安徽出口贸易与经济增长关系计量分析论文

本科生毕业论文（设计）题目：安徽出口贸易与经济增长关系计量分析系 部 经济与管理学院 学科门类 经济学 专 业 经济学 学 号 姓 名 指导教师 年 5 月 25 日装订线安徽出口贸易与经济增长关系计量分析摘 要随着中国改革开放由沿海向内地的加速推进和国家“中部崛起”战略的实施，安徽省的区位优势逐渐显现。文章在系统梳理安徽省出口贸易与经济增长现状的基础上，利用安徽省 1990-2011 年的出口额和 GDP 统计数据，构建计量模型，通过单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、误差修正模型等计量手段，实证研究了安徽省出口贸易增长与经济增长之间的关系。实证结果表明安徽省出口贸易对经济增长有着积极的促进作用，两者存在长期的均衡关系，这种长期均衡关系是在短期动态调整的过程中实现的。最后针对实证分析的结果，如何进一步增强安徽省对外贸易对经济增长的促进作用，本文给出相关政策建议。关键词：安徽省 出口贸易 经济增长 协整分析ABSTRACT With Chinas reform and opening up coastal areas to promote the acceleration of the Mainland and the state of the “Rise of Central China” strategy implementation, the location advantages of Anhui Province is gradually becoming apparent. Article in the system combing Anhui Province exports and economic growth in the status quo on the basis of Anhui Province, 1990-2011, exports and GDP statistics to build econometric models, unit root test, cointegration test, Granger causality test the error correction model and measurement instruments, the empirical relationship between Anhui exports and economic growth. The empirical results show that the export trade in Anhui Province has a positive role in promoting economic growth, both long-term dynamic adjustment process. Finally, the empirical results of the analysis, how to further enhance the role of Anhui foreign trade on economic growth, this paper presents relevant policy recommendations.Keywords: Anhui province Export trade Economic growth Cointegration analysis目 录一、安徽出口贸易与经济增长现状1（一）安徽经济增长现状1（二）安徽出口贸易现状1 二、安徽出口贸易与经济增长关系长期均衡分析3（一）指标选取与样本选择3（二）回归模型建立3三、安徽出口贸易与经济增长关系短期动态调整分析8（一）误差修正模型原理8（二）误差修正模型8 四、结论与政策建议10（一）结论10（二）政策建议10参考文献 120一、安徽出口贸易与经济增长现状（一）安徽经济增长现状2011 年，安徽省以科学发展观为统领，积极贯彻落实国家宏观调控政策，加大发展方式转变力度，加快经济结构调整步伐，加强物价调控，有效化解复杂的宏观环境、政策推力减弱、经济运行中矛盾增多等影响，经济社会发展延续了“十一五”以来后发快上、积极追赶的态势， “十二五”规划实施顺利开局。 2011 年全省经济发展呈现出增势稳、质量升、活力强、群众得实惠的显著特点，GDP、规模工业、固定资产投资、城镇居民收入等指标增速位次进入全国上游、中部前列，经济在增长的快车道上相对加速。2011 年安徽省生产总值达到 15110.3 亿元，按可比价格计算，比上年增长 13.5%，连续8 年保持两位数增长，1990-2011 年年平均增长率高达 16.1%。分产业来看，第一产业增加值 2020.2 亿元，增长 4%；第二产业增加值 8226.4 亿元，增长 17.9%；第三产业增加值 4863.6 亿元，增长 10.5%。三大产业比例为 13.4:54.4:32.2。要素集聚平台进一步垒高，区域竞相发展活力迸发。巩固和扩大长三角、央企、知名民营企业、港澳粤台合作，实施合肥、芜湖、马鞍山三市区划调整，打开合肥向南和芜湖、马鞍山跨江发展新空间，开展合芜蚌自主创新试验区股权激励和分红试点，出台加快大别山地区发展措施，深入推进皖北振兴建设，构建起覆盖全省的多层次要素集聚平台，区域经济竞相发展。前三季度，合肥经济首位度上升到 22%，芜湖经济增速连续两年居全省第一，宿州、蚌埠、亳州、阜阳经济增速居全省位次同比前移，安庆、马鞍山经济总量有望突破千亿，全省千亿 GDP 城市上升到 4 个。去年经济运行受国内外经济环境影响，部分行业趋于下行。存在的主要问题，一是内需支撑力减弱。扣除物价因素，前三季度投资和消费分别仅增长20.3%和 11.8%，均创 7 年来的同期新低。二是行业增长分化加重。家电、电子信息、家具、纺织等与产业转移高度相关行业领涨，汽车、农副产品加工、钢铁、煤炭、有色、建材等支柱产业增速全面滑坡，前 10 个月合计拉低规模工业增速 3.3 个百分点，高于同期规模工业 2.6 个百分点的降幅，其中汽车工业增速大幅下降 16.6 个百分点。三是企业经营环境逐季趋紧。表现为，主营业务成本、两项资金占用、产成品库存逐季上升，融资难、融资贵、资金周转慢“三碰头” ， “高进低出”的价格差、年末 PPI 跳水式降幅严重侵蚀着企业盈利能力和生产的稳定性，企业利润增幅分别比一季度、上半年回落 17.4和 12.3 个百分点，亏损额增幅由一季度 44.8%、上半年 47.9%上升到前三季度 118.1%，同期企业应交税金明显增加，前三季度增值税、营业税、企业所得税同比分别增长24.7%、33.8%和 59.3%。（二）安徽出口贸易现状随着中国改革开放由沿海向内地的加速推进和国家“中部崛起”战略的实施，安徽省的区位优势逐渐显现。安徽省市长三角地区的纵深和腹地，是沿海发达地区江、浙、沪等最毗邻的一个省。改革开放以来，安徽省外贸进出口额由 1978 年的不足 1000 万美元，发展到 2011 年的 313.4 亿美元。出口商品结构也在不断变化，2000-2010 年安徽省1主要出口商品结构见从下表 1-1，从下表可以看出：在出口总额中，初级产品出口比重不断下降，而工业制成品出口比重不断上升，在整个出口中占有绝对优势。这说明安徽省出口商品结构一直在不断改善。在初级产品口中，主要是食品和非食品原料的出口。在工业制成品中，占有绝大份额的是纺织产品、橡胶制品等一般工业制成品，其次是机械及运输设备的出口。纺织产品、橡胶等一般工业制成品的出口有不断扩大的趋势，说明一般工业制成品的生产仍是只能回收的比较优势产业。机械及运输设备为产品的生产、制造、储运提供技术设备，在很大程度上反映一个国家（或地区）的整体技术水平。机械及运输设备在工业制成品出口中的份额不断稳步增加，表明安徽省出口的工业制成品的技术水平正在不断提升 1。表 1-1 2000-2010 年安徽省主要出口商品结构 单位：%年份初级产品出口占出口总额的比重食品在初级产品出口中所占比重非食品原料在初级产品出口中所占比重工业制成品出口在出口总额中所占比重纺织产品、橡胶制品等在工业制成品出口中所占比重机械及运输设备在工业制成品出口中所占比重2000 13.3 62.4 35.3 86.7 38.5 13.52001 12.1 58.9 37.5 87.9 35.4 17.72002 11.3 64.0 33.1 88.7 34.9 18.52003 11.5 57.6 39.7 88.5 31.0 23.92004 7.9 62.7 32.8 92.1 44.3 26.62005 7.1 71.8 38.6 92.9 42.7 29.52006 6.2 66.6 32.8 93.8 45.0 30.12007 8.4 43.0 21.2 91.6 39.4 34.92008 8.6 38.0 20.9 91.4 37.4 35.22009 9.5 45.4 20.3 90.5 35.8 32.92010 6.3 60.9 38.3 93.7 24.2 36.3数据来源：历年安徽统计年鉴汇总2二、安徽出口贸易与经济增长关系长期均衡分析（一）指标选取与样本选择文章采用出口总额（EX)来反映安徽省出口贸易状况，通过宏观经济总量指标国内生产总值（GDP）反映安徽省经济增长。样本数据取 1990-2011 年的年度数据，共 22 个，见下表 1-2。资料来源于各年的安徽统计年鉴和新中国 50 年统计资料汇编 ，其中原始数据中安徽省出口总额的单位为万美元，本文利用 1990-2011 年各年度美元对人民币年平均汇率将原始数据折算成人民币，单位为亿元 2。为了能够较好地克服 GDP 和出口数据中存在的异方差问题，文章对两变量分别取对数并用 和 表示。LNGDPEX表 1-2 安徽省 1990-2011 年度出口总额（EX）和生产总值（GDP）年份 出口总额（EX)(亿元） GDP（亿元） 年份 出口总额（EX)(亿元） GDP（亿元）1990 31.29 658.00 2001 188.9 3246.71 1991 37.51 663.50 2002 203.07 3519.72 1992 45.84 801.20 2003 253.63 3923.11 1993 55.55 1037.14 2004 325.82 4759.30 1994 109.99 1320.43 2005 425.18 5350.17 1995 116.38 1810.66 2006 545.08 6112.50 1996 109.25 2093.30 2007 671.04 7360.92 1997 128.31 2347.32 2008 788.81 8851.66 1998 123.02 2542.96 2009 607.15 10062.82 1999 138.79 2712.34 2010 840.41 13313.04 2000 179.81 2902.09 2011 1103.61 15110.30 数据来源：历年安徽统计年鉴和新中国 50 年统计资料汇编 。（二）协整模型建立1、单位根检验在进行协整检验之前，需要确定每个序列是否为平稳序列，所谓时间序列的非平稳性，是指时间序列的统计规律随着时间的位移而发生变化，即生成变量时间序列的随机过程的特征随着时间的变化。如果序列存在单位根，则序列为非平稳序列，反之为平稳序列。单位根检验方法有多种，在实证研究中较为常用的是 DF 检验和 ADF 检验。一般地，若非平稳过程Yt的一阶差分为平稳的，则称其为一阶单整的，记为 I（1） 。若使一个时间序列变成平稳序列，则需对其进行两次差分（即对一阶差分再取一阶差分） ，则称之位二阶单整序列。一般地，若一个（非平稳的）时间序列只有经过 d 次差分才能变成平稳3序列，则称之为 d 阶单整序列，并记为 。)(dIYt02000400060008000100001200014000160001990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010年 份亿元出 口 总 额经 济 增 长图 1-1 安徽省 1990-2011 年出口总额与经济增长趋势图数据来源：安徽省统计年鉴汇总从上图 1-1 可以直观地看出，安徽省出口贸易与经济增长变量都有不断增长的趋势，并且变动的方向与步调较为一致，这说明其间可能存在着较强的相关关系。时间序列有平稳性的也有非平稳性的，所以直接对两个非稳性的时间序列进行回归分析，将有可能引起“伪回归”的现象。所以在回归之前有必要先进行时间序列的平稳性检验，本文所用的方法是单 ADF 检验法，滞后阶数的选择根椐 AIC 准则来决定,下表 1-3 由 Eviews 处理得到。表 1-3 安徽出口贸易与经济增长平稳性检验结果变量 ADF 检验值检验形式（c,t,n） 5%临界值 结论LNGDP 1.053043 c,t,4 -3.052169 非平稳LNEX -0.703182 c,t,4 -3.012363 非平稳DLNGDP -3.378677 c,0,4 -3.020686 平稳DLNEX -4.466680 c,0,4 -3.020686 平稳注：c、t、n 分别表示检验时模型带有常数项、趋势项和滞后阶数。从表 1-3 可以看出，变量 的 ADF 检验值 1.053043 大于 5%临界值-LNGDP3.052169，变量 ADF 检验值-0.703182 大于 5%临界值-3.012363，由此说明LEX和 是非平稳的变量，不能直接运用 OLS 分析；但其一阶差分变量LNGDP的 ADF 检验值-3.378677 小于 5%临界值-3.020686，一阶差分变量)(4的 ADF 检验值-4.466680 小于-3.020686，说明 和 一阶差分变量)(LNEXD LNGDPEX是平稳的。正由于 和 都是一阶单整，因而表明变量 和 之间LGDPNEXLN符合存在协整关系的条件，可能存在协整关系。若变量之间存在协整关系，则可运用回归分析。下面就对二者之间是否存在协整关系进行检验。2、协整检验协整理论是 Granger 提出的关于非平稳时间序列建模的一种理论，其基本思想是：在经济中有这样一类现象，多个变量都是非平稳序列，例如存在趋势性、季节性等，但这些变量的某种线性组合却可以保持平稳。这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，称为协整关系。目前有很多关于协整关系的检验与估计的方法与模型，如 EG 两步法、Johansen 极大似然法、Bayes 方法等等 3。文章拟采用 EG 两步法，首先构建长期关系模型，即通过水平变量和 OLS 法估计时间序列变量间的关系。若得到平稳的残差序列，则长期关系模型变量选择合理，回归参数有意义；其次建立短期动态关系，即误差修正方程。将长期关系模型各个变量用一阶差分形式重新构造，并将上长期关系模型的残差序列作为解释变量引入。逐步剔除不显著项，直到最适当的模型找到为止。以 为因变量、 为自变量，对两变量 和 时间序列关系进LNGDPLNEXLNGDPEX行分析，建立模型如下：（1-1）tEXGDP其中 为常数项，由于 和 都是一阶单整序列，可用 OLS 法进行协整回归，如下表 1-4，得到方程如下：（1-2）tLNLN872.0436.表1-4 安徽出口贸易与经济增长模型回归结果变量 估计值 标准误差 T值 P值常数项LNEX3.4360120.8716040.1717510.03186720.0058227.351540.00000.0000R2调整的R 2回归方程的标准差残差平方和极大似然对数D-W值0.9739620.9726600.1530890.46872311.120001.029336被解释变量均值被解释变量标准差AIC值SC值F统计量F统计量的概率8.0480510.925858-0.829091-0.729905748.10670.000000从上表1-4可见模型的回归系数 R2 为0.973962和调整的R 2为0.972660，说明拟合度较高。由回归系数T值检验结果可以看出，出口贸易额X的系数是显著的。由F统计值等于748.1067可知回归方程在总体上也是显著的。由此可以说，安徽省的出口贸易与经济增长之间有显著的正相关关系，符合经济现实， 回归系数为0.872意味着出口额每增LNEX5加1个百分点，安徽省GDP将增加0.872个百分点。若 和 具有协整关系，则回归方程中的残差项应该是平稳的。检验残差LNGDPEX序列是否是平稳序列，对序列残差项 进行单位根检验，不含常数项和趋势项，由 SICt准则确定滞后阶数，其结果如下表 1-5。表1-5 模型（1-2）残差单位根检验结果表t-值 P值检验统计量-4.263187 0.00021% 显著性水平 -2.692358 5%显著性水平 -1.960171 检验的临界值10%显著性水平 -1.607051 检验结果显示 和 之间的回归方程残差序列 的 ADF 检验统计值-LNGDPEXt4.263187 小于 1%显著性水平下的检验值-2.692358，拒绝原假设，残差序列 不存在单t位根，即 为平稳序列。检验结果表明： 和 是（1,1）阶协整的，说)0(ItLNGDPEX明这两个变量之间存在长期稳定的均衡关系，表明出口每增长 1%，GDP 增长 0.872%，申茜（2007）曾对浙江省对外贸易与经济增长关系进行实证分析，其运用的回归模型与本文类似，得出的结论是：浙江省出口总额每增长 1%，GDP 将增长 0.631%。可见，安徽省GDP 对出口增长的弹性系数甚至高于浙江省，出口贸易对安徽省经济增长的带动作用丝毫不低于沿海省份，出口贸易对安徽省作为中部省份实现“经济崛起”无疑具有十分重要的意义。此结论与国内外许多学者达成共识，例如巴拉萨(Balassa)运用函数的线性回归模型，并分别选取了 1960-1966 年间以及 1967-1973 年间两个时期 10 个国家的横截面数据进行实证分析，得出了出口促进经济增长的结论 4。费德（Feder）研究集中分析了出口部门对非出口部门的外部经济效益，得出了出口部门会对非出口部门的产生外部经济效益。从而揭示了出口促进经济增长的作用的 5。魏林利用安徽省 1981-2007 的出口总额和 GDP 系列数据，构建计量模型，通过回归分析，测算安徽省出口贸易与经济增长之间的数量关系，得出应加大加工贸易的发展力度，继续实施品牌战略，加强科技兴贸，以促进安徽省经济的快速发展 6。由此看来，对外贸易和经济增长的关系研究发展到今天，大家都采用了较多的研究方法，他们都是支持出口促进经济增长这个结论的。3、格兰杰因果关系检验为了进一步探讨安徽出口贸易与经济增长关系，对安徽出口贸易和经济增长关系进行格兰杰因果检验。Granger因果关系的定义是如果x是引起y变化的原因，则x应该有助于预测y，即在y关于y过去值的回归中，添加x的过去值作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力。此时称x为y的原因（Granger cause）；如果添加x的滞后变量之后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称x不是y的原因。根据上述协整分析，得出6安徽省出口贸易与经济增长存在长期同向变动的均衡关系，对于它们之间的前期信息是否会影响各变量的档期信息需要进行Granger因果关系检验，检验结果如下表1-6所示。表1-6 变量间的Granger非因果检验结果零假设 F统计值 P值LNGDP不是LNEX的原因 1.20312 0.28716LNEX不是 LNGDP的原因 5.86679 0.02621注：滞后期为1从上表可以看出对于 不是 的的Granger的原假设，拒绝它犯第一类错LNGDPLEX误的概率是29%，表明 不是 的Granger 成因的概率较大，不能拒绝原假设。不是 的Granger原因检验的概率为2.6% ，表明至少在95%的置信水平下，可LNEXP以认为 是 的 Granger成因。Granger 检验结果表明安徽省出口对经济增长具有单向的Granger因果关系，但是魏丹和王厚双选用辽宁省1985-2009年出口贸易额和GDP统计数据，利用协整理论以及 Oranger因果关系检验方法进行实证分析，结果表明辽宁省出口贸易和经济增长之间存在长期稳定的均衡关系并且存在着双向Granger因果关系 7，两者有差异说明我国各省发展水平不同，意味着安徽省出口对经济增长有着积极的作用，但是经济增长没有对安徽省的出口产生很好的反馈作用。7三、安徽省出口贸易与经济增长关系短期动态调整分析（一）误差修正模型原理若变量是协整的，则表明变量间存在长期的稳定关系，而这种长期的稳定关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。这种短期动态的调整过程就是误差修正机制（error correction model，ECM） 。它防止了变量间长期关系的偏差在规模上或数量上的扩大。ECM 是一种具有特定形式的计量经济学模型。为了便于理解，我们通过一个具体的模型来介绍它的结构。假设两变量 X 与 Y 的长期均衡关系为： 。由于现ttXY10实经济中 X 与 Y 很少处在均衡点上，因此实际观测到的只是 X 与 Y 间的短期的或非均衡的关系，假设具有如下(1,1)阶分布滞后形式 。该模型ttttt 1210显示出第 t 期的 Y 值，不仅与 X 的变化有关，而且与 t-1 期 X 与 Y 的状态值有关。由于变量可能是非平稳的，因此不能直接运用 OLS 法，对上述分布滞后模型适当变形得：。其中11011 )(ttttXY )1/(),1/(,1210 此式表明：Y 的变化决定于 X 的变化以及前一时期的非均衡程度。因为该式含有用 X、Y水平值表示的前期非均衡程度。因此，Y 的值已对前期的非均衡程度作出了修正。此式称为一阶误差修正模型，此式还可以写成 ，其中 ecm 表示误差修正ttt ecmXY1项， 8。11tttttY，（二）误差修正模型前面我们已经确定了变量 和 之间存在协整，表明两者之间有长期均衡LNGDPE关系。但从短期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精度，就可以把协整回归中的误差项看做均衡误差，通过建立误差修正模型把安徽省出口的短期行为与长期变化联系起来。出口贸易 和经济增长 的差分序列为： )(EX)( 。11;)( tttt LNGDPLPLND分别以 为被解释变量，以 为解释变量，构建的误差修正)(GDPECMX和)(模型如下：(1-3)tNC)(估计回归模型式（1-3） ，结果如下表 1-7 所示。结果显示方程回归的决定系数 R2 等于 0.422995 较低，可能是缺省了滞后变量所致，但不影响已有变量间的关系。误差修正项反映了本期对上期的修正程度。8表1-7 误差修正模型回归结果变量 回归系数 标准误差 T值 P值常数项D(LNEX)ECM0.1163250.186975-0.3099310.0191900.0793120.0947086.0618612.357457-3.2724920.00000.02990.0042R调整的R 回归方程的标准差残差平方和极大似然对数D-W值0.4229950.3588830.0622530.06975730.128471.438148被解释变量均值r被解释变量标准差AIC值SC值F统计量F统计量的概率0.1492350.077748-2.583664-2.4344476.5977890.007089最终得到误差修正模型的估计结果为。 (1-4)ECMLNXDLNGDP3091.)(186975.032.)( 在模型（1-4）中，差分项反映了变量短期波动的影响。被解释变量的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，另一部分是长期均衡。从误差修正模型中可以得知，和 的误差修正项都通过了显著性检验，且误差修正系数都为负数，)()(LEX符合反向修正机制。由于短期调整系数是显著的，因而它表明在短期内安徽省 GDP 与出口额可能会偏离它们的长期均衡水平，从模型中（1-4）中可以看出，方程误差修正项的系数为 0.186975,即每年安徽省的 GDP 与其长期均衡值的偏差中有 18.6975%被修正，也就是出口每年对上一年的非均衡偏离的纠正程度为 18.6975%。可以看出，安徽省 GDP 与出口额的偏差纠正速度还是比较大的。9四、结论与政策建议（一）结论本为对安徽省出口贸易和经济增长进行协整检验，在此基础上进行变量的格兰杰因果检验来分析经济增长和出口之间的关系，再进行误差修正分析得出以下几点结论：第一，通过安徽省出口贸易与经济增长关系长期均衡分析，检验结果表明：和 是（1,1）阶协整的，说明这两个变量之间存在长期的动态均衡关系，表LNGDPEX明出口每增长 1%，GDP 增长 0.372%，说明出口可以促进经济增长。第二，从格兰杰因果检验结果表明安徽省出口贸易与经济增长之间存在单向因果关系，即出口贸易是安徽省经济增长的原因，协整检验中的回归模型也验证了这点。这也意味着，改革开放以来，出口贸易对推动安徽省经济发展起着不可低估的作用。因此，加大出口贸易的力度有利于安徽省的经济持续发展。第三，从误差修正模型（1-4）中来看，差分项反映了变量 和 短期波动LNGDPEX的影响，因为可能由于某种原因短期出现了偏离现象，比如由于 2008 年全世界金融危机影响，安徽省出口贸易短期有所下降，但是通过对误差的修正使变量重返均衡状态。被解释变量的波动可以分为两部分：一部分是短期波动，另一部分是长期均衡。根据模型的参数估计量，短期内安徽省出口贸易总额的变化将引起安徽经济增长的相同方向的变化，如果安徽省出口总额变化 1%，则安徽省经济增长将变化 0.186975 %。从误差修正项ECM 系数（-0.309931）来看，调整的力度还比较大。（二）政策建议第一，利用改革开放和对外贸易的机遇，加强政府公共服务的职能，继续改造政府政策质量。贯彻执行国家关于对外贸易、经济合作和外商投资的方针、政策、法规；研究拟定和执行全省外贸进出口中长期规划和发展战略；实施全省对外贸易行业管理，负责全省货物进出口配额计划的上报、下达和组织实施；负责全省各类企业外经贸经营权的资格审定、登记工作和生产企业自营进出口经营权登记备案工作；研究拟定和实施全省对外技术贸易的政策、管理规章；负责全省技术产品、成套设备、机电产品、高新技术产品的出口和申报政策性信贷的联络工作；宏观指导全省外商投资工作；分析、研究全省外商投资情况，定期向省政府报送有关动态；研究拟定和执行外商投资的管理规章；按照有关规定审核、审批经贸出国团组及人员；办理重要客商、外国商务官员以及团组访问我省的邀请、联系、接待及有关手续；负责中央外贸发展基金项目的申报和风险基10金的管理；管理国家和省扶持鼓励出口等各项外经贸业务资金；受权监督、管理直属单位的国有资产；指导和管理外经贸行业财务会计工作；负责全省各类外经贸业务的统计工作，提供信息咨询服务；负责外经贸标准化、信息化工作；指导有关对外经济贸易协会、学会工作。第二，根据安徽省东向发展战略，继续深化改革开放，进一步打破地区封锁和市场分割，加速市场化进程，推动市场多元化战略 9。在巩固传统市场的同时，积极开拓新兴市场。积极参与联合国采购和跨国采购活动，拓展参与国际竞争的新空间。我省应精心组织好广交会、华交会等大型国内展会，有重点地组织企业参加国际专业博览会，充分发挥国内、国际知名展会、博览会的辐射效应，以此为平台，引导企业大力开拓国际市场；改善出口商品结构加快经济结构调整的步伐，提高出口商品档次、效益，使出口结构从根本上得到调整和优化。第三，积极承接东部沿海地区产业向中西部转移，以发挥劳动力资源密集的优势，减缓就业压力，充分利用工业制成品出口和外商直接投资的技术外溢效应，优化区域内的产业结构，提升产业竞争能力 10。同时积极引进区域内紧缺的资源包括国外先进的技术设备，提高进出口部门对区域内相关产业进程稳步推进的背景下，继续加大高等教育投入，促进基础研究和知识创新，增加高质量人力资本的供给，以满足产业升级和优化对高素质人才的需求。11参考文献1 詹长征.安徽省对外贸易增长方式转变的思考J.科技信息，2011， （9）：58.2 魏林.安徽省出口贸易与经济增长关系的协整分析J.黑龙江对外贸易，2009， （5）：2325.3 易丹辉.数据分析与 Eviews 应用M.北京：中国统计出版和社，2002，174185.4 Balassa. 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