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解讀技術發(fā)展狀況與對外貿易數(shù)額的關系論文

時間:2021-10-04 11:21:30 論文范文 我要投稿

解讀技術發(fā)展狀況與對外貿易數(shù)額的關系論文

  前言

解讀技術發(fā)展狀況與對外貿易數(shù)額的關系論文

  多年的國際貿易實踐證明,科技投入所產(chǎn)生的技術進步對提升本國的出口競爭能力具有十分重要的作用。技術進步一直以來是國際貿易發(fā)展的動力,尤其在當今,知識經(jīng)濟迅猛發(fā)展和快速推進的時代,技術進步已經(jīng)成為影響國際貿易的最重要因素之一。技術進步不僅影響國際貿易的規(guī)模速度及其結構變化,而且還可以引起國際貿易方式改變。

  本文運用計量經(jīng)濟學回歸模型、面板數(shù)據(jù)模型和Eviews軟件計算技術進步與對外貿易的關系;貧w分析是計量經(jīng)濟分析中使用最多的方法,可以用來分析兩個及兩個以上的變量相互之間的因果關系。面板數(shù)據(jù)是指對于不同時刻的截面?zhèn)體作連續(xù)觀測所得到的多維時間序列數(shù)據(jù),也被稱為時序與截面混和數(shù)據(jù),能夠同時反映研究對象在時間和截面單元兩個方向上的變化規(guī)律及不同時間、不同單元的特性。

  本文分別采用計量經(jīng)濟學加權回歸模型和面板數(shù)據(jù)模型,分別對中國技術進步與對外商品貿易額的關系、我國與發(fā)達國家技術進步與對外貿易額的比較分析以及我國31個省市技術進步與對外貿易額的比較分析進行研究。

  1 我國技術進步與對外商品貿易額的關系

  為了研究中國技術進步與出口增長的長期定量關系,采用計量經(jīng)濟學方法中加權回歸模型,將科研投入作為技術進步的替代變量,以國家財政科技投入作為技術進步的替代變量,選取1978~2010年33年間的年度數(shù)據(jù),單位為億元人民幣。外貿出口數(shù)據(jù)來自海關統(tǒng)計1978~2010年33年間的年度商品出口貿易總額,單位為億美元。對國家財政科技投入(序列RD1)和商品出口貿易總額(序列EXPO1)均取自然對數(shù)序列,其趨勢圖見圖1。

  中國技術進步與出口增長的線性擬合方程為EXPO1=1.14261117398×RD1+0.554265341842,R2統(tǒng)計量為0.996388,結果見表1。這表明兩者之間存在加權線性關系,我國科技進步對出口貿易的增長貢獻率為1.14倍。加權統(tǒng)計量值:R2統(tǒng)計量0.996388,被解釋變量均值7.415110,調整的R2統(tǒng)計量0.996272,被解釋變量標準差8.998632,回歸標準差0.089958,赤池準則-1.920250,殘差平方和0.250867,施瓦茨準則-1.829553,對數(shù)似然函數(shù)值33.68413,漢南準則-1.889733,F(xiàn)統(tǒng)計量8552.519,DW統(tǒng)計量0.870121。

  2 技術進步影響出口增長的國際比較

  為了解我國科技投入與對外貿易產(chǎn)出與美國、日本、英國、法國、德國和加拿大6個國家的比較情況,采用計量經(jīng)濟學方法中的面板數(shù)據(jù)分析方法,該方法將中國的數(shù)據(jù)與發(fā)達國家進行國際比較,定量分析中國的技術進步對出口增長的作用。時間跨度為1991年~2007年,出口采用的是各國出口的`年度數(shù)據(jù),單位是10億美元,技術投入采用的是各國當年的R&D投入,單位為10億本國貨幣,數(shù)據(jù)運算前進行對數(shù)化處理。模型選擇固定效應變系數(shù)模型,具體擬合結果見表2。加權統(tǒng)計結果:R2統(tǒng)計量0.997378,F(xiàn)統(tǒng)計量3072.683,調整的R2統(tǒng)計量0.997054,回歸標準差1.019248。從估算結果來看,各國出口商品總額與技術進步之間呈現(xiàn)高度的對數(shù)線性關系,回歸方程也在99%的置信度下顯著。

  由表2系數(shù)一欄可見,科技投入與對外貿易產(chǎn)出最高的為日本,其次分別為德國和法國,彈性系數(shù)均大于1,即R&D投入增加1%所帶來的商品產(chǎn)品出口增加值均大于1%,說明其技術革新對出口的帶動作用很強。而美國的出口彈性系數(shù)為0.84,略高于中國的0.82,說明美國的科技進步所引致的出口增長要好于中國,但是由于美國匯率的問題以及產(chǎn)業(yè)資本大量向海外投資導致的企業(yè)轉移,同時近年來美國的信息技術發(fā)展明顯放緩,使美國很強的技術優(yōu)勢沒有轉化為商品出口的優(yōu)勢,雖然美國作為世界上頭號經(jīng)濟和技術強國,進出口總額高居世界前列,但是其進出口逆差很大,而且數(shù)據(jù)顯示正在日趨擴大。

  我國的商品出口主要以加工貿易為主,因此技術革新所帶動的出口增長明顯比歐美等發(fā)達國家低,其出口彈性僅為0.82。說明我國技術革新對出口增長有效果,但與發(fā)達國家相比效果不夠理想,表示我國通過技術進步促進出口增長的體制有待提高。我國自主創(chuàng)新能力差,科技成果轉化率低,研發(fā)投入不足等方面的問題依然在制約我國商品出口長期持續(xù)增長。因此既要加大科研投入及成果轉化,同時也要努力改善外貿出口環(huán)境,才能有效促進我國出口增長。

  3 我國31個省市技術進步與出口增長的面板數(shù)據(jù)分析

  對31個省市技術革新與各省市的外貿增長的關系進行解析,時間跨度為1997年~2009年,共13年,采用計量經(jīng)濟學方法中面板數(shù)據(jù)分析方法,模型選擇固定效應變截距模型,建立了兩者之間的相互關系。

  變截距模型中,假設個體成員存在個體影響而無結構變化,并且個體影響可以用截距項的差別來說明。從估算結果看,雖然31個省市對技術革新促進出口增長的傾向相同,傾向系數(shù)為0.752586367332,但是在上述統(tǒng)計時期內,31個省市對技術革新促進出口增長方面存在顯著的差異。根據(jù)變截距系數(shù)的大小將31個省市分為4組,第一組變截距系數(shù)區(qū)間為(≥0.874874),包含了廣東、福建、浙江、江蘇、上海、山東和天津7個省市,這7省市地處東南沿海,是我國經(jīng)濟最為發(fā)達的地區(qū),具備豐富的出口經(jīng)驗和人力資源,在該地區(qū),科技投入與產(chǎn)出比要高于其他省市,這些省市技術進步對出口增長的作用十分明顯,其中廣東由于依托香港,經(jīng)濟外向性很強,技術進步對出口增長的作用最為明顯;第二組變截距系數(shù)區(qū)間(0.214471≤變截距系數(shù)≤0.735131),包含了新疆、海南、遼寧、河北和廣西5個省,這些地區(qū)一部分省區(qū)工業(yè)基礎和技術水平比較好,如遼寧和河北,新疆、海南和廣西作為沿海沿疆的省份,具有對外貿易的地理優(yōu)勢,科技投入與產(chǎn)出比要高于除第一組外的其他省市;第三組變截距系數(shù)區(qū)間為(-0.826144≤變截距系數(shù)≤-0.178532),包含14個省市,北京市也在其中;第四組變截距系數(shù)區(qū)間為(-1.441178≤變截距系數(shù)≤-0.866887),包含5個省市,如青海、甘肅和陜西等。上述數(shù)據(jù)分析表明,我國31個省市科技投入與對外產(chǎn)出比為0.75,也即意味著我國各省市科技投入產(chǎn)出率偏低,而且地區(qū)差異也比較大,經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)科技投入與對外產(chǎn)出比要明顯高于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū),經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)更有優(yōu)勢應對國外技術貿易壁壘。

  4 結語

  本文采用計量經(jīng)濟學加權回歸模型和面板數(shù)據(jù)模型,對中國技術進步與對外商品貿易額的關系、我國與發(fā)達國家技術進步與對外貿易額的對比以及我國31個省市技術進步與對外貿易額的對比進行研究。

  我國不同省市經(jīng)濟發(fā)展的差距較大,技術進步對出口增長作用的差距也很明顯,經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)具有較為充沛的資本和人力資源,以及較為豐富的出口經(jīng)驗,因此技術進步能帶來較大的出口增長;沿海地區(qū)由于經(jīng)濟的外向性較強,其技術進步對出口增長的作用明顯強于內地省份。從數(shù)據(jù)上可以看出,發(fā)達程度高、綜合能力強的省市,與具有一定技術水平和工業(yè)基礎的省市相比較,其技術進步對出口增長的作用顯得更為明顯。隨著我國綜合國力的不斷提高,科技投入的不斷加大,我國制造消費品質量安全水平也必將不斷提高,其國際競爭力將持續(xù)增強。

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