導(dǎo)語：我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)分析，我國(guó)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；從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，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，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。

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)說以來，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年的專利數(shù)據(jù)來代表這些國(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)，來自發(fā)達(dá)國(guó)家的外來技術(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)來反映對(duì)外貿(mào)易狀況，通過國(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)]

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)果見表2。

表2：Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

特征值

擬然比

5﹪

1﹪

HypothesizedNo.ofCE(s)

0.803660

38.32605

29.68

35.65

None**

0.465393

10.65160

15.41

20.04

Atmost1

0.000341

0.005795

3.76

6.65

Atmost2

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(ordinaryvariable)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)

=0.967508S.E.=0.096935

從進(jìn)出口總額與GDP之間的長(zhǎng)期關(guān)系來看，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)

=0.62412S.E.=0.017467DW=1.16937

DLGDP=0.0813+0.06274DLIM-0.217152EC(-1)(3)

(15.0472)(2.1034)(-4.683832)

=0.61325S.E.=0.01712DW=1.2987

這兩個(gè)方程中的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(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)說明從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，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%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，而出口項(xiàng)的系數(shù)在10%的顯著水平上才通過檢驗(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；各變量均通過長(zhǎng)期均衡關(guān)系來影響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?，F(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

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，EC為反映短期對(duì)長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差糾正項(xiàng)。

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

LEXdoesnotGrangerCauseLGDP

3.63402

0.05835

拒絕

LGDPdoesnotGrangerCauseLEX

1.35992

0.29354

不拒絕

LIMdoesnotGrangerCauseLGDP

1.73367

0.21807

不拒絕

LGDPdoesnotGrangerCauseLIM

1.36476

0.29239

不拒絕

LIMdoesnotGrangerCauseLEX

0.78556

0.47796

不拒絕

LEXdoesnotGrangerCauseLIM

0.55511

0.58807

不拒絕

三.主要結(jié)論與政策建議

通過協(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)角度來分析。從短期來看，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。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5%顯著水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這說明就短期動(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)作用主要是通過進(jìn)口來實(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。

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