出差总结范文

出差总结篇1

无法理解带队（出差一行四人）人竟然出卖自己的同事，随便让我们这些没有结婚的女孩子和那些结婚和没结婚的男人合拍照，让我难以接受，也很火。但我为了不伤及无辜还是忍了。

反思：我以前就是总是怕伤害别人，什么都忍着，委屈自己，现在虽然好了些，但是还是有时候有些话和思想还是说不出口。没那么勇敢、真实地说“不”。哎~~~~

第二站：都匀

a、同事加同伴，不明白，怎么为了自己哪小小的利益，就出卖同事加同伴呢？不明白，感觉太难以理解了。不但处处出卖同事加同伴还如此自私，自私应该有个限度啥。说的那么好、那么有责任心、那么懂得爱国顾全大局，怎么自己做不好呢？而且超级自私呢？？？狂泪~~~~~她写的东西真不想看了。。。。。。

b、某总工程师，怎么能那么不懂顾全大局、一点当领导的魄力都没有呢，连一点点责任心都没有。他不但无视劳苦职工的辛勤果实，而且超级自我，自己不干啥，就强迫他人也跟着不干啥，而且事后推卸责任。狂晕吧~~~~~~~

c、其他小角色的演绎就不谈了，无素质、无品位，无语~~~~~~

第三站：贵阳至成都的火车上

谈话间，才知道，他们那些“超成熟的人”对活泼的理解竟然加上一层“随便”的意思；沉默竟然定义为完全默认，超级无法理解~~~~~~

第四站：成都

玩的本来很开心，突然发现，我们老板也是个反复无常的人，说好了让我们在成都玩两天，竟然又当没有那么回事，也不怎么考虑职工的立场及辛勤，竟然让员工连续加班，许诺的事情总是成为泡影，是不是每个技术领导都是这么没有领导意识及责任心啊？我可是做技术工作的，泪啊~~~~我太有团体意识了，我是中国人，我就不想别人说中国的任何方面的不利的话；我是河南人，我不喜欢别人总是在说我们河南人怎么怎么（那里都有这样的人，只是河南人多些罢了）；我在中南上学，就维护中南的名誉；我是做技术的，所以也不想做的让我如此失望，哎~~~~这种团体意识是好还是坏？

出差总结篇2

何莉(1979-)，女，湖南浏阳人，湖南商学院经济学系讲师，浙江大学经济学院博士生，主要研究方向为国际贸易和区域经济。

摘要：文章分析了1978―2006年中国进口和出口贸易发展的地区差距，并运用泰尔指数和基尼系数对总体差距进行地区结构和产业结构分解。分析表明，从地区结构来看，东、中、西部三大地带间的差异在总体差异中占主导地位；从产业结构来看，制成品贸易上的差异构成进口和出口贸易发展差异的主体。

关键词：进口；出口；地区差异；泰尔指数；基尼系数

中图分类号：F752.6　文献标识码：A　文章编号：1002-0594(2007)07-0028-05 收稿日期：2006-12-30

改革开放以来，中国对外贸易发展取得了举世瞩目的成就，进口和出口额分别由1978年的108.9亿和97.5亿美元增加到2006年的7916.1亿与9690.8亿姜元，年均增长率高达16.54％和17.85％。但在中国整体对外贸易发展水平上升的同时，不同地区进出口贸易发展却表现出强烈的非均衡性，如2006年对外贸易量排名前5位的省市占全国对外贸易总额的75％以上其中排名第一的广东省进口和出口额分别达到2252.63亿和3019.53亿美元，而排名最后一位的自治区仅为1.06亿与2.22亿美元。

日益扩大的对外贸易发展差距，引起了国内部分学者的关注，如岳昌君计算了1998年我国各省市按照国际贸易标准分类的各类商品的显现比较优势和贸易条件，认为沿海地区和内陆地区出口发展存在显著差异。谢昭琼认为，由于在收入水平、技术水平、人力资本、政策支持、资金状况、运输条件等方面存在差异，东、西部对外贸易发展差异明显。许雄奇、张宗益运用不平衡指数、变差系数、集中度指数等指标对1992-2001年中国出口贸易的省际差异和东、中、西部三大地带差异进行定量分析，根据出口依存度、增长率、出口对经济增长的拉动度和贡献率指标对30个省市进行聚类分析。结果显示，1992-2001年省市之间的出口差异逐渐缩小，但东、中、西三大地带之间出口发展存在显著差异，且中国出口发展的地区差异主要表现在三大地区之间。尹希果、雷虹、谭志雄建立了包括进出口总额与增长率、贸易结构、贸易企业性质等28个变量的指标体系，对1999-2002年中国31个省市的面板数据进行因子分析，并根据因子得分将31个省市分为发达型、发展型、成长型、潜力型、开发型5大类，认为中国各省市对外贸易发展差距明显。

自改革开放以来，中国各省市进出口贸易发展差异呈现出怎样的规律?进出口贸易发展地区差异与经济增长差异有何联系?总体贸易差异在地区构成和产业构成方面如何?本文运用泰尔指数、基尼系数指标对1978-2005年中国进出口贸易发展地区差异的特征和规律进行探讨，并对中国进出口贸易的总体差异进行结构分解，从而找到上述问题的答案。

一、进出口贸易发展总体差异

(一)进出口贸易发展总体差异的演变趋势本文首先采用泰尔指数(T)对1978年以来中国进口和出口贸易发展的地区差异进行定量分析。

泰尔指数的计算公式为：

其中，Xi为各省进口或者出口贸易额。

根据式(1)，本文计算出1978-2006年中国进口和出口贸易发展地区差异的泰尔指数。

中国进口和出口贸易发展地区差异的演变特征不尽相同。进口贸易发展地区差异的演变可以分为四个阶段：1978-1986年，进口贸易发展地区差异变化较小；1987年后差异迅速扩大，衡量进口贸易地区发展差异的泰尔指数大幅度提高，1990年达到最高点；1991-1996年，进口贸易发展地区差距逐步缩小，泰尔指数缓慢下降；1996-2006年，衡量进口贸易发展地区差异的泰尔指数在高位上进入相对平稳阶段，波动非常小。中国出口贸易发展省际差异则以1986年和1996年为界大致分为三个阶段：1978-1986年，出口贸易发展地区差异逐渐缩小，1986年达到最低点；1987年后差异不断扩大，衡量出口贸易发展地区差异的泰尔指数稳步提高；1996-2006年，出口贸易发展地区差异变化较小。

(二)进出口贸易发展差异演变的成因分析首先，中国对外贸易发展地区差异的变化受到经济、贸易体制变革的影响。改革开放初，中国实行的是高度集中的外贸经营管理体制，进出口贸易由国营外贸公司垄断经营，企业基本上没有经营自，生产多少，出口多少都是由行政命令决定的。因此，在计划机制在经济生活中占主导地位的改革开放初期，进出口贸易发展地区差距比较平稳，呈现出缓慢缩小的趋势。1987年起，承包经营责任制开始在外经贸行业内推行，此举极大的调动了地方的积极性，各省份开始各显神通千方百计地增加出口创汇，有着优越的地理条件、良好的经济基础和优惠政策导向的上海、广东等沿海地区对外贸易进入了飞速发展的快车道。与此同时，中央实行的是从沿海向内地逐步推进的对外开放政策，广东、海南、福建、上海等东部沿海地区率先设立了经济特区，优先享受到了各项优惠政策，大量外商直接投资涌入东部地区，带动了东部地区加工贸易的发展，也进一步拉大了东部和中西部地区进出口贸易发展差距。因此，1987年开始中国进出口贸易发展地区差异迅速扩大。20世纪90年代初期，中国自沿海向内地的逐步开放政策渐入高潮，内陆地区的一些城市包括所有的内地省份和自治区省会城市都相继开放，逐渐形成了全方位的对外开放格局，各省份基本上都设立了不同类型的经济开放区，优惠政策得到普及。与此同时，中央政府对不断扩大的地区差距开始有所意识，将地区发展战略的重心转向地区经济的协调发展和地区差距的降低上，相继出台了一系列协调区域经济发展的战略政策，客观上阻止了地区进出口贸易发展差距的进一步扩大。所以，1996年后衡量进口和出口贸易发展地区差异的泰尔指数都相对平稳，波动较小。

其次，中国对外贸易发展地区差异与地区经济发展差异息息相关。根据魏后凯、范剑勇、朱国林等的研究，改革开放后中国的地区经济发展差异总体上处于“U”字型走势之中，1978-1985年地区经济发展差距明显缩小。地区经济发展差距的变动轨迹可以部分解释改革开放后中国进出口贸易发展差异的演变。为了进一步分析地区进出口贸易发展差异与地区经济发展差异之间的关系，本文选取了衡量进口和出口贸易发展差异的泰尔指数与衡量地区经济发展差异的泰尔指数进行回归分析，为了克服异方差性提高计量分析的可靠性，对所有的变量均取自然对数。1978-2005年进出口贸易发展地区差异与GDP差异的回归分析结果如下：

在上面的回归分析中，所有的变量都通过了显著性检验，F统计值、R2均在合理水平，对方程进行

Wald检验证明不存在异方差性。总体而言，方程的拟合效果良好。回归结果表明，1978-2005年间，进出口贸易发展地区差异与经济发展差异之间存在着显著的正相关关系，经济发展差异泰尔指数的自然对数每增加l％，进口和出口贸易发展差异泰尔指数的自然对数会相应增加0.84％和0.90％。

再次，各地区自身因素也是导致进出口贸易发展不平衡的重要原因。各省在基础设施、资源禀赋、人力资本、技术力量等方面均存在显著差异，而这些因素都会对其进出口贸易发展产生影响。为此，本文利用1978-2005年间省份相关数据的平均值进行相关性分析。

表1显示各省基础设施建设、人力资本、资本形成、技术力量、市场化程度、利用外资水平与其进出口贸易发展相关性很大，基础设施完善、人力资本和物质资本充裕、技术先进、市场化程度高、利用外资较多的省份进出口贸易发展也较好，而进出口贸易的发展又反过来促进其经济发展，资本积累和市场化程度也进一步提高，从而形成良性发展循环。因此，各省份自身因素的差异也是我国进出口贸易发展地区差异形成的重要原因。

二、进出口贸易发展总体差异的结构分解

接下来，本文分别利用泰尔指数和基尼系数对我国进出口贸易发展的总体差距进行地区结构分解和产业结构分解。

(一)地区结构分解泰尔指数是各地区进出口贸易额的加权几何平均，它具有表达差距的较好性质，可以将数据按照一定标准进行分组，然后将差距分解为各个组内和组间差距。泰尔指数又可写成：

其中m为组数，Sk是第K组的权重，Tk为第K组的泰尔指数。等式右边第一项是各个组泰尔指数的加权平均和，表示的是组内差距，第二项是用组的均值来表示的组间差距。于是，衡量总体差异的泰尔指数可以按东、中、西部地区分解为：

其中，TE、TM、TW分别表示衡量东、中、西部地区内部差异的泰尔指数；XE、XM、XW、X分别表示东、中、西部地区和全国总体的进口或者出口贸易额。式(5)中前面三项分别是东、中、西部地区内部的组内差距，最后三项是用组的均值来表示的组间差距。用T1表示组间差距，式(5)可以进一步表示为：

地区内部差异对总体差异的贡献率。贡献率的大小反映了该因素对总体差异的影响程度。

本文将全国30个省市(由于重庆市设立较晚，出于统计口径一致性考虑，仍将其并入四川省计算)按照国务院西部开发办公室的标准划分为东、中、西’部三大地带，计算出1978-2006年各地区对外贸易发展的泰尔指数，然后，将总体的泰尔指数按东、中、西部进行分解，把进出口贸易发展的省际差距分解成各亚地区内部的差异和各亚地区间的差异。

表2显示，中国进出口贸易的地区差异主要是由东部地区内部差异以及地区间差异引起的，相对而言，中部与西部地区进口和出口贸易发展差距对总体差距的贡献非常小，大多数年份其贡献率甚至不到2％。具体比较东部地区内部差距和区域间差距的贡献率，可以发现在大多数年份，地区间差距对总体差距的贡献率大于东部地区内部差距的贡献率，而且最近几年，地区间差距的贡献程度正在不断增大。

(二)产业结构分解接下来，本文借用基尼系数指标对中国进出口贸易发展省际差异进行产业分解。出于数据可得性和统计口径一致性考虑，仅对1993-2004年中国进出口贸易发展的省际差异进行产业结构分解。

定义进出口贸易发展基尼系数Gm，计算公式为：

其中Xi为某地区进口(出口)贸易额占全国总体进口(出口)贸易的比重，Wi为该地区的人口比重，Vi为各地区进口(出口)贸易额占全国总体进口(出口)贸易的累计比重。基尼系数可以按产业进行

口)贸易中所占比重，GK为单项产业进口(出口)的基尼系数。本文按照国际贸易标准分类，计算出1993～2004年中国进口(出口)贸易总体的差异以及初级产品和工业制成品分别对总体进口(出口)贸易基尼系数的贡献，计算结果见表3。

从表3可以看到，分产业来看工业制成品对总体进口和出口贸易基尼系数的贡献率不断增大，1992年工业制成品进口对总体进口贸易基尼系数的贡献率为85.57％，到2004年这一数值达88.12％。工业制成品出口对总体出口贸易基尼系数的贡献率更大，这一数值已经由1992年的84.88％，增大到2004年的94.37％。而初级产品对总体基尼系数的贡献率很小，而且呈不断下降趋势。这一方面是因为我国的进出口贸易结构发生了较大变化，制成品进出口贸易占总体对外贸易的比重显著上升，另一方面是由于制成品贸易的地区差异不断扩大，如2004年广东

省制成品进口和出口额分别为1470.62和1867.72亿美元，而仅为0.88和1.省略)

出差总结篇3

Abstract： Analysis of variance is the variance decomposition of the total variance of each component， and then uses significant test method to analyze and judge and make appropriate conclusions. This paper analyzes the basic content and the basic principles of analysis of variance and uses the SPSS software， combined with the knowledge of mathematical statistics to deal with real problems of single factor analysis of variance of rice leaves larvae A .

关键词： 数理统计；方差分析；单因素；SPSS

Key words： mathematical statistics；analysis of variance；single-factor；SPSS

中图分类号：O212 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2016）34-0219-04

0 引言

方差分析发明于20世纪20年代，英国统计学家

R.A.Fisher提出分析数据的误差来源检验总体均值有无差异的方法，即方差分析，也就是给出一个或多个自变量对因变量是否独立的初步判断。方差分析的理论简单，但计算量相对比较大。然而，随着计算机技术的不断发展，方差分析的优势日渐凸显。SPSS软件操作界面极为友好，功能强大，输出结果美观漂亮，适合用于常见的统计分析。因此，在这样的背景下，运用SPSS软件，结合数理统计中方差分析的相关知识，应用SPSS软件来对不同水稻品种百丛中A幼虫数进行方差分析就显得十分必要。

1 方差分析的概述

1.1 方差分析的基本思想

方差分析（Analysis of Variance，简称ANOVA），又称“变异数分析”或“F检验”，是用于两个及两个以上样本均数差别的显著性检验。复杂系统中各种要素及因素相互联系及制约。在这种关系下，研究得到的数据往往呈现波动形式。造成波动的原因可分成两类，一是不可控的随机因素，另一是研究中施加的对结果形成影响的可控因素。[1]方差分析的目标为经过数据分析判断敏感因素，因素间的相互影响，以及敏感因素的最佳值等。方差分析是在供对比的数组中，把数据间的总的“变差”根据相应的指定的变差来源进行分解的分析策略。对变差的度量，采用离差平方和。方差分析法即将可回溯到来源的部分分离差平方和从总离差平方和中分离出来中的一种非常重要的策略。如果假设检验在分析过程中被拒绝，则说明样本均值全部相等的假设不成立。在分析基础上进行更详细的分析能得到各均值之间的更多对比信息。

1.2 方差分析的基本条件

应用方差分析在应用之前有其前提条件，包括：

①随机性：各处理条件下的样本是随机的。

②独立性：各处理条件下的样本是彼此独立的。

③可比性：若资料中各组均数本身不具可比性则不适用方差分析。

④正态性：即偏态分布资料不适用方差分析。对偏态分布的资料应考虑用对数变换、平方根变换、倒数变换、平方根反正弦变换等变量变换方法变为正态或接近正态后再进行方差分析。

⑤方差齐性：组间具有方差其性才可应用方差分析。一般采用Bartlett法进行多个方差的齐性检验。

1.3 方差分析的假设检验

假设有N个样本，提出原假设H0，样本均数都相同，即？滋1=？滋2=…？滋N=？滋，且N个样本有共同的方差？滓2，则N个样本来自同一个总体。

通过构造F统计量，判断试验结果。如果试验条件中，伴随概率p值小于预先设定的显著性水平，则表示小概率事件发生，原假设，认为样本来自不同正态总体，试验条件下，因素A对总体有影响；否则，认为样本来自相同总体，试验条件下，因素A对总体没影响。

3 用SPSS进行单因素方差分析的应用实例

3.1 模型设计

调查不同水稻品种百丛中A幼虫的数量，数据如表2所示。分析水稻品种对A幼虫抗虫性是否存在显著性差异。表2不同水稻品种百丛中A幼虫数（个/100丛）。

调整分析数据变量格式，建立因变量“虫数”和因素水平变量“品种”，然后在数据编辑窗口中输入对应的数值。变量格式如图2所示。

3.2 分析过程和结果

①首先进行方差齐性检验：方差分析的前提是各个水平下的总体服从方差相等的正态分布。于是要用Homogeneity of variance test方法进行方差齐性检验，结果分别如表3，表4所示。

表3表明，5种不同的水稻品种中品种1百丛中A幼虫数量的最多，品种5百丛中A幼虫数量的最少，品种3百丛中A幼虫数量与总体均值相近。

由表4可以看出，不同水稻品种下方差齐性检验值为0.750，概率p值为0.580，明显大于显著性水平0.05，不应该拒绝零假设，认为不同水稻品种下百丛中A幼虫数量的总体方差无显著差异，满足方差分析的前提要求。

②方差分析结果：分析结果如表5所示。

表5是水稻品种对A幼虫数量的单因素方差分析结果。可以看到，观测变量A幼虫数量的总离差平方和为111.600；总变差中水稻品种可解释的变差为87.600，抽样误差引起的变差为24.000，它们的方差（平均变差）分别为21.900和2.400，相除所得的F统计量的观测值为9.125，对应的概率p值为.002

③多重比较检验。

观察分析结果得到总体均值间存在显著不同，接下来通过多重比较对每个水平的均值逐对进行对比，以判断具体是哪些水平间存在显著差异。通过之前的方差齐性检验可知本实例方差具有齐次性，因此可以采用检验敏感度较高的LSD方法和Duncan方法来进行多重比较检验，结果如表6和表7所示。

如表6所示，“[i]品种”为比较基准品种，“[j]品种”是比较品种。在平均数差值上会用“*”号表示有显著性差异的比较品种。于是，品种1与2、3和5之间存在显著性差异；2与1和4之间存在显著性差异；3与1和5之间存在显著性差异；4与2和5之间存在显著性差异；5与1、3和4之间存在显著性差异。

如果平均数在同一列，则平均数无显著性差异，反之有。5与3、4和1之间存在显著性差异。2与4和1之间存在显著性差异；3与5和1之间存在显著性差异；4与5和2之间存在显著性差异；1与5、2和3之间存在显著性差异。与LSD法得出的结论一致。

4 均值折线图

由图3可以看出，水稻品种1百丛中A幼虫数量的平均值大大高于其他品种，品种5百丛中A幼虫数量的平均值最低。

参考文献：

[1]余建英，何旭宏.数据统计分析与SPSS应用[M].北京：人民邮电出版社，2003：56-62.

[2]李爱军，刘兵.SPSS软件在统计辅助教学中的应用[J].滁州学院学报，2006，8（03）：114-116.

[3]林伟初.概率论与数理统计[M].上海：同济大学出版社，2009：153-159.

[4]印德中.SPSS在方差分析中的应用[J].中国现代教育装备，2011（17）：23-25.

[5]李玉毛.单因素方差分析在经济数据分析中的应用[J].赤峰学院学报（自然科学版），2012，28（2）：18-19.

[6]贾俊平，等.统计学[M].四版.北京：中国人民大学出版社，2009.

[7]曾五一.统计学导论[M].北京：科学出版社，2007.

出差总结篇4

关键词：服务贸易 贸易逆差 贸易结构

国际服务贸易开始发展以来，与货物贸易相比较，其发展更为迅猛。世界服务贸易进出口总额由1980年的7707亿美元增加到了2012年的84032.1亿美元，增长了9.4倍。与此同时，中国服务贸易自改革开放以来保持了较快的增长。1982-2012年，我国服务贸易进出口总额由44亿美元增长至4705.8亿美元，增长了近106倍。我国货物进出口总额由1982年的416.1亿美元增加到2012年的11545.5亿美元，增长了26.7倍。服务贸易的进出口总额增长速度快于货物贸易。2012年，我国服务贸易进出口总额再跃新台阶，突破4700亿美元，居世界第三位。同时，我国服务贸易1992年首次出现逆差，其中只有1994年实现6亿美元的顺差，之后一直持续贸易逆差。近年来，服务贸易总量在逐渐增加的同时，服务贸易逆差呈逐步扩大的态势。2012年，我国服务贸易逆差创下896亿美元的新纪录。

一、我国服务贸易的发展现状

1.服务贸易规模不断扩大

20世纪80年代初以来，我国服务贸易总量经历了从缓慢增长到快速增长的过程。1982年，我国服务贸易进出口总额还不到50亿美元，而2102年，服务贸易进出口总额高达4705.8亿美元，年均增长率为17.2%；服务贸易进出口总额占世界服务贸易进出口总额的比重由1982年的0.6%增加到了2012年的5.6%。同期，服务贸易出口总额由1982年的25亿美元增加到2012年的1905亿美元，年均增长率为15.7%；服务贸易出口额占世界服务贸易出口额的比重由1982年的0.7%增加到2012年的4.4%。服务贸易进口额由1982年的19亿美元增长至2012年的2801亿美元，年均增长率为19.9%；服务贸易进口额占世界服务贸易进口额比重由1982年的0.5%增长至2012年的6.5%。我国服务贸易进出口总额在2003年第一次突破1000亿美元，世界排名第九，进入世界十大服务贸易国行列。2009年，服务贸易进出口总额已增长到2867亿美元，位列世界第五位。2012年，我国实现服务贸易进出口总额4705.8亿美元，成为世界第三大服务贸易国。其中，服务贸易出口在世界的排名第五，而服务贸易进口的排名第三。

2.服务贸易持续逆差且逆差额逐步增大

1992-2012年间，我国服务贸易除了在1994年为顺差外，其余年份都为逆差，并且近年来逆差规模不断加大。由表2看出，服务贸易逆差先由2000年的58亿美元扩大为2004年的95亿美元，2005年服务贸易逆差首次缩减为93亿美元，这一趋势一直持续到2007年。2008年，受全球金融危机的影响，服务贸易逆差再次反弹为116亿美元。2009年是金融危机爆发的第一年，服务贸易逆差再次扩大为295亿美元。2010年，随着我国经济的复苏，服务贸易逆差额缩减为220亿美元。近两年，服务贸易逆差规模继续扩大。2012年，服务贸易逆差再创新高为896亿美元。

二、我国服务贸易逆差的原因

1.服务贸易结构不合理

近年来，我国服务贸易出口结构中以金融服务、计算机和信息服务、咨询、广告宣传等为代表的新兴服务增长明显。另一方面，传统服务如运输、旅游的进出口额在服务贸易进出口总额中比重仍持续上升。据统计，2012年，旅游服务贸易进出口总额1520亿美元，运输服务贸易进出口总额1247.7亿美元占服务贸易进出口总额的比重为分别为32.3%、26.5%，两者占据了服务贸易的大半壁江山。由表3可看出，2008-2012年，我国服务贸易逆差额累计高达2076亿美元。也不难看出，运输服务、旅游、保险服务、金融服务等对服务贸易差额的贡献不同。其中，运输服务在2008-2012年间连年逆差，并且逆差额不断增大，累计实现逆差1557.4亿美元，占服务贸易逆差总额的比重高达75.1%。由此可见，运输服务是我国服务贸易逆差的第一大来源。受金融危机以及欧债危机的影响，我国旅游服务出口激剧减少而进口不断增加，导致了旅游服务自2009年首次出现逆差后，逆差额保持不断上升的态势。2012年，旅游服务逆差额超过运输服务，构成服务贸易逆差的第二大来源。同期，保险服务、专有权利使用费和特许费分别累计实现逆差691.2亿美元、632.6亿美元，构成服务贸易逆差的第三大、第四大来源。除此之外，电影、音像和金融服务的逆差额之和为12.5亿美元，在我国服务贸易逆差的构成中占了很小一部分。

2.服务业发展滞后

服务业是一国发展服务贸易的基础，它对服务贸易的发展非常重要。在我国国民经济核算中，将服务业等同于第三产业。所以本文认为，服务业即为第三产业。我国服务业发展缓慢，一定程度上构成了我国服务贸易连续十多年出现逆差的原因。通常用服务业增加值占GDP的比重来衡量一国的服务业发展水平。由表4不难看出，2000-2012年，我国服务业增加值占GDP的比重总体上呈上升趋势，由2000年的39.0%增加到2012年的44.6%，年均增长41.7%。而主要发达国家服务业增加值占GDP的比重已超过70%。在中低收入国家这一比重平均为43%。由此可以看出，虽然我国服务业得到了较快的发展，但相对于发达国家，服务业增加值占GDP的比重仍然不高，表明我国服务业的发展空间仍然很大。服务业的发展跟不上服务贸易的发展，使我国服务贸易逆差状况没有得到根本改变。

三、推进我国服务贸易发展的对策建议

1.优化服务贸易结构

从对我国服务贸易结构的分析中可以看出，以旅游、运输服务等为代表的传统服务在我国服务贸易结构中仍然占据主要地位。因此，为使我国服务贸易逆差的情况有所改观，优化服务贸易结构很重要。一方面，要继续维持资源密集型、劳动密集型传统服务的比较优势，另一方面，也要重视知识密集型、技术与资本密集型的新兴服务贸易的发展，尤其加大发展生产的力度。

2.大力发展服务业

服务贸易的发展必然要依托于服务业的发展。在我国服务贸易持续逆差的情形下，发展服务业显得尤为重要。在继续保持劳动密集型、资源密集型服务业的传统优势的同时，重点发展知识密集型、技术与资本密集型的新兴服务业，如具有高附加值特点的计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费、金融服务等，达到劳动密集型、资源密集型的传统服务业与知识密集型、技术与资本密集型的新兴服务业协同发展的局面。此外，由于生产业对国民经济的运行起着重要的支撑作用，所有更要大力发展生产业，如现代金融等。

参考文献：

[1]宋雪莲.中国服务贸易逆差正在加大.中国经济周刊，2007年第3期，P46-47

[2]张金皞.关于我国服务贸易逆差的对策分析.北方经贸，2008年第5期，P49-51

[3]肖玉玲.我国服务贸易长期逆差原因分析及对策.改革与战略，2009年第2期，P143-144

出差总结篇5

【关键词】居民储蓄 地区差异 非参数检验 方差分析

一、引言

中国的居民储蓄和国民储蓄在发达国家和新兴市场国家中都是最高的。我国城乡居民人民币储蓄存款余额的年增加额在1991年至1996年、2000年至2003年、2007年至2009年期间具有明显的上升趋势。但是我国地区之间的储蓄相差较大，地区之间出现“两极”现象。由于储蓄是与经济增长紧密相连的，因此以正确的方法对不同地区的储蓄差异进行检验分析是十分重要的。

探究不同总体的位置参数或者尺度参数问题，当涉及多个样本的比较问题的时候，可以采用参数检验方法，常用的参数检验方法有方差分析等。但是方差分析是要假定总体的分布是正态分布。但是当先验信息或所分析的数据往往不满足方差分析的条件时，方差分析不能使用。如仍采用方差分析，那么对所分析的数据会作出错误的判断。所以当所分析的数据总体分布未知或者总体分布为非正态分布时，则可以使用非参数检验。

二、数据探查

（一）指标的选取

为了探究各地区储蓄情况的差异，我们将全国的6个行政区划分为东部、中部、西部三个区域，选取2001年到2011年10年间各地区的储蓄额进行分析，并通过价格指数进行调整，消除通货膨胀的影响，得到各地区的实际储蓄额。

（二）箱线图

作为一项非常实用的EDA技术，箱线图可以利用5数总括将几个批的数据平行显示，从而对东部、中部、西部的城乡储蓄额的数据特点进行比较分析。运行R软件作图得到三个地区的储蓄额的箱线图。

从图1可以看出，三个地区的实际储蓄额相差较为悬殊。东部地区的实际储蓄额明显偏高，东部的中位数高于西部和中部地区的中值甚至上四分位数。此外，根据箱线图的长度（即四分展布）可以看出，西部的数据值是最密集的，东部地区的数据则相当分散。

三、非参数检验

（一）Kruskal-Wallis检验

要分析东部、中部、西部实际储蓄量的水平差异，可以通过比较三组数据的中位数进行分析。Kruskal-Wallis检验是由1952年Kruskal和Wallis二人提出的，可以运用到3个或更多组检验的方法：首先，将多组样本混合起来求秩，再按样本组求秩和，遇到相同观测时，采用平均法定秩。

需要检验的假设为：

H0：3个总置相同，H1：3个总置不同。

设xij代表第j个总体的第i个观测值，nj为第j个总体中样本的重复次数。将所有数据从小到大排列，最小秩为1，最大值的秩为n=n1+n2+......nk，如果有相同秩，则采用平均秩。令Rij为观测值xij的秩，则每个观察值的秩如表1所示。

四、参数检验

（一）正态性检验

由于方差分析要求被检验的样本服从正态分布，所以应对样本进行正态性检验。这里我们采用Shapiro-Wilk检验对数据进行检验，检验结果如表2：

五、分析总结

三种检验的结果都是能拒绝原假设，我国东部、中部、西部的实际储蓄额有差异。且检验结果都和结论都与利用EDA技术对数据探查的结果一致，所以检验的结果真实可信。

但是通过比较三种检验方法的伴随概率（P值）可知，三种检验方法的伴随概率相差较大。由于方差分析的伴随概率最小，所以方差分析检验的效果最好，因此当数据服从正态分布时应该采用方差分析对数据检验。当所分析的数据总体分布未知或者总体分布为非正态分布时，则可以使用非参数检验。使用非参数统计对数据进行检验可以减少模型偏差，由于非参数方法完全从数据本身获得所需的信息，无需对总体分布强加假定条件，可以选择与数据最为匹配的模型，从而纠正了传统参数方法可能导致的模型偏差。其次，非参数方法的核心是秩，其含义直观，易于理解。

此外检验结果也可以看出，Jonckheere-Terpstra检验的效果较好要优Kruskal-Wallis检验，Jonckheere-Terpstra检验不仅对多个样本的位置一致性进行检验，对样本位置所呈现的上升和下降趋势进行判定。通过Jonckheere-Terpstra检验，我们可以得知东部的实际储蓄额最高，中部次之，西部的实际储蓄额最低。因此，它提供的信息量要多于Kruskal-Wallis检验。

参考文献

[1]张建华，戴静.中国居民储蓄地区差异分析——基于回归的分解.中华外国经济学说研究会第19次年会暨外国经济学说与国内外经济发展新格局会议文集.2010（10）：485-492.

[2]王星.非参数统计[M].北京：清华大学出版社，2009：124-135.

[3]汤银才.R语言与统计分析[M].北京：高等教育出版社，2008：225-232.

出差总结篇6

内容摘要:本文以凯恩斯的绝对收入假说为理论基础,构建城镇、农村、城乡以及各省市间收入差距对总消费影响的计量模型,定量研究了中国城乡居民收入差距对总消费的影响效应。并在杜贝森的相对收入假说理论基础之上,对计量模型进行了改进。研究结果表明:中国城乡居民收入差距对总消费的影响效应在1995年前后发生了明显的结构变化。20世纪80年代早期到90年代中期,适当地扩大过低的城镇居民以及城乡居民间的收入差距有助于促进总消费的增长,与此同时,农村居民间以及地区间的收入差距过大,缩小农村以及地区间的收入差距可进一步提高总消费。而此后城镇居民收入差距对总消费的负效用开始显现,此时必须把提高居民收入的重点放在城镇居民中的低收入阶层。

关键词:收入差距 总消费 计量模型 基尼系数

收入差距对总消费影响效应研究的现实意义及理论意义

(一)现实意义

消费需求是经济增长真正和持久的拉动力量,而消费不足一直是我国经济运行中的难题。最终消费分为政府消费和居民消费,最终消费率偏低可能的原因有:政府消费率不低而居民消费率偏低;居民消费率不低而政府消费率偏低;政府消费率和居民消费率都偏低。我国政府消费率基本与国际平均水平接近,我国最终消费率偏低是由居民消费率偏低造成的。因此扩大消费需求不是要扩大政府消费而是要扩大居民消费。而如何提高居民消费率,促进国内居民总消费需求的增长,从而促进国民经济的良性循环,是目前中国经济发展面临的重要问题。

在居民消费不足的同时,我国也面临着社会各阶层群体间的收入水平差距过大,分配体系总体结构失衡的问题。改革开放以来,我国居民收入水平虽然有了较大提高,但不同社会阶层之间、不同行业之间、不同地区之间、城乡之间的收入差距不断扩大,贫富悬殊。缩小收入差距是否可以同时缓解中国经济当今面临的低消费以及过大的收入差距这两大严峻挑战,以及缩小哪类社会群体间的收入差距可以达到此目的这一问题对当前中国经济的健康稳定发展起着重要的作用。因此,研究收入差距对总消费的影响效应具有重要现实意义。

(二)理论意义

收入差距对消费的影响效应,在现有的西方消费理论中找不到现成的明确结论,他们之间的关系隐含在消费函数逻辑推理的背后。凯恩斯在其1936年出版的《就业、利息和货币通论》中,讨论了最早的消费函数理论。这一消费理论又被称为“绝对收入假说”,其主要观点是:在消费与收入的关系中,消费者的消费支出取决于其收入的绝对水平C=α+βY。同时也表明,平均消费倾向会随着收入的增加而减少,即一个人的收入越高,消费在其收入中所占的比例越小。这就意味着收入差距扩大会对消费产生负作用。

1949年美国学者杜森贝提出了相对收入假说,认为消费者之间存在“示范效应”,而消费本身存在“棘轮效应”。根据示范效应,收入差距越大,示范效应越大,通过消费来维护自己自尊和社会地位的压力越大,进而增加消费。根据棘轮效应―消费的不可逆性,收入差距扩大会促进消费。之后发展起来的生命周期假说和持久收入假说本质雷同,均认为微观主体消费的目的是为了增加效用,因此其消费函数都建立在消费者效用最大化的基础上,理性的消费者不仅会根据当前收入,而且会根据预期的未来收入等信息来选择一生的消费,使之服从一条比较平稳的最优消费路径。在这种情况下,无论一生总收入是多少,平均消费倾向都不会变,因此收入差距不会影响消费。然而,在广义的生命周期假说中,考虑了遗赠动机后,根据函数逻辑推理,收入差距对消费的影响取决于消费边际效用的弹性与遗赠边际效用的弹性之间的相对大小,而二者之间的大小仍未有准确的估计。之后的预防性储蓄假说和流动性约束假说是对生命周期和持久收入假说的修正,这虽然会改变消费函数的某些特征,但其对之前阐述的收入差距对消费的影响效应不会产生很大影响。当前,西方消费理论仍不能明确收入差距对消费的影响效应。因此,研究收入差距对总消费的影响效应也具有理论意义。

城乡居民收入差距对消费影响效应实证分析

(一)中国城乡居民收入差距度量

本文从《各地区居民收入基尼系数计算以及非参数计量模型分析》以及中国居民收入分配报告中直接得出1980-2007年中国东、西、中、东北部地区的城镇基尼系数以及农村基尼系数。文章利用中国统计年鉴中的数据,采用计算基尼系数的比例法(其中Iu为城镇居民收入占总收入的比重,Pu为城镇人口占总人口的比重)计算出1980-2007年中国东、西、中、东北部四地区城镇居民间收入差距的基尼系数。具体数据见图1、图2。

从图1与图2可以看出,城镇基尼系数整体上呈现上升的态势,且上升速度快,坡度陡峭。1990年以前,城镇基尼系数比较平稳,大体稳定在0.16左右,1990-2000年城镇基尼系数开始增大,进入2000年后,城镇基尼系数出现了猛然的骤增。可见,近十多年来,我国城镇居民收入分配明显恶化。

从地区差异角度来讲,四个地区在城镇居民收入差距上差异明显不大,都以同一态势增长。说明四个地区间收入的差异在城镇居民生活上体现不明显。

农村居民的基尼系数见图3,农村基尼系数四地区间的均值与方差见图4。从图3与图4可以看出,农村居民的基尼系数也是逐年递增,但增速小于城镇基尼系数。在20世纪80年代初期有一小段明显的下降时期,在90年代初期有一小段明显的加速上升时期,其余阶段比较平稳。但总体上,农村基尼系数值要大于城镇的基尼系数值。四个地区在农村基尼系数地区差异上也不是很明显,不过从图3可以看出农村居民的收入差距受地区差异影响要大于城镇居民。其中东北地区的变动趋势明显与其他三个地区不同,波动幅度更大。因此,各地区间的收入差异对农村居民生活的影响较为明显。

城乡间的基尼系数见图5,城乡基尼系数四地区间的均值与方差见图6。从图5和图6可知,城乡基尼系数也是总体上逐年上升的,但上升幅度远不如城镇以及农村基尼系数的上升幅度大,且其振动幅度比较大。1980-1989年这10年间城乡基尼系数先上升后下降,经历了一次峰值,而1990-1999年这10年间城乡基尼系数有两次比较明显的波动,经历了两次谷值。进入2000年,城乡基尼系数开始趋于平稳,稳定于0.54左右。地区差异在城乡基尼系数上表现得比较明显,从图5可以看出,东北地区基尼系数值波动的幅度很大,而东部地区的变化趋势相对平缓。因此,从基尼系数角度讲,地区间的收入差异主要表现在城镇以及农村居民的生活差异上。

因此,单从中国居民收入差距这二十几年的波动趋势角度来讲,城镇居民间的收入差距近10年来正高速递增,逐年恶化,而农村居民间的收入差距、城乡收入差距以及省际间的收入差距在近10年趋于稳定。其中农村居民收入差距以及省际间收入差距的数值相对合理,但城乡间收入差距的数值过大,超过世界银行的警戒线。

(二)计量分析

在建立经济计量模型时,考虑影响消费需求的因素众多,主要有收入因素、物价因素、收入差距因素、地区差距因素、消费观念差异因素等。在考察收入差距对总消费需求的影响关系时,必须考虑其他因素的影响。因此本文建模时,把收入以及收入差距因素作为外生变量,而计量模型中的随机干扰项则可以用来反映那些由于物价因素、地区间差异、消费观念差异等次要或难以衡量的因素所导致的消费差异的影响。

结论分析与政策建议

(一)结论分析

利用凯恩斯的绝对收入假说以及杜森贝提出的相对收入假说消费函数理论,在我国居民实际收入以及实际消费数据的基础上建立的计量模型不仅通过了经济意义检验,而且通过了统计以及计量经济学检验,且计量结果较符合现实情况,因此可以说这两种假说比较符合我国居民收入差距现状。

计量模型结果表明:1995年为结构分界点。1995年以前,消费的“棘轮效应”更显著,但总收入对总消费的弹性系数略小于1995年后的值,说明1995年以前,收入中用于消费的部分小于1995年之后的比例,大部分还是用于储蓄,但消费量正逐年随着前期消费的增长而迅速增长,进而导致1995年以后0.62的收入消费弹性系数。此后,消费惯性的作用减弱,说明总消费开始趋于平稳。1995年以前,城镇居民收入差距以及城乡居民收入差距均正作用于总消费,而农村居民收入差距负向地影响着总消费量,说明1980-1995年间,城镇居民以及城乡居民间收入差距还比较小,但农村居民间的收入差距过大,因而在此期间,应扩大城镇居民收入差距以及城乡居民收入差距,有利于消费的增长,但同时应缩小农村居民收入差距。1995年后,只有城镇居民收入差距显著的影响总消费,且是负向影响,但其影响力度小于1995之前。说明1995-2007年间,城镇居民收入差距已增长并且数值过大,而城乡和农村居民收入差距已趋于稳定。此时缩小城镇居民收入差距有利于消费增长。从地区收入差距角度来说,1995年以前地区收入差异显著的负向作用于总消费量,但1995年之后,地区收入差异对消费的影响不显著。这说明1980-1995年间,地区间收入差距比较大,此时应缩小地区间收入差距,促进总消费。1995-2007年间,地区间收入差距缩小并且趋于稳定,此期间影响消费的主要是地区间不同的消费习惯、人文政策等。

此外,无论是改进前的还是改进后的计量模型,1980-1995年间还是1995-2007年间的计量模型,均存在严重的异方差现象。因而有必要就总消费量与中国居民收入差距间的异方差现象进行分析。1980-2007年城镇居民、农村居民以及城乡居民间收入差距的自然对数值与总消费支出的自然对数值间的关系见图7。

从图7可知,随着城镇居民基尼系数的增加,总消费量先是由低于总消费均值上升到高于总消费均值,然后再次下降,之后又经历了由低到高的阶段,最后再次下降到均值以下,因此为促进总消费,最佳的城镇居民收入差距值应控制在0.17-0.18以及0.22-0.26左右。当农村居民收入差距在0.23-0.24左右时,总消费量普遍位于均值上方,随着收入差距的扩大,到0.30-0.32左右时,总消费量下降到均值下方,之后进一步扩大农村居民收入差距,总消费量分布比较分散,异方差现象严重,因此为促进总消费,最好将农村居民收入差距控制在0.23-0.24左右。将城乡居民收入差距由0.48提高到0.52之后,总消费的分布呈两极化分布,且两极化现象严重,当城乡居民收入差距达到0.52之后,高收入阶层的总消费量开始下降,而同时低收入阶层的总消费量也在下降,因此从促进总消费的角度来讲,最好将城乡居民收入差距值控制在0.48-0.52期间。

四个地区间城镇居民、农村居民以及城乡居民间收入差距的自然对数值与总消费支出的自然对数值间的关系见图8。从图8可知,地区间收入差距与总消费间总体上呈现出单调递增型异方差性现象,说明当各地区间收入差距较小时,总消费量集中分布于均值左右,当地区间收入差距扩大到较大时,各收入阶层的总消费量较为分散,且随着地区间收入差距的扩大,总消费量的分散现象即异方差现象更加严重,再加上总消费均值随着地区间收入差距的扩大呈下降趋势,因此为促进总消费,应将地区间收入差距控制在较低水平。

(二)政策建议

结合基尼系数走势以及计量模型结果可知:近十多年来,城镇居民收入差距明显拉大,并导致了总消费量的增长缓慢。同时,进入2000年以来,农村居民收入差距以及城乡间的收入差距均趋向于稳定,农村居民收入差距大概稳定在0.35左右,而城乡收入差距稳定在0.54左右,其中虽然农村居民收入差距值不是位于促进总消费的最佳区间内,但根据世界银行的标准还相对合理,但城乡居民间的收入差距值既超过了促进总消费的最佳水平,也超过了世界银行的警戒线。因而虽然1995年后城乡居民收入差距对总消费的影响不显著,但仍应进一步加大力度缩小城乡间的收入差距,将其控制在0.4以下。同时为了促进总消费,政府也应加大力度进一步缩小城镇间的收入差距,最初目标将其控制在0.22与0.26之间。

因此,政府在扩大居民收入进而增加居民消费时,应大部分增加城镇居民中低收入阶层的收入以及农村居民和贫困地区居民的收入,以有益于总消费量的增长。

以上结论分析以及政策建议说明1995年的经济体制改革略见成效,1995年后农村居民收入差距已缩小且趋于稳定,城乡居民收入差距也趋于稳定,地区间的收入差距呈逐年缩小的态势,但同时我国城镇居民收入差距扩大速度过快,且城乡居民收入差距值过高,这两点仍需政府部门继续提高重视。政府近两年在扩大内需过程中,主要瞄准农村地区,视农村地区为促进消费和扩大内需的重点目标并继续加强“三农”工作的政策是正确的,但同时,政府也应将扩大内需政策向城镇居民中低收入阶层倾斜。此外,虽然地区间收入差距已缩小,但为了扩大内需,政府应采取措施进一步缩小地区间的收入差距,尤其是促进极其贫困地区的发展。但重要的是,政府应认识到利用各地区的自身比较优势来发展当地的经济,从而提高其平均收入水平。

参考文献:

1.蔡生.弹性分析在经济应用中的作用.沈阳大学学报,2001.6

2.陈昌兵.各地区居民收入基尼系数计算及其非参数计量模型分析.数量经济技术经济研究,2007(1)

出差总结篇7

关键词：双顺差；GDP；经济增长

中图分类号：F832.5

文献标识码：A

文章编号：1003－9031（2007）11－0053－05

一、前言

双顺差主要指经常项目和资本金融项目顺差，本文主要取其和为双顺差。自从布雷森顿体系的确定后，国际上对外汇储备的研究开始重视起来，盛行于20世纪60年代和70年代，这段时间内包括Heller（1966）、Miller与Orr（1966）、Kenen与Yudin（1965）、Frenkel（1974）、Iyoha（1976）以及Frenkel与Jovanovic（1981）等在内的众多文献从理论和实证两个方面对外汇储备做了大量的研究，奠定了外汇储备决定的理论和实践基础。Frenkel(1974)运用“回归分析法”，实证结果表明发展中国家外汇储备需求对国际贸易额变动的弹性要大于发达国家。Iyoha(1976)的检验结果表明发展中国家的外汇储备需求量与预期出口收入、进口支出的变动率、持有外汇资产的利率以及一国经济开放程度等四个变量呈正相关关系。Aizeman和Marion(2003)运用面板数据对122个发展中国家的实证分析表明外汇储备与人口总数、经济总量、商品和服务贸易规模有显著的正向关系。20世纪90年代以来，对外汇储备研究越来越重视。特别是亚洲金融危机期间，持有较大外汇储备的中国、新加坡、中国台湾等国家和地区在危机期间受到的冲击相对较小，这使得外汇储备问题再次成为关注焦点。[1]

中国和美国是当今世界上最令人注目的两大经济体，影响着世界经济发展的大势，中美之间的贸易问题长期以来引起了世界各国的广泛关注。近年来，中美贸易格局基本上是以中国整体对外贸易顺差不断上升，资本流入不断增多，美国整体贸易对外逆差不断攀升为基本背景。这一贸易格局引起了美国政府界、商界和学界的极大关注，对中国的持续双顺差施压，要求人民币大幅度升值，一些学者认为中国的双顺差是引起全球国际收支失衡的主要原因之一，并对中国经济发展也会产生不利影响，因此，他们认为中国应使人民币较大幅度升值。韩国首尔大学全球商业和金融研究中心主任Yung Chul Park和Barry.Eichengreen（2006）把全球失衡问题的重点放在亚洲。他们认为，中国的双顺差是造成全球国际收支失衡的一个最主要根源。日本经济研究中心主席Midsuhiro Fukao（2006）认为中国应该减少双顺差，阻止双顺差持续扩大，那不利于中国经济发展。[2]张斌、贺冰（2006）也认为中国巨额的外汇储备不利于中国经发展，使得内外部经济发展不平衡。[3]日本国际协力银行副主席FumioHoshi（2006）则提出了相反的观点，认为中国没有必要使人民币不断升值，降低双顺差，那有可能为中国带来许多问题。Lane与Buke（2001）认为双顺差与GDP具有正相关。本文则利用我国1990-2005年实际利用外资额、进出口总额和GDP的具体数据及一定的计量方法，对我国双顺差对其经济增长的贡献进行实证分析。

二、双顺差对我国经济发展的主要作用

（一）促进了我国对外贸易的发展

改革开放以来，随着生产国际化分工的发展和我国对外开放的深化，我国加工贸易得以快速发展，其进出口总额从1995年的2808.6亿美元增加到2005年的14219.1亿美元，增长了5倍多。实际利用外资额从1995年的481.33亿美元增加到2005年的1925.93亿美元，这些资金为我国企业走向世界提供了重要条件，有利于促进我国对外贸易的不断发展、壮大。因此，双顺差对我国对外贸易的发展起到了巨大推动作用，进而推动了我国经济发展。

（二）增加了产出和就业

改革开放以前，我国基本上处于封闭状态，经济发展缓慢，失业率高，严重制约了社会发展。改革开放后，随着贸易和资本的逐渐开放，经济发展越来越快，吸引外资越来越多，进一步促进了经济的发展，使得出口不断增长，贸易顺差持续增长。我国外汇储备的增长增强了外国投资者信心，是对外借款、吸引外资的重要保证。与此同时，双顺差也有利于产业结构和就业结构的改善和升级。例如，大量外商企业投资我国，越来越多的外商投资在我国创办企业，外资企业吸收的劳动力数量逐年增加。由1985年的6万人增加到2005年688万人，年均增长32万人。

从图1可以看出，双顺差使得人民币供给增加，人民币供给增加将降低利率，进而使投资扩大，投资的扩大有助于产出的增加和就业的增加，就业的增加为社会发展提供了良好的社会环境；产出的增加将降低消费品价格，从而使实际收入增加，实际收入增加就有助于消费需求的扩大，通过消费需求的扩大拉动经济增长。

（三）增加了货币供给

在开放经济的条件下，无论是经常项目顺差，还是资本金融项目盈余，都会通过外汇储备增加带来货币供给的增加，进而引起储蓄的增加，因此双顺差的增加会使储蓄不断提高。储蓄将转化为投资，因而储蓄的提高将使投资增加，投资的增加会加快经济的增长。由于净出口（NX）=储蓄（S）-投资（I），净出口是实际汇率的函数，因此储蓄的增加会引起实际汇率下降，进而使我国产品变得相对便宜。如图2：

从图2可以看出，投资需求下降使国内投资从I1下降到I2。结果，用于兑换成外国通货的人民币供给从S－I1增加为S－I2。人民币供给的增加使均衡的实际汇率从r2下降到r1。汇率的下降有利于增加出口，进而推动经济发展。

三、双顺差对世界经济发展的作用

我国的发展离不开世界的发展，世界的发展也需要我国的进一步发展。从图3可以看出，我国经济增长有助于进出口高速增长，出口有助于降低发达国家的消费品价格，从而可以降低这些国家的消费品价格和提高实际收入水平。而且我国的低价出口有助于抑制世界性通货膨胀风险、进口有助于增加世界总需求，从而推动世界经济增长。外资企业在华投资可以改善其经营状态，这对发达国家资本市场是利好消息。此外，我国外汇储备形成对美国债券市场投资，这一投资一方面对美国财政赤字起到了融资作用，另一方面通过抑制长期利率的上升推动了美国经济的增长。最后我国对欧美发达国家的融资间接推动了他们的对外投资。我国对欧美金融市场的投资为短期低利率投资，而发达国家的对外投资为高收益长期投资，因此发达国家可以享受二者之间利差。我国经济增长使得外资企业增加，外资企业的收益也将改善，进而增加发达国家的国民收入。

四、样本的选取和实证分析

（一）样本的选取

20世纪90年代以来，我国经常项目、资本和金融项目差额大部分年份处于顺差，经常项目在1988、1989、1993年处于逆差，金融和资本项目在1992和1998年出现了逆差，双顺差在1989年为负，主要是1989年国际国内出现了较大动乱引起的；双顺差在1997年出现了大幅下降，主要是由于1997年亚洲金融危机影响，使得资本和金融项目出现了较大逆差；自1992年以来，外汇储备一直处于较快增长。

伴随贸易和引资政策的调整，我国每年吸纳的外汇储备量开始出现大幅度攀升，总体呈扩大趋势。从表1可以看出，有3年的外汇储备变动特别值得关注：一是1992年，外管局对外汇储备的统计口径进行了调整，外汇储备的统计以央行的外汇结存为标准，不再将中国银行的外汇结存列在其内。可以说，外汇储备统计口径的缩小是该年外汇储备减少的主要原因。二是1994年，我国外汇管理体制改革的一项重要举措是取消外汇分成，实行银行结售汇制。外贸企业经营和周转的外汇，在短期内必须结售给指定经营外汇业务的银行，而银行的二级储备功能受最高持汇规模的限制，对所结外汇的吸纳和缓冲能力极为有限，所以大规模的结汇压力迅速通过外汇市场施加于中央银行，而且该年国际收支的高额顺差也使央行结汇的压力进一步增大。在这两方面因素的作用下，央行当年的外汇储备结存304亿美元，比上年猛增143%，此效应一直延至其后的2-3年。三是2002年，随着上述政策变动对央行外汇储备影响的逐步弱化，外汇储备继续大幅度增加的主要原因无疑是国际收支双顺差带来的结汇压力。该年国际收支的顺差额达677.1亿美元，而外汇储备则增加了742.4亿美元，这意味着央行平均每天被动“吃”进的净外汇达2亿多美元。客观地说，国际收支大额顺差转变为央行外汇储备的过程，对于缓解人民币的升值压力确实起了不可估量的作用。如果没有央行吸纳外汇储备的政策，人民币汇率走势无疑会更加坚挺。

从上面的分析可以看出，我国多年来的双顺差为经济的快速发展起到了重要的作用，因此，如果我们一味的提高人民币价值，降低双顺差可能会对我国经济的可持续发展产生不良影响。为了说明这一点，本文考察了1987-2006年双顺差与国内生产总值的数据，检验了双顺差与国内生产总值的关系。本检验以GDP为因变量，双顺差（DS）为自变量。使用的数据是来自中国统计年鉴（GDP）按当年人民币和美元的平均汇率换算成了美元）和中国外汇管理局。为了便于计量分析，对1989年双顺差进行调整，把双顺差负数取绝对值。所有的数据处理都用统计软件Eviews5.0完成。

1．对时间序列数据的检验

（1）协整分析与误差修正模型。经检验数据平稳，为了克服因回归使得结果无解释意义的缺陷还需要采用误差修正模型（ECM）分析数据的性质。误差修正模型的优点在于提供了揭示长期关系和短期关系调节的途径，包含了非稳定的单整变量之间存在的一种长期均衡关系，即协整关系。协整反映的变量虽然有各自长期波动规律，但它们之间存在着长期稳定的均衡关系。根据协整理论，只有同阶单整的序列之间才可能存在协整关系。

检验结果表明DS的短期变动对GDP存在正向影响；模型中的误差修正系数为-0.278248，说明双顺差与我国国内生产总值的长期均衡机制对GDP的变化具有一定的制约作用，每年GDP值与其长期均衡值的偏差中有27%被修正。总的看来，模型数据的统计性能良好，具有较好的经济学意义。

（2）格兰杰因果检验。基于单个数据的时间序列分析虽然可以证明GDP与DS之间存在的同向或反向变化的相关关系，但是并不能证明两者之间的因果关系，即GDP增长是由DS引起的，或DS增长是由GDP引起的；或者两者互为因果关系。目前国际上解决这一问题使用最广泛的方法是格兰杰因果关系检验。

格兰杰检验结果表明在最优滞后期下双顺差与我国经济增长是相互促进的。一方面，经常项目顺差（主要是贸易顺差）说明我国出口大于进口，通过扩大出口来拉动我国经济增长；而资本和金融项目顺差（主要是通过外国的直接投资）则说明外资流入我国构成了我国国内总投资的一部分，这实际上相当于增加了我国的有效需求；有效需求的增加会形成连带的乘数效应，从而推动我国经济增长。另一方面，GDP也构成了DS的因，说明我国快速的经济增长也为经常项目顺差、资本和金融项目顺差创造了条件，我国经济的快速增长促进双顺差扩大。

建立回归模型：

其中，模型（1）用以检验双顺差对国内生产总值的影响，模型（2）则用来估计国内生产总值对双顺差程度的影响。其中，lnGDPt表示当期的实际国内生产总值并取自然对数；lnDSt表示当期的实际双顺差数额并取自然对数，lnGDPt-1和lnDSt-1分别表示前一年的实际国内生产总值和双顺差数额并取自然对数。当期的DS变量解释的是双顺差在短期内的需求拉动效应，而滞后GDP和DS变量解释的是GDP的长期效应和双顺差长期的供给效应。

根据模型（1），对双顺差是否促进经济增长进行计量检验。得到以下回归结果：

lnGDPt=1.309668+0.768956lnGDPt+0.045759lnDSt+0.105220lnDSt-1

（0.747109）（0.048294） （0.048294）（0.051028）

R2=0.957371R2=0.949378F=119.7763

D．W=2.662874

该模型能反映出双顺差对国民生产总值的影响。从回归结果可以看出，两者有明显的正相关关系，双顺差对经济发展有显著作用，不管是前一期的双顺差还是当期双顺差都会促进当期经济增长。总之，双顺差对经济发展具有明显的促进作用。

利用模型（2），对我国的双顺差是否促进经济增长经济计量检验。检验结果如下：

lnDSt=-6.729973+0.384272lnDSt-1+1.161080lnGDPt- 0.023922lnGDPt-1

（3.748626） （0.272758）（1.225397）（1.109965）

R2=0.764177R2=0.719960F=17.28247

D．W=1.922147

从检验结果可以看出，此模型具有较好的拟合优度，且自变量回归系数的显著性较强。前一期的GDP通过影响前一期的DS和当期的GDP间接影响本期的GDP。的回归系数为1.161080，说明国民经济每增长一个百分点，将引起双顺差增加1.16个百分点。可见，我国经济的快速增长对双顺差的扩大有巨大贡献。

以上计量分析在经济学上的意义是，当出现双顺差时，我国的国内生产总值将出现更快速度增长。同样，国民经济的增长也会使双顺差越来越多。

五、结论与建议

本文通过1987-2006年我国的双顺差和国内生产总值，双顺差对我国国内生产总值影响进行实证分析。测算的结果表明，双顺差有利于我国经济的增长，推动我国经济发展，改善生存环境，增强外部竞争的影响力；同时，我国经济增长也会扩大双顺差。

基于以上的实证结果，笔者认为，在目前情况下，我国不应该过快提高人民币价值（人民币升值），降低外汇储备，那样可能会减缓我国经济发展速度，造成大量失业；而且要在双顺差的背景下不断改善经济结构，加快基础设施建设，完善社会保障和医疗制度以及让大量中国企业走出国门提高其竞争力，要把资金流入与引进技术、管理、人才结合起来，充分发挥双顺差的综合优势。

参考文献：

[1] 郭梅军，蔡跃洲.中国外汇储备影响因素的实证分析[J].经济评论，2006，（2）.

[2] 王世华，谭小芬.“全球国际收支失衡：亚洲和欧洲的观点”综述[J].国际经济评论，2006，（5）.

[3] 张斌，贺冰.从高额外汇储备反思中国经济发展[J].国际经济评论，2006，（3）.

Impact on China Economic Growth by Double Surplus Based on Empirical Research

FAN Dong-jun

（Guangxi Normal University School of Economics and Management，Nanning 541004，China）

Abstract:This paper discusses the relationship among China’s double surplus and GDP during the period from 1987 to 2006 by using time series analysis method. It shows China’s double surplus is core factor affecting the growth of GDP, at the same time, it plays a vital role in the Chinese economic development. China should continue to maintain the double surplus, it can not be too fast to reduce double surplus by raising the value of the Renminbi. China's double surplus for the economic development of China and other countries in the world will be beneficial under the present situation.

Key Words: Double Surplus；Gross Domestic Product；Economic Growth

出差总结篇8

关键词：净出口 贸易 利益链 Matlab

一、引 言

贸易顺差一度成为各国对外贸易的首要追求和目标，但绝对地扩大贸易顺差是否能够真正地增加一个国家的经济实力却成为国际贸易领域争论的重点。本文就一国贸易顺差对金融发展的影响进行多方面多角度分析，并结合中国实际情况进行模型验证和对策研究。

二、文献综述

关于贸易平衡问题已有的参考文献主要围绕导致中美贸易顺差的原因。Lardy（1998）认为中美贸易顺差是结构性的，反映亚洲新兴工业国整体状况的改变。Shunli Yao（2000）认为，忽视香港特区在中美贸易中的作用将会夸大美国在美中贸易中遭受的逆差损害，给予中国永久正常贸易关系（PNTR）地位是加强中美贸易关系的实质性举措。李玉梅（2012）通过实证分析得出，美国对华贸易逆差与美国对华直接投资存在正向的长期均衡关系，中美贸易顺差随着美国对华直接投资的增加而不断扩大。施炳展基于产品广度产品价格和产品数量的分解，对中美顺差问题的原因进行实证分析，得出结论：中国对美国出口增长的70%归结为产品数量的增长。现大部分研究主要集中在对中美贸易顺差原因的分析上，就顺差带来的具体影响相关分析较少。本文主要就贸易顺差对中国金融领域的具体影响进行定性与定量相结合的分析。

三、模型的建立

（一） 贸易顺差有利影响链模型

1.贸易顺差的有利影响分析

重商主义者认为国际贸易量是不变的，因此一国通过贸易之所得，必然是对方国家之所失，所以鼓励一国在对外贸易中保持贸易顺差。该理论思想有不足之处，但也有一定合理解释因素。因此正说明贸易顺差的有利影响往往更为明显，并且曾一度被认为是改善国内经济水平的主要途径之一。

贸易顺差的主要影响可以分为以下四点：1.贸易顺差促进经济增长，有利于经济总量平衡。2.贸易顺差有利于实施较为宽松的宏观调控政策。3.贸易顺差加强了抗击国际经济风险的能力，有助于国家经济安全。4.贸易顺差增加了外汇储备，增强了综合国力，有利于维护国际信誉，提高对外融资能力和引进外资能力。这些有利影响的根源在于贸易顺差即出口量大于进口量对国内产业量的直接影响。主要数据变化为：贸易顺差出口进口 本国货币购买量下降外国货币购买量上升本国进口产业发展 进口产业产值增加股票上涨。

2.模型I

从以上分析中，我们可以得知净出口x与股票s存在正相关关系。

（二） 贸易顺差弊端影响链模型

1.贸易顺差的弊端影响分析

贸易顺差能够带来一系列有利影响是早已被证实的，但贸易利差过大带来的不利影响也渐渐被关注，因而中国的四大经济目标之一就是维护对外贸易均衡。

贸易顺差带来经济的不利影响主要分为以下四点：1.贸易顺差提高了外汇储备成本。2.贸易顺差使得出口国货币升值的压力加大，国际贸易摩擦增加。3.贸易顺差弱化了货币政策效应，影响了国内金融业利率市场化进程。4.贸易顺差异致经济对外依存度过高，民族经济发展空间狭窄，出口结构难以调整。 这些不利影响的根源在于贸易顺差即出口量大于进口量对本币与外币供求的的直接影响。由于出口量大于进口量，直接导致出口得到的外币大于进口需求的外币，外币形成供大于求的局面。由于假设外币与本币的总价值一定，所以本币的供给与外币供给呈反比，故本币市场出现供不应求的局面。在此情况下，对外贸易的影响转换成对国内货币供给的影响，进而影响到利率，本币供不应求导致利率出现上升压力。利率上升导致投资带来的成本增加，总投资减少。原本用于投资的资金流会涌向银行，使得银行存款增加。进而股票市场资金流见减少，股票市值下降。贸易顺差的弊端影响链：贸易顺差 出口>进口 本币需求>本币供给 利率上升 投资减少 存款上升 股票下降

2.模型II

图2第（1）象限中的曲线表示进出口与利率的均衡关系。影响进出口的因素有很多，在宏观经济学中，汇率和国内收入水平被认为是两个最重要的因素。对于出口，若实际汇率上升，则本国国币实际贬值，意味着国外商品相对于国内商品变得更加昂贵，这使本国商品的出口变得相对容易。一般来说出口正向地受实际汇率影响。对于进口，若实际汇率上升，因国外商品相对于国内商品变得更加昂贵，故使进口变得相对困难，从而，进口反方向地取决于实际汇率。由于净出口为出口与进口之差，故一般地说：净出口正向地取决于实际汇率。

在统计年鉴中得到国内生产总值数据，设Gt为t时期的国内生产总值。则国内生产总值差额为：Gt=Gt-Gt-1，国内生产总值差额增长率为：gt=。通过对国内生产总值数据处理，我们能够找到实际进出口走势、均衡时进出口走势与国内生产总值差额增长率的关系。通过趋势线我们能更好地观察净出口实际值（SJ）与均衡值（JJ）无量纲化后数据的走势和国内生产总值（GDP）无量纲化后的关系（见图3）。

国内生产总值与实际净出口升降趋势基本相同。均衡值一般在国内生产总值下降时，走势与之相反，这说明均衡值在一定程度上抑制了国内生产总值的降低，避免经济衰退。同时，当均衡进出口值达到时，股票市场也处于较为平稳的阶段，金融行业发展有序，经济势头良好。

四、 结论及相关建议