我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究
關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)口，出口，誤差修正模型
一.引言
從亞當(dāng).斯密提出“剩余產(chǎn)品出路”的學(xué)說(shuō)以來(lái)，對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直都是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們研究的重要課題。這方面的主要貢獻(xiàn)包括：凱恩斯的對(duì)外貿(mào)易乘數(shù)理論；E.哈根等從出口貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)來(lái)探討其推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用；羅默的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論等[1]。
李京文(1996)[2]通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的實(shí)證分析，指出出口增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用。彭福偉(1999)[3]發(fā)現(xiàn)凈出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)度較弱。陳家勤(1999)[4]認(rèn)為出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有巨大的推動(dòng)作用。楊全發(fā)(1999)[5]對(duì)巴拉薩(Balassa)[6]建立的模型帶入我國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用。劉曉鵬(2001)[7]認(rèn)為出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)度較弱。Lawrence (2000)[8]在部門(mén)的層次上檢驗(yàn)了日本1964～1985年和韓國(guó)1963～1983年的進(jìn)口和產(chǎn)業(yè)政策與勞動(dòng)生產(chǎn)率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口是促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素。Onnolly(2005)[9]用75個(gè)國(guó)1965-1990年的專(zhuān)利數(shù)據(jù)來(lái)代表這些國(guó)家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)進(jìn)口國(guó)(發(fā)展中國(guó)家)模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家的外來(lái)技術(shù)對(duì)進(jìn)口國(guó)單位資本GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大于其國(guó)內(nèi)的創(chuàng)新。Lawrence(1999)[8]在美國(guó)對(duì)20世紀(jì)80年代100多個(gè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)中國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。Wang和Xu(2000)[10]考察了工業(yè)化國(guó)家間通過(guò)資本品貿(mào)易和外商投資而產(chǎn)生的R8D溢出效應(yīng)。
以上研究成果在運(yùn)用計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)因忽略了相關(guān)重要變量而使得檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)解釋具有相當(dāng)大的局限性?？鐕?guó)(地區(qū))的截面數(shù)據(jù)的研究方法存在一定的局限性，OLS回歸分析方法要求所使用的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果用OLS回歸分析方法分析非平穩(wěn)的時(shí)間序列關(guān)系，則容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象[11]，另外，已有的研究假設(shè)所選的國(guó)家具有共同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和相似的生產(chǎn)技術(shù)，這在現(xiàn)實(shí)生活中無(wú)法滿足，對(duì)于所研究變量的定義和時(shí)期的選取也會(huì)影響經(jīng)驗(yàn)結(jié)論等。上述對(duì)于單個(gè)國(guó)家(地區(qū))時(shí)間序列研究得出了不一致甚至相互矛盾的結(jié)論，其主要原因有以下三點(diǎn)：實(shí)證模型中信息集的選取的差異；模型滯后期選擇的差異；模型方法及檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量選擇的差異。例如，進(jìn)出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用往往是經(jīng)歷一定的時(shí)滯，若忽略這一因素而進(jìn)行最小二乘估計(jì)就會(huì)得出片面甚至錯(cuò)誤的結(jié)論?；谏鲜隹紤]，筆者通過(guò)分析進(jìn)口、出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者的協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)而建立誤差修正模型，深入地探討了進(jìn)口和出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。
二.數(shù)據(jù)和模型分析
本文采用出口總額(EX)、進(jìn)口總額(IM)來(lái)反映對(duì)外貿(mào)易狀況，通過(guò)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文依據(jù)各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》從1985年至2005年的以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和以1985年為基期的按可比價(jià)格計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，折算出1985年為基期的國(guó)內(nèi)實(shí)際生產(chǎn)總值。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，分別對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，其對(duì)應(yīng)序列記為L(zhǎng)EX、LIM和LGDP。
圖2：實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、出口額和進(jìn)口額對(duì)數(shù)差分的變化趨勢(shì)
貿(mào)易,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)-[飛諾網(wǎng)FENO.CN]
1.單位根檢驗(yàn)
從圖1可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢(shì)性，為消除共同趨勢(shì)的影響，本文對(duì)變量采取差分處理(見(jiàn)圖2)。從圖2中可以看出GDP、進(jìn)口和出口的差分序列呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，筆者使用ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。
表1：ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果
變量 | ADF統(tǒng)計(jì)量 | 1% | 5% | 10% |
LGDP | -2.749153* | -4.7315 | -3.7611 | -3.3228 |
LEX | -2.499933* | -4.6193 | -3.7119 | -3.2964 |
LIM | -1.898012* | -4.6193 | -3.7119 | -3.2964 |
DLGDP | -3.821426** | -3.9228 | -3.0659 | -2.6745 |
DLEX | -4.517673* | -3.9228 | -3.0659 | -2.6745 |
DLIM | -3.208629*** | -4.0681 | -3.1222 | -2.7042 |
注：1．對(duì)GDP、出口和進(jìn)口對(duì)數(shù)序列的ADF檢驗(yàn)中，包含了位移項(xiàng)（intercept）和趨勢(shì)頂(trend)，因?yàn)閺膱D1中可以看出，這二個(gè)序列都包含一定的位移和趨勢(shì)，如果不考慮位移和趨勢(shì)就可能產(chǎn)生錯(cuò)誤的單位根判斷；而對(duì)差分序列的ADF檢驗(yàn)中，則既不包含移位頂，也不包含趨勢(shì)頂，因?yàn)閳D2顯示這二個(gè)序列都不包含位移和趨勢(shì)。
2.*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)；**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；***表示在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。
GDP、出口和進(jìn)口的對(duì)數(shù)序列ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值均小于在10%顯著水平下臨界值的絕對(duì)值，不能通過(guò)ADF檢驗(yàn)，這三個(gè)序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。而這三個(gè)差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均大于在5%顯著水平下臨界值的絕對(duì)值，不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。GDP、出口和進(jìn)口的對(duì)數(shù)序列是一階平穩(wěn)序列，因此可以進(jìn)一步檢驗(yàn)三個(gè)變量之間是否存在協(xié)整性。
2.協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型ECM
本文采用使用Johansen極大擬然估計(jì)法檢驗(yàn)經(jīng)差分修正后的平穩(wěn)序列LEX、LIM和LGDP。Johansen方法建立的VAR模型對(duì)滯后期的選擇比較敏感，所以采用AIC準(zhǔn)則來(lái)確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定之后，再對(duì)協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行驗(yàn)證，然后再對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn) [12]。結(jié)果見(jiàn)表2。
表2：Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
特征值 | 擬然比 | 5﹪ | 1﹪ | Hypothesized No. of CE(s) |
0.803660 | 38.32605 | 29.68 | 35.65 | None ** |
0.465393 | 10.65160 | 15.41 | 20.04 | At most 1 |
0.000341 | 0.005795 | 3.76 | 6.65 | At most 2 |
注：*表示在1%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)。
由表2可以看出，在5%的顯著水平下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口、進(jìn)口之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定存在誤差修正模型(ECM)。因此，可以使用Engle-Granger兩步法來(lái)建立誤差修正模型。
第一步，先建立長(zhǎng)期關(guān)系模型，即對(duì)水平變量(ordinary variable)進(jìn)行OLS估計(jì)，其方程如下：
LGDP=4.526845 + 0.623032LEX -0.049701LIM (1)
(13.53709) (4.293514) (0.291202)
=0.967508 S.E.= 0.096935
從進(jìn)出口總額與GDP之間的長(zhǎng)期關(guān)系來(lái)看，GDP對(duì)出口的彈性為0.623，而對(duì)進(jìn)口的彈性為0.0497，出口比進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的影響，而且進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)未能通過(guò)t檢驗(yàn)，即在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。
第二步，建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即誤差修正模型。將長(zhǎng)期關(guān)系模型中的各變量以1階差分的形式重新構(gòu)造，井將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個(gè)從一般到特殊的過(guò)程中，對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系逐個(gè)進(jìn)行檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸剔除掉，直到找出最適當(dāng)?shù)谋磉_(dá)式。筆者用EC表示長(zhǎng)期關(guān)系方程(1)中的殘差，通過(guò)試驗(yàn)，得到兩個(gè)比較適當(dāng)?shù)谋硎径唐趧?dòng)態(tài)關(guān)系的誤差修正方程方程(2)和方程(3)。
DLGDP= 0.0797+0.0246DLEX+0.04695DLIM-0.22869EC(-1) (2)
(13.1998) (0.6363) (1.1951) (-4.5138)
=0.62412 S.E.= 0.017467 DW=1.16937
DLGDP= 0.0813+ 0.06274DLIM -0.217152EC(-1) (3)
(15.0472) (2.1034) (-4.683832)
= 0.61325 S.E.= 0.01712 DW= 1.2987
這兩個(gè)方程中的回歸系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。方程(2)說(shuō)明從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來(lái)看，我國(guó)的GDP和出口、進(jìn)口序列之間存在著密切的聯(lián)系，但進(jìn)口比出口對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，這不僅表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)和出口項(xiàng)系數(shù)的大小上，而且也表現(xiàn)在進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)在 1%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)，而出口項(xiàng)的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過(guò)檢驗(yàn)。由于DLGDP、DLEX和DLIM本身就是增長(zhǎng)率的含義，因此，進(jìn)口增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.047%，出口增長(zhǎng)率每增加1% ,GDP的增長(zhǎng)率將增加0.025%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.229的比率對(duì)本年的GDP增長(zhǎng)率做出修正。
方程(3)是在進(jìn)一步剔除了不太顯著的出口項(xiàng)后得到的誤差修正模型。它表示在短期內(nèi)不考慮出口對(duì)GDP的影響時(shí)，進(jìn)口對(duì)GDP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。進(jìn)口項(xiàng)的系數(shù)說(shuō)明進(jìn)口增長(zhǎng)率每增加1%，GDP的增長(zhǎng)率將增加0.063%，而上年度GDP、出口和進(jìn)口的非均衡誤差以0.217的比率對(duì)本年的GDP增長(zhǎng)率做出修正。
3.向量誤差修正模型VEC
Granger(1987)[13]指出，若變量之間存在協(xié)整，則這些變量之間至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系：要么滯后差分項(xiàng)的系數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)(一般用F檢驗(yàn))顯著，因而存在短期因果關(guān)系，或者誤差糾正項(xiàng)系數(shù)顯著而存在長(zhǎng)期因果關(guān)系。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后，就可以構(gòu)造向量誤差修正模型，以確定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動(dòng)影響井觀察變量間的因果關(guān)系。表3為根據(jù)向量誤差修正模型得到的估計(jì)結(jié)果，對(duì)表3的結(jié)果進(jìn)行分析，可以得出以下結(jié)論。
(1)根據(jù)表3第一列數(shù)據(jù)分析各變量對(duì)GDP增長(zhǎng)的短期影響及長(zhǎng)期均衡關(guān)系，從短期來(lái)看，進(jìn)口對(duì)GDP的影響僅在兩個(gè)時(shí)滯后在10﹪的水平上對(duì) GDP有正向影響，可能是因?yàn)檫M(jìn)口相對(duì)減少了內(nèi)需。另一方面進(jìn)口的增加將會(huì)淘汰落后廠商，所以起初進(jìn)口的增加對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)有負(fù)向作用，但兩個(gè)時(shí)滯后，進(jìn)口的機(jī)械設(shè)備或原料會(huì)提高生產(chǎn)效率或加工后的產(chǎn)品銷(xiāo)往國(guó)外賺取附加值，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[14]。我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)所實(shí)施的進(jìn)口政策是鼓勵(lì)生產(chǎn)性資本品的進(jìn)口而限制消費(fèi)品的進(jìn)口，在我國(guó)的進(jìn)口中包括了大量的先進(jìn)設(shè)備和技術(shù)以及我國(guó)短缺的原材料，這無(wú)疑也會(huì)對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要的推動(dòng)作用；各變量均通過(guò)長(zhǎng)期均衡關(guān)系來(lái)影響GDP的增長(zhǎng)，每年LGDP的實(shí)際值與均衡值的偏差的約6.6﹪被糾正。這在一定程度上也證實(shí)了黃國(guó)祥(1999)[15]和賈金思(1998)[16]的觀點(diǎn)。
(2)總產(chǎn)出對(duì)進(jìn)出口影響不顯著，主要的原因在于我國(guó)的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)戰(zhàn)略仍處于外延式、粗放型增長(zhǎng)階段[17]，出口以價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)為主，未能有效提高出口產(chǎn)品的質(zhì)量和增加值，從而影響了出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。現(xiàn)階段我國(guó)實(shí)行的不斷提高制成品出口比例的出口導(dǎo)向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然是停留在粗放型、數(shù)量型的增長(zhǎng)上，還未能實(shí)現(xiàn)有效提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加值的集約型發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[2]。
表3：誤差修正模型系數(shù)向量
VEC | DLGDP | DLEX | DLIM | VEC | DLGDP | DLEX | DLIM |
EC(-1) | -0.06556 | 0.25685 | 0.064258 | DLEX(-2) | 0.042078 | -0.421 | -0.31757 |
0.04903 | 0.38001 | 0.37468 | 0.05889 | 0.45643 | 0.45003 | ||
(-1.33710) | -0.67589 | -0.1715 | -0.71452 | (-0.92238) | (-0.70565) | ||
DLGDP(-1) | 0.759915 | -2.34517 | -0.55878 | DLIM(-1) | -0.00414 | 0.436486 | 0.442668 |
0.32902 | 2.55008 | 2.5143 | 0.06828 | 0.52922 | 0.5218 | ||
2.30964) | (-0.91964) | (-0.22224) | (-0.06061) | -0.82477 | -0.84835 | ||
DLGDP(-2) | -0.53883 | -0.37218 | -3.12298 | DLIM(-2) | 0.077974 | 0.33243 | 0.355703 |
0.36301 | 2.81357 | 2.7741 | 0.06636 | 0.51432 | 0.5071 | ||
(-1.48433) | (-0.13228) | (-1.12576) | -1.17503 | -0.64635 | -0.70144 | ||
DLEX(-1) | 0.020493 | -0.44598 | -0.44381 | C | 0.06836 | 0.407792 | 0.473521 |
0.05668 | 0.43927 | 0.43311 | 0.02463 | 0.19091 | 0.18823 | ||
-0.36159 | (-1.01528) | (-1.02470) | -2.77526 | -2.13603 | -2.51561 |
4.格蘭杰因果檢驗(yàn)
對(duì)各變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)如表4所示。從表中可以看出，在10﹪顯著水平上，出口是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是出口的原因；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)口之間以及出口與進(jìn)口之間都不存在因果關(guān)系。
表4：格蘭杰因果檢驗(yàn)
原假設(shè) | F統(tǒng)計(jì)量 | P值 | 結(jié)論 |
LEX does not Granger Cause LGDP | 3.63402 | 0.05835 | 拒絕 |
LGDP does not Granger Cause LEX | 1.35992 | 0.29354 | 不拒絕 |
LIM does not Granger Cause LGDP | 1.73367 | 0.21807 | 不拒絕 |
LGDP does not Granger Cause LIM | 1.36476 | 0.29239 | 不拒絕 |
LIM does not Granger Cause LEX | 0.78556 | 0.47796 | 不拒絕 |
LEX does not Granger Cause LIM | 0.55511 | 0.58807 | 不拒絕 |
三.主要結(jié)論與政策建議
通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)分析，得出的結(jié)果具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義：出口對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推動(dòng)作用，進(jìn)口對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制作用，但進(jìn)口對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用要比出口的促進(jìn)作用小得多，這與新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)“出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的假說(shuō)相吻合?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，一國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，可以從短期貢獻(xiàn)和長(zhǎng)期貢獻(xiàn)兩個(gè)角度來(lái)分析。從短期來(lái)看，一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要取決于投資需求、消費(fèi)需求和凈出口需求三個(gè)因素。但是，如果從長(zhǎng)期供給的角度分析，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率((TFP)的提高兩大類(lèi)。要素供給投入的增加包括資本和勞動(dòng)供給的增加。全要素生產(chǎn)率的提高則包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、制度創(chuàng)新、知識(shí)進(jìn)展等等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的程度.對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有及其重要的意義，而這些因素都與進(jìn)口和利用外資有著密切的關(guān)系。
從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來(lái)看，出口和進(jìn)口都對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但出口對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比進(jìn)口小得多，而且出口項(xiàng)系數(shù)不能通過(guò)5%顯著水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這說(shuō)明就短期動(dòng)態(tài)關(guān)系而言，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要是通過(guò)進(jìn)口來(lái)實(shí)現(xiàn)的。就當(dāng)前情況而言，擴(kuò)大出口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效途徑，但要在擴(kuò)大出口的同時(shí)盡可能的保持進(jìn)口的同步增長(zhǎng)，要盡量保持進(jìn)出口平衡，因?yàn)槲覈?guó)現(xiàn)階段還不是完全意義上的出口導(dǎo)向型，進(jìn)口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性仍然相當(dāng)大。
格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示我國(guó)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系較弱，主要是因?yàn)閭鹘y(tǒng)上我國(guó)出口的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要是依賴(lài)對(duì)閑置資源的利用。我國(guó)正逐步放棄傳統(tǒng)出口增長(zhǎng)的貿(mào)易戰(zhàn)略，我國(guó)的初級(jí)產(chǎn)品出口基本上是符合市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制的。我國(guó)的出口增長(zhǎng)是可以獲得貿(mào)易利益，并可為剩余資源找出路，故而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的促進(jìn)作用。我國(guó)的制成品出口主要還集中于一些勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，以便發(fā)揮我國(guó)勞力和資源的優(yōu)勢(shì)，在國(guó)際上，這必然會(huì)面臨勞動(dòng)力和資源更加低廉的東南亞國(guó)家的有力的競(jìng)爭(zhēng)，致使貿(mào)易條件進(jìn)一步惡化。根據(jù)我國(guó)要素稟賦的特點(diǎn)，大力發(fā)展具有比較優(yōu)勢(shì)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)出口迅速發(fā)展和出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，同時(shí)能夠擴(kuò)大就業(yè)，緩解就業(yè)壓力。
從中長(zhǎng)期來(lái)看，為了發(fā)揮出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，應(yīng)該推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)一步提高技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)，加強(qiáng)附加值高的產(chǎn)品的出口，是貿(mào)易出口盡快實(shí)現(xiàn)從勞動(dòng)力和資源為主的粗放型向質(zhì)量和技術(shù)為主的集約型的出口方式的轉(zhuǎn)變，努力提高出口產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。
參考文獻(xiàn)：
[1][日]小島清.對(duì)外貿(mào)易論[M].周寶廉譯.天津：南開(kāi)大學(xué)出版社，1987:17-51.
[2]李京文.生產(chǎn)率與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J]。數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，1996,(12):27-40.
[3]彭福偉.怎樣看待目前對(duì)外貿(mào)易對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用[J].經(jīng)貿(mào)論壇，1999,(1):15-19.
[4]陳家勤.適度增加進(jìn)口的幾點(diǎn)思考[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，1999,(7):11-15.
[5]楊全發(fā).中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治，1998,(8):54-58.
[6]Balassa, Bela. The Purchasing-Power Doctrine: A Peappraisal. Journal of Political Economy[J].1964,(72):584-596.
[7]劉曉鵬.我國(guó)進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析——從增長(zhǎng)率看外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2001,23(3):43-48.
[8] Bardhan, P.K. Economics Growth, Development and Foreign Trade[M]. Wiley, New York,1970:25-26.
[9]Dollar D. Outward-oriented Developing Economics Really Do Grow More Rapidly: Evidence for 95 LDCD,1976-1985[J]. Economic Development and Cultural Change,1992:59-73.
[10] Qiao Yu. Capital Investment, International Trade and Economic Growth in China: Evidence in the 1980～1990s[J].China Economic Review,1998,9 (1):472-511.
[11] Chow P C Y. Causality between Export Growth and Industrial Development: Empirical Evidence from the NICs [J].Journal of Development Economics,1987.
[12]Johansen. Statistical and Hypothesis Testing of Coinegrating Vectors[J].Journal of Economics Dynamics and Contral,1998,(12):143-182.
[13]Granger Clive W J. Some Recent Developments in a Concept of Causality [J]. Journal of Econometrics, 1988,(39):199-211
[14]郭友群，周?chē)?guó)霞.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2006,(2):42-45.
[15]黃國(guó)祥，沈茹.美國(guó)的高科技產(chǎn)業(yè)與貿(mào)易[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，1999,(12):33-37.
[16]賈金思.論外貿(mào)進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用[J].財(cái)經(jīng)經(jīng)濟(jì)，1998,(6):30-33.
[17]賴(lài)明勇.中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的實(shí)證研究[J].預(yù)測(cè)，1998,(4):9-12.