉梅

(沈陽工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 沈陽110870)

摘要：基于相關(guān)理論初步篩選出遼寧省進出口貿(mào)易的主要影響因素，利用1990—2013年的數(shù)據(jù)，采用向量自回歸模型對其進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：GDP對出口影響最大，人力資本的影響存在滯后作用，F(xiàn)DI以及科技投入與出口呈負相關(guān)關(guān)系。四大影響因素中只有科技投入與遼寧省進口貿(mào)易呈正相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易； 出口貿(mào)易； 進口貿(mào)易； 向量自回歸模型； 影響因素

遼寧省是東北老工業(yè)基地，隨著改革開放以及經(jīng)濟全球化的穩(wěn)健發(fā)展，憑借自身優(yōu)越的地理位置，其對外貿(mào)易獲得了長足的發(fā)展。遼寧省進出口貿(mào)易實力顯著增強，尤其是伴隨著投資貿(mào)易一體化進程的加快，外貿(mào)依存度呈上升趨勢，經(jīng)濟總量穩(wěn)步上升，GDP一度穩(wěn)居全國前十名。但1990年后遼寧省貿(mào)易增長率波動較大，這對其經(jīng)濟發(fā)展有負面影響，所以考察影響遼寧省對外貿(mào)易的因素并具體分析其影響程度，對今后遼寧省制定合理有效的經(jīng)濟發(fā)展對策是十分必要的。

一、文獻回顧

很多學(xué)者都是從國家的角度來分析貿(mào)易的影響因素，更多只是研究FDI和對外貿(mào)易的關(guān)系。Bhagwati(1988)和Dunning(2000)主要研究了外商直接投資對貿(mào)易的影響，認為FDI對貿(mào)易的直接影響就是利用大量投資國本地的原材料和零部件在本地加工制造進而生產(chǎn)成品，從而具有成本優(yōu)勢，使東道國工業(yè)品的出口明顯增加。正是因為外商擁有比東道國更加純熟的營銷技巧和渠道，使得外商企業(yè)產(chǎn)品更多地出口，也在一定程度上彌補了因為外資引進導(dǎo)致的原材料進口減少[1]45。張紅霞等(2004)考慮東道國FDI流入流出貿(mào)易的聯(lián)系機制，從理論角度闡釋了FDI與對外貿(mào)易相互促進、相輔相成的關(guān)系[2]。陳繼勇等(2006)采用貿(mào)易引力模型，對外商對華直接投資對中國商品進出口的影響進行了實證分析，混合回歸結(jié)果表明，它們對中國商品進出口均存在長期顯著的促進作用，但有滯后性。這種促進作用隨著時間的推移是波動的，但從總趨勢來看不斷增強[3]。羅良文等(2011)從對外貿(mào)易、外商直接投資對人力資本影響的理論分析角度出發(fā)，驗證對外貿(mào)易和FDI作為人力資本提升的途徑得到了一定的認可，但是東道國通過對外貿(mào)易和FDI提升人力資本水平受到諸多因素的制約[4]。

有學(xué)者對進出口貿(mào)易的多個影響因素進行了實證研究。Eaton和Kortum(2002)提出，F(xiàn)DI、GDP和人力資本都對貿(mào)易進出口產(chǎn)生影響，其中FDI對貿(mào)易出口的作用更明顯，人力資本作用對于貿(mào)易的重要性越來越顯著[5]。崔民強等(2012)分析了研發(fā)支出、人均資本及其他因素對我國一般貿(mào)易進出口的影響，表明研發(fā)支出對進出口有正向作用，而人均資本和FDI對進口有利，卻對出口產(chǎn)生了沖擊[6]。鄧慧慧(2012)借助1996—2010年中國與主要投資國的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結(jié)果表明FDI、經(jīng)濟總量、市場規(guī)模相似性以及國家經(jīng)濟水平差異性是決定貿(mào)易流量的主要因素，但影響不顯著；相反，區(qū)域貿(mào)易安排與貿(mào)易有顯著相關(guān)性，并且不同來源國的FDI對進出口貿(mào)易的影響也不同[7]。

不同學(xué)者從地域的角度來研究貿(mào)易的影響因素，地域不同實際情況不同，所以影響因素也不完全一樣。劉忠廣(2011)選取河南省1992—2009年FDI、貿(mào)易進出口額進行了實證分析，結(jié)果表明進出口貿(mào)易的增加對于外商直接投資的增加有促進作用[8]。趙倩倩(2014)在歸納總結(jié)FDI和對外貿(mào)易關(guān)系相關(guān)理論和實證研究的基礎(chǔ)之上，對1985—2011年中國FDI和對外貿(mào)易數(shù)據(jù)進行研究，運用計量經(jīng)濟學(xué)工具，定量分析和實證分析相結(jié)合，得出FDI對中國貿(mào)易的影響是積極促進作用，且對貿(mào)易出口的作用大于對貿(mào)易進口的作用的結(jié)論[9]。趙建明以貿(mào)易進口、生產(chǎn)總值、外商直接投資以及研發(fā)支出作為解釋變量構(gòu)建模型，分析了它們與貿(mào)易出口的關(guān)系，得出以上各項對貿(mào)易出口均有正向促進作用，但外商直接投資的作用不顯著的結(jié)論[10]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者大多是從東道國的角度來研究貿(mào)易進出口的影響因素，國家層面研究得比較多，而從地區(qū)或者某個具體省份角度研究得比較少。本文在總結(jié)歸納梳理以上文獻的同時，主要對遼寧省進出口貿(mào)易的影響因素進行研究，通過實證研究分析影響因素對遼寧省貿(mào)易的影響程度，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析模型中每個內(nèi)生變量對其本身及其他內(nèi)生變量的擾動作出的反應(yīng)，這也是本文的創(chuàng)新之處。

二、遼寧省進出口貿(mào)易發(fā)展概況及影響因素分析

1. 進出口貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀

遼寧省貿(mào)易進出口總額由1979年的15.9億美元增加到2013年的1 142.8億美元，年平均增長率為12.7%，外貿(mào)依存度呈上升趨勢。那么貿(mào)易進口和出口具體發(fā)展情況如何呢?

1990—2008年，遼寧省貿(mào)易出口額由56.1億美元增長到120.2億美元，已經(jīng)翻倍；進口額從7.1億美元增長到303.8億美元，增速遠遠大于

出口額。由于受到2008年金融危機的影響，遼寧省貿(mào)易進出口額在2009年都出現(xiàn)回落，但出口額受的影響更大一些，具體如圖1所示。一直到2013年，遼寧省貿(mào)易進出口額分別達到497.4億美元和645.4億美元。

圖1　遼寧省貿(mào)易進出口額增長情況

由圖1可知，遼寧省進出口額整體呈現(xiàn)穩(wěn)定上漲的發(fā)展趨勢，出口額幾乎都是大于進口額的，并且呈現(xiàn)出逐步擴大的趨勢[11]。

遼寧省進出口貿(mào)易整體屬于穩(wěn)步上升發(fā)展態(tài)勢，近幾年發(fā)展速度明顯加快，但進出口貿(mào)易的年增長率波動卻非常大，具體波動情況見圖2。

圖2　遼寧省貿(mào)易進出口增長率變化情況

將遼寧省進出口額增長情況及進出口增長率變動情況進行匯總，具體如表1所示。

表1　1990—2013年遼寧省進出口貿(mào)易總量變化情況

表1(續(xù))

數(shù)據(jù)來源：1991—2014年《遼寧統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

進出口貿(mào)易的大幅波動不利于遼寧省經(jīng)濟的健康快速發(fā)展，因此有必要找出影響遼寧省經(jīng)濟波動的主要因素，通過實證研究構(gòu)建出合理的經(jīng)濟模型并進一步確定主要影響因素對貿(mào)易的影響程度，從而為遼寧省制定合理的經(jīng)濟發(fā)展對策提供依據(jù)。

2. 影響因素分析

(1) 經(jīng)濟發(fā)展水平是影響對外貿(mào)易的主要因素。遼寧省經(jīng)濟的快速發(fā)展不僅能提高產(chǎn)品出口規(guī)模，意味著本省經(jīng)濟效益的提高，也會刺激遼寧人民的消費，所以從理論上講，遼寧省經(jīng)濟發(fā)展對貿(mào)易進出口會產(chǎn)生促進作用。

(2) 貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟增長率對遼寧省出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。根據(jù)凱恩斯的出口需求理論，對一個國家而言，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，消費水平也越高，對商品的需求就會增加，所以在其他條件不變的情況下，伙伴國經(jīng)濟增長率越高，遼寧省出口貿(mào)易就會發(fā)展越好。同時，進出口還會受到物價水平的影響，出口價格上升會抑制貿(mào)易出口，進口價格上升會抑制貿(mào)易進口，反之都會促進貿(mào)易進出口。

(3) 匯率變化也會對貿(mào)易進出口產(chǎn)生影響。一國貨幣貶值，其出口產(chǎn)品價格相對降低，有利于貿(mào)易出口，但是進口產(chǎn)品價格會相對提高，不利于貿(mào)易進口。但是在不同的經(jīng)濟背景下，匯率對貿(mào)易進出口的影響是不同的，必須結(jié)合具體情況進行具體分析。

(4) 外商直接投資不僅可以帶給東道國技術(shù)設(shè)備的支持，還在提高基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平方面發(fā)揮著積極作用。因為外商直接投資不只是資本的流入，還包括人力資本管理經(jīng)驗等先進技術(shù)的引進，一般情況下都會對當?shù)厣a(chǎn)力水平的提高產(chǎn)生積極作用。但是具體到某個地區(qū)還要具體情況具體分析，加之外商直接投資對貿(mào)易的促進作用存在滯后性，所以需要具體分析其影響程度[12-13]。

(5) 科技創(chuàng)新及科技進步在推動經(jīng)濟發(fā)展的過程中發(fā)揮著越來越重要的作用，所以在貿(mào)易發(fā)展過程中也離不開科技的支持，一些先進科學(xué)技術(shù)的應(yīng)用不僅提高了產(chǎn)品生產(chǎn)的效率，還會在國際上形成自己的品牌效應(yīng)，從而提高國際競爭力。

(6) 人力資本、勞動力質(zhì)量的提高對生產(chǎn)力水平的提高是至關(guān)重要的，所以在貿(mào)易發(fā)展中人力資本投入也會促進貿(mào)易水平提高，從而加快產(chǎn)品出口，提高產(chǎn)品生產(chǎn)率。

此外，因為經(jīng)濟是一個復(fù)雜的彼此聯(lián)系的有機體，該有機系統(tǒng)內(nèi)任何一方面發(fā)生變化都會引起進出口貿(mào)易的變化。比如1994年外匯體制的改革、2001年中國加入WTO以及2008年美國次貸危機等，都會對貿(mào)易產(chǎn)生促進或阻礙的影響。

三、實證分析

1. 模型及變量確定

(1) 理論模型的構(gòu)建。為了實證檢驗以上主要因素對于遼寧省貿(mào)易進出口的影響，構(gòu)建計量模型。理論上進出口貿(mào)易影響因素的一般形式可表述為

y=f(x1，x2，…，xn)

(1)

假設(shè)自變量和因變量成線性關(guān)系，則線性模型可以表示為

y=c+β1x1+β2x2+…+βnxn+ε

(2)

式中：c為常數(shù)項；xn為各個影響因素變量；βn為變量的系數(shù)；ε為擾動項。

計量經(jīng)濟模型是通過經(jīng)濟變量的時間序列來解釋經(jīng)濟變量之間相互關(guān)系的模型，前提是要先對經(jīng)濟變量進行單位根檢驗，保證變量的平穩(wěn)性，否則數(shù)據(jù)不平穩(wěn)建立的模型會造成“偽回歸”，其得出的結(jié)論也不具有經(jīng)濟意義[12]。為使模型更具經(jīng)濟意義，本文通過相關(guān)性檢驗、單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及向量自回歸模型對影響因素進行研究。

(2) 樣本數(shù)據(jù)的選取?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1990—2013年數(shù)據(jù)進行時間序列的分析研究。經(jīng)濟發(fā)展水平以遼寧省的支出法GDP來計算，數(shù)據(jù)來自《遼寧統(tǒng)計年鑒》。因為貿(mào)易伙伴國涉及到36個國家，對每個國家經(jīng)濟增長率進行匯總的標準暫沒有特別一致的方法，所以本文以世界經(jīng)濟增長率WEG來代表伙伴國的經(jīng)濟增長率，數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展網(wǎng)站。匯率指人民幣對美元年平均匯價，以I表示，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。外商直接投資以FDI表示，指的是遼寧省實際接受到的外商直接投資，數(shù)據(jù)來自《遼寧統(tǒng)計年鑒》。科技以遼寧省財政支出中對于科技的支出額來表示，用T表示，數(shù)據(jù)來自《遼寧統(tǒng)計年鑒》。人力資本HC以每萬人中大學(xué)生在校人數(shù)來表示，數(shù)據(jù)來自《遼寧統(tǒng)計年鑒》。被解釋變量為貿(mào)易進口額IM和貿(mào)易出口額EX，數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《遼寧統(tǒng)計年鑒》。

首先，為了消除計量單位的不一致，貿(mào)易進口額IM、貿(mào)易出口額EX以及遼寧省生產(chǎn)總值GDP、外商直接投資FDI、科技支出T的單位都以億美元來表示。其次，為了剔除時間序列的異方差現(xiàn)象，使序列趨勢線性化，對變量分別取自然對數(shù)。

(3) 變量的確定。首先，被解釋變量分別為遼寧省貿(mào)易進口額IM和遼寧省貿(mào)易出口額EX，各影響因素發(fā)展趨勢如圖3所示。由圖3可知，變量GDP、FDI、EX、IM、T、HC之間基本上呈現(xiàn)線性相關(guān)關(guān)系，而世界經(jīng)濟增長率WEG以及人民幣有效匯率I關(guān)系顯得不明確。因為隨著我國經(jīng)濟實力的增強，貿(mào)易伙伴國逐步增加，所以遼寧省的出口國家越來越多，但是遼寧省進出口貿(mào)易額占全球比重甚少，因此從長期來看，世界經(jīng)濟增長率與遼寧省進出口貿(mào)易關(guān)系不顯著。人民幣匯率的變化與遼寧省進出口貿(mào)易的關(guān)系也是不顯著的，因為匯率在劃分時有一個階梯性的變化，計量模型中的時間序列不適合直接分析其對貿(mào)易進出口的影響，故本文進行實證分析時不考慮這兩個變量。

圖3　各影響因素發(fā)展趨勢

經(jīng)過分析討論，最終確定以下幾個變量作為計量模型中的解釋變量：遼寧省GDP、遼寧省外商直接投資FDI、遼寧省科技支出T、遼寧省人力資本HC。

由圖3可知，各個因素以及被解釋變量在1990—2013年基本上均呈現(xiàn)穩(wěn)定上漲趨勢，貿(mào)易出口、貿(mào)易進口以及FDI都在某些年份出現(xiàn)了一定的波動。為了使變量的趨勢性更加明顯，有效地消除時間序列中的異方差性，將絕對誤差變成相對誤差，縮小殘差的差異，簡化模型并改善估計方法，對以上變量分別取對數(shù)，即ln EX、ln IM、ln GDP、ln FDI、ln HC和lnT。

2. 實證檢驗

由表2可知，變量ln EX、ln IM、ln GDP、ln FDI以及l(fā)nT的一階差分都是平穩(wěn)的，即都是I(1)序列，而ln HC是二階差分平穩(wěn)是I(2)序列。也就是說，以上所有變量的二階差分都是平穩(wěn)的，即通過了單位根檢驗。

表2　各變量序列的ADF檢驗結(jié)果

注：(C，T，K)表示ADF檢驗是否包含常數(shù)項、時間趨勢項以及滯后期數(shù)，Δ表示一階差分，ΔΔ表示二階差分。

(2) 協(xié)整檢驗。協(xié)整關(guān)系檢驗可以判斷出變量之間是否具有長期穩(wěn)定的關(guān)系，其前提為時間序列是平穩(wěn)序列。協(xié)整檢驗方法主要有基于模型回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗和基于模型回歸殘差的E-G兩步法協(xié)整檢驗，前者可以給出全部協(xié)整關(guān)系，不必劃分內(nèi)生變量和外生變量，功效更穩(wěn)定，并且當變量多于2個時最好用此方法[10]。所以，本文采用Johansen協(xié)整檢驗。根據(jù)單位根檢驗的結(jié)果，選擇有常數(shù)項、無時間趨勢項、滯后階數(shù)為1的模型對上述變量進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3　協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

注：*表示在5%的水平上拒絕原假設(shè)，表明至少存在相應(yīng)的協(xié)整個數(shù)。

由表3可知，前4行的跡統(tǒng)計量檢驗值都分別大于5%的臨界值，所以通過了協(xié)整檢驗，即以上變量存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

(3) VAR模型。由于本文研究分析的主要因素在對貿(mào)易進出口產(chǎn)生影響的同時存在一定的滯后性，所以通過建立向量自回歸模型來進一步分析其間的影響關(guān)系。最后，確定滯后期為2的VAR模型，AIC值和SC值都比較小。

貿(mào)易出口模型如式(3)所示，AR多項式的逆根如圖4a所示，各項系數(shù)均為計算軟件得出的結(jié)果。

貿(mào)易進口模型如式(4)所示，AR多項式的逆根如圖4b所示，各項系數(shù)均為計算軟件得出的結(jié)果。

ln EX=0.056 062ln EX(-1)-0.486 298ln EX(-2)-0.168 606ln FDI(-1)-0.097 464ln FDI(-2)+

0.691 809ln GDP(-1)+0.748 778ln GDP(-2)-0.273 900ln HC(-1)+1.522 470ln HC(-2)-

0.157 967lnT(-1)-0.359 412lnT(-2)-6.563 637

(3)

R2=0.992 306，調(diào)整后R2=0.985 312，F(xiàn)=141.873 4。

ln IM=0.680 274ln IM(-1)+0.238 830ln IM(-2)+0.111 843ln FDI(-1)-0.133 580ln FDI(-2)-

0.475 563ln GDP(-1)-0.398 736ln GDP(-2)-0.700 752ln HC(-1)+0.417 807ln HC(-2)+

0.341 931lnT(-1)+0.426 446lnT(-2)+7.373 749

(4)

R2=0.995 202，調(diào)整后R2=0.990 840，F(xiàn)=228.154 5。

圖4　進出口模型AR多項式的逆根情況

如果被估計VAR模型所有根的倒數(shù)的模都小于1，即位于單位圓內(nèi)，則說明VAR模型是穩(wěn)定的。由圖4可知，貿(mào)易進出口VAR模型都是穩(wěn)定的[10]。從以上兩個VAR方程的可決系數(shù)可知，該模型的總體性質(zhì)較好，即上面兩個方程可以很好地表示主要影響因素與遼寧省貿(mào)易進出口的長期變動關(guān)系。

四、結(jié)論及建議

1. 結(jié)論

(1) 貿(mào)易出口模型分析。從向量自回歸的系數(shù)來看，GDP對出口貿(mào)易影響最大，每增加對數(shù)的1%，貿(mào)易出口就增加對數(shù)的0.692個百分點。人力資本對于貿(mào)易出口的影響還是有滯后作用的，滯后二階時，每增加對數(shù)的1個百分點，出口就會增加對數(shù)的1.52個百分點。外商直接投資以及科技的投入與貿(mào)易出口呈現(xiàn)反向關(guān)系，因為本文選取1990—2013年的數(shù)據(jù)，期間2001年中國入世，入市之前遼寧省的外商直接投資額甚少，可能拉低了整體影響效果，而外商直接投資向遼寧省進行產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促使遼寧省對部分進口產(chǎn)品的消費轉(zhuǎn)向省內(nèi)產(chǎn)品。目前，遼寧省出口以傳統(tǒng)的勞動密集型產(chǎn)品為主，資本技術(shù)密集型產(chǎn)品生產(chǎn)方面存在不足，所以科技投入的積極作用沒能很好地體現(xiàn)在貿(mào)易出口中。

(2) 貿(mào)易進口模型分析。由VAR方程系數(shù)可知，遼寧省生產(chǎn)總值(GDP)、人力資本(HC)以及外商直接投資(FDI)與貿(mào)易進口成反向關(guān)系。其中l(wèi)n GDP、ln HC以及l(fā)n FDI每增加1%，ln IM就會分別減少0.476、0.7以及0.134個百分比?？萍纪度氲脑黾臃炊龠M了遼寧省貿(mào)易進口，這與當前遼寧省進口商品結(jié)構(gòu)相關(guān)。目前，遼寧省進口的是一些高附加值的新興產(chǎn)品，雖然有科技投入，但是用于此類產(chǎn)品研發(fā)的可能相對較少，并且科技轉(zhuǎn)化為技術(shù)再到產(chǎn)品的生產(chǎn)也是一個長期的過程，所以此類高附加值產(chǎn)品目前還是進口較多。

2. 建議

首先，遼寧省應(yīng)提高經(jīng)濟發(fā)展水平，增加省內(nèi)GDP值，在提高產(chǎn)品生產(chǎn)力的同時，也會增加民眾的消費需求，從而提高進口。其次，合理利用外商直接投資，提高外資利用程度，在充分發(fā)揮外商直接投資作用的同時，通過其技術(shù)溢出和產(chǎn)業(yè)升級來改善遼寧省的商品結(jié)構(gòu)，增強出口競爭力。再次，繼續(xù)加大科技投入，加快科技向技術(shù)的轉(zhuǎn)化，提升競爭水平。最后，加快專業(yè)高科技人才的培養(yǎng)，這不管對于貿(mào)易進口還是出口都是有利的。產(chǎn)品的競爭其實也是人才的較量，同時應(yīng)注意技術(shù)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)。

參考文獻：

[1]Dunning J.Regions，globalization and the knowledge-based economy [M].Oxford：Oxford University Press，2000.

[2]張紅霞，李平.外商直接投資與東道國出口貿(mào)易關(guān)系的理論探討 [J].經(jīng)濟問題探索，2004(12)：31-34.

[3]陳繼勇，秦臻.外商直接投資對中國商品進出口影響的實證分析 [J].國際貿(mào)易問題，2006(5)：62-69.

[4]羅良文，闡大學(xué).對外貿(mào)易、外商直接投資與人力資本關(guān)系研究述評 [J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2011(6)：33-37.

[5]Markusen R，Maskus E.A unified approach to intra-industry trade and direct foreign investment [R].New York：NBER Working Paper，2001.

[6]崔民強，陳嫻.研發(fā)支出、人均資本與一般貿(mào)易發(fā)展 [J].經(jīng)濟問題，2012(6)：29-32.

[7]鄧慧慧.基于引力模型的FDI與中國對外貿(mào)易關(guān)系實證研究 [J].當代經(jīng)濟科學(xué)，2012(5)：90-127.

[8]劉忠廣.河南省外商直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證分析 [J].中國商貿(mào)，2010(23)：206-207.

[9]趙倩倩.FDI對中國進出口貿(mào)易的影響效應(yīng)研究 [J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2014(24)：264-266.

[10]易行健，成思.中國服務(wù)貿(mào)易影響因素的實證檢驗：1984—2008 [J].服務(wù)貿(mào)易，2010(11)：33-38.

[11]邱愛蓮，安玉梅.中國生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進口與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI現(xiàn)狀對比研究 [J].商業(yè)時代，2014(32)：38-40.

[12]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實例 [M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.

[13]樊歡歡，李嫣怡.Eviews統(tǒng)計分析與應(yīng)用 [M].北京：機械工業(yè)出版社，2014.

(責(zé)任編輯：張璐)

Empirical analysis on influencing factors of import and export trade in Liaoning Province

QIU Ai-lian, AN Yu-mei

(School of Economics, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Abstract：The main influencing factors of import and export trade in Liaoning Province are firstly screened out based on related theories. The empirical analysis on them is carried out with VAR model by using the data from 1990 to 2013. It is found that the most important factor on the export trade is GDP, human capital has lagged effect, and FDI as well as scientific and technological investment have negative correlation with export. Among the four factors, only the scientific and technological investment has positive effect on the import trade in Liaoning Province.

Key words：international trade; export trade; import trade; VAR model; influencing factor

收稿日期：2016-01-18

基金項目：遼寧省教育廳項目(W2015309)； 沈陽市社會科學(xué)界聯(lián)合會課題。

作者簡介：邱愛蓮(1975-)，女，江蘇贛榆人，副教授，博士，主要從事服務(wù)貿(mào)易等方面的研究。

doi：10.7688/j.issn.1674-0823.2016.03.04

中圖分類號：F 207

文獻標志碼：A

文章編號：1674-0823(2016)03-0207-07

*本文已于2016-05-18 11∶39在中國知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版。 網(wǎng)絡(luò)出版地址： http：∥www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20160518.1139.004.html

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