序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇對外貿易增長的原因范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

關鍵詞：FDI；對外貿易；脈沖響應；方差分解

中圖分類號：F2

文獻標識碼：A

1引言

中國改革開放三十年，經濟迅速崛起，如果知道是什么關鍵因素導致了中國經濟奇跡，這對中國及其他發展國家有著極大意義，因此，國內外不少學者都對FDI與經濟增；長的關系做實證分析。但由于不同學者選擇的研究方法和數據的不同以及不同國家或地區的貿易制度、經濟開放程度和相關優惠政策存在差異都導致了實證分析結果存在一定的差異。因此筆者選擇使用1990-2015年江蘇省的數據進行格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解來分析江蘇省的FDI、對外貿易與經濟增長的動態關系。

2文獻綜述

許多學者就FDI、對外貿易與經濟增長的關系做過實證研究。賀紅波、屠新曙（2005）認為FDI與經濟增長之間具有正相關關系，但是經濟增長并不是FDI增長的格蘭杰原因。崔建軍、呂亞萍（2014）利用國內30個省、市、自治區1998～2010年的面板數據分析得出FDI對30個省、市、自治區的經濟增長起到了顯著的促進效果，然而FDI在各地區所產生的經濟影響有所不同。吳漢嵩（2008）我國1978～2006年進出口貿易與經濟增長的數據進行回歸分析和比較，得出無論是出口貿易還是進口貿易都對經濟增長有促進作用的結論。張漢東、胡朝麟（2012）認為對外貿易對浙江省經濟增長的貢獻是顯著的，由于進出口結構失衡，出口對GDP總量的貢獻遠大于進口，且差距有拉大的趨勢。

3模型建立及數據說明

3.1數據來源及處理

本文數據來源于1990-2015年的江蘇省統計年鑒和中國人民銀行。其中，FDI代表外商直接投資，進出口總額代表對外貿易，江蘇省的地區生產總值（GDP）代表經濟增長。為了使三個變量的單位一致，用每年人民幣對美元的平均匯率對FDI進行調整，使三個變量的單位均為億元。為了數據的可比性，用消費者價格指數（1990=100）對實際外商直接投資和地區生產總值進行平減。對GDP、FDI和TRADE進行對數化處理以消除原始變量的異方差影響，得到LNGDP，LNFDI，LNTRADE。

3.2模型建立

建立如下的計量經濟學模型：

LNGDPt、LNFDIt和LNTRADEt分別表示t時期的GDP、FDI和對外貿易額；α1表示LNFDI對GDP的貢獻度，即變動一單位FDI所帶來的GDP的變化值；α2表示變動一單位對外貿易額所帶來的GDP的變化值；μt表示隨機擾動項。

4實證結果分析

4.1平穩性檢驗

為避免偽回歸，時間序列的首要問題是判斷它的平穩性。因此本文采用ADF方法對原序列進行單位根檢驗。ADF檢驗結果如表1。

從表1可知，LNGDP和LNFDI原序列都平穩，但LNTRADE原序列非平穩，但LNGDP、LNFDI和LNTRADE一階差分序列平穩。因此需要通過協整分析檢驗這三個非平穩變量的線性組合是否為平穩序列，如果是平穩序列，可以認為這LNGDP、LNFDI和LNTRADE變量之間存在長期均衡關系。

4.2協整檢驗

本文采用的是最常見的Johansen協整檢驗。檢驗結果如表2。

通過統計量的檢驗判定：LNGDP、LNFDI和LNTRADE之g存在一個協整關系，說明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之間存在長期均衡關系。

4.3格蘭杰因果檢驗

前文的協整檢驗只能說明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之間存在長期均衡關系，但無法說明三者之間存在的相互影響是正向、逆向或是雙向。本文采用格蘭杰因果檢驗來明確LNGDP、LNFDI和LNTRADE三者間的相互關系。格蘭杰因果檢驗利用VAR模型來檢驗LNGDP、LNFDI和LNTRADE三個變量的所有滯后項是否對另外一個或兩個變量的當期值有影響，如果影響顯著說明該變量對另外一個或兩個變量存在格蘭杰因果關系。

VAR模型的平穩性檢驗：

建立VAR模型，并進行平穩性檢驗。根據圖1可知所有根的模的倒數均在圓內，VAR模型平穩。

從表3的結果可以看出，在短期內，FDI是經濟增長的主要原因，而經濟增長卻不是導致FDI增長的主要原因。由此可知，江蘇省吸引外商直接投資的并不是經濟增長，而是一系列優惠政策和較高的對外開放程度等其他影響因素。短期內對外貿易是導致經濟增長的主要原因，但經濟增長并不是對外貿易增長的格蘭杰因果。這主要是由于江蘇省對外貿易中出口貿易占大比重，而目前江蘇省出口商品仍主要以缺乏國際競爭力的勞動密集型的產品為主，由此短期內經濟增長可能帶來人力資本成本的上升而不會導致技術創新和技術密集型產品的迅速發展，因此短期經濟增長對對外貿易影響并不顯著。

4.4IRF脈沖響應函數

篇(2)

關鍵詞：上海對外貿易；經濟增長；協整分析；Granger因果關系分析；誤差修正模型

中圖分類號：F752文獻標識碼：A文章編號：1005-0892(2006)11―0103-05

改革開放以來，上海市對外貿易發展迅速，全市進出口總額從1976年的20．03億美元增加到2005年的1863．65億美元，年均增長16．35％。對外貿易進口增加尤其顯著，從1978年的1．33億美圓增長到2005年的956．23億美圓。2003-2005年的進出口總額分別為1123．97、1600．26和1863．65億美圓，占全國比重分別為13．2％、13．9％、13．1％。而上海在全國經濟中占有舉足輕重的地位，2003-2005年上海市CDP分別為625081、7450．27和9143．95億元，占全國比重分別為5．4％、5．5％、5．O％。隨著上海被確定為中國四個中心和長江三角洲經濟的進一步發展，研究上海對外貿易與經濟增長的關系具有十分重要的現實意義。

一、文獻綜述

對外貿易是否促進經濟增長一直是經濟學界爭論的焦點。在國內外的文獻中，大體上存在三種觀點：促進論、阻礙論、折衷論。許多經濟學家從不同角度提出了對外貿易促進經濟增長命題的理論。就對外貿易與經濟增長關系的實證研究領域而言，主要有以下三種方法：一是對跨國或地區的截面數據進行普通最小二乘法(OLS)；二是利用單個國家或地區的時間序列數據進行協整檢驗、因果關系分析等；三是根據跨國或地區的截面和時間序列數據混合組成的面板數據進行研究。由于采用的研究方法和樣本不同，其結論也不一致。

1．對跨國或地區截面數據的研究。在早期的實證研究中，經濟學者們采用普通最小二乘法(OLS)對跨國或地區的截面數據進行檢驗，實證結果一般都支持出口促進增長的觀點。Balassa(1978)利用11個初步工業化國家1960-1966年和1966-1973年兩個時期的數據，建立開放經濟條件下的出口擴張型總量生產函數，加入勞動力平均增長、國內投資占產出的平均比例、外資占產出的平均比例等交量，利用OLS法，對GNP平均增長與出口平均增長的關系進行實證分析，得出的結論支持出口促進增長。Feder(1983)的研究集中分析了出口部門對非出口部門的外部經濟效益，由此推出著名的Feder模型，結論同樣支持出口促進增長的觀點。早期關于跨國或地區截面數據的經驗分析雖然結論相似，但其可靠性值得懷疑，這是因為在選取各國截面數據時沒有考慮到不同國家或地區間的異質性，所選的國家在經濟結構、生產技術水平以及要素稟賦等方面具有很大的相似性，導致了分析結論相似。此外，OLS法得出的結論只能表明對外貿易和經濟增長之間的相關性，并不能說明兩者是否存在因果關系。

2．對單個國家或地區時間序列的研究。這類研究利用單個國家或地區的時間序列數據，運用協整檢驗、Granger因果檢驗等方法，既分析對外貿易與經濟增長之間的相關關系，又分析兩者的因果關系，得出的結論各種各樣。Karunaxatne(1994)對澳大利亞1959年第3季度至1992年第2季度的數據，運用雙變量的Granger檢驗方法得出的結論是出口促進經濟增長，但運用脈沖響應函數法(IRFS)和預測誤差方差分解法(FEVDS)分析時，得出的結論卻不一樣。Dhawan和Biswal(1999)利用向量自回歸模型(VAR)及JJ協整分析技術，分析了印度1961-1993年GDP與出口的關系，發現在短期內出口增長帶動經濟增長，但在長期內這種關系并不明顯。

3．對跨國或地區面板數據的研究。Jung和Marshall(1985)分析了37個發展中國家和地區1950～1981年出口和GDP的關系，發現有20個國家的出口增長與經濟增長之間不存在因果關系，只有以色列存在雙向因果關系。Ghartey(1993)對美國、日本和我國臺灣省的經濟數據進行分析后發現美國的GDP是其出口增長的原因；我國臺灣省剛好相反；在日本，兩者互為因果關系。后兩種方法由于能較好地克服不同國家和地區之間的異質性問題，目前已成為對外貿易與經濟增長關系實證研究的主流方法。國內也有不少學者考察了中國的對外貿易和經濟增長之間的關系，也做出了一些成果。楊全發、舒元(1998)在論述了出口促進經濟增長的機制和條件后，利用Balassa及Feder建立的模型進行實證分析，結果表明中國出口對經濟增長的促進作用不明顯；沈程翔(1999)根據1977-1998年中國出口與GDP的統計數據，利用協整理論，檢驗了“中國經濟增長的出口導向性”學說，結果發現中國的出口與產業之間存在雙向的因果關系，但不存在長期的均衡關系。宋少華、宋泓明(2001)分析了中國1978～1999年出口與GDP的關系，認為短期內出口促進了經濟增長，但在長期內并不明顯。

以上眾多的學者運用不同的方法進行實證分析，得出了不同的結論。但筆者認為上述研究有以下幾個問題值得探討：

第一，以往的研究僅考慮出口因素對經濟增長的影響，而未考慮進口因素或只是簡單地把進口當作GDP的一個減量計算凈出口建立模型，或者根本沒有考慮進口因素而建立模型。出口與進口是兩個性質相差很大的變量，出口更多是受到經濟體外部因素的影響，可以被看作一個外生變量；而進口的變動則更多地受到經濟體內部因素的影響，主要是一個內生變量，顯然應該全面考慮出口與進口兩個變量對經濟增長的影響。

第二，在以往的對外貿易與經濟增長關系實證分析中，特別是在建立誤差修正模型時，除了考慮出口以外，沒有同時考慮消費和投資對經濟增長的影響。而從短期關系看，一國的經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口三個因素。在短期內不考慮消費和投資對經濟增長影響的誤差修正模型顯然缺乏說服力。

第三，國內學者大多對中國整體的對外貿易與經濟增長關系進行實證分析，對于地區的對外貿易與經濟增長關系的研究較少，并且由于我國各地區經濟和貿易發展水平不同，各地區的對外貿易與經濟增長關系可能與中國整體的特征相異。因此，本文根據1976-2005年上海市統計數據，運用主流研究方法。在模型中加入進口、消費、投資等解釋變量，對上海

市對外貿易與經濟增長關系進行協整分析，力求突破以往研究的局限性，使得實證分析結果更具說服力。

二、數據與方法

(一)數據

選取的變量為國內生產總值(GDP)，對外貿易進口額(IM)，對外貿易出口額(EX)，居民總消費水平(c)，全社會固定投資額(I)，進出口值分別用當年平均匯率換算為以人民幣為單位的進出口值。樣本數據為1976年至2005年的年度數據，用于分析的數據全部來自《上海統計年鑒》。為消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不改變原序列的協整關系。變量的對數形式表示為LNGDP、LNC、LNI、LNEX、LNIM。

(二)方法

協整理論是一種新的建模技術，它從分析時間序列的非平穩性人手，探求非平穩變量間蘊涵的長期均衡關系。本文運用協整理論時用到的方法有平穩性檢驗(ADF檢驗)、協整檢驗、Granger因果關系檢驗及誤差修正模型。

1．平穩性檢驗

在進行時間序列分析時，傳統上要求所采用的時間序列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢，否則將會產生“偽回歸”問題。但是，在現實經濟中的時間序列通常是非平穩的。為了使回歸有意義，可以對其實行平穩化，采用的方法是對時間序列進行差分，然后對差分序列進行回歸。這樣做的缺點是忽略了原時間序列包含的有用信息，而這些信息對分析問題來說又是必須的。為了解決上述問題，可以采用協整方法，而要進行協整分析就必須進行單位根檢驗。本文采用ADF方法對如下回歸方程中的系數x進行T檢驗：

(本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。)

在上式中，是一階差分符號，xt是隨機誤差項，yt是所研究的時間序列，m是最佳滯后期數，這個滯后期數保證x誤差項的平穩性。零假設H0：yt是一個靠平穩序列，當x顯著為負數時便拒絕原假設。在實際中，回歸的最佳滯后期數m是不知道的，本文采用Engle

LNC、LNI、LNEX、LNIM影響的短期波動規律。這說明上海消費和對外貿易與GDP之間存在緊密聯系，消費和對外貿易對GDP增長具有較強的促進作用。(2)式的回歸決定系數R2較低，可能是缺省了變量的緣故，但這不影響已有變量間的關系。誤差修正模型表明：在短期內，對外貿易進口與投資可能偏離它與國內生產總值的長期均衡水平，但它們的關系由短期偏離向長期均衡調整的速度很快。消費、貿易出口與投資分別以0．34、0．14和0．13的比率影響本年度國內生產總值的年增長量，對外貿易進口則以0．02的比率反方向影響GDP。就平均而言，上一年度的非均衡誤差以0．42的比率修正國內生產總值增長的偏離。

四、主要結論及政策建議

本文對上海1976年至2005年的服務貿易進口、出口和GDP進行了協整檢驗，并在此基礎上通過Granger因果關系檢驗和建立誤差修正模型來分析它們的關系，得出以下幾點結論：

1．雖然中國GDP與對外貿易進口、出口之間的關系是非平穩的，但它們之間的線性組合卻是平穩的，即它們之間存在一個長期穩定的關系。在長期內，它表示上海市消費、出口、投資每增長1％。GDP將依次增長0．52％、0．42％和0．02％；進口每增長l％，GDP將減少0．08％。消費和對外貿易出口對經濟增長的貢獻比投資對經濟增長的貢獻大，而對外貿易進口則是向反方向影響GDP。這說明改革開放以來，引進大量國外先進的技術、管理方法和經驗，對中國經濟的發展起到了巨大的推動作用，這與國內經濟學者的普遍觀點一致。另外也反映了由于中國對外貿易綜合競爭力比較低、對外貿易人員的素質不高等原因導致了對外貿易進口對經濟增長的作用遠遠沒有達到應有的水平。

2．變量之間的因果關系檢驗表明：對外貿易進口和投資對經濟沒有促進作用，但出口和消費卻可以促進中國經濟的增長；經濟增長對服務貿易進口和服務貿易出口、消費不構成原因，但卻是投資增長的原因。以上結論的隱含意義在于，上海經濟增長對消費和對外貿易的促進作用不明顯，投資和進口對上海經濟的促進作用還沒有發揮出來。這與中國現實相符，當前中國還處在市場經濟的不斷完善過程中，各種制度包括對外貿易管理制度比較松散，單純經濟的增長不足以促進對外貿易的發展。

3．誤差修正模型的分析表明：在短期內，對外貿易進口與投資可能偏離它與國內生產總值的長期均衡水平，但它們的關系由短期偏離向長期均衡調整的速度很快。消費、貿易出口與投資分別以0．34，0．14和0．13的比率影響本年度國內生產總值的年增長量，對外貿易進口則以0．02的比率反方向影響GDP。

短期內，一國的經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和出口需求三駕馬車。在其他條件不變時，出口的擴大意味著有效需求的擴大，從而促進了經濟增長。但我們同樣不可忽視進口的作用，上海的進口品中有大量的市內急需的關鍵生產設備、高新技術和重要原材料，這些進口品有利于促進科技進步和生產率的提高，在生產中發揮了重要作用，有些進口品是直接為出口服務的，進口同樣可通過影響出口而影響經濟增長。因此，短期內，出口和進口共同對經濟增長起促進作用，把進口僅看作GDP的一個減量的認識是片面的。雖然上海出口貿易發展迅速，出口促進經濟增長的作用明顯，但是，目前上海的出口貿易還處于以數量增長為特征的粗放型發展階段，還存在不少問題，如傳統外貿體制的制約；出口產品檔次較低，缺乏品牌；出口市場過于集中等。對外貿易進口的促進作用還有待于進一步發揮，以實現上海經濟增長粗放型向集約型的改變。

篇(3)

關鍵詞：對外貿易；現狀；特點

在當前的發展形勢下，我國對外貿易發展隨著國際市場經濟形勢的變化而呈現不同的形態和趨勢。就目前情況而言，我國對外貿易的發展具備一定的優勢，但外部影響因素仍然較多，各種原因相互融合，國內因素所占的比重越來越大，在企業經營壓力過大的情況下，中國對外貿易的情況不容樂觀。國際經濟形勢變化不斷，我國對外貿易存在諸多挑戰和機遇，且我國對外貿易發展存在其顯著地特點。

一、我國對外貿易發展的現狀

我國對外貿易的現狀是優勢和劣勢、機遇與挑戰并存的局勢。自經融危機以后，世界經濟發展仍然處于復蘇階段，在民眾對商業市場的逐步恢復信心的過程中，國際市場金融局勢緊張的問題得到緩解，而私人消費與跨國投資也在不同程度的基礎上得到恢復。在國際形勢大背景的驅動下，我國對外貿易呈現的狀態主要表現分為兩方面來探討。

1、我國對外貿易的優勢

第一，在國際市場的影響之下，我國對外貿易在新興市場發展勢頭強勁。根據商務部門最新公布的信息，到2010年，中國與新開發的市場雙邊貿易強勁，中國已經成為貿易重要的出口市場，根據相關的資料顯示，中國已經成為繼日本，韓國，東盟，澳大利亞，南非等國家和地區第一貿易伙伴與第一出口目的地，歐盟第二大貿易伙伴和第二出口目的地，是美國第二大貿易伙伴和第三大出口目的地。

第二，自2010年以來，中國堅持應對金融危機對本國經濟的沖擊，在實施了一系列計劃之后，中國的經濟結構進入到快速調整與發展的階段，隨著中國的國民經濟向著預期的方向發展，中國在國際上的經濟地位進一步得到鞏固，已經出現回升與穩定增長的趨勢。

自十二五之后，一系列規劃的實施為經濟諸如了新的活動力，伴隨著城鎮化進程的加快，工業發展與產業結構升級成為工業增長的另一個主要原因，伴隨著各級金融系統鼓勵民間的投資以推動區域協調發展，中國的經濟獲得了有效的支撐，持續平穩的發展。

第三，多雙邊經貿合作的主流形勢為我國對外貿易的發展也相應的提供了良好的市場和相關的環境，在國際金融行業深受打擊的過程中，全球化的基本發展態勢依舊沒有根本改變，在多邊貿易仍然為國際貿易主流的情況下，產同國際貿易的持續發展，依舊是貿易發展的主流。這對于對外貿易依存度較高的我國而言，亦有利于對外貿易的繼續發展。

第四，國內企業競爭力和活力的繼續增強是我國對外貿易行業繼續穩定發展的根本基礎和源泉。經過金融危機的考驗，我國對外貿易企業整體國際競爭力繼續提高，伴隨著中國貿易活力的持續增強，與產業結構調整加快，產品檔次與技術含量和附加值進一步提高。

另外，值得提出的是，我國就對外貿易的人才和資源開發而言，依舊具有較大競爭優勢。人口基數大，表示可塑性人才的來源較廣；對外貿易中服務產業的開發力度和貿易程度不高，這就表示我國服務業貿易的發展潛力大、可開拓性足。

2、我國對外貿易的劣勢

第一，我國在對外貿易中對知識產權的重視力度和保護程度不足。需要特別指出的是，在中國加入世界貿易組織以來，中國經濟的增長也出現了大幅度的提高，中國與美國，日本與歐盟等國家與地區的國際貿易摩擦問題也變得愈來愈嚴峻。中國中小企業的自主創新能力偏弱，缺乏響應的國際競爭力，雖然中國于1982年出臺《商標法》，建立了較為完善的知識產權保護法律法規體系，但直到現今為止，知識產權保護意識在絕大多數企業中依舊較為淡薄，也并沒有引起絕大多數企業的相關重視。

伴隨著企業基本員工的變動，泄露原單位商業秘密的現象十分普遍。世界貿易組織《與貿易有關的知識產權協議》中的最為重要內容雖為商業秘密保護，中國的相關法律也對詞做出了相關具體規定，但為數眾多的企業與個人對商業機密的保護依舊認識的不夠深刻。

第二，國際經濟形勢的影響，導致我國對外貿易外需增長力度不足。由于金融危機的影響和各國市場競爭的增強，導致我國對外貿易外需增長減緩。在現階段的發展狀態下，世界經濟仍然在復蘇，不確定的因素依舊較多，世界經濟依舊在內低位徘徊。2011年二季度以來，大規模刺激性政策到期或效應逐步減弱，美國與日本經濟復蘇明顯放緩，歐洲經濟復蘇雖然超出預期，但由于內部失衡加劇，后續增長依舊乏力。

第三，世界貿易摩擦的不斷升級和各國貿易保護政策的加強，導致我國對外貿易發展障礙增多。

第四，國際市場競爭的加劇和生產要素成本的提高，也制約著我國對外貿易你發展的步伐。

二、我國對外貿易發展的特點

1、我國對外貿易持續增長自我國加入WTO以來，對外貿易始終保持者持續增長的態勢。盡管金融危機后，收國際經濟形勢的影響，增長速度有所減緩，但一直保持增長趨勢。

2、我國對外貿易產業分布不合理

我國對外貿易發展較充分的是加工貿易，主要的對外貿易商品集中輕工行業，如：服裝生產、玩具加工、高科技產品的下游商品加工。而服務貿易等產業發展還不充分，新興產業發展等開拓力度還不足。

3、我國對外貿易發展受外部環境影響較大

隨著我國市場經濟發展程度的提高和深化，國際環境對我國對外貿易的影響程度也在不斷增強，各國政治形勢和經濟格局的變化始終牽動著我國對外貿易的每一根神經弦。

4、我國進出口貿易方式向多樣化發展

我國進出口貿易方式除了包括一般貿易、補償貿易、來料加工貿易、進料加工貿易、租賃貿易、易貨貿易，還包括出料加工貿易、保稅倉庫進出境貨物、保稅區倉儲沌口貨物等。

結語：中國對外貿易在國際市場的影響下，呈現緩慢增長的趨勢。雖然我國對外貿易發展一直保持增速，但其發展存在較多不足，需要改進并增強市場競爭力。（作者單位：內蒙古師范大學法政學院）

參考文獻：

[1] 于海.我國與新興市場貿易增勢強勁[J].機械制造，2011，（03）

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[關鍵詞] 對外貿易依存度 依存度

外貿易依存度是指一定時期內進出口貿易值與該國同時期國民經濟生產總值的對比關系，它是衡量一國經濟發展對進出口貿易的依賴程度。近年來，隨著我國對外貿易的加快發展，我國的對外貿易依存度也呈現出不斷上升的勢頭。

自2001年中國加入世界貿易組織后，對外貿易在促進經濟增長中的作用日益突出。伴隨著我國對外貿易規模的持續擴大，對外貿易依存度也遠遠高于世界外貿依存度的平均水平。與國際相比較，我國的外貿依存度呈現出以下四個自身鮮明的特征:(1)我國外貿依存度的提高與國際發展趨勢基本保持一致。(2)外貿依存度持續增長。(3)我國的出口貿易依存度一直高于進口貿易依存度。(4)我國對外貿易依存度的提高同世界經濟增長是同步的。下面來具體分析。

一、中國外貿依存度過高的原因分析

1.中國對外貿易的增長速度過快，明顯高于GDP的增速

改革開放以來，隨著中國經濟融入世界經濟一體化進程的加快，中國對外貿易發展迅速，從2004年至今對外貿易規模穩居世界第3位。與此同時，國內GDP則維持在一個相對穩定的增速上。所以對外貿易的增長速度越快，外貿依存度則越高，可見，中國對外貿易的快速發展是導致外貿依存度持續走高的直接原因。

2.經濟全球化的加速發展

經濟全球化的日益深化以及國際經濟環境的不斷改善，為中國對外貿易的發展提供了良好的機遇。中國外貿依存度的提高與世界經濟貿易的發展趨勢基本吻合。國內外經濟形勢的普遍利好為中國對外貿易的發展提供了良好的內、外部環境，極大地拓展了中國進出口,特別是出口的空間。

3.中國的貿易導向戰略

中國一直利用稅收手段鼓勵資本品進口，如進口設備稅收的可抵扣、“三減兩免”等優惠政策。與此同時，地方政府出臺的出口補貼和貼息等政策鼓勵了企業出口，甚至在有些地區把出口創匯作為考核干部政績的一個主要內容，從而導致各地外貿企業的出口積極性空前提高。在出口和進口的雙向激勵下，中國的進出口總量快速上升，貿易導向戰略推動了外貿依存度的提高。

4.外商直接投資帶動加工貿易的迅速發展

改革開放后，中國成為發展中國家中最大的吸收外商投資國。很多外商看準了中國在廉價勞動力上具有的巨大優勢，把中國作為其加工基地，大量開展加工貿易。加工貿易是“兩頭在外，一頭在內”的一種貿易方式，其外貿傾向性大大高于其他企業。由于加工貿易的自身特點及其在中國對外貿易中占據的較大比重必然導致中國外貿依存度存在高估。

二、政策建議

1.改變對進出口數量持續增長的一味追求

要想推動中國從貿易大國走向貿易強國，應該制定更為合理、符合國情的對外貿易政策，放棄以追求貿易目標增長為對外貿易政策核心的一貫做法，建立科學評判外貿政策和政策實施效果的指標體系，將“以質取勝”確立為整個外貿政策的核心，追求效益的最大化和能源資源使用的最小化，以利于提升中國整體經濟運行質量和外貿核心競爭力。

2.重視國內市場對經濟的拉動效應

世界經濟全球化和區域經濟一體化進程的加速，促使我們必須為經濟持續增長提供動力，而動力應來源于國內和國外兩個市場。過于強調出口導向、忽視國內市場對經濟增長的拉動作用是片面的。因此，應在鞏固現有外貿市場份額的基礎上，在對外貿易持續健康增長的同時，擴大國內市場對經濟增長的拉動作用和影響，制定兼顧內外的經濟政策，從而避免任何一個市場出現波動時，對中國經濟運行造成不利影響的可能。為此，要使用法律手段，保證全國工資水平的持續增長，增加國民收入和有效供給，提高內需在拉動經濟增長中的作用和地位。

3.加快加工貿易的轉型升級

盡管加工貿易對中國經濟增長功不可沒，但目前的加工貿易仍面臨諸多問題，如企業核心技術自主研發能力不足，產品檔次偏低，缺少高附加值、高新技術、高創匯的產品，資源和能源浪費嚴重；國內加工企業營銷能力弱，對特定市場依存度過高，易受國際經濟波動影響，抗風險能力弱等。為此，應大力推進加工貿易的轉型升級，促進加工企業增大核心技術與關鍵零部件的進口，提高國際市場經營開拓能力，變中國的加工地位為生產經營地位，以提高加工貿易對國民經濟的貢獻度。

4.落實“國民待遇”原則，防止落入“引進依賴”陷阱

一方面，按照市場經濟公平競爭和WTO 國民待遇的原則，逐步取消對中資企業在稅收和銀行貸款上的優惠。從長遠角度改善中國出口商品的結構，提高出口商品的檔次和價格，增加企業利潤，改變大量出口資源消耗型和勞動密集型商品的舊格局，提高資源和能源的使用效率。

另一方面，按照中國入世承諾，盡快實現對外資企業的國民待遇原則，取消各種“超國民待遇”的優惠，通過提高外資進入中國市場的門檻來提高外資的質量，防止中國經濟落入“引進依賴”陷阱。當前，國內大部分產業出現了供大于求、重復投資、出口增長過快的問題。我國引進的5000 多億外國直接投資中，技術含量較高的投資不到40％，而60％以上的外資屬于規模小，技術含量低的。由于我國的勞動密集型商品市場已經飽和，因此這些投資所生產的產品只能紛紛涌向國外市場，這就造成了中國勞動密集型產品不斷的大量出口。此外，一些不符合我國產業政策的外資還嚴重干擾了我國宏觀經濟政策的實施和產業結構的調整。因此，對這部分資本必須加強規范和引導。

參考文獻：

[1]尹冬梅:我國外貿依存度不斷攀升的原因[J].對外經濟關系，2007，（60）

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關鍵詞：對外貿易；經濟增長；協整檢驗；Granger因果檢驗

一、引言

對外貿易與經濟增長的關系一直是經濟學研究的重要內容。國家十二五規劃中明確提出了內陸開放及推進重慶兩江新區開發開放。因此對重慶市對外貿易與經濟增長的研究具有重要的意義。國內外學者關于對外貿易與經濟增長關系做了大量的實證分析，Marshall和Jung（1997）對37個發展中國家和地區1950-1981年出口和經濟增長的關系進行了研究，研究結果表明有20個國家的出口和經濟增長之間不存在因果關系，16個國家只存在單向的因果關系，只有一個國家以色列的出口和經濟增長之間存在雙向因果關系。李坤望、李平（1994）運用回歸分析法，得出了出口增長對我國經濟增長存在著積極的影響，但經濟增長對出口增長則沒有影響的結論。范柏乃、兵（2004）通過回歸分析得出，我國的進口貿易與經濟增長之間存在著較強的互為因果的關系。陳偉國、范大良（2004）認為進出口與經濟增長存在的是單向的因果關系。研究文獻雖多，但多是針對全國或東部沿海地區，對內陸或西部地區的研究較少。本文基于重慶1987-2009年的樣本數據，對重慶市對外貿易與經濟增長的相關性進行實證分析和檢驗。

二、重慶市對外貿易與經濟增長的發展現狀

1987年以來，重慶市的進出口貿易值和GDP總體上保持增長的趨勢，由于受到2008年國際金融危機的影響，2009年進出口貿易出現下降，但經濟總體上還是增長。1987-2009這22年期間進出口貿易總額年均增長率為19.2%，進口和出口額的年均增長率分別為19.6%，18.9%，GDP的年均增長率為17%。受到亞洲金融危機和2008年國際金融的影響，進口額1997、1998年出現下降，出口額1996-1999年總體下降，但是1997年出現反總體趨勢的增長，主要是因為重慶直轄市的成立，使得其出口得到較大幅度的提升。GDP在兩次金融危機中依然保持增長的趨勢。國際經濟環境僅對重慶進出口貿易的影響較大，但對于重慶市經濟的發展的影響較小，一方面說明了重慶市經濟發展主要依賴于自身發展的需求，另一方面也表明了重慶市國際接軌程度較低，對外貿易對經濟增長的作用相對較弱。

三、實證分析

（一）數據的選擇與說明

本文采取重慶市統計年鑒數據。相關變量界定如下：經濟增長指標以重慶市的生產總值GDP表示；進出口額M，X以當年平均匯率計算為人民幣，當年平均匯率數據來源于中國國家統計局。為保證數據的可比性和容易得到平穩序列而消除可能存在異方差，分別對三個變量取自然對數，即：LNGDP，LNM，LNX。相對應的一次差分分別為D（LNGDP），D（LNM），D（LNX）。

（二）數據的單位根檢驗

本文運用Eviews5.0，通過ADF檢驗對數據進行平穩性檢驗。檢驗順序為：從含有常數項和時間項模型開始，然后為只含常數項模型，最后為既不含常數項也不含時間項模型。在三種情況下都無法形成穩定的時間序列的，再進行一階差分重復上述檢驗過程直到達到穩態為止。檢驗結果表明，LNGDP、LNM，LNX都是1階單整序列，即都為I（1），因此符合協整分析條件。其平穩性檢驗結果，如表1所示。

（三）協整分析

本文采用Johansen極大似然方法來檢驗LNGDP、LNM和LNX之間的協整關系，由于協整檢驗實際上是一種基于向量自回歸（VAR）的檢驗方法，在對外貿易水平與經濟增長關系的分析之前，先進行最優滯后項的確定，最優滯后階數為4階。協整檢驗結果，如表2所示。

LNGDP與LNM、LNX之間分別存在協整關系，其協整方程如下：

LNGDP＝3.880622+0.385729lnx+

（0.09190） （0.12179）

0.5174191nm

（0.13382）

由上方程可知，LNX前的回歸系數為，表明出口與GDP之間存在正向關系，GDP對出口的彈性為，而LNM前的回歸系數為，表明進口與GDP之間存在正向關系，GDP對進口的彈性為，因此，進口比出口對經濟增長有更強的作用。

（四）Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果表明對外貿易與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，即是由貿易的擴張帶來經濟的增長，還是經濟增長帶來貿易的擴張，需要進一步驗證，本文采用Granger因果關系檢驗方法檢驗，結果如表3所示。

由表3可以看出，在5%的顯著水平下，INGDP沒有引致LNM被拒絕，說明至少以95%的概率可以保證經濟增長影響進口額。但是對外貿易不能引致經濟增長的零假設不能被拒絕，即接受零假設，說明對外貿易對經濟增長影響不顯著，經濟增長不能引致出口額的零假設不能被拒絕，即接受零假設，說明經濟增長對出口的促進作用并不顯著。因此只存在經濟增長引致對外貿易進口增長的單向因果關系。

四、實證研究結論

本文通過對1987-2009年重慶市對外貿易與經濟增長關系的分析，從以上計量模型分析結果可以得出結論如下。

第一，從平穩性檢驗的角度，LNGDP、LNX和LNM的一階差分序列平穩，重慶市GDP與進、出口是二階單整序列。

第二，通過協整檢驗及由此得出的協整方程表明，雖然重慶市GDP和進、出口之間是非平穩的，但長期的動態均衡關系說明三者之間存在內在穩定機制。由協整關系式可知，重慶市經濟增長與出口和進口之間存在正相關的關系，進口對經濟增長的作用強于出口。

第三，從格蘭杰因果檢驗上看，在5%顯著水平上，重慶市GDP與進口存在單向的格蘭杰因果關系。

參考文獻：

1.Michael,M.Exports and Economic Growth: an Imperial Investigation[J].Journal of Development Economics,1997(8).

2.李坤望,李平.出口與中國經濟增長之間關系的實證分析[J].南開經濟研究,1994(2).

3.范柏乃,兵.我國進口貿易與經濟增長的互動關系研究[J].國際貿易問題研究,2004(9).

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[關鍵詞] 對外貿易 經濟增長 協整檢驗 Granger因果檢驗

一、文獻綜述

我國改革開放以來，對外貿易不斷發展，經濟增長速度顯著提高，成為全球經濟增長速度最快的國家之一。在經濟學界，對外貿易是否促進經濟增長一直是一個有爭論的問題。在國內外的文獻中，大致存在三種觀點：促進論、阻礙論、折衷論。

英國經濟學家亞當?斯密最早提出了“對外貿易是經濟增長的發動機”的思想，在此之后，李嘉圖、約翰?穆勒以及D?R?納克斯、勞爾?普雷畢什在他們的著作、模型中都把對外貿易作為經濟增長的一個重要因素。對外貿易對一國經濟增長具有不可忽視的作用，是理論研究界已證實的論點，也是我國經濟學界普遍認同的觀點。近幾年，就我國對外貿易對于經濟增長的促進作用這個問題，國內許多學者做了大量的實證研究。

20世紀90年代起，國內外學者開始關注出口貿易與經濟增長的研究。Kwan&Cotsomitis(1991)最早根據中國1952年～1985和1952年～1978年兩個樣本期的數據，利用格蘭杰因果關系檢驗，發現1952年～1985年期間出口貿易與中國經濟增長存在雙向因果關系，而在1952年～1978年期間則不存在這種關系；李文(1997)運用經濟增長模型進行了實證分析，得出由于出口部門的要素生產率高于非出口部門的要素生產率，從而出口增長對我國經濟增長具有明顯的拉動作用；彭福偉(1999)，張小濟(1999)從凈出口的角度的實證分析，得出凈出口與經濟增長并非強度相關的結論；賴明勇等(1998)和尹翔碩等(l997)則通過將國民生產總值分為出口產業部門和非出口產業部門，并通過簡單線性回歸得出，出口貿易對非出口部門乃至整個經濟增長推動作用不強的觀點。楊全發(1998)運用巴拉薩和費德模型，對我國改革開放以來的數據進行線性回歸分析，得出得出制成品出口增長與經濟增長負相關，初級產品出口增長與經濟增長正相關；李國柱分析了制度變遷下出口貿易對經濟增長的影響，發現不同制度下貿易乘數并不相等。

對外貿易與經濟增長關系的實證研究方法主要有三種：一是利用橫截面數據對對外貿易與經濟增長等變量進行普通最小二乘法；二是利用時間序列數據對對外貿易與經濟增長等變量進行協整檢驗、因果關系分析等，具體方法有三種：第一，利用有限階的向量自回歸模型（VAR），使用LR統計量、WALD統計量、F 統計量進行檢驗；第二， 脈沖響應函數法（IRFs）；第三，預測誤差方差分解法（FECVDs）。三是利用橫截面和時間序列數據組成的面板數據進行研究。后兩種方法現已成為主要的實證研究方法。

本文采用近年來主流的單位根檢驗（ADF 檢驗）、Granger檢驗和協整理論，根據我國1978年～2006年的數據，對我國對外貿易與經濟增長關系進行實證分析，探討我國對外貿易與經濟增長之間的內在關系，并得出相應的結論。

二、協整檢驗模型

1.樣本的選取及基本特征

本文采用1978年到2006年共29年的年度數據，用出口總額(EX)、進口總額(IM)和進出口總額（TOT）來反映對外貿易狀況；用國內生產總值(GDP)來反映經濟增長，均以現價形式表示，使用1978年為基期的商品零售價格指數進行調整，以消除物價因素的影響。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差，為了避免數據序列的劇烈波動，分別對四個變量取自然對數，即:LGDPt=ln(LGDPt/pt)，LEXt(EXt/pt)，LIMt=ln(IMt/pt)，LTOTt=(TOTt/pt)，各變量的變化趨勢見圖1。數據表明，1978年以來我國的對外貿易和經濟增長都保持著一個強勁的增長勢頭，其中在1978年到2007年30年間，國內生產總值平均增長15.08%，出口平均增長率為23.45%，進口平均增長率為22.01%。

從圖1可以看出，國內生產總值、出口總額、進口總額和進出口總額都隨著時間的增長而有不斷增長的趨勢，并且變動的方向與步調較為一致，說明這四個變量都是非平穩的時間序列。我們對各變量進行一階差分，分別用LGDP、LEX、LIM、LTOT表示，其變化情況見圖2，從圖2可看出，一階差分后各變量的時間序列變得較為平穩。

對于非平穩的時間序列，如果利用傳統的回歸分析時，會產生“偽回歸”。 針對此情況，我們首先對各變量進行單位根檢驗以檢驗各變量的時間序列的平穩性，若為非平穩，則檢驗這些變量之間是否存在協整關系，在協整檢驗的基礎上，我們再對各變量之間是否存在Granger因果關系進行檢驗。

2.各變量的單位根檢驗

在這里我們使用Eviews5.1軟件對各變量分別進行平穩性檢驗，所使用的方法為ADF檢驗法(Augmented Dickey-Fuller Test)，檢驗結果見表1。

注:表示一階差分；（c,t,k）分別表示單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢和滯后的階數，0表示不包括c或t，加入滯后項是為了使殘差項為白噪聲。

由表1可見，原序列的ADF值均大于臨界值，說明原序列在5%的顯著性水平下都是非平穩序列；而一階差分以后的ADF值均小于臨界值，因此，可以認為序列經過差分后在5%的顯著性水平下達到平穩，即所有變量均為非平穩的一階單整過程，我們可以用它做長期協整分析。

3.變量間的協整檢驗

協整概念是20世紀80年代由恩格爾-格蘭杰(Engle - Granger)提出的，后來被眾多計量經濟學家發展成為協整理論和誤差修正模型。關于協整檢驗的研究已經發展成了兩種主要的方法：一是Engle - Granger兩步檢驗法。即首先用最小二乘法對變量進行協整回歸。然后再把協整回歸所得到的殘差進行單位根檢驗。若殘差序列是平穩的。則說明存在協整關系；否則就不存在。第二種是Johansen的極大似然檢驗法。通過建立基于最大特征值的似然比統計量來判別變量之間的協整關系。

從以上的平穩性檢驗結果可以看出，序列lngdp、lnim、lnex都是一階單整的，滿足進行協整檢驗的前提條件。

Johansen(1988)和Johansen&Juselius(1990)提出了似然比檢驗方法，對于協整向量個數可以構造兩個統計量來檢驗：一個是跡統計量，一個是最大特征值統計量。本文采用最大特征值的協整檢驗來分析變量LGDP、LEX、LIM之間的協整關系。在使用Johansen程序來檢驗變量LGDP、LEX、LIM之間的協整關系過程中，其中模型最優滯后期的選擇根據無約束VAR模型的殘差分析而得到，為滯后2階，檢驗結果如表2。

注:Joansen檢驗中，選擇序列有線性趨勢且協整方程僅有截距。

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下， LGDP、LEX、LIM之間存在惟一協整關系，即三者之間存在長期穩定均衡關系，估計出的協整方程為：

LGDP=1.830679LEX-1.243807LIM+5.018887

（0.25812） （0.27455）

其中括號內的數值為回歸標準誤差。

協整方程表明：長期來看，國內生產總值與進口、出口之間存在長期穩定的均衡關系，出口變量前的系數為1.830679，說明出口對GDP產生積極的影響，出口與GDP之間是一種正向的關系，即出口的增加可以帶動GDP的增加，出口每增加1個百分點，GDP將增加1.830679個百分點；進口變量前的系數為-1.243807，說明進口對GDP產生消極的影響，進口與GDP之間是一種負向的關系，即進口的增加使得GDP減少，進口每增加1個百分點，GDP將減少1.248307個百分點。

4.Granger因果檢驗

在這里我們使用Eviews5.1軟件對各變量分別進行Granger因果檢驗，檢驗結果如表3。

從檢驗結果可以看出：1)LEX不是LGDP的格蘭杰成因，但在5%的顯著性水平下, LGDP是LEX的格蘭杰成因，即在長期內GDP的增長是導致出口增長的原因，但出口增長不是GDP增長的原因；2)LIM不是LGDP的格蘭杰成因，而在5%的顯著性水平下，LGDP是LIM的格蘭杰成因，即在長期內， GDP的增長將導致進口的增長，但進口增長不是GDP增長的原因。

三、結論

根據上述的實證研究，對于中國對外貿易和經濟增長的關系，本文得出如下兩點結論：

1.因果關系檢驗表明,我國經濟的快速增長是進出口貿易增長的格蘭杰原因，但進出口貿易的增加并不是我國經濟增長的格蘭杰成因。

2.協整方程表明：我國國內生產總值與進口、出口之間存在惟一的協整關系，即進口、出口與GDP之間存在著長期動態均衡關系，長期內，出口增長帶動我國經濟的增長，但進口增長并不能帶到那個我國經濟的增長。

參考文獻：

[1]李小平朱鐘棣:對外貿易與經濟增長的協整及因果關系檢驗――對上海市1978~2001年數據的實證分析[J].上海財經大學學報，2004（2）

[2]許啟發蔣翠俠:對外貿易與經濟增長的相關分析[J].預測，2002（2）

[3]李軍:我國對外貿易與經濟增長關系的實證分析[J].統計與信息論壇,2001（5）

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關鍵詞：欠發達區域；對外貿易；經濟增長；實證分析；甘肅省

中圖分類號：F127.4文獻標識碼：A文章編號：1003-4161(2007)05-0025-04

1.引言

從經濟學理論來分析，對外貿易、投資、消費是拉動區域經濟增長的三個重要因素，對外貿易對于一國（或一地區）的經濟增長有重要的促進作用。早期的古典經濟學家就闡述了“貿易是經濟增長的發動機”，并為發達國家的歷史經驗所證實，對于當今發展中國家的經濟增長仍然具有適應性。外貿不僅可以擴大欠發達區域的總產出和出口，而且可以換回經濟發展所需要的資本品及中間產品，為欠發達區域實行工業化、改變傳統經濟結構、提高專業化水平、實現經濟發展提供必要的條件。所以，對外貿易與國民經濟增長之間的關系問題也就成為理論研究和實踐發展過程中探討的熱點問題。本文旨在分析對外貿易與甘肅省經濟增長之間的數量關系，試圖測度出對外貿易對甘肅經濟增長的貢獻率，使我們對甘肅省外貿的現狀有一個真實的認識，并對結果進行分析與討論，進而提出類似區域通過對外貿易促進經濟增長的相關政策建議。

2.計量模型及回歸分析

在進行傳統的回歸分析時,要求所選用的時間序列數據必須是平穩的,以避免由于“變化趨勢”存在而導致的“偽回歸問題”。但大多數情況下,時間序列數據都是非平穩的,不滿足傳統回歸分析中對數據平穩性的假定。計量分析時,首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗。本文采用甘肅省1978年~2005年的海關及外匯管理統計資料，通過對進出口總額、進口總額、出口總額與經濟增長的相關性分析，以計量角度具體分析對外貿易對甘肅經濟增長過程中所起的作用。由于本文僅僅分析進出口與經濟增長的相關分析，假定其他因素對經濟增長的影響不變或影響是穩定的，由此可以用一元線性回歸模型來討論。用Y表示GDP，Z表示進出口總額，IM表示進口額，EX表示出口額，α為常數項，β為系數，е為誤差項，建立一元線性回歸模型，利用相關數據，運用OLS方法，借助SPSS軟件進行估計，結果如下：

從相關系數來看，GDP與進出口總額、進口額、出口額都具有顯著的相關性。其中，進出口總額、進口額、出口額與GDP的相關性分別達到了0.935、0.881和0.950。

模型擬合值R2=0.875，F檢驗值：F=174.42＞F0.01=7.72

說明模型總體線性擬和程度較好，R的平方為0.875,證明自變量對經濟增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗和F檢驗，這一回歸方程表示，甘肅省進出口總額每增加1億元，可以增加11.747億元的GDP。

說明模型總體線性擬和程度較好，R的平方為0.777,證明自變量對經濟增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗和F檢驗，這一回歸方程表示，甘肅省每進口1億元，可以增加27.124億元的GDP。

在開放經濟條件下，一國的經濟分為出口部門和非出口部門，用公式表示為Y=D+EX，D表示為非出口部門，其中Y本身包含了EX部分，所以在具體分析出口總額對經濟增長的影響時，采用非出口部門和出口總額的數據。

說明模型總體線性擬和程度較好，R的平方為0.900,證明自變量對經濟增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗和F檢驗，這一回歸方程表示，甘肅省每出口1億元，可以增加18.704億元的GDP。

為具體測度甘肅省GDP經濟增長的出口彈性和進口彈性，建立兩個對數模型，并用同樣的方法進行估計，以下是估計的結果：

說明模型總體線性擬和程度好，R的平方為0.929,證明自變量對經濟增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗和F檢驗，出口每增加一個單位，GDP增加0.633個單位。

系數標準差T檢驗值顯著性水平(Constant)5.2930.07273.303.000IM0.5040.03415.023.000

說明模型總體線性擬和程度好，R的平方為0.911,證明自變量對經濟增長具有很高的解釋能力，且通過了T檢驗和F檢驗，進口每增加一個單位，GDP增加0.504個單位。

3.對模型結果和討論

3.1 結果的解釋

通過對以上模型的分析，可以對甘肅省對外貿易與經濟增長有更具體的了解，其中進出口總額、進口額和出口額對GDP的邊際產量達到了11.747、27.124、18.704單位，遠遠高于全國的1.520、2.944和3.119單位，甚至高出出口大省廣東省對外貿易對GDP的邊際產量6.585、14.911和11.629單位，由此可以從量化的角度判斷：擴大對外貿易對甘肅省的經濟增長具有重要的推動作用。具體分析進口額和出口額對GDP的邊際產出，可以看出進口對GDP的增長明顯高于出口的影響，高出8.42個單位。從模型4、5中得出甘肅省GDP的出口彈性和進口彈性分別為0.633和0.504，低于單位彈性，主要是因為甘肅省進出口商品以初級產品為主，在對外貿易中占據了絕對的比重，長期保持在80%以上，且主要集中在礦產品、化工產品以及金屬制品三項，占對外貿易總額的76.8%，而我國對外貿易中初級產品在進出口總額所占比重只有不足20%。由于初級產品生產中技術落后，生產率提高緩慢，同時發達國家對初級產品需求彈性低，加之替代品的開發和貿易保護主義障礙，使初級產品在對外貿易中處于不利的地位。總體上分析，雖然甘肅省對外貿易在改革開放后快速發展，但是主要集中在初級產品，且外貿進出口總額偏小，其對GDP總量增長的貢獻偏低。

通過對對外貿易各個因素的絕對數量與相對數量的回歸分析，從這些結果中我們可以得出以下結論:對外貿易對甘肅省的GDP增長有較強的促進和拉動作用，同時進口對經濟的拉動作用要明顯高于出口。在對外貿易中，進口與出口是兩個同樣重要的部分，進口對甘肅經濟增長所具有的拉動作用，甚至還超過了出口增長對經濟增長的作用，這也從實證的角度對甘肅省自改革開放以來一直強調的進出口拉動經濟增長的觀點有了重新認識。結合甘肅省的實際情況，我們認為主要原因是:

(l)對外貿易與經濟增長之間存在很強的相關關系，盡管各自的增長是非平穩的，但是從長期來看，它們之間卻構成長期的均衡關系。雖然出口能帶來GDP的提高，但因為現階段，甘肅省的制成品出口主要集中于一些低層次產品，在制成品出口方面甘肅省并不存在比較優勢，這樣出口的進一步擴大便不能對經濟增長產生強有力的促進作用。由于進口國內稀缺的先進設備和產品零部件可以與本省豐富的勞動力資源相結合，充分利用省內勞動力成本低的優勢。同時，也可以增加投資和居民消費，所以對經濟的快速增長有明顯促進作用。

(2)通過進口，可以加劇競爭，促進省內相關企業進行產品更新，技術升級和提高生產效率，盡管增加進口可能在短時間內對國內企業造成一定沖擊，但競爭可以帶來高效率和整體競爭力的提升，從而促進經濟的發展。在強調出口的同時，必須考慮進口對經濟增長的影響。結果顯示，進口對經濟增長也起著十分重要的拉動作用。

(3)進口促進經濟增長主要是因為，從長期角度分析，經濟增長的主要因素是要素供給的增加和技術生產率的提高。進口中往往包括大量先進的設備和先進技術，會促使科技進步和生產率的提高，從而促進GDP的增長。因為這需要一個過程，所以進口對經濟增長發揮作用的時滯性也就能理解了。也就是說，通過進口，可以引進國外的先進的科學技術和科學的管理思想和經驗，從而，減少甘肅省的資源浪費，提高企業生產效率，促進甘肅省經濟的快速發展。

3.2 模型的不足與討論

（1）對甘肅省進出口進行簡單的線性回歸分析的方法并不完美,這是因為進、出口和GDP這三個變量均為非平穩序列,對非平穩序列進行線性回歸本身在計量方法上就可能存在偽回歸的問題,從而導致回歸模型回歸的結果其解釋意義需進一步完善。

（2）相關關系并非因果關系,甘肅省進出口與經濟增長的正相關關系,有可能是因為進出口擴張促進了經濟增長,也有可能是因為經濟增長推動了進出口的增加，也有可能是伴隨開放政策的其他宏觀經濟政策的支持導致了經濟增長。因此,本文以進、出口和GDP總量回歸分析為主要手段的實證研究也需要進一步完善。如果要從實證的角度解決甘肅省貿易與經濟增長關系這一難題,必須對進出口、GDP進行進一步的分解,如GDP增長的哪一部分是進、出口所致,哪一部分是國內自身因素所致,而這在統計資料和技術分析方面還有一定的難度。

4.政策含義與對策建議

對外貿易與經濟增長理論在西方經濟理論中占有重要地位，其中較為經典的理論是“對外貿易是經濟增長發動機學說”和“對外貿易乘數理論”。許多西方經濟學家都認為，對外貿易不僅能夠使世界資源得到更有效的配置，從而使貿易各方都能夠直接受益，還會對經濟增長產生直接和間接的影響。因此，世界大多數國家都將對外貿易，特別是出口貿易作為國民經濟增長的發展戰略。我們有理由相信,隨著經濟一體化和全球化趨勢的不斷深入，對外貿易的作用將會越來越大。前發達區域的經濟仍在騰飛,兌現入世承諾之后市場化和自由化程度會不斷的提高,宏觀環境對欠發達區域對外貿易發展的推動作用將會是全面和深遠的,而其效應目前尚未完全體現。因此，欠發達區域的對外貿易仍然能夠以較高的速度發展,規模和質量及其貿易結構也存在廣闊的提升和優化空間,對經濟的貢獻作用將會更加明顯。通過對甘肅省外貿與經濟增長影響因素的理論和實證分析，考慮到甘肅省長期的經濟可持續發展，我們對甘肅省經濟增長與發展對外貿易的關系提出以下思路和建議。

4.1 大力發展對外貿易

根據本文的計量模型分析，甘肅省經濟的快速增長導致了進出口貿易的增長，這就從一個側面反映了甘肅省作為一個欠發達的內陸省份,其經濟的發展對對外貿易的發展起著越來越重要的作用。中國境內巨大的需求市場,是拉動甘肅省經濟增長的基本原因之一,進而甘肅省經濟的增長又拉動了省內進出口貿易的增加。對外貿易對甘肅省經濟增長的邊際產量比較高，擴大進出口對于提高甘肅省GDP的增長具有明顯的正相關。由于甘肅省的對外貿易額偏低，外貿依存度不足10%，與全國60%―70%的水平還有明顯差距。說明對外貿易還存在較大的發展空間，增加進出口將是加快甘肅省經濟增長的重要環節。甘肅省要實現經濟的持續增長,在實施出口導向貿易戰略時,應著重提高出口產品質量及附加值,刺激技術進步,并充分發揮外貿出口的乘數效應,拉動國民經濟增長,但同時也應更多地關注省內其他因素對經濟增長的促進作用。

4.2 優化產品結構

盡管外貿的規模對甘肅省經濟的增長具有很大的推動作用,但是我們在重視規模的同時也要重視質量。甘肅省目前存在的問題是外貿結構失衡,效益低下，出口產品的結構比較落后,大多是附加值低的產品,而且以勞動密集型為主,而資本技術密集型的產品所占比重寥寥無幾；甘肅省進出口產品結構不合理，偏重于初級產品，屬于技術落后、簡單加工的傳統模式，世界市場需求旺盛的產品甘肅省難以提供,大量的過剩產品需要壓低價格才能出口換匯，外貿仍處于粗放式數量增長型發展，工業制成品比重偏低，機器、機械、電子產品等具有高附加值的產品所占份額低，在貿易中處于不利地位，加之多年對礦產品的過度開發和低效利用，大量資源已瀕臨枯竭，進一步削弱了甘肅省產品在國際市場的競爭力。改善甘肅出口結構是當務之急,了解市場的需求并順應需求,是提高甘肅外貿質量,增強其對經濟增長拉動作用的必經之路。因此，優化產業結構，擴大工業制成品的比重，將是改變甘肅省對外貿易額偏低、對GDP增長拉動作用較小現狀的關鍵環節。

4.3 培育新的貿易增長點

改革開放的實踐證明，民營企業是地區經濟發展的重要力量，對擴大對外貿易起到了重要的作用，其發展的快慢是衡量一個地區經濟實力的標志。雖然甘肅省的民營企業改革開放后有了明顯的發展，特別是近幾年更是快速發展，從2000年占對外貿易總額1.9%上升到2005年的16.75%，平均增長72.26%，但是國有企業仍在對外貿易中占有70%以上的份額，這一比例與沿海發達地區截然相反。所以甘肅省對外貿易的新增長點，將是發展更具有活力的民營經濟，使其成為擴大我省對外貿易額的突破口。具體講，凡符合國家產業政策、能帶動相關產業發展的項目,非公有制經濟均可參與;并且在企業登記、規范標準、市場準入、部門服務等方面實行主體政策;凡是對外資開放、允許外資經營的領域,都要向非國有企業開放;在各項經濟政策的制定上要一視同仁,不應限制民營企業發展的領域,允許民營經濟向社會融資,建立正常合法的投融資機制,積極引導民間閑置資金轉向生產領域,這將有利于甘肅省民營經濟的迅速發展。同時,鑒于目前甘肅省民營經濟的困境,政府應積極建立相關法律法規打破特許經營、開放經營權,打破行業壟斷,讓有能力的民營企業和中小企業進入壟斷行業,強化競爭機制。

4.4 調整現行的貿易政策

隨著經濟全球化的發展,各國采取種種方式實施貿易保護主義,比較典型的有技術壁壘、環境壁壘等。針對我國的壯大,發達國家把反傾銷矛頭紛紛指向了我國,我國受到的反傾銷調查數量在世界上是最多的。從宏觀角度講，面對著世界范圍內的貿易保護,我國應當要建立健全法規,提高進出口企業的自我保護能力,加強行業、政府以及企業的協同配合。我國的對外貿易政策以發展機電、紡織行業為主要方向，并且強調了積極發展知識密集型和技術密集型產品的出口。特別是在出口退稅政策中，對大型成套設備和大宗機電產品退稅率高達15%，甚至達到17%；而對以6%征收增值稅的農產品和煤炭，退稅率為3%，僅退回了一半的增值稅。從出口退稅的標準來看，我國對出口產品有明顯的產業結構偏向，主要以鼓勵出口機電和其他非初級產品為主，這項政策雖然符合中國產業結構調整的趨勢。但是，從另一角度來看，甘肅省則處于明顯的不利地位，初級產品獲得的優惠少于制成品，通過退稅渠道得不到中央財政的更多政策支持。因此，積極改善當前不利的貿易政策，對于主要依靠初級產品的貿易省份，將起到關鍵的作用。具體而言，需要國家改善其出口環境,打通外貿渠道,讓甘肅省具有特色的資源輸出到世界各地。另外，甘肅省可以加強與其他省區的合作,利用東部省區豐富的外貿經驗和成熟的市場網絡,借助區域合作優勢為甘肅省提供有償服務,加快甘肅省對外開放的步伐,從而實現雙贏的結果。

4.5 實施多元化出口戰略

目前，甘肅省的出口產品過于單一，市場份額低，競爭力弱，還未形成多元化的出口市場，難于規避國際貿易市場不斷變化對甘肅省出口的影響，1997年東南亞金融危機就曾對甘肅省出口造成十分嚴重的影響。因此，應優化甘肅省產品出口結構，擴大高新技術產品和機電產品的出口，促進甘肅省貿易健康發展。一方面，根據資源優勢和地方產業特點,建立和發展出口商品基地；另一方面，延長產業鏈,對原料性生產要多次增值,綜合利用,在做到保持和穩定初級產品出口規模的同時,向高附加值的工業制成品轉化,提高出口商品的質量和檔次；繼續加強對出口重點地區、重點產業和重點企業的扶持,努力培育、壯大以出口為導向的優勢產業和龍頭企業。另外，甘肅省應不斷健全市場網絡,擇優開發甘肅省的特色名優出口產品；把優化外商投資的產業結構和地區結構結合起來,根據甘肅省產業政策引導外商投向國家鼓勵類項目,擴大特色產業的引資力度,促進新型產業和支柱產業的發展,促進出口商品結構和產業結構的優化和升級；做好鼓勵投資的各項優惠政策的實施工作,使優惠政策能夠讓外商看得見、摸得著,保證外資能進得來、站得住、發展快,從而有效地提高甘肅省的外資依存度和對外開放度,彌補資金的不足以促進區域經濟發展。

4.6 充分發揮對外貿易的技術外溢效應

新經濟增長理論認為，發展對外貿易，引進國際投資，通過“技術外溢”、“學習效應”，可以使區域經濟的技術水平、組織效率不斷提高，從而提高綜合要素生產率。綜合要素生產率的高低反映了區域經濟增長集約化程度，對區域經濟增長具有極其重要的意義。通過進口，甘肅省引進了大量的先進技術和設備，不僅填補了省內許多產品技術空白，使許多行業的大批產品更新換代，而且帶動了相關產業的技術進步，使很多配套企業的產品參與國際競爭，起到技術示范效應與擴散效應，提高了甘肅省國民經濟的整體效率;在出口過程中，我們通過“干中學”，模仿和改造國外先進技術，使產品的技術含量越來越高，使產品更能適合市場的需求，產品質量大大提高，競爭力不斷加強。

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［作者簡介］李泉(1976-)，理學碩士，經濟學博士，蘭州大學經濟學院講師，主要從事區域經濟問題研究。

李高源（1980-），經濟學學士，中國人民銀行蘭州市中心支行外匯管理處，主要從事區域貿易問題研究。