对外贸易增长的原因精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇对外贸易增长的原因范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

关键词：FDI；对外贸易；脉冲响应；方差分解

中图分类号：F2

文献标识码：A

1引言

中国改革开放三十年，经济迅速崛起，如果知道是什么关键因素导致了中国经济奇迹，这对中国及其他发展国家有着极大意义，因此，国内外不少学者都对FDI与经济增；长的关系做实证分析。但由于不同学者选择的研究方法和数据的不同以及不同国家或地区的贸易制度、经济开放程度和相关优惠政策存在差异都导致了实证分析结果存在一定的差异。因此笔者选择使用1990-2015年江苏省的数据进行格兰杰因果检验、脉冲响应和方差分解来分析江苏省的FDI、对外贸易与经济增长的动态关系。

2文献综述

许多学者就FDI、对外贸易与经济增长的关系做过实证研究。贺红波、屠新曙（2005）认为FDI与经济增长之间具有正相关关系，但是经济增长并不是FDI增长的格兰杰原因。崔建军、吕亚萍（2014）利用国内30个省、市、自治区1998～2010年的面板数据分析得出FDI对30个省、市、自治区的经济增长起到了显著的促进效果，然而FDI在各地区所产生的经济影响有所不同。吴汉嵩（2008）我国1978～2006年进出口贸易与经济增长的数据进行回归分析和比较，得出无论是出口贸易还是进口贸易都对经济增长有促进作用的结论。张汉东、胡朝麟（2012）认为对外贸易对浙江省经济增长的贡献是显著的，由于进出口结构失衡，出口对GDP总量的贡献远大于进口，且差距有拉大的趋势。

3模型建立及数据说明

3.1数据来源及处理

本文数据来源于1990-2015年的江苏省统计年鉴和中国人民银行。其中，FDI代表外商直接投资，进出口总额代表对外贸易，江苏省的地区生产总值（GDP）代表经济增长。为了使三个变量的单位一致，用每年人民币对美元的平均汇率对FDI进行调整，使三个变量的单位均为亿元。为了数据的可比性，用消费者价格指数（1990=100）对实际外商直接投资和地区生产总值进行平减。对GDP、FDI和TRADE进行对数化处理以消除原始变量的异方差影响，得到LNGDP，LNFDI，LNTRADE。

3.2模型建立

建立如下的计量经济学模型：

LNGDPt、LNFDIt和LNTRADEt分别表示t时期的GDP、FDI和对外贸易额；α1表示LNFDI对GDP的贡献度，即变动一单位FDI所带来的GDP的变化值；α2表示变动一单位对外贸易额所带来的GDP的变化值；μt表示随机扰动项。

4实证结果分析

4.1平稳性检验

为避免伪回归，时间序列的首要问题是判断它的平稳性。因此本文采用ADF方法对原序列进行单位根检验。ADF检验结果如表1。

从表1可知，LNGDP和LNFDI原序列都平稳，但LNTRADE原序列非平稳，但LNGDP、LNFDI和LNTRADE一阶差分序列平稳。因此需要通过协整分析检验这三个非平稳变量的线性组合是否为平稳序列，如果是平稳序列，可以认为这LNGDP、LNFDI和LNTRADE变量之间存在长期均衡关系。

4.2协整检验

本文采用的是最常见的Johansen协整检验。检验结果如表2。

通过统计量的检验判定：LNGDP、LNFDI和LNTRADE之g存在一个协整关系，说明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之间存在长期均衡关系。

4.3格兰杰因果检验

前文的协整检验只能说明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之间存在长期均衡关系，但无法说明三者之间存在的相互影响是正向、逆向或是双向。本文采用格兰杰因果检验来明确LNGDP、LNFDI和LNTRADE三者间的相互关系。格兰杰因果检验利用VAR模型来检验LNGDP、LNFDI和LNTRADE三个变量的所有滞后项是否对另外一个或两个变量的当期值有影响，如果影响显著说明该变量对另外一个或两个变量存在格兰杰因果关系。

VAR模型的平稳性检验：

建立VAR模型，并进行平稳性检验。根据图1可知所有根的模的倒数均在圆内，VAR模型平稳。

从表3的结果可以看出，在短期内，FDI是经济增长的主要原因，而经济增长却不是导致FDI增长的主要原因。由此可知，江苏省吸引外商直接投资的并不是经济增长，而是一系列优惠政策和较高的对外开放程度等其他影响因素。短期内对外贸易是导致经济增长的主要原因，但经济增长并不是对外贸易增长的格兰杰因果。这主要是由于江苏省对外贸易中出口贸易占大比重，而目前江苏省出口商品仍主要以缺乏国际竞争力的劳动密集型的产品为主，由此短期内经济增长可能带来人力资本成本的上升而不会导致技术创新和技术密集型产品的迅速发展，因此短期经济增长对对外贸易影响并不显著。

4.4IRF脉冲响应函数

篇(2)

关键词：上海对外贸易；经济增长；协整分析；Granger因果关系分析；误差修正模型

中图分类号：F752文献标识码：A文章编号：1005-0892(2006)11―0103-05

改革开放以来，上海市对外贸易发展迅速，全市进出口总额从1976年的20．03亿美元增加到2005年的1863．65亿美元，年均增长16．35％。对外贸易进口增加尤其显著，从1978年的1．33亿美圆增长到2005年的956．23亿美圆。2003-2005年的进出口总额分别为1123．97、1600．26和1863．65亿美圆，占全国比重分别为13．2％、13．9％、13．1％。而上海在全国经济中占有举足轻重的地位，2003-2005年上海市CDP分别为625081、7450．27和9143．95亿元，占全国比重分别为5．4％、5．5％、5．O％。随着上海被确定为中国四个中心和长江三角洲经济的进一步发展，研究上海对外贸易与经济增长的关系具有十分重要的现实意义。

一、文献综述

对外贸易是否促进经济增长一直是经济学界争论的焦点。在国内外的文献中，大体上存在三种观点：促进论、阻碍论、折衷论。许多经济学家从不同角度提出了对外贸易促进经济增长命题的理论。就对外贸易与经济增长关系的实证研究领域而言，主要有以下三种方法：一是对跨国或地区的截面数据进行普通最小二乘法(OLS)；二是利用单个国家或地区的时间序列数据进行协整检验、因果关系分析等；三是根据跨国或地区的截面和时间序列数据混合组成的面板数据进行研究。由于采用的研究方法和样本不同，其结论也不一致。

1．对跨国或地区截面数据的研究。在早期的实证研究中，经济学者们采用普通最小二乘法(OLS)对跨国或地区的截面数据进行检验，实证结果一般都支持出口促进增长的观点。Balassa(1978)利用11个初步工业化国家1960-1966年和1966-1973年两个时期的数据，建立开放经济条件下的出口扩张型总量生产函数，加入劳动力平均增长、国内投资占产出的平均比例、外资占产出的平均比例等交量，利用OLS法，对GNP平均增长与出口平均增长的关系进行实证分析，得出的结论支持出口促进增长。Feder(1983)的研究集中分析了出口部门对非出口部门的外部经济效益，由此推出著名的Feder模型，结论同样支持出口促进增长的观点。早期关于跨国或地区截面数据的经验分析虽然结论相似，但其可靠性值得怀疑，这是因为在选取各国截面数据时没有考虑到不同国家或地区间的异质性，所选的国家在经济结构、生产技术水平以及要素禀赋等方面具有很大的相似性，导致了分析结论相似。此外，OLS法得出的结论只能表明对外贸易和经济增长之间的相关性，并不能说明两者是否存在因果关系。

2．对单个国家或地区时间序列的研究。这类研究利用单个国家或地区的时间序列数据，运用协整检验、Granger因果检验等方法，既分析对外贸易与经济增长之间的相关关系，又分析两者的因果关系，得出的结论各种各样。Karunaxatne(1994)对澳大利亚1959年第3季度至1992年第2季度的数据，运用双变量的Granger检验方法得出的结论是出口促进经济增长，但运用脉冲响应函数法(IRFS)和预测误差方差分解法(FEVDS)分析时，得出的结论却不一样。Dhawan和Biswal(1999)利用向量自回归模型(VAR)及JJ协整分析技术，分析了印度1961-1993年GDP与出口的关系，发现在短期内出口增长带动经济增长，但在长期内这种关系并不明显。

3．对跨国或地区面板数据的研究。Jung和Marshall(1985)分析了37个发展中国家和地区1950～1981年出口和GDP的关系，发现有20个国家的出口增长与经济增长之间不存在因果关系，只有以色列存在双向因果关系。Ghartey(1993)对美国、日本和我国台湾省的经济数据进行分析后发现美国的GDP是其出口增长的原因；我国台湾省刚好相反；在日本，两者互为因果关系。后两种方法由于能较好地克服不同国家和地区之间的异质性问题，目前已成为对外贸易与经济增长关系实证研究的主流方法。国内也有不少学者考察了中国的对外贸易和经济增长之间的关系，也做出了一些成果。杨全发、舒元(1998)在论述了出口促进经济增长的机制和条件后，利用Balassa及Feder建立的模型进行实证分析，结果表明中国出口对经济增长的促进作用不明显；沈程翔(1999)根据1977-1998年中国出口与GDP的统计数据，利用协整理论，检验了“中国经济增长的出口导向性”学说，结果发现中国的出口与产业之间存在双向的因果关系，但不存在长期的均衡关系。宋少华、宋泓明(2001)分析了中国1978～1999年出口与GDP的关系，认为短期内出口促进了经济增长，但在长期内并不明显。

以上众多的学者运用不同的方法进行实证分析，得出了不同的结论。但笔者认为上述研究有以下几个问题值得探讨：

第一，以往的研究仅考虑出口因素对经济增长的影响，而未考虑进口因素或只是简单地把进口当作GDP的一个减量计算净出口建立模型，或者根本没有考虑进口因素而建立模型。出口与进口是两个性质相差很大的变量，出口更多是受到经济体外部因素的影响，可以被看作一个外生变量；而进口的变动则更多地受到经济体内部因素的影响，主要是一个内生变量，显然应该全面考虑出口与进口两个变量对经济增长的影响。

第二，在以往的对外贸易与经济增长关系实证分析中，特别是在建立误差修正模型时，除了考虑出口以外，没有同时考虑消费和投资对经济增长的影响。而从短期关系看，一国的经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口三个因素。在短期内不考虑消费和投资对经济增长影响的误差修正模型显然缺乏说服力。

第三，国内学者大多对中国整体的对外贸易与经济增长关系进行实证分析，对于地区的对外贸易与经济增长关系的研究较少，并且由于我国各地区经济和贸易发展水平不同，各地区的对外贸易与经济增长关系可能与中国整体的特征相异。因此，本文根据1976-2005年上海市统计数据，运用主流研究方法。在模型中加入进口、消费、投资等解释变量，对上海

市对外贸易与经济增长关系进行协整分析，力求突破以往研究的局限性，使得实证分析结果更具说服力。

二、数据与方法

(一)数据

选取的变量为国内生产总值(GDP)，对外贸易进口额(IM)，对外贸易出口额(EX)，居民总消费水平(c)，全社会固定投资额(I)，进出口值分别用当年平均汇率换算为以人民币为单位的进出口值。样本数据为1976年至2005年的年度数据，用于分析的数据全部来自《上海统计年鉴》。为消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不改变原序列的协整关系。变量的对数形式表示为LNGDP、LNC、LNI、LNEX、LNIM。

(二)方法

协整理论是一种新的建模技术，它从分析时间序列的非平稳性人手，探求非平稳变量间蕴涵的长期均衡关系。本文运用协整理论时用到的方法有平稳性检验(ADF检验)、协整检验、Granger因果关系检验及误差修正模型。

1．平稳性检验

在进行时间序列分析时，传统上要求所采用的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定性趋势，否则将会产生“伪回归”问题。但是，在现实经济中的时间序列通常是非平稳的。为了使回归有意义，可以对其实行平稳化，采用的方法是对时间序列进行差分，然后对差分序列进行回归。这样做的缺点是忽略了原时间序列包含的有用信息，而这些信息对分析问题来说又是必须的。为了解决上述问题，可以采用协整方法，而要进行协整分析就必须进行单位根检验。本文采用ADF方法对如下回归方程中的系数x进行T检验：

(本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。)

在上式中，是一阶差分符号，xt是随机误差项，yt是所研究的时间序列，m是最佳滞后期数，这个滞后期数保证x误差项的平稳性。零假设H0：yt是一个靠平稳序列，当x显著为负数时便拒绝原假设。在实际中，回归的最佳滞后期数m是不知道的，本文采用Engle

LNC、LNI、LNEX、LNIM影响的短期波动规律。这说明上海消费和对外贸易与GDP之间存在紧密联系，消费和对外贸易对GDP增长具有较强的促进作用。(2)式的回归决定系数R2较低，可能是缺省了变量的缘故，但这不影响已有变量间的关系。误差修正模型表明：在短期内，对外贸易进口与投资可能偏离它与国内生产总值的长期均衡水平，但它们的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度很快。消费、贸易出口与投资分别以0．34、0．14和0．13的比率影响本年度国内生产总值的年增长量，对外贸易进口则以0．02的比率反方向影响GDP。就平均而言，上一年度的非均衡误差以0．42的比率修正国内生产总值增长的偏离。

四、主要结论及政策建议

本文对上海1976年至2005年的服务贸易进口、出口和GDP进行了协整检验，并在此基础上通过Granger因果关系检验和建立误差修正模型来分析它们的关系，得出以下几点结论：

1．虽然中国GDP与对外贸易进口、出口之间的关系是非平稳的，但它们之间的线性组合却是平稳的，即它们之间存在一个长期稳定的关系。在长期内，它表示上海市消费、出口、投资每增长1％。GDP将依次增长0．52％、0．42％和0．02％；进口每增长l％，GDP将减少0．08％。消费和对外贸易出口对经济增长的贡献比投资对经济增长的贡献大，而对外贸易进口则是向反方向影响GDP。这说明改革开放以来，引进大量国外先进的技术、管理方法和经验，对中国经济的发展起到了巨大的推动作用，这与国内经济学者的普遍观点一致。另外也反映了由于中国对外贸易综合竞争力比较低、对外贸易人员的素质不高等原因导致了对外贸易进口对经济增长的作用远远没有达到应有的水平。

2．变量之间的因果关系检验表明：对外贸易进口和投资对经济没有促进作用，但出口和消费却可以促进中国经济的增长；经济增长对服务贸易进口和服务贸易出口、消费不构成原因，但却是投资增长的原因。以上结论的隐含意义在于，上海经济增长对消费和对外贸易的促进作用不明显，投资和进口对上海经济的促进作用还没有发挥出来。这与中国现实相符，当前中国还处在市场经济的不断完善过程中，各种制度包括对外贸易管理制度比较松散，单纯经济的增长不足以促进对外贸易的发展。

3．误差修正模型的分析表明：在短期内，对外贸易进口与投资可能偏离它与国内生产总值的长期均衡水平，但它们的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度很快。消费、贸易出口与投资分别以0．34，0．14和0．13的比率影响本年度国内生产总值的年增长量，对外贸易进口则以0．02的比率反方向影响GDP。

短期内，一国的经济增长主要取决于投资需求、消费需求和出口需求三驾马车。在其他条件不变时，出口的扩大意味着有效需求的扩大，从而促进了经济增长。但我们同样不可忽视进口的作用，上海的进口品中有大量的市内急需的关键生产设备、高新技术和重要原材料，这些进口品有利于促进科技进步和生产率的提高，在生产中发挥了重要作用，有些进口品是直接为出口服务的，进口同样可通过影响出口而影响经济增长。因此，短期内，出口和进口共同对经济增长起促进作用，把进口仅看作GDP的一个减量的认识是片面的。虽然上海出口贸易发展迅速，出口促进经济增长的作用明显，但是，目前上海的出口贸易还处于以数量增长为特征的粗放型发展阶段，还存在不少问题，如传统外贸体制的制约；出口产品档次较低，缺乏品牌；出口市场过于集中等。对外贸易进口的促进作用还有待于进一步发挥，以实现上海经济增长粗放型向集约型的改变。

篇(3)

关键词：对外贸易；现状；特点

在当前的发展形势下，我国对外贸易发展随着国际市场经济形势的变化而呈现不同的形态和趋势。就目前情况而言，我国对外贸易的发展具备一定的优势，但外部影响因素仍然较多，各种原因相互融合，国内因素所占的比重越来越大，在企业经营压力过大的情况下，中国对外贸易的情况不容乐观。国际经济形势变化不断，我国对外贸易存在诸多挑战和机遇，且我国对外贸易发展存在其显著地特点。

一、我国对外贸易发展的现状

我国对外贸易的现状是优势和劣势、机遇与挑战并存的局势。自经融危机以后，世界经济发展仍然处于复苏阶段，在民众对商业市场的逐步恢复信心的过程中，国际市场金融局势紧张的问题得到缓解，而私人消费与跨国投资也在不同程度的基础上得到恢复。在国际形势大背景的驱动下，我国对外贸易呈现的状态主要表现分为两方面来探讨。

1、我国对外贸易的优势

第一，在国际市场的影响之下，我国对外贸易在新兴市场发展势头强劲。根据商务部门最新公布的信息，到2010年，中国与新开发的市场双边贸易强劲，中国已经成为贸易重要的出口市场，根据相关的资料显示，中国已经成为继日本，韩国，东盟，澳大利亚，南非等国家和地区第一贸易伙伴与第一出口目的地，欧盟第二大贸易伙伴和第二出口目的地，是美国第二大贸易伙伴和第三大出口目的地。

第二，自2010年以来，中国坚持应对金融危机对本国经济的冲击，在实施了一系列计划之后，中国的经济结构进入到快速调整与发展的阶段，随着中国的国民经济向着预期的方向发展，中国在国际上的经济地位进一步得到巩固，已经出现回升与稳定增长的趋势。

自十二五之后，一系列规划的实施为经济诸如了新的活动力，伴随着城镇化进程的加快，工业发展与产业结构升级成为工业增长的另一个主要原因，伴随着各级金融系统鼓励民间的投资以推动区域协调发展，中国的经济获得了有效的支撑，持续平稳的发展。

第三，多双边经贸合作的主流形势为我国对外贸易的发展也相应的提供了良好的市场和相关的环境，在国际金融行业深受打击的过程中，全球化的基本发展态势依旧没有根本改变，在多边贸易仍然为国际贸易主流的情况下，产同国际贸易的持续发展，依旧是贸易发展的主流。这对于对外贸易依存度较高的我国而言，亦有利于对外贸易的继续发展。

第四，国内企业竞争力和活力的继续增强是我国对外贸易行业继续稳定发展的根本基础和源泉。经过金融危机的考验，我国对外贸易企业整体国际竞争力继续提高，伴随着中国贸易活力的持续增强，与产业结构调整加快，产品档次与技术含量和附加值进一步提高。

另外，值得提出的是，我国就对外贸易的人才和资源开发而言，依旧具有较大竞争优势。人口基数大，表示可塑性人才的来源较广；对外贸易中服务产业的开发力度和贸易程度不高，这就表示我国服务业贸易的发展潜力大、可开拓性足。

2、我国对外贸易的劣势

第一，我国在对外贸易中对知识产权的重视力度和保护程度不足。需要特别指出的是，在中国加入世界贸易组织以来，中国经济的增长也出现了大幅度的提高，中国与美国，日本与欧盟等国家与地区的国际贸易摩擦问题也变得愈来愈严峻。中国中小企业的自主创新能力偏弱，缺乏响应的国际竞争力，虽然中国于1982年出台《商标法》，建立了较为完善的知识产权保护法律法规体系，但直到现今为止，知识产权保护意识在绝大多数企业中依旧较为淡薄，也并没有引起绝大多数企业的相关重视。

伴随着企业基本员工的变动，泄露原单位商业秘密的现象十分普遍。世界贸易组织《与贸易有关的知识产权协议》中的最为重要内容虽为商业秘密保护，中国的相关法律也对词做出了相关具体规定，但为数众多的企业与个人对商业机密的保护依旧认识的不够深刻。

第二，国际经济形势的影响，导致我国对外贸易外需增长力度不足。由于金融危机的影响和各国市场竞争的增强，导致我国对外贸易外需增长减缓。在现阶段的发展状态下，世界经济仍然在复苏，不确定的因素依旧较多，世界经济依旧在内低位徘徊。2011年二季度以来，大规模刺激性政策到期或效应逐步减弱，美国与日本经济复苏明显放缓，欧洲经济复苏虽然超出预期，但由于内部失衡加剧，后续增长依旧乏力。

第三，世界贸易摩擦的不断升级和各国贸易保护政策的加强，导致我国对外贸易发展障碍增多。

第四，国际市场竞争的加剧和生产要素成本的提高，也制约着我国对外贸易你发展的步伐。

二、我国对外贸易发展的特点

1、我国对外贸易持续增长自我国加入WTO以来，对外贸易始终保持者持续增长的态势。尽管金融危机后，收国际经济形势的影响，增长速度有所减缓，但一直保持增长趋势。

2、我国对外贸易产业分布不合理

我国对外贸易发展较充分的是加工贸易，主要的对外贸易商品集中轻工行业，如：服装生产、玩具加工、高科技产品的下游商品加工。而服务贸易等产业发展还不充分，新兴产业发展等开拓力度还不足。

3、我国对外贸易发展受外部环境影响较大

随着我国市场经济发展程度的提高和深化，国际环境对我国对外贸易的影响程度也在不断增强，各国政治形势和经济格局的变化始终牵动着我国对外贸易的每一根神经弦。

4、我国进出口贸易方式向多样化发展

我国进出口贸易方式除了包括一般贸易、补偿贸易、来料加工贸易、进料加工贸易、租赁贸易、易货贸易，还包括出料加工贸易、保税仓库进出境货物、保税区仓储沌口货物等。

结语：中国对外贸易在国际市场的影响下，呈现缓慢增长的趋势。虽然我国对外贸易发展一直保持增速，但其发展存在较多不足，需要改进并增强市场竞争力。（作者单位：内蒙古师范大学法政学院）

参考文献：

[1] 于海.我国与新兴市场贸易增势强劲[J].机械制造，2011，（03）

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[关键词] 对外贸易依存度 依存度

外贸易依存度是指一定时期内进出口贸易值与该国同时期国民经济生产总值的对比关系，它是衡量一国经济发展对进出口贸易的依赖程度。近年来，随着我国对外贸易的加快发展，我国的对外贸易依存度也呈现出不断上升的势头。

自2001年中国加入世界贸易组织后，对外贸易在促进经济增长中的作用日益突出。伴随着我国对外贸易规模的持续扩大，对外贸易依存度也远远高于世界外贸依存度的平均水平。与国际相比较，我国的外贸依存度呈现出以下四个自身鲜明的特征:(1)我国外贸依存度的提高与国际发展趋势基本保持一致。(2)外贸依存度持续增长。(3)我国的出口贸易依存度一直高于进口贸易依存度。(4)我国对外贸易依存度的提高同世界经济增长是同步的。下面来具体分析。

一、中国外贸依存度过高的原因分析

1.中国对外贸易的增长速度过快，明显高于GDP的增速

改革开放以来，随着中国经济融入世界经济一体化进程的加快，中国对外贸易发展迅速，从2004年至今对外贸易规模稳居世界第3位。与此同时，国内GDP则维持在一个相对稳定的增速上。所以对外贸易的增长速度越快，外贸依存度则越高，可见，中国对外贸易的快速发展是导致外贸依存度持续走高的直接原因。

2.经济全球化的加速发展

经济全球化的日益深化以及国际经济环境的不断改善，为中国对外贸易的发展提供了良好的机遇。中国外贸依存度的提高与世界经济贸易的发展趋势基本吻合。国内外经济形势的普遍利好为中国对外贸易的发展提供了良好的内、外部环境，极大地拓展了中国进出口,特别是出口的空间。

3.中国的贸易导向战略

中国一直利用税收手段鼓励资本品进口，如进口设备税收的可抵扣、“三减两免”等优惠政策。与此同时，地方政府出台的出口补贴和贴息等政策鼓励了企业出口，甚至在有些地区把出口创汇作为考核干部政绩的一个主要内容，从而导致各地外贸企业的出口积极性空前提高。在出口和进口的双向激励下，中国的进出口总量快速上升，贸易导向战略推动了外贸依存度的提高。

4.外商直接投资带动加工贸易的迅速发展

改革开放后，中国成为发展中国家中最大的吸收外商投资国。很多外商看准了中国在廉价劳动力上具有的巨大优势，把中国作为其加工基地，大量开展加工贸易。加工贸易是“两头在外，一头在内”的一种贸易方式，其外贸倾向性大大高于其他企业。由于加工贸易的自身特点及其在中国对外贸易中占据的较大比重必然导致中国外贸依存度存在高估。

二、政策建议

1.改变对进出口数量持续增长的一味追求

要想推动中国从贸易大国走向贸易强国，应该制定更为合理、符合国情的对外贸易政策，放弃以追求贸易目标增长为对外贸易政策核心的一贯做法，建立科学评判外贸政策和政策实施效果的指标体系，将“以质取胜”确立为整个外贸政策的核心，追求效益的最大化和能源资源使用的最小化，以利于提升中国整体经济运行质量和外贸核心竞争力。

2.重视国内市场对经济的拉动效应

世界经济全球化和区域经济一体化进程的加速，促使我们必须为经济持续增长提供动力，而动力应来源于国内和国外两个市场。过于强调出口导向、忽视国内市场对经济增长的拉动作用是片面的。因此，应在巩固现有外贸市场份额的基础上，在对外贸易持续健康增长的同时，扩大国内市场对经济增长的拉动作用和影响，制定兼顾内外的经济政策，从而避免任何一个市场出现波动时，对中国经济运行造成不利影响的可能。为此，要使用法律手段，保证全国工资水平的持续增长，增加国民收入和有效供给，提高内需在拉动经济增长中的作用和地位。

3.加快加工贸易的转型升级

尽管加工贸易对中国经济增长功不可没，但目前的加工贸易仍面临诸多问题，如企业核心技术自主研发能力不足，产品档次偏低，缺少高附加值、高新技术、高创汇的产品，资源和能源浪费严重；国内加工企业营销能力弱，对特定市场依存度过高，易受国际经济波动影响，抗风险能力弱等。为此，应大力推进加工贸易的转型升级，促进加工企业增大核心技术与关键零部件的进口，提高国际市场经营开拓能力，变中国的加工地位为生产经营地位，以提高加工贸易对国民经济的贡献度。

4.落实“国民待遇”原则，防止落入“引进依赖”陷阱

一方面，按照市场经济公平竞争和WTO 国民待遇的原则，逐步取消对中资企业在税收和银行贷款上的优惠。从长远角度改善中国出口商品的结构，提高出口商品的档次和价格，增加企业利润，改变大量出口资源消耗型和劳动密集型商品的旧格局，提高资源和能源的使用效率。

另一方面，按照中国入世承诺，尽快实现对外资企业的国民待遇原则，取消各种“超国民待遇”的优惠，通过提高外资进入中国市场的门槛来提高外资的质量，防止中国经济落入“引进依赖”陷阱。当前，国内大部分产业出现了供大于求、重复投资、出口增长过快的问题。我国引进的5000 多亿外国直接投资中，技术含量较高的投资不到40％，而60％以上的外资属于规模小，技术含量低的。由于我国的劳动密集型商品市场已经饱和，因此这些投资所生产的产品只能纷纷涌向国外市场，这就造成了中国劳动密集型产品不断的大量出口。此外，一些不符合我国产业政策的外资还严重干扰了我国宏观经济政策的实施和产业结构的调整。因此，对这部分资本必须加强规范和引导。

参考文献：

[1]尹冬梅:我国外贸依存度不断攀升的原因[J].对外经济关系，2007，（60）

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关键词：对外贸易；经济增长；协整检验；Granger因果检验

一、引言

对外贸易与经济增长的关系一直是经济学研究的重要内容。国家十二五规划中明确提出了内陆开放及推进重庆两江新区开发开放。因此对重庆市对外贸易与经济增长的研究具有重要的意义。国内外学者关于对外贸易与经济增长关系做了大量的实证分析，Marshall和Jung（1997）对37个发展中国家和地区1950-1981年出口和经济增长的关系进行了研究，研究结果表明有20个国家的出口和经济增长之间不存在因果关系，16个国家只存在单向的因果关系，只有一个国家以色列的出口和经济增长之间存在双向因果关系。李坤望、李平（1994）运用回归分析法，得出了出口增长对我国经济增长存在着积极的影响，但经济增长对出口增长则没有影响的结论。范柏乃、兵（2004）通过回归分析得出，我国的进口贸易与经济增长之间存在着较强的互为因果的关系。陈伟国、范大良（2004）认为进出口与经济增长存在的是单向的因果关系。研究文献虽多，但多是针对全国或东部沿海地区，对内陆或西部地区的研究较少。本文基于重庆1987-2009年的样本数据，对重庆市对外贸易与经济增长的相关性进行实证分析和检验。

二、重庆市对外贸易与经济增长的发展现状

1987年以来，重庆市的进出口贸易值和GDP总体上保持增长的趋势，由于受到2008年国际金融危机的影响，2009年进出口贸易出现下降，但经济总体上还是增长。1987-2009这22年期间进出口贸易总额年均增长率为19.2%，进口和出口额的年均增长率分别为19.6%，18.9%，GDP的年均增长率为17%。受到亚洲金融危机和2008年国际金融的影响，进口额1997、1998年出现下降，出口额1996-1999年总体下降，但是1997年出现反总体趋势的增长，主要是因为重庆直辖市的成立，使得其出口得到较大幅度的提升。GDP在两次金融危机中依然保持增长的趋势。国际经济环境仅对重庆进出口贸易的影响较大，但对于重庆市经济的发展的影响较小，一方面说明了重庆市经济发展主要依赖于自身发展的需求，另一方面也表明了重庆市国际接轨程度较低，对外贸易对经济增长的作用相对较弱。

三、实证分析

（一）数据的选择与说明

本文采取重庆市统计年鉴数据。相关变量界定如下：经济增长指标以重庆市的生产总值GDP表示；进出口额M，X以当年平均汇率计算为人民币，当年平均汇率数据来源于中国国家统计局。为保证数据的可比性和容易得到平稳序列而消除可能存在异方差，分别对三个变量取自然对数，即：LNGDP，LNM，LNX。相对应的一次差分分别为D（LNGDP），D（LNM），D（LNX）。

（二）数据的单位根检验

本文运用Eviews5.0，通过ADF检验对数据进行平稳性检验。检验顺序为：从含有常数项和时间项模型开始，然后为只含常数项模型，最后为既不含常数项也不含时间项模型。在三种情况下都无法形成稳定的时间序列的，再进行一阶差分重复上述检验过程直到达到稳态为止。检验结果表明，LNGDP、LNM，LNX都是1阶单整序列，即都为I（1），因此符合协整分析条件。其平稳性检验结果，如表1所示。

（三）协整分析

本文采用Johansen极大似然方法来检验LNGDP、LNM和LNX之间的协整关系，由于协整检验实际上是一种基于向量自回归（VAR）的检验方法，在对外贸易水平与经济增长关系的分析之前，先进行最优滞后项的确定，最优滞后阶数为4阶。协整检验结果，如表2所示。

LNGDP与LNM、LNX之间分别存在协整关系，其协整方程如下：

LNGDP＝3.880622+0.385729lnx+

（0.09190） （0.12179）

0.5174191nm

（0.13382）

由上方程可知，LNX前的回归系数为，表明出口与GDP之间存在正向关系，GDP对出口的弹性为，而LNM前的回归系数为，表明进口与GDP之间存在正向关系，GDP对进口的弹性为，因此，进口比出口对经济增长有更强的作用。

（四）Granger因果关系检验

协整检验结果表明对外贸易与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由贸易的扩张带来经济的增长，还是经济增长带来贸易的扩张，需要进一步验证，本文采用Granger因果关系检验方法检验，结果如表3所示。

由表3可以看出，在5%的显著水平下，INGDP没有引致LNM被拒绝，说明至少以95%的概率可以保证经济增长影响进口额。但是对外贸易不能引致经济增长的零假设不能被拒绝，即接受零假设，说明对外贸易对经济增长影响不显著，经济增长不能引致出口额的零假设不能被拒绝，即接受零假设，说明经济增长对出口的促进作用并不显著。因此只存在经济增长引致对外贸易进口增长的单向因果关系。

四、实证研究结论

本文通过对1987-2009年重庆市对外贸易与经济增长关系的分析，从以上计量模型分析结果可以得出结论如下。

第一，从平稳性检验的角度，LNGDP、LNX和LNM的一阶差分序列平稳，重庆市GDP与进、出口是二阶单整序列。

第二，通过协整检验及由此得出的协整方程表明，虽然重庆市GDP和进、出口之间是非平稳的，但长期的动态均衡关系说明三者之间存在内在稳定机制。由协整关系式可知，重庆市经济增长与出口和进口之间存在正相关的关系，进口对经济增长的作用强于出口。

第三，从格兰杰因果检验上看，在5%显著水平上，重庆市GDP与进口存在单向的格兰杰因果关系。

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[关键词] 对外贸易 经济增长 协整检验 Granger因果检验

一、文献综述

我国改革开放以来，对外贸易不断发展，经济增长速度显著提高，成为全球经济增长速度最快的国家之一。在经济学界，对外贸易是否促进经济增长一直是一个有争论的问题。在国内外的文献中，大致存在三种观点：促进论、阻碍论、折衷论。

英国经济学家亚当・斯密最早提出了“对外贸易是经济增长的发动机”的思想，在此之后，李嘉图、约翰・穆勒以及D・R・纳克斯、劳尔・普雷毕什在他们的著作、模型中都把对外贸易作为经济增长的一个重要因素。对外贸易对一国经济增长具有不可忽视的作用，是理论研究界已证实的论点，也是我国经济学界普遍认同的观点。近几年，就我国对外贸易对于经济增长的促进作用这个问题，国内许多学者做了大量的实证研究。

20世纪90年代起，国内外学者开始关注出口贸易与经济增长的研究。Kwan&Cotsomitis(1991)最早根据中国1952年～1985和1952年～1978年两个样本期的数据，利用格兰杰因果关系检验，发现1952年～1985年期间出口贸易与中国经济增长存在双向因果关系，而在1952年～1978年期间则不存在这种关系；李文(1997)运用经济增长模型进行了实证分析，得出由于出口部门的要素生产率高于非出口部门的要素生产率，从而出口增长对我国经济增长具有明显的拉动作用；彭福伟(1999)，张小济(1999)从净出口的角度的实证分析，得出净出口与经济增长并非强度相关的结论；赖明勇等(1998)和尹翔硕等(l997)则通过将国民生产总值分为出口产业部门和非出口产业部门，并通过简单线性回归得出，出口贸易对非出口部门乃至整个经济增长推动作用不强的观点。杨全发(1998)运用巴拉萨和费德模型，对我国改革开放以来的数据进行线性回归分析，得出得出制成品出口增长与经济增长负相关，初级产品出口增长与经济增长正相关；李国柱分析了制度变迁下出口贸易对经济增长的影响，发现不同制度下贸易乘数并不相等。

对外贸易与经济增长关系的实证研究方法主要有三种：一是利用横截面数据对对外贸易与经济增长等变量进行普通最小二乘法；二是利用时间序列数据对对外贸易与经济增长等变量进行协整检验、因果关系分析等，具体方法有三种：第一，利用有限阶的向量自回归模型（VAR），使用LR统计量、WALD统计量、F 统计量进行检验；第二， 脉冲响应函数法（IRFs）；第三，预测误差方差分解法（FECVDs）。三是利用横截面和时间序列数据组成的面板数据进行研究。后两种方法现已成为主要的实证研究方法。

本文采用近年来主流的单位根检验（ADF 检验）、Granger检验和协整理论，根据我国1978年～2006年的数据，对我国对外贸易与经济增长关系进行实证分析，探讨我国对外贸易与经济增长之间的内在关系，并得出相应的结论。

二、协整检验模型

1.样本的选取及基本特征

本文采用1978年到2006年共29年的年度数据，用出口总额(EX)、进口总额(IM)和进出口总额（TOT）来反映对外贸易状况；用国内生产总值(GDP)来反映经济增长，均以现价形式表示，使用1978年为基期的商品零售价格指数进行调整，以消除物价因素的影响。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差，为了避免数据序列的剧烈波动，分别对四个变量取自然对数，即:LGDPt=ln(LGDPt/pt)，LEXt(EXt/pt)，LIMt=ln(IMt/pt)，LTOTt=(TOTt/pt)，各变量的变化趋势见图1。数据表明，1978年以来我国的对外贸易和经济增长都保持着一个强劲的增长势头，其中在1978年到2007年30年间，国内生产总值平均增长15.08%，出口平均增长率为23.45%，进口平均增长率为22.01%。

从图1可以看出，国内生产总值、出口总额、进口总额和进出口总额都随着时间的增长而有不断增长的趋势，并且变动的方向与步调较为一致，说明这四个变量都是非平稳的时间序列。我们对各变量进行一阶差分，分别用LGDP、LEX、LIM、LTOT表示，其变化情况见图2，从图2可看出，一阶差分后各变量的时间序列变得较为平稳。

对于非平稳的时间序列，如果利用传统的回归分析时，会产生“伪回归”。 针对此情况，我们首先对各变量进行单位根检验以检验各变量的时间序列的平稳性，若为非平稳，则检验这些变量之间是否存在协整关系，在协整检验的基础上，我们再对各变量之间是否存在Granger因果关系进行检验。

2.各变量的单位根检验

在这里我们使用Eviews5.1软件对各变量分别进行平稳性检验，所使用的方法为ADF检验法(Augmented Dickey-Fuller Test)，检验结果见表1。

注:表示一阶差分；（c,t,k）分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后的阶数，0表示不包括c或t，加入滞后项是为了使残差项为白噪声。

由表1可见，原序列的ADF值均大于临界值，说明原序列在5%的显著性水平下都是非平稳序列；而一阶差分以后的ADF值均小于临界值，因此，可以认为序列经过差分后在5%的显著性水平下达到平稳，即所有变量均为非平稳的一阶单整过程，我们可以用它做长期协整分析。

3.变量间的协整检验

协整概念是20世纪80年代由恩格尔-格兰杰(Engle - Granger)提出的，后来被众多计量经济学家发展成为协整理论和误差修正模型。关于协整检验的研究已经发展成了两种主要的方法：一是Engle - Granger两步检验法。即首先用最小二乘法对变量进行协整回归。然后再把协整回归所得到的残差进行单位根检验。若残差序列是平稳的。则说明存在协整关系；否则就不存在。第二种是Johansen的极大似然检验法。通过建立基于最大特征值的似然比统计量来判别变量之间的协整关系。

从以上的平稳性检验结果可以看出，序列lngdp、lnim、lnex都是一阶单整的，满足进行协整检验的前提条件。

Johansen(1988)和Johansen&Juselius(1990)提出了似然比检验方法，对于协整向量个数可以构造两个统计量来检验：一个是迹统计量，一个是最大特征值统计量。本文采用最大特征值的协整检验来分析变量LGDP、LEX、LIM之间的协整关系。在使用Johansen程序来检验变量LGDP、LEX、LIM之间的协整关系过程中，其中模型最优滞后期的选择根据无约束VAR模型的残差分析而得到，为滞后2阶，检验结果如表2。

注:Joansen检验中，选择序列有线性趋势且协整方程仅有截距。

从表2可以看出，在5%的显著性水平下， LGDP、LEX、LIM之间存在惟一协整关系，即三者之间存在长期稳定均衡关系，估计出的协整方程为：

LGDP=1.830679LEX-1.243807LIM+5.018887

（0.25812） （0.27455）

其中括号内的数值为回归标准误差。

协整方程表明：长期来看，国内生产总值与进口、出口之间存在长期稳定的均衡关系，出口变量前的系数为1.830679，说明出口对GDP产生积极的影响，出口与GDP之间是一种正向的关系，即出口的增加可以带动GDP的增加，出口每增加1个百分点，GDP将增加1.830679个百分点；进口变量前的系数为-1.243807，说明进口对GDP产生消极的影响，进口与GDP之间是一种负向的关系，即进口的增加使得GDP减少，进口每增加1个百分点，GDP将减少1.248307个百分点。

4.Granger因果检验

在这里我们使用Eviews5.1软件对各变量分别进行Granger因果检验，检验结果如表3。

从检验结果可以看出：1)LEX不是LGDP的格兰杰成因，但在5%的显著性水平下, LGDP是LEX的格兰杰成因，即在长期内GDP的增长是导致出口增长的原因，但出口增长不是GDP增长的原因；2)LIM不是LGDP的格兰杰成因，而在5%的显著性水平下，LGDP是LIM的格兰杰成因，即在长期内， GDP的增长将导致进口的增长，但进口增长不是GDP增长的原因。

三、结论

根据上述的实证研究，对于中国对外贸易和经济增长的关系，本文得出如下两点结论：

1.因果关系检验表明,我国经济的快速增长是进出口贸易增长的格兰杰原因，但进出口贸易的增加并不是我国经济增长的格兰杰成因。

2.协整方程表明：我国国内生产总值与进口、出口之间存在惟一的协整关系，即进口、出口与GDP之间存在着长期动态均衡关系，长期内，出口增长带动我国经济的增长，但进口增长并不能带到那个我国经济的增长。

参考文献：

[1]李小平朱钟棣:对外贸易与经济增长的协整及因果关系检验――对上海市1978~2001年数据的实证分析[J].上海财经大学学报，2004（2）

[2]许启发蒋翠侠:对外贸易与经济增长的相关分析[J].预测，2002（2）

[3]李军:我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].统计与信息论坛,2001（5）

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关键词：欠发达区域；对外贸易；经济增长；实证分析；甘肃省

中图分类号：F127.4文献标识码：A文章编号：1003-4161(2007)05-0025-04

1.引言

从经济学理论来分析，对外贸易、投资、消费是拉动区域经济增长的三个重要因素，对外贸易对于一国（或一地区）的经济增长有重要的促进作用。早期的古典经济学家就阐述了“贸易是经济增长的发动机”，并为发达国家的历史经验所证实，对于当今发展中国家的经济增长仍然具有适应性。外贸不仅可以扩大欠发达区域的总产出和出口，而且可以换回经济发展所需要的资本品及中间产品，为欠发达区域实行工业化、改变传统经济结构、提高专业化水平、实现经济发展提供必要的条件。所以，对外贸易与国民经济增长之间的关系问题也就成为理论研究和实践发展过程中探讨的热点问题。本文旨在分析对外贸易与甘肃省经济增长之间的数量关系，试图测度出对外贸易对甘肃经济增长的贡献率，使我们对甘肃省外贸的现状有一个真实的认识，并对结果进行分析与讨论，进而提出类似区域通过对外贸易促进经济增长的相关政策建议。

2.计量模型及回归分析

在进行传统的回归分析时,要求所选用的时间序列数据必须是平稳的,以避免由于“变化趋势”存在而导致的“伪回归问题”。但大多数情况下,时间序列数据都是非平稳的,不满足传统回归分析中对数据平稳性的假定。计量分析时,首先要对时间序列数据进行平稳性检验。本文采用甘肃省1978年~2005年的海关及外汇管理统计资料，通过对进出口总额、进口总额、出口总额与经济增长的相关性分析，以计量角度具体分析对外贸易对甘肃经济增长过程中所起的作用。由于本文仅仅分析进出口与经济增长的相关分析，假定其他因素对经济增长的影响不变或影响是稳定的，由此可以用一元线性回归模型来讨论。用Y表示GDP，Z表示进出口总额，IM表示进口额，EX表示出口额，α为常数项，β为系数，е为误差项，建立一元线性回归模型，利用相关数据，运用OLS方法，借助SPSS软件进行估计，结果如下：

从相关系数来看，GDP与进出口总额、进口额、出口额都具有显著的相关性。其中，进出口总额、进口额、出口额与GDP的相关性分别达到了0.935、0.881和0.950。

模型拟合值R2=0.875，F检验值：F=174.42＞F0.01=7.72

说明模型总体线性拟和程度较好，R的平方为0.875,证明自变量对经济增长具有很高的解释能力，且通过了T检验和F检验，这一回归方程表示，甘肃省进出口总额每增加1亿元，可以增加11.747亿元的GDP。

说明模型总体线性拟和程度较好，R的平方为0.777,证明自变量对经济增长具有很高的解释能力，且通过了T检验和F检验，这一回归方程表示，甘肃省每进口1亿元，可以增加27.124亿元的GDP。

在开放经济条件下，一国的经济分为出口部门和非出口部门，用公式表示为Y=D+EX，D表示为非出口部门，其中Y本身包含了EX部分，所以在具体分析出口总额对经济增长的影响时，采用非出口部门和出口总额的数据。

说明模型总体线性拟和程度较好，R的平方为0.900,证明自变量对经济增长具有很高的解释能力，且通过了T检验和F检验，这一回归方程表示，甘肃省每出口1亿元，可以增加18.704亿元的GDP。

为具体测度甘肃省GDP经济增长的出口弹性和进口弹性，建立两个对数模型，并用同样的方法进行估计，以下是估计的结果：

说明模型总体线性拟和程度好，R的平方为0.929,证明自变量对经济增长具有很高的解释能力，且通过了T检验和F检验，出口每增加一个单位，GDP增加0.633个单位。

系数标准差T检验值显著性水平(Constant)5.2930.07273.303.000IM0.5040.03415.023.000

说明模型总体线性拟和程度好，R的平方为0.911,证明自变量对经济增长具有很高的解释能力，且通过了T检验和F检验，进口每增加一个单位，GDP增加0.504个单位。

3.对模型结果和讨论

3.1 结果的解释

通过对以上模型的分析，可以对甘肃省对外贸易与经济增长有更具体的了解，其中进出口总额、进口额和出口额对GDP的边际产量达到了11.747、27.124、18.704单位，远远高于全国的1.520、2.944和3.119单位，甚至高出出口大省广东省对外贸易对GDP的边际产量6.585、14.911和11.629单位，由此可以从量化的角度判断：扩大对外贸易对甘肃省的经济增长具有重要的推动作用。具体分析进口额和出口额对GDP的边际产出，可以看出进口对GDP的增长明显高于出口的影响，高出8.42个单位。从模型4、5中得出甘肃省GDP的出口弹性和进口弹性分别为0.633和0.504，低于单位弹性，主要是因为甘肃省进出口商品以初级产品为主，在对外贸易中占据了绝对的比重，长期保持在80%以上，且主要集中在矿产品、化工产品以及金属制品三项，占对外贸易总额的76.8%，而我国对外贸易中初级产品在进出口总额所占比重只有不足20%。由于初级产品生产中技术落后，生产率提高缓慢，同时发达国家对初级产品需求弹性低，加之替代品的开发和贸易保护主义障碍，使初级产品在对外贸易中处于不利的地位。总体上分析，虽然甘肃省对外贸易在改革开放后快速发展，但是主要集中在初级产品，且外贸进出口总额偏小，其对GDP总量增长的贡献偏低。

通过对对外贸易各个因素的绝对数量与相对数量的回归分析，从这些结果中我们可以得出以下结论:对外贸易对甘肃省的GDP增长有较强的促进和拉动作用，同时进口对经济的拉动作用要明显高于出口。在对外贸易中，进口与出口是两个同样重要的部分，进口对甘肃经济增长所具有的拉动作用，甚至还超过了出口增长对经济增长的作用，这也从实证的角度对甘肃省自改革开放以来一直强调的进出口拉动经济增长的观点有了重新认识。结合甘肃省的实际情况，我们认为主要原因是:

(l)对外贸易与经济增长之间存在很强的相关关系，尽管各自的增长是非平稳的，但是从长期来看，它们之间却构成长期的均衡关系。虽然出口能带来GDP的提高，但因为现阶段，甘肃省的制成品出口主要集中于一些低层次产品，在制成品出口方面甘肃省并不存在比较优势，这样出口的进一步扩大便不能对经济增长产生强有力的促进作用。由于进口国内稀缺的先进设备和产品零部件可以与本省丰富的劳动力资源相结合，充分利用省内劳动力成本低的优势。同时，也可以增加投资和居民消费，所以对经济的快速增长有明显促进作用。

(2)通过进口，可以加剧竞争，促进省内相关企业进行产品更新，技术升级和提高生产效率，尽管增加进口可能在短时间内对国内企业造成一定冲击，但竞争可以带来高效率和整体竞争力的提升，从而促进经济的发展。在强调出口的同时，必须考虑进口对经济增长的影响。结果显示，进口对经济增长也起着十分重要的拉动作用。

(3)进口促进经济增长主要是因为，从长期角度分析，经济增长的主要因素是要素供给的增加和技术生产率的提高。进口中往往包括大量先进的设备和先进技术，会促使科技进步和生产率的提高，从而促进GDP的增长。因为这需要一个过程，所以进口对经济增长发挥作用的时滞性也就能理解了。也就是说，通过进口，可以引进国外的先进的科学技术和科学的管理思想和经验，从而，减少甘肃省的资源浪费，提高企业生产效率，促进甘肃省经济的快速发展。

3.2 模型的不足与讨论

（1）对甘肃省进出口进行简单的线性回归分析的方法并不完美,这是因为进、出口和GDP这三个变量均为非平稳序列,对非平稳序列进行线性回归本身在计量方法上就可能存在伪回归的问题,从而导致回归模型回归的结果其解释意义需进一步完善。

（2）相关关系并非因果关系,甘肃省进出口与经济增长的正相关关系,有可能是因为进出口扩张促进了经济增长,也有可能是因为经济增长推动了进出口的增加，也有可能是伴随开放政策的其他宏观经济政策的支持导致了经济增长。因此,本文以进、出口和GDP总量回归分析为主要手段的实证研究也需要进一步完善。如果要从实证的角度解决甘肃省贸易与经济增长关系这一难题,必须对进出口、GDP进行进一步的分解,如GDP增长的哪一部分是进、出口所致,哪一部分是国内自身因素所致,而这在统计资料和技术分析方面还有一定的难度。

4.政策含义与对策建议

对外贸易与经济增长理论在西方经济理论中占有重要地位，其中较为经典的理论是“对外贸易是经济增长发动机学说”和“对外贸易乘数理论”。许多西方经济学家都认为，对外贸易不仅能够使世界资源得到更有效的配置，从而使贸易各方都能够直接受益，还会对经济增长产生直接和间接的影响。因此，世界大多数国家都将对外贸易，特别是出口贸易作为国民经济增长的发展战略。我们有理由相信,随着经济一体化和全球化趋势的不断深入，对外贸易的作用将会越来越大。前发达区域的经济仍在腾飞,兑现入世承诺之后市场化和自由化程度会不断的提高,宏观环境对欠发达区域对外贸易发展的推动作用将会是全面和深远的,而其效应目前尚未完全体现。因此，欠发达区域的对外贸易仍然能够以较高的速度发展,规模和质量及其贸易结构也存在广阔的提升和优化空间,对经济的贡献作用将会更加明显。通过对甘肃省外贸与经济增长影响因素的理论和实证分析，考虑到甘肃省长期的经济可持续发展，我们对甘肃省经济增长与发展对外贸易的关系提出以下思路和建议。

4.1 大力发展对外贸易

根据本文的计量模型分析，甘肃省经济的快速增长导致了进出口贸易的增长，这就从一个侧面反映了甘肃省作为一个欠发达的内陆省份,其经济的发展对对外贸易的发展起着越来越重要的作用。中国境内巨大的需求市场,是拉动甘肃省经济增长的基本原因之一,进而甘肃省经济的增长又拉动了省内进出口贸易的增加。对外贸易对甘肃省经济增长的边际产量比较高，扩大进出口对于提高甘肃省GDP的增长具有明显的正相关。由于甘肃省的对外贸易额偏低，外贸依存度不足10%，与全国60%―70%的水平还有明显差距。说明对外贸易还存在较大的发展空间，增加进出口将是加快甘肃省经济增长的重要环节。甘肃省要实现经济的持续增长,在实施出口导向贸易战略时,应着重提高出口产品质量及附加值,刺激技术进步,并充分发挥外贸出口的乘数效应,拉动国民经济增长,但同时也应更多地关注省内其他因素对经济增长的促进作用。

4.2 优化产品结构

尽管外贸的规模对甘肃省经济的增长具有很大的推动作用,但是我们在重视规模的同时也要重视质量。甘肃省目前存在的问题是外贸结构失衡,效益低下，出口产品的结构比较落后,大多是附加值低的产品,而且以劳动密集型为主,而资本技术密集型的产品所占比重寥寥无几；甘肃省进出口产品结构不合理，偏重于初级产品，属于技术落后、简单加工的传统模式，世界市场需求旺盛的产品甘肃省难以提供,大量的过剩产品需要压低价格才能出口换汇，外贸仍处于粗放式数量增长型发展，工业制成品比重偏低，机器、机械、电子产品等具有高附加值的产品所占份额低，在贸易中处于不利地位，加之多年对矿产品的过度开发和低效利用，大量资源已濒临枯竭，进一步削弱了甘肃省产品在国际市场的竞争力。改善甘肃出口结构是当务之急,了解市场的需求并顺应需求,是提高甘肃外贸质量,增强其对经济增长拉动作用的必经之路。因此，优化产业结构，扩大工业制成品的比重，将是改变甘肃省对外贸易额偏低、对GDP增长拉动作用较小现状的关键环节。

4.3 培育新的贸易增长点

改革开放的实践证明，民营企业是地区经济发展的重要力量，对扩大对外贸易起到了重要的作用，其发展的快慢是衡量一个地区经济实力的标志。虽然甘肃省的民营企业改革开放后有了明显的发展，特别是近几年更是快速发展，从2000年占对外贸易总额1.9%上升到2005年的16.75%，平均增长72.26%，但是国有企业仍在对外贸易中占有70%以上的份额，这一比例与沿海发达地区截然相反。所以甘肃省对外贸易的新增长点，将是发展更具有活力的民营经济，使其成为扩大我省对外贸易额的突破口。具体讲，凡符合国家产业政策、能带动相关产业发展的项目,非公有制经济均可参与;并且在企业登记、规范标准、市场准入、部门服务等方面实行主体政策;凡是对外资开放、允许外资经营的领域,都要向非国有企业开放;在各项经济政策的制定上要一视同仁,不应限制民营企业发展的领域,允许民营经济向社会融资,建立正常合法的投融资机制,积极引导民间闲置资金转向生产领域,这将有利于甘肃省民营经济的迅速发展。同时,鉴于目前甘肃省民营经济的困境,政府应积极建立相关法律法规打破特许经营、开放经营权,打破行业垄断,让有能力的民营企业和中小企业进入垄断行业,强化竞争机制。

4.4 调整现行的贸易政策

随着经济全球化的发展,各国采取种种方式实施贸易保护主义,比较典型的有技术壁垒、环境壁垒等。针对我国的壮大,发达国家把反倾销矛头纷纷指向了我国,我国受到的反倾销调查数量在世界上是最多的。从宏观角度讲，面对着世界范围内的贸易保护,我国应当要建立健全法规,提高进出口企业的自我保护能力,加强行业、政府以及企业的协同配合。我国的对外贸易政策以发展机电、纺织行业为主要方向，并且强调了积极发展知识密集型和技术密集型产品的出口。特别是在出口退税政策中，对大型成套设备和大宗机电产品退税率高达15%，甚至达到17%；而对以6%征收增值税的农产品和煤炭，退税率为3%，仅退回了一半的增值税。从出口退税的标准来看，我国对出口产品有明显的产业结构偏向，主要以鼓励出口机电和其他非初级产品为主，这项政策虽然符合中国产业结构调整的趋势。但是，从另一角度来看，甘肃省则处于明显的不利地位，初级产品获得的优惠少于制成品，通过退税渠道得不到中央财政的更多政策支持。因此，积极改善当前不利的贸易政策，对于主要依靠初级产品的贸易省份，将起到关键的作用。具体而言，需要国家改善其出口环境,打通外贸渠道,让甘肃省具有特色的资源输出到世界各地。另外，甘肃省可以加强与其他省区的合作,利用东部省区丰富的外贸经验和成熟的市场网络,借助区域合作优势为甘肃省提供有偿服务,加快甘肃省对外开放的步伐,从而实现双赢的结果。

4.5 实施多元化出口战略

目前，甘肃省的出口产品过于单一，市场份额低，竞争力弱，还未形成多元化的出口市场，难于规避国际贸易市场不断变化对甘肃省出口的影响，1997年东南亚金融危机就曾对甘肃省出口造成十分严重的影响。因此，应优化甘肃省产品出口结构，扩大高新技术产品和机电产品的出口，促进甘肃省贸易健康发展。一方面，根据资源优势和地方产业特点,建立和发展出口商品基地；另一方面，延长产业链,对原料性生产要多次增值,综合利用,在做到保持和稳定初级产品出口规模的同时,向高附加值的工业制成品转化,提高出口商品的质量和档次；继续加强对出口重点地区、重点产业和重点企业的扶持,努力培育、壮大以出口为导向的优势产业和龙头企业。另外，甘肃省应不断健全市场网络,择优开发甘肃省的特色名优出口产品；把优化外商投资的产业结构和地区结构结合起来,根据甘肃省产业政策引导外商投向国家鼓励类项目,扩大特色产业的引资力度,促进新型产业和支柱产业的发展,促进出口商品结构和产业结构的优化和升级；做好鼓励投资的各项优惠政策的实施工作,使优惠政策能够让外商看得见、摸得着,保证外资能进得来、站得住、发展快,从而有效地提高甘肃省的外资依存度和对外开放度,弥补资金的不足以促进区域经济发展。

4.6 充分发挥对外贸易的技术外溢效应

新经济增长理论认为，发展对外贸易，引进国际投资，通过“技术外溢”、“学习效应”，可以使区域经济的技术水平、组织效率不断提高，从而提高综合要素生产率。综合要素生产率的高低反映了区域经济增长集约化程度，对区域经济增长具有极其重要的意义。通过进口，甘肃省引进了大量的先进技术和设备，不仅填补了省内许多产品技术空白，使许多行业的大批产品更新换代，而且带动了相关产业的技术进步，使很多配套企业的产品参与国际竞争，起到技术示范效应与扩散效应，提高了甘肃省国民经济的整体效率;在出口过程中，我们通过“干中学”，模仿和改造国外先进技术，使产品的技术含量越来越高，使产品更能适合市场的需求，产品质量大大提高，竞争力不断加强。

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[7]李荣林，张岩贵.我国对外贸易与经济增长转型的理论与实证研究[M].中国经济出版社,2001.

［作者简介］李泉(1976-)，理学硕士，经济学博士，兰州大学经济学院讲师，主要从事区域经济问题研究。

李高源（1980-），经济学学士，中国人民银行兰州市中心支行外汇管理处，主要从事区域贸易问题研究。