黑龍江省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究

楊尊亮 李崇正

[摘 要]基于1984—2018年黑龍江省時(shí)間序列貿(mào)易數(shù)據(jù)，在ADF檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上建立向量自回歸（VAR）模型，通過(guò)脈沖響應(yīng)與方差分解分析法分析了黑龍江省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。結(jié)果表明：對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向格蘭杰原因;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，出口總額、進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向作用，進(jìn)口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有反向作用;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要由出口總額導(dǎo)致，而進(jìn)口總額與進(jìn)出口總額對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力較弱。

[關(guān)鍵詞]對(duì)外貿(mào)易;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);VAR模型;黑龍江省

[中圖分類(lèi)號(hào)] F752.8 ? ? ? ? ? ? ? [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A ? ? ? ? ? ? ? [文章編號(hào)] 2095-3283（2020）07-0072-05

Research on the Relationship between Foreign Trade and Economic Growth

in Heilongjiang Province——An Empirical Study Based on VAR Model

Yang Zunliang ? ?Li Chongzheng

（School of Humanities， Social Sciences & Law， Harbin Institute of Technology， Harbin Heilongjiang 150001）

Abstract： Based on the time series data of Heilongjiang Province from 1984 to 2018， this paper establishes a vector autoregression （VAR） model based on ADF test， Granger causality test and Johansen co-integration test， and analyzes the relationship between foreign trade and economic growth of Heilongjiang Province by impulse response and variance decomposition analysis. The results show that： Foreign trade is the one-way Granger cause of economic growth. There is a long-term equilibrium relationship between economic growth and foreign trade. Total exports and total imports and exports have a positive effect on economic growth， while total imports have a negative effect on economic growth. Economic growth is mainly caused by total exports， while total imports and total imports and exports have a negative effect on economic growth The long explanation ability is weak.

Key Words： Foreign Trade; Economic Growth; VAR Model; Heilongjiang Province

一、引言

伴隨著中國(guó)（黑龍江）自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的成立，黑龍江省逐步形成了由哈爾濱、黑河、綏芬河三個(gè)片區(qū)構(gòu)成的涵蓋戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、冰雪產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)、物流業(yè)等多業(yè)態(tài)。黑龍江自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的建立，極大促進(jìn)了黑龍江對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，有利于東北全面振興與全方位振興。在現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)中，大部分學(xué)者肯定了對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，這符合我國(guó)改革開(kāi)放后對(duì)外貿(mào)易快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的國(guó)情。而對(duì)于我國(guó)省域?qū)ν赓Q(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的相關(guān)研究卻仍有待加強(qiáng)，尤其對(duì)于與沿海地區(qū)相比對(duì)外貿(mào)易發(fā)展較為落后的東北地區(qū)，需要明確對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。在黑龍江自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)正式成立的歷史機(jī)遇下，進(jìn)一步明確黑龍江省的對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，并有針對(duì)性地提出政策建議，對(duì)于黑龍江省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。因此本文基于1984—2018年黑龍江省時(shí)間序列貿(mào)易數(shù)據(jù)，在ADF檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上建立向量自回歸（VAR）模型，通過(guò)脈沖響應(yīng)與方差分解分析法對(duì)黑龍江省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

二、研究方法和變量選取

（一）研究方法

向量自回歸（VAR）模型由Sims于1980年提出，發(fā)展至今VAR模型已由二維拓展到到多維，并被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)、金融時(shí)間序列的分析。VAR模型是非結(jié)構(gòu)化多方程模型，通過(guò)將每個(gè)外生變量作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)進(jìn)行建模，能夠解決聯(lián)立方程存在的偏倚現(xiàn)象。但由于VAR模型的系數(shù)非常多，使研究者難以利用其系數(shù)進(jìn)行分析。這就需要進(jìn)一步通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）與方差分解（variance decomposition）對(duì)VAR模型進(jìn)行研究。

VAR模型的基本形式如下：

表達(dá)式中，yt為k維內(nèi)生變量，Ap為待估計(jì)的系數(shù)矩陣，p為滯后階數(shù)，εt是k維隨機(jī)擾動(dòng)向量，α為常數(shù)項(xiàng)，T為樣本數(shù)量。

（二）變量選取

本文選取進(jìn)出口總額（TIE）、進(jìn)口總額（TI）、出口總額（TE）、國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）等四個(gè)指標(biāo)，其中GDP為名義GDP。為消除異方差與共線性，同時(shí)縮小變量的尺度，本文對(duì)四個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，選取lnGDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的指標(biāo)。選取lnTIE、lnTI與lnTE作為衡量對(duì)外貿(mào)易水平的指標(biāo)。本文選取了1984—2018年黑龍江省的時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局與《黑龍江統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、模型估計(jì)與結(jié)果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

建立VAR模型首先需要檢驗(yàn)時(shí)間序列是否平穩(wěn)，當(dāng)時(shí)間序列平穩(wěn)時(shí)，可直接建立VAR模型。當(dāng)時(shí)間序列不平穩(wěn)時(shí)，需要通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)。如通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，可選擇建立VAR模型或VECM模型。本文通過(guò)Eviews 10.0軟件對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量lnTIE、lnTE、lnTI與lnIGDP在各檢驗(yàn)形式下，檢驗(yàn)值均大于5%臨界值與10%臨界值，不拒絕原假設(shè)，但在一階差分后變量的檢驗(yàn)值均小于5%臨界值與10%臨界值，拒絕原假設(shè)。說(shuō)明原序列并非直接平穩(wěn)，而在一階差分形式后平穩(wěn)，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以檢驗(yàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于變量協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，在過(guò)去的研究中，研究者多采用誤差修正模型（ECM）或Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)法。但這兩種方法只能檢驗(yàn)單個(gè)協(xié)整關(guān)系，而本研究需要檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，并不適用上述兩種檢驗(yàn)方法。所以本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)變量lnTIE、lnTE、lnTI和lnIGDP間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.確定滯后階數(shù)

在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)前，需要為其設(shè)定滯后期。而根據(jù)李嫣怡（2013）的觀點(diǎn)，滯后期數(shù)會(huì)直接影響協(xié)整檢驗(yàn)的檢測(cè)結(jié)果，因此確定正確、合理的滯后期數(shù)非常重要。當(dāng)原序列選定的滯后期為m時(shí)，協(xié)整檢驗(yàn)設(shè)定的滯后期應(yīng)為m-1。因此本文在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)前，首先需要確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)m，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

根據(jù)AIC準(zhǔn)則與AC準(zhǔn)則，當(dāng)VAR模型滯后四期時(shí)，AIC值與SC值分別達(dá)到最小，因此選取VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，Johansen檢驗(yàn)的滯后期為3。

2. Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在確定Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期為3的前提下，本文進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，4個(gè)原假設(shè)的概率P值均小于0.05，說(shuō)明所有原假設(shè)均被拒絕。而第4原假設(shè)At most 3對(duì)應(yīng)的概率P值小于0.05，說(shuō)明lnTIE、lnTE、lnTI、lnGDP等4個(gè)變量至少存在4個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程的關(guān)系式為：

協(xié)整方程的關(guān)系式表明，lnGDP與lnTE、lnTIE呈正相關(guān)長(zhǎng)期均衡關(guān)系，lnGDP與lnTI呈負(fù)相關(guān)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。其中，當(dāng)lnTE每上升1%時(shí)，lnGDP會(huì)上升0.1%;當(dāng)lnTIE上升1%時(shí)，lnGDP會(huì)上升0.08%;而當(dāng)lnTI每上升1%時(shí)，lnGDP會(huì)下降0.07%。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可知，lnGDP與lnTE、lnTI、lnTIE之間具有協(xié)整關(guān)系，因此本文通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)變量lnGDP、lnTE、lnTI、lnTIE間的預(yù)測(cè)能力進(jìn)行檢驗(yàn)。VAR模型下的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由表8可以看出，三個(gè)原假設(shè)的概率P值均大于0.05，均接受原假設(shè)。因此lnGDP不是lnTIE的格蘭杰原因，lnTE不是lnTIE的格蘭杰原因，lnTI不是lnTIE的格蘭杰原因。綜合以上格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，lnTE、lnTI、lnTIE對(duì)lnGDP存在單向的格蘭杰原因。而lnTE、lnTI、lnTIE之間不存在格蘭杰原因。因此可以判斷進(jìn)口總額、出口總額、進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有預(yù)測(cè)能力。

（四）模型構(gòu)建

（3）

VAR模型作為一種非理論性模型，無(wú)需對(duì)變量做出任何先驗(yàn)性約束。因此本文將變量lnGDP、lnTIE、lnTE、lnTI都當(dāng)做被解釋變量。根據(jù)上文的檢驗(yàn)結(jié)果，滯后期應(yīng)為4期。根據(jù)Eviews 10.0軟件輸出結(jié)果顯示，VAR模型中l(wèi)nGDP方程的擬合優(yōu)度為0.999726，lnTIE方程的擬合優(yōu)度為0.99708，lnTE方程的擬合優(yōu)度為 0.997353，lnTI方程的擬合優(yōu)度為0.996076。單方程中l(wèi)nGDP方程擬合的更加良好。

（五）模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

建立VAR模型后，本文通過(guò)AR根檢驗(yàn)圖與AR根檢驗(yàn)表來(lái)檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性。得到的AR根圖如圖1所示，其中特征根均位于單位圓內(nèi)。進(jìn)一步通過(guò)AR根表（見(jiàn)圖1）對(duì)特征根進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)特征根值均小于1，說(shuō)明VAR模型通過(guò)穩(wěn)定性檢驗(yàn)可以進(jìn)一步進(jìn)行分析。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

根據(jù)已建立的VAR模型，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）分析VAR模型各變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，衡量變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用與效應(yīng)。得到lnGDP與lnGDP、lnTIE、lnTE、lnTI之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖如圖2所示。

脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖2所示，從lnGDP對(duì)lnGDP脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnGDP）對(duì)自身的脈沖響應(yīng)為正向，給予正向沖擊后，本期受到正向影響，上升至第2期后趨于平緩，第5期后開(kāi)始上升，在第10期達(dá)到最大，隨后開(kāi)始迅速下降，從第20期后開(kāi)始逐漸趨于穩(wěn)定。由此可見(jiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于自身仍有促進(jìn)作用，并保持較大幅度，但促進(jìn)作用在10年后開(kāi)始逐漸減弱。

從lnGDP對(duì)lnTE脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnGDP）受到出口總額（lnTE）的正向沖擊后，期初為0，隨后逐漸下降為負(fù)值，但對(duì)沖擊并不敏感，在第3期達(dá)到最小，之后迅速上升為正值，在第8期達(dá)到最大，對(duì)沖擊較為敏感，隨后開(kāi)始下降并不斷波動(dòng)，但均為正值。從刻畫(huà)的軌跡可以看出，短期內(nèi)出口總額的增加，會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但影響幅度較小。從第3期開(kāi)始，出口總額增加會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，影響幅度較大。第8期以后，出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用開(kāi)始減弱，但仍保持正向沖擊作用。

從lnGDP對(duì)lnTI脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnGDP）受到進(jìn)口總額（lnTI）的正向沖擊后，期初為0，隨后圍繞著0上下波動(dòng)，并逐漸收窄，到第35期時(shí)這種影響逐漸消失。從刻畫(huà)的軌跡可以看出，進(jìn)口總額的增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但影響會(huì)逐漸減弱。

從lnGDP對(duì)lnTIE脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnGDP）受到進(jìn)出口總額（lnTIE）的正向沖擊后，期初為0，隨后逐漸下降為負(fù)值，到第7期達(dá)到最小，隨后開(kāi)始上升，到第12期出現(xiàn)正值且為最大值，隨后又下降為負(fù)值，并逐漸收窄，趨近于0。從刻畫(huà)的軌跡可以看出，進(jìn)出口總額的增加會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但短期影響較大，長(zhǎng)期影響較小。

（七）方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了變量lnGDP、lnTIE、lnTE、lnTI的沖擊對(duì)lnGDP的動(dòng)態(tài)影響路徑，而想要了解每一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)影響VAR模型中變量的相對(duì)程度，則需要通過(guò)方差分解將VAR模型中每一個(gè)變量的方差分解到每一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)上進(jìn)行分析，因此本文對(duì)VAR模型進(jìn)行了方差分解分析，分析結(jié)果如圖3所示。在期初時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnGDP）的預(yù)測(cè)方差完全由自身解釋。但從第1期開(kāi)始，來(lái)自lnTE沖擊引起的變化則迅速上升，到第8期時(shí)，由lnGDP自身沖擊引起的變化為47.75%，由lnTE沖擊引起的變化為38.93%，lnTI與lnTIE的沖擊則始終保持在較低水平。此后，lnGDP自身沖擊引起的變化有所上升并穩(wěn)定于53%左右，由lnTE沖擊引起的變化穩(wěn)定于39%左右。因此lnGDP的變動(dòng)主要由自身及l(fā)nTE導(dǎo)致。

四、結(jié)論與建議

基于1984—2018年黑龍江省時(shí)間序列貿(mào)易數(shù)據(jù)，在ADF檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上建立向量自回歸（VAR）模型，通過(guò)脈沖響應(yīng)與方差分解分析法分析了黑龍江省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。得到如下結(jié)論：

第一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但出口總額、進(jìn)出口總額的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，且出口總額的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用高于進(jìn)出口總額，而進(jìn)口總額的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有反向促進(jìn)作用。

第二，對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向格蘭杰原因，進(jìn)口總額、出口總額、進(jìn)出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有預(yù)測(cè)能力。

第三，從短期來(lái)看，出口總額的增加會(huì)小幅抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但從第3年開(kāi)始，出口總額增加會(huì)大幅帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從長(zhǎng)期來(lái)看，第8年以后的出口總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用開(kāi)始逐漸減弱，但仍長(zhǎng)期保持正向促進(jìn)作用。

第四，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要由自身及出口總額導(dǎo)致，而進(jìn)口總額與進(jìn)出口總額對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力較弱。

基于上述結(jié)論，本文提出如下建議：

（一）優(yōu)先擴(kuò)大出口

通過(guò)對(duì)1984—2018年黑龍江省時(shí)間序列貿(mào)易數(shù)據(jù)的研究，我們發(fā)現(xiàn)黑龍江省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)外貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，同時(shí)出口總額的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)促進(jìn)作用。因此應(yīng)關(guān)注對(duì)外貿(mào)易對(duì)黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，而擴(kuò)大出口則是黑龍江省擺脫經(jīng)濟(jì)落后格局的關(guān)鍵，必須尋找辦法擴(kuò)大出口總額。數(shù)據(jù)顯示，黑龍江省對(duì)外貿(mào)易規(guī)模整體保持增加態(tài)勢(shì)，但出口總額卻在2016年出現(xiàn)倒退，遠(yuǎn)低于2013年水平。同時(shí)近10年的出口增長(zhǎng)速度也有所下降，這說(shuō)明黑龍江省的出口能力在不斷下降，亟需提高出口能力。因此黑龍江省應(yīng)著重培育出口優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，制訂相關(guān)政策，制定相關(guān)獎(jiǎng)勵(lì)制度，形成出口優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)集群，增強(qiáng)出口競(jìng)爭(zhēng)力。

（二）優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

根據(jù)《黑龍江統(tǒng)計(jì)年鑒2019》顯示，2018年黑龍江省海關(guān)主要商品出口金額前5種商品分別是機(jī)電產(chǎn)品、農(nóng)產(chǎn)品、汽車(chē)、高新技術(shù)產(chǎn)品與鞋類(lèi)。與2017年相比，高新技術(shù)產(chǎn)品出口排名上升4位，現(xiàn)位于第4名。在出口金額的增速上，與2017年相比，機(jī)電產(chǎn)品增加5.4倍、農(nóng)產(chǎn)品增加7倍、高新技術(shù)產(chǎn)品增加10.6倍、汽車(chē)增加3倍、鞋類(lèi)增加3.9倍。說(shuō)明黑龍江省的出口商品仍以傳統(tǒng)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，高新技術(shù)產(chǎn)品出口發(fā)展迅速，但貿(mào)易結(jié)構(gòu)仍需調(diào)整，傳統(tǒng)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品仍占據(jù)出口商品的主要地位。因此應(yīng)努力提升高新技術(shù)產(chǎn)品的出口比重，提高產(chǎn)品附加值，應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策鼓勵(lì)企業(yè)通過(guò)技術(shù)貿(mào)易引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)品的研發(fā)、生產(chǎn)和出口，進(jìn)一步提升高新技術(shù)產(chǎn)品占出口商品比重，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

（三）提高貿(mào)易便利化水平

貿(mào)易便利化水平的提高有助于改善跨境貿(mào)易營(yíng)商環(huán)境，對(duì)于擴(kuò)大進(jìn)出口規(guī)模具有重要影響。近年來(lái)，海關(guān)總署頒布了一系列政策以提高貿(mào)易便利化水平，但主要集中在海運(yùn)貿(mào)易，對(duì)于陸運(yùn)貿(mào)易的影響較小。黑龍江省開(kāi)展對(duì)外貿(mào)易主要以陸運(yùn)為主，因此需要從陸運(yùn)的相關(guān)流程予以考量。在通關(guān)過(guò)程上，應(yīng)簡(jiǎn)化通關(guān)監(jiān)管相關(guān)流程，同時(shí)加快審批速度，提高通關(guān)效率，縮短貨物平均放行時(shí)間與結(jié)關(guān)時(shí)間。對(duì)于商品檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)組織有關(guān)專(zhuān)家進(jìn)行比較，符合中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)的國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)予以雙向認(rèn)可。同時(shí)為跨境電商出口創(chuàng)造有利條件，支持自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)企業(yè)開(kāi)展跨境電商進(jìn)出口業(yè)務(wù)。加強(qiáng)服務(wù)體系建設(shè)。政府應(yīng)注重自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)配套設(shè)施建設(shè)，同時(shí)要做好自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的統(tǒng)籌布局與合理規(guī)劃，防止三個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)片區(qū)的定位與功能逐漸趨同。

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（責(zé)任編輯：郭麗春）