我国对外贸易与经济增长关系的研究

上海海事大学硕士论文我国对外贸易与经济增长关系的研究- -PAGE５-摘要经济增长一直是经济学研究的核心内容之一，第二次世界大战以来，由于新科技革命的出现，进一步推动了生产和交换活动的国际化进程，大大加深了各国间的相互往来与依赖。当今的世界很少有国家能够封闭锁国而取得经济的迅速发展，发展对外贸易，对任何国家的国民经济而言都显得十分重要。改革开放以来，我国对外贸易发展迅速，对外贸易规模不断扩大，推动了我国的经济增长。今天，当我们重新审视各国经济增长所面临的大环境时，会发现我们生活在一个与过去截然不同的世界。中国的经济发展进入了更加开放的国际竞争时代，同时也面临着更为激烈的挑战。随着经济一体化和全球化趋势的不断深入，作为世界第三大贸易国的中国其对外贸易对经济的影响应会越来越大，贸易对经济增长影响的问题引起了国内外学者的广泛关注，因此对我国对外贸易与经济增长的作用进行分析具有重要的理论意义和实际意义。本文以经济增长理论为依据，通过大量的数据，考查了进口、出口等时间序列的平稳性，同时运用协整理论，对出口和进口贸易与经济增长之间关系进行协整检验，得出结论:中国的经济增长与出口、进口之间存在着长期稳定的均衡关系，长期内对外贸易对经济增长的促进作用显著。同时，文章对我国对外贸易的现状进行了分析，指出了我国现阶段对外贸易中存在的问题，最后还针对存在的问题提出了适合我国经济增长的对外贸易模式和政策选择。关键词:出口贸易，进口贸易，经济增长，协整检验，误差回归ABSTRACTEconomicGrowthisalwaysthekeycontentofEconomyresearch,SincetheWorldWarII,theinternationalprocessofproducingandexchanginghavebeengreatlypromotedbecauseofthenewscienceandtechnologyrevolution.Countriesbecomesmoreandmorerelyoneachother.Noonecangetafasteconomicgrowthinablockoutenvironment.Developingtheforeigntradeseemstobethemostimportantthingtoeverycountry.Sincethereformandopening-up,Ourforeigntradedevelopingrapidlyandthescaleofforeigntradebecominglargerandlarger,whichdrivestheeconomygrowingfast.Today,whenwerestudyingtheenvironmenteachcountryfaces,Wecanrealizewearelivinginatotallydifferentworldfrombefore.Oureconomicdevelopmenthasenteredintoaninternationalcompetitionagewhichismoreopenthanbefore,wehavetofacemoredrasticchallenges.Withtheconstantdevelopingofeconomicintegrationandglobalization,China,asthethirdlargestinternationaltradecountry,hasplayedanimportantroletotheinternationaleconomy.Theissuesarisingfrominternationaltradehaveattractedwidelyattentions,SodemonstrationanalyzingtherelationsbetweenforeigntradeandEconomicgrowthisveryusefulbothintheoryandempirical.Thisthesisisbasedonthetheoryofeconomicgrowth,verifiedthestabilityoftimeseriesforimportandexportthroughalargequantitiesofdatas.Atthesametime,Ihavemadethecointegrationtestonforeigntradeandeconomicgrowth,andcometoaconclusionthat:ThereisastablerelationsbetweenChina’seconomicgrowthandforeigntradeinthelongrun,andforeigntradeplaysanimportantroleindrivingtheeconomicgrowth.Besides,Ihaveanalyzedthecurrentsituationofourforeigntrade,pointingouttheproblemsarisesfromourforeigntrade.Finally,findingouttherightforeigntrademodeandpolicythatcanaccelerateoureconomicgrowthlargely.HUWEIWEI(MajorinInternationaltrade)DirectedbyprofessorPANGUOLINGKEYWORDS:exporttrade,importtrade,economicgrowth,cointegrationtest,ECM(errorcorrectedmode)目录TOC\o"1-3"\h\z第一章引言 １第一节选题背景及研究内容 １第二节论文的理论价值和现实意义 １第三节研究方法及论文结构 ２一、论文的研究方法 ２二、论文的结构安排 ２第二章对外贸易与经济增长的关系概述 ４第一节国内外关于对外贸易与经济增长关系的研究 ４一、国外关于对外贸易与经济增长关系的理论研究 ４二、国外对对外贸易与经济增长关系的实证研究综述 ５三、国内关于对外贸易与经济增长的实证分析 ６第二节对外贸易与经济增长相互作用机制分析 ７一、出口贸易对经济增长作用机制 ７二、进口贸易对经济增长的作用机制 ８第三章对外贸易与我国经济增长实证分析 １０第一节样本数据的选择及处理 １０一、本文采用的实证分析方法 １０二、样本选择及基本特征 １０第二节平稳性检验 １２一、ADF检验(AugmentDickey-fullertest) １３二、ADF检验的步骤 １４三、经过折算后各变量的单位根检验 １５第三节协整检验 １６一、协整的概念及意义 １６二、折算后各变量的协整检验 １６三、协整检验结果的分析 １８第四节格兰杰因果检验及误差修正模型 ２０一、格兰杰因果检验的定义及方法 ２０二、格兰杰因果检验结果及分析 ２０三、误差修正模型 ２２第四章我国对外贸易与经济增长的因素分析 ２５第一节我国对外贸易的商品结构与经济增长分析 ２５一、外贸商品结构的变化 ２５二、我国外贸出口产品结构分析 ２６三、我国外贸进口产品结构分析 ２９第二节我国对外贸易方式与经济增长分析 ２９一、我国对外贸易方式的构成 ２９二、我国加工贸易的发展历程 ３０三、加工贸易对我国经济增长的积极作用 ３１四、我国加工贸易存在的问题 ３２第三节我国对外贸易条件与经济增长分析 ３３一、价格贸易条件恶化 ３３二、收入贸易条件得到改善 ３６第四节我国对外贸易的品牌竞争力分析 ３７一、对外贸易品牌竞争力与经济增长的关系 ３７二、我国自主品牌出口情况 ３８三、影响我国品牌竞争力的因素 ３９第五章提高我国对外贸易对经济增长促进作用的战略及政策选择 ４２第一节继续扩大对外贸易，促进我国经济增长 ４２一、扩大出口贸易 ４２二、适度扩大进口，发挥进口对我国经济增长的促进作用 ４３第二节加快调整我国对外贸易战略基于综合比较优势战略 ４３一、新型工业化战略和“世界工厂”战略 ４４二、局部跨越式发展战略 ４６三、多元化区域发展战略 ４６第三节促进我国对外贸易的政策选择 ４７一、加快我国进口关税制度改革，充分提高进口对经济增长的贡献 ４７二、加大科技投入力度，优化进出口商品结构 ４７三、多种贸易方式并举，避免过分依赖于加工贸易 ４８四、加大政府支持力度，促进自主出口品牌建设 ４９第六章结束语 ５０一、文章的基本结论 ５０二、有待进一步解决的问题 ５０致谢 ５２参考文献 ５３附录 ５５上海海事大学硕士论文我国对外贸易与经济增长关系的研究- -PAGE５４-第一章引言第一节选题背景及研究内容经济增长一直是经济学研究的核心内容之一，第二次世界大战以来，由于新科技革命的出现，进一步推动了生产和交换活动的国际化进程，大大加深了各国间的相互往来与依赖。当今的世界很少有国家能够封闭锁国而取得经济的迅速发展，发展对外贸易，对任何国家的国民经济而言都显得十分重要。我国的对外贸易开始于改革开放之后，经过二十多年的努力，我国的对外贸易不断发展，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。1980年我国的进出口总额、出口额、和进口额分别为381.4亿美元、181.2亿美元、200.2亿美元，贸易额仅列第26位。2004年进出口总额、出口额、进口额增加到11548亿美元、5934亿美元、5614亿美元，分别增长了30.3倍，32.7倍和28.0倍，贸易额跻身世界第三。与此同时，我国经济总量也在高速发展，从1978年到2004年，我国国内生产总值剔除价格因素后年均增长9.09%，由1978年的3624.1亿元上升到2005年的182321亿元，增长了50.31倍，我国经济总量跃居世界第四[1][1]参考黄晓玲中国对外贸易概论第1版北京：对外经济贸易大学出版社从表面上看，我国的对外贸易和经济增长相辅相成，互相促进，太多的贸易理论也告诉我们对外贸易可以为贸易双方带来一定的贸易利益，从而促进经济的增长。然而越来越多的国家更为残酷的现实却表现为对外贸易不仅没有促进经济的增长，反而在拉大贸易双方的差距，“贫困化增长”已不再是那么“遥不可及”。在繁荣的景象下，问题也最容易被蒙蔽，可这不等于问题不存在，与其等到将来爆发时再去补救，为何不从一开始就分析问题所在，及时做出相应对策？正是基于这一想法，本论文着重透过我国经济繁荣的表象，运用理论和实证分析方法分析了我国对外贸易与经济增长之间是否存在促进作用，是否存在因果关系，以及我国的对外贸易结构是否合理？第二节论文的理论价值和现实意义对外贸易和经济增长的关系模式对于一国制定适当的增长和发展策略有着重要的指导意义，许多国家根据不同的国际贸易和经济增长关系理论,制定了不同的贸易和发展战略,导致了不同的经济发展结果。因此在经济理论上对外贸易是否促进经济增长长久以来一直是经济学家们争论的焦点。离开了特定的国家和时间，泛泛地讨论对外贸易与经济增长的关系的确是个颇受争议的问题，但是如果把这两个变量锁定到一个国家，特定到一个阶段，得出的结论可能会有较强的针对性，并且可以据此为一国制定合适的发展战略提供有力依据。随着我国正式加入世贸组织，我国的对外贸易进入了一个新的发展阶段，一个机遇与挑战并存的阶段，我国与世界的经济联系将会越来越紧密，对外贸易将成为影响我国经济的重要因素，深入到经济生活的各个方面。因此，认清现阶段我国对外贸易与经济增长之间到底是什么关系，我国对外贸易对经济增长起着什么样的作用，对我国在经济全球化的背景下正确地发挥对外贸易的作用，以促进我国经济增长有着极其重要的作用。基于以上的理论背景和实践发展的需要，对我国对外贸易与经济增长的相互关系进行研究具有一定的理论价值和实际指导意义。第三节研究方法及论文结构论文的研究方法本论文从定性和定量两个角度分析了我国对外贸易与经济增长相互作用的机制，重点运用计量经济学工具检验我国对外贸易与经济增长的关系，比较直观地展现了现阶段我国对外贸易与经济增长的相互作用，为进一步明确我国对外贸易与经济增长的关系提供了依据，本文主要采用的研究方法有：（1）比较分析法。定性和定量分析相统一，较多地使用了数据和图表进行比较分析。（2）计量分析法。本文较多地运用了计量经济模型进行相关检验，从而使得出的结论更有说服力。二、论文的结构安排本论文主要研究的是对外贸易与经济增长的关系以及我国应如何选择适合经济增长的贸易模式问题，主要分六章：第一章为引言部分，对本文的选题背景，理论与实践意义进行了阐明，介绍了论文的结构以及论文的研究方法。第二章是对外贸易与经济增长关系概述，介绍了国内外关于对外贸易与经济增长关系的研究，并且分析了对外贸易与经济增长相互作用的机制。第三章为实证检验部分，利用Eviews软件定量地分析了对外贸易与经济增长的相互作用，包括对样本进行平稳性检验、协整检验、格兰杰因果检验等，最后并得出了我国对外贸易与经济增长的误差修正模型。第四章对我国对外贸易的现状进行了因素分析，主要的分析角度有商品结构、贸易方式、贸易条件、品牌竞争力等。第五章是基于前文的分析结果探讨更能促进我国经济增长的对外贸易发展战略，以及相应的政策选择。第六章是结论与展望。指出了论文的不足之处，为今后下一步的研究做出展望。

第二章对外贸易与经济增长的关系概述第一节国内外关于对外贸易与经济增长关系的研究一、国外关于对外贸易与经济增长关系的理论研究最早涉及国际贸易与经济增长相互关系问题的是英国古典经济学家亚当·斯密。他提出的动态生产率理论和“剩余产品出口”模型，对以后的理论发展有重要影响。斯密认为，分工的发展是促进生产率长期增长的主要因素，而分工的程度则受到市场范围的强烈制约。对外贸易是市场范围扩展的显著标志，因而对外贸易的扩大必然能够促进分工的深化和生产率的提高，加速经济增长。斯密的这些论述包含了国际贸易具有带动经济增长作用的最初思想。后来的大卫·李嘉图、约翰·穆勒，还有战后的D·R·纳克斯等经济学家在他们的著作中都涉及到这一内容。而专门论述对外贸易与经济增长关系并引发一系列争论则是从罗伯特逊开始1937年英国学者罗伯特逊提出“对外贸易是经济增长发动机”的命题，其主要着眼点在于阐述后进国家可以通过对外贸易尤其是出口增长来带动本国经济的增长。后来美籍爱莎尼亚学者纳克斯通过分析19世纪英国与新殖民地区国家如美国、加拿大、澳大利亚、新西兰等国家经济发展的原因后，在20世纪50年代对这一学说进行了补充和发展，他认为：19世纪的英国(中心国家)的经济增长，通过外贸带动了加拿大、澳大利亚、新西兰(外围国家)的经济增长，外贸起到经济增长发动机的关键因素，是中心国家经济增长使得对初级产品需求的扩大。这样，初级产品的生产国即外围国家就成为国际分工格局的受益者,其初级产品的出口迅速增加，而高度的出口增长率会通过一系列的动态转换过程，把出口部门的经济增长传递到国内其他各个经济部门，从而带动国民经济的全面增长。贸易发动机命题提出后引起了广泛的争论，从发展经济学家中产生的现代贸易发动机理论，从发展中国家的角度出发，不但认为发展中国家的贸易增长同它们自身的经济增长密切相关，更着重强调它们的出口增长受制于发达国家的经济增长，诺贝尔经济学奖获得者威廉·刘易斯就是持这种观点的代表人物。而欧文·克拉维斯在1970年发表的《贸易是经济增长的侍女：19世纪与20世纪的相似点》一文中更是指出：19世纪经济取得成功的国家几乎都不是以出口主导型增长为其标志，而经济发展不成功的国家在19世纪倒有过相当大的出口扩展。他认为，应该把贸易扩展形容为成功的经济增长的侍女，而不是经济增长的自主发动机。这种贸易“侍女”论后来被许多西方发展经济学家所接受，有的作了进一步的引申发挥。如有人指出，按照刘易斯的分类模型来看，真正的发动机应该是其他原因或条件，而对外贸易的作用仅仅是提供燃料。在发展经济学内部，古典学派、马克思主义学派和新古典学派都认为，贸易对积累和经济增长的影响是间接的,是通过利润率的影响而发生作用的。也有人认为，对于岛国或小国，贸易可能起到发动机的作用，但对于幅员辽阔的大国，外贸对其经济增长一般只起着相当程度的作用，而非发动机的作用[2][2]参考李明武.对外贸易与经济增长关系研究综述.国际贸易问题，2004(03)以普雷维什和辛格为代表的一些拉丁美洲经济学家对发动机命题持完全否定的态度，他们从分析贸易条件恶化的角度展开了“中心—外围论”，他们认为，当今的国际经济体制是以发达资本主义国家作为中心，控制着由发展中国家组成的外围地带，外围国家只能顺应中心国家的发展。这种依附关系在国际贸易方面则表现为发展中国家贸易非但不是经济增长的发动机，反而是造成发展中国家经济不发达的原因。他们认为，一百多年来，初级产品的价格与制成品的价格相比下降得相当大，由于发展中国家的贸易格局主要是出口初级产品、进口制成品，这种情况必然引起整个初级产品贸易条件恶化,发展中国家必须出口愈来愈多的产品才能换回既定数量的进口,对外贸易的发展反而会导致与经济发展本身背道而驰的“不利的成长”——贫困化增长。上世纪60年代后，日本、亚洲“四小龙”等亚洲国家和地区通过实行出口导向型战略实现了本地区经济的持续快速增长，并且先后步入新兴工业化国家的行列，发动机学说再度流行。进入20世纪80年代以后，泰国、马来西亚、印尼、菲律宾等国家相继效仿日、韩等国，大力发展出口产业，并且取得成功，成为东南亚经济圈的“四小虎”。然而1997年一场金融风暴席卷了整个东南亚地区，出口导向型经济的脆弱性暴露无遗，贸易发动机理论再次面临诘难。二、国外对对外贸易与经济增长关系的实证研究综述对贸易与经济增长关系在理论认识上的分歧引发学者们试图从实证的角度去寻找答案。对外贸易与经济增长关系实证研究的方法主要有三种：一是利用跨国（地区）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，如Balassa(1978,1984),Tyler(1981),Feder(1983),Kavoussi(1984),Moschos(1989)等。由于选取跨国（地区）的异质性：即各国家（地区）具有不同的经济结构和生产技术等，可能会导致虚假的结论；并且采用截面数据进行最小二乘法回归得出的结果只能说明对外贸易对经济增长是否有影响作用，并不能说明两者是否存在因果关系。二是利用单个国家（地区）的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，如LiuSong和Homilly(1997)等。三是利用跨国（地区）的横截面和时间序列数据组成的面板数据进行研究，如Bleaney(1997),Harrison(1996)等这种方法能克服不同国家（地区）的异质性等问题。在早期的实证研究中，经济学者们采用普通最小二乘法对一些国家的截面数据检验，实证结果一般都支持对外贸易促进了经济增长的观点。Balassa(1978,1984)、Tyler(1981)、Feder(1983)、Kavoussi(1984)、Moschos(1989)、Sach和Wamer(1995)等人的研究结果发现对外贸易促进了经济增长；但是在后期经济学者们采用时间序列数据或面板数据的实证结果却否定了对外贸易促进经济增长的观点。Taylor(1993)、Mccmbie和Thirlwall(1999)、Helleiner(1996)和Bleaney(1997)等人的研究，得出了对外贸易并没有促进经济增长的结论。三、国内关于对外贸易与经济增长的实证分析对于我国对外贸易对经济增长的促进作用问题，国内学者也做了大量的实证研究。董秘刚(2000)的实证分析表明：1978～1998年间，我国对外贸易与经济增长的相关性很显著，相关系数平均达到94%以上；李文(1997)运用经济增长模型进行的实证分析也得出出口增长对我国经济增长具有明显拉动作用的结论。而彭福伟(1999)、张小济(1999)从净出口角度的实证分析，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(1997)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，进行简单线性回归分析，结果表明，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；杨全发等(1998)采用巴拉萨和费德等人建立的模型对我国改革开放以来(1978～1995年)的数据进行回归分析，得出出口的增长并不像想像的那样对经济增长起到促进作用[3][3]参考杨全发中国对外贸易与经济增长第1版北京：中国经济出版社虽然国内学者对我国对外贸易与经济增长的实证研究结果并不完全一致，或者说对贸易促进经济增长作用的大小认识不一，但在“对外贸易与经济增长具有正相关关系”这一点上却取得了共识。但是仅凭此推断对外贸易对经济增长具有重要的推动作用，却是有失偏颇的。第一，对进出口进行简单的线性回归分析的方法并不恰当，这是因为进、出口和GDP这三个变量并不一定是平稳序列，对非平稳序列进行线性回归本身在计量方法上就存在虚假回归的问题，从而导致回归的结果没有解释意义。第二，相关关系并非因果关系，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，当然，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，本论文着重运用Eviews软件对相关经济变量进行了协整分析，并对分析结果进行了因果关系检验，力求突破以往的局限性，使分析结果更具说服力。第二节对外贸易与经济增长相互作用机制分析一、出口贸易对经济增长作用机制（一）对外贸易利用闲置资源经济增长出口可以使本国的闲置资源得以利用，从而使产出增加。而要使贸易起到利用闲置资源的作用，同样需要一个开放、自由的外部市场环境。另外，发展中国家一般在工业化初期存在较多的自然资源及劳动力等闲置资源，随着工业化程度的提高，这些闲置资源也随之减少，此时，对外贸易就难以通过利用闲置资源来促进经济增长。（二）对外贸易资源配置优化经济增长对外贸易可以使各国按比较利益进行国际分工，实现资源在国际间的有效配置，从而增加产出。然而这种分工带来的贸易利益是一种静态利益，当一国的贸易开放程度在不断提高的过程中，贸易会对经济增长起到推动作用。（三）对外贸易产业演进经济增长对外贸易对经济增长的作用在于其结构转型能力的实现，即外贸应有助于国民经济及贸易结构的升级与优化。(1)一国需求结构的状况和变化趋势，对其产业结构有着最为直接和重要的影响。对外贸易通过改变最终需求总量和结构，改变社会总需求，从而起到推动产业结构演进，影响经济增长的作用。(2)贸易还能使一国产业通过国际分工获得较多的比较利益，并为该国产业结构的演进提供信号和方向。(3)一国可以通过贸易发现自身的比较优势，并围绕优势进行专业化生产和资源的优化配置，促进优势产业的发展，且随着经济的发展，比较优势发生变化，产业结构也就不断趋于高级化。（四）对外贸易规模经济经济增长对外贸易能够促进规模经济的形成。对外贸易能扩大市场规模，这是因为国家之间进行贸易，有利于将各国的个别市场结合成为统一的世界市场。这种统一的世界市场远远大于任何一个国家的国内市场。在进行贸易的条件下，每一个国家可以进行专业化生产，生产较少的品种，这样每一种产品都能扩大生产规模，为世界市场生产，发挥规模经济的效益。二、进口贸易对经济增长的作用机制（一）进口相当于增加国内供给，从而突破经济发展的供给约束进口对国内供给数量或质量的提高具有促进作用。之所以要进口某种产品，表明这种商品在国内无法供给或供给的成本过高，需要从外国引进。如果进口的是最终消费品，它除了弥补国内消费供给不足之外，还会起到很强的示范效应，增加国内厂商学习并扩大生产的激励。如果进口的是原材料，一般表明在同等价格下进口产品比国内产品质量更好或同等质量下价格更低，这样就能使国内厂商生产更多优质的产品或降低成本。如果进口的是机器设备或生产线，则对于国内厂商进行技术改造和产品更新换代，生产具有更高技术含量与附加值的商品有很大的帮助。（二）进口能通过技术和知识“外溢”推动经济增长当进口产品时，进口的不仅仅是产品实体，同时也进口了进口产品生产所体现的技术。虽然我们在消费产品和使用产品的过程中还无法全面掌握生产该产品的技术，但进口产品所含技术的提示无疑有助于明确国内技术进步的方向，加速国内生产进口替代品和相关产品的技术模仿的速度。技术的引进能在加速我国的技术进步、减少研发风险、缩小与发达国家之间的技术差距等方面起到很好的促进作用。（三）进口的增加有利于确立多元化的价值观念、有利于培育竞争和冒险精神，有利于建立起有效率的制度，进而推动经济增长在进口压力不大的情况下，国内的制度变迁往往是在反复争论中缓慢地进行。而进口贸易无疑会促成一个更为开放，竞争更为激烈的市场环境，为了提高产品的竞争能力，国内的制度必须不断朝着节省交易费用的方向演进，因而进口有利于推动制度的变迁，而制度的变迁对推动经济增长的作用是持久的。（四）进口有利于拓展消费者的选择空间，有利于发现新的市场，从而推动经济增长进口的增加意味着消费者可以用同样的收入消费更多的优质产品，同时也会推动竞争性国产产品质量的改善，使消费者的福利大大增加。进口产品的增加，还可能导致与进口产品紧密联系的相关上下游产业的形成，形成新的经济增长点。如果是消费者完全不知道的新产品的进口，则可能发现新的市场，而新市场的发现无疑是国内新的经济增长点和新产业发展的基础。

第三章对外贸易与我国经济增长实证分析第一节样本数据的选择及处理一、本文采用的实证分析方法正如前章所述的对外贸易与经济增长关系实证研究的三种方法，本文利用我国1978到2003年的经济变量时间序列数据进行分析，通过运用Eviews软件对相关经济变量进行了ADF检验，并且对修正后的变量进行了协整分析，从而探讨各经济变量在长期是否存在稳定的协整关系。此外，为了使分析结果更具说服力，本文还力求突破以往的局限性，对协整分析的结果进行因果关系检验。最后本文还建立了误差修正模型，展示了各经济变量长期均衡对短期波动的影响。二、样本选择及基本特征本文采用出口总额(EX)，进口总额(IM)等指标反映对外贸易状况，通过宏观经济总量指标国内生产总值(GDP)反映经济增长，以1978年作为基期，PI2表示当年相对于1978年的价格指数。由于影响经济增长的因素很多，为了使模型更具有说服力，同时也引进了变量Consum(最终消费)和Invest(资本形成总额)。样本数据取自1978年至2003年的年度数据，共26个，具体数据见附录中表1，表3-1列出相关原始数据的基本特征：图3-1各原始数据的基本特征从上图可以看出，五个变量都具有明显的上升趋势，为消除价格变动因素对相关经济变量的影响，本文将从1978年至2003年的以当年价格计算的GDP、EX、Im、Consum、Invest折算成以1978年为基期的实际变量。此外从上图所示的变量发展规律上来看，大体都具有指数特征，为消除数据中存在的异方差，分别对各变量进行对数变换，故定义如下五个变量：lng=log[(GDP/PI2)*100](自然对数的GDP)lnc=log[（consum/PI2）*100]（自然对数的消费额）lni=log[(Invest/PI2)*100](自然对数的投资额)lne=log[(EX/PI2)*100](自然对数的出口额)lnim=log[（IM/PI2）*100](自然对数的进口额)同时为了消除序列的自相关性，对这几个新变量进行一阶差分变换，得到以下差分变量△lng=lng-lng(-1)△lnc=lnc-lnc(-1)△lni=lni-lni(-1)△lne=lne-lne(-1)△lnim=lnim-lnim(-1)（Eviews软件中为了叙述方便，五个差分变量分别用dg、dc、di、de、dim代替）经变换后的各变量的趋势图如下列所示图3-2折算后的各变量发展状况通过观察可知，经过折算后的国内生产总值（lng）、消费额（lnc）、投资额（lni）、出口额（lne）、进口额（lnim）呈现出不断增长的趋势，具有较强的趋势性，且变动的方向和步调较为一致，这说明它们之间存在着较强的相关关系（见表3-3）。表3-3折算后五个变量之间的相关关系图LNGLNCLNILNELNIMLNG10.99790.99590.99160.9929LNC0.997910.99070.98810.9870LNI0.99560.990710.98480.9907LNE0.99160.98810.984810.9950LNIM0.99290.98700.99070.99501表3-3列出了五个变量的相关关系图，我们发现这几个变量之间具有很强的相关关系，结合它们的趋势图不难发现它们之间的变化特征极为相似，也就是说它们具有同趋势性[4]参考许启发，蒋翠侠对外贸易与经济增长的相关分析预测2002，而且这五个变量的趋势图表现出非平稳的特征，但是我们若观察了差分序列dg、dc、di、de、dim的图(图3-4)，则发现这些差分时间序列△lng、△lnc和△lni、△lne、[4]参考许启发，蒋翠侠对外贸易与经济增长的相关分析预测2002图3-4各个差分变量的趋势图第二节平稳性检验当时间序列不平稳时，在两个不存在任何意义的时间序列做回归分析时，如果所涉及的两个时间序列都显示较强劲的趋势（持续地上升或下降），也会出现很高的拟合优度值，这种情况就是所谓的“伪回归”。这是因为回归分析得到的拟合优度是由于趋势的出现而不是由于两者具有真实关系，这样使用依据不平稳时间序列得到的回归模型作预测也会无效，所以在进行回归分析时要求所用的时间序列必须是平稳的。然而，现实中的经济时间序列通常都是非平稳的，带有明显的变化趋势，破坏了平稳性的假定，而且简单线性回归模型不能体现变量之间的长期均衡关系。为了使回归有意义，可以对其实行平稳化。常用的方法是对水平序列进行差分，然后用差分序列进行回归分析。正如前面所述，对两个非平稳的经济时间序列进行回归经常会得到错误的结论，因此在进行建模前先要对时间序列进行平稳性检验，在实际中我们常用的检验方法是ADF(AugmentDickey-Fuller)检验和PP检验。下面简单的介绍其中的一种检验:ADF检验。一、ADF检验(AugmentDickey-fullertest)在DF检验中，由于不能保证方程中的εt是白噪声，所以得到的ρ-1的估计值不是无偏的。于是Dickey和Fuller在1979年、1980年对DF检验进行了补充，形成了ADF(AugmentDickey-fuller)检验，这是目前普遍使用的单位根检验方法。在ADF检验中，为了保证方程中的εt是白噪声，在方程的右边加了一些滞后项。于是单位根检验的回归方程为:ΔYt=(3.2.1)如果方程中包含常数项，则模型应为:ΔYt=+(3.2.2)如果再加入趋势项，则模型应为:ΔYt=+t+（3.2.3）实际进行检验时应该从模型（3.2.3）开始，然后模型(3.2.2)，最后模型(3.2.1)。何时检验拒绝零假设，即原序列不存在单位根，为平稳序列，何时检验停止。注意这里的零假设为:H0:=1。否则，就要继续检验。换句话说，只有检验到最后，才能得到原序列存在单位根的结论。检验原理与DF检验相同，只是对模型（3.2.1）、（3.2.2）、（3.2.3）进行检验时，有各自的相应的临界值表。二、ADF检验的步骤1、估计和检验模型(3.2.3)第一步，检验H0:=1。从ADF分布临界值表中查得给定显著性水平下、用于模型(3.2.3)检验的临界值。如果参数ρ-1的t统计量小于临界值(因为临界值为负，参数ρ-1的估计量一般为负。所以t统计量小于临界值等价于其绝对值大于临界值的绝对值)，则拒绝零假设，此时即可以得出序列不存在单位根的结论，不再进入下面的步骤;否则，进入下一步骤。第二步，给定ρ=1，检验H0:=0。从ADF分布临界值表中查得给定置信水平下、用于模型（3.2.3）检验的临界值。如果参数的t统计量大于临界值(因为临界值为正值，参数的估计量一般为正，其t统计量也为正。所以t统计量大于临界值等价于其绝对值大于临界值的绝对值，则拒绝零假设，进入下一步骤。否则说明模型不包含时间趋势项，应采用模型(3.2.2)的形式，则要继续估计和检验模型(3.2.2)第三步，用一般的t分布检验.如果拒绝零假设H0:=1，则原序列不存在单位根，为平稳序列;否则，说明原序列是不平稳的，必须对其差分后进一步检验其单位根.2、估计和检验模型(3.2.2)估计模型(3.2.2)，并得到参数的t统计量。第一步，检验H0:=1。从ADF分布临界值表中查得给定显著性水平下、用于模型(3.2.2)检验的临界值。如果参数ρ-1的t统计量小于临界值。则拒绝零假设，此时即可以得出序列不存在单位根的结论，不再进入下面的步骤；否则，进入下一步骤。第二步，给定ρ=1，检验H0:α=0。从ADF分布临界值表中查得给定置信水平下、用于模型(3.2.2)检验的临界值。如果参数的t统计量大于临界值，则拒绝零假设，进入下一步骤。否则说明模型不包含常数项，应采用模型(3.2.1)的形式，则要继续估计和检验模型(3.2.1)。第三步，用一般的t分布检验.如果拒绝零假设H0:=1，则原序列不存在单位根，为平稳序列；否则，说明原序列是不平稳的，必须对其差分后进一步检验其单位根.3、估计和检验模型(3.2.1)估计模型(3.2.1)，并得到参数的t统计量。检验H0:=1。从ADF分布临界值表中查得给定显著性水平下、用于模型(3.2.1)检验的临界值。如果参数ρ-1的t统计量小于临界值。则拒绝零假设，此时即可以得出序列不存在单位根的结论，不再进入下面的步骤；否则说明原序列是不平稳的，必须对其差分后进一步检验其单位根。三、经过折算后各变量的单位根检验下面采用Eviews5.0分别对每个变量的时间序列数据的原序列和一阶差分形式进行检验，其中检验过程中的滞后项的确定采用AIC准则和SC准则，检验结果见下表3-5。表3-5各变量的平稳性检验结果变量名检验类型ADF检验值1%临界值D.W值是否平稳lng(C,T,1)-4.37-4.392.20否Δlng(C,0,3)-5.06-3.792.10是lnc(C,T,1)-2.49-4.391.80否Δlnc(C,0,0)-3.86-3.741.93是lni(C,T,1)-3.95-4.392.60否Δlni(C,0,3)-4.67-3.792.14是Lne(C,T,0)-2.81-4.371.98否△lne(C,T,0)-4.93-3.751.91是Lnim(C,T,1)-2.42-4.391.98否△lnin1(C,0,0)-3.73-3.721.89是注:(1)检验类型(C,T,K)分别表示单位根检验方程中包含常数项，时间趋势和滞后阶数。由上表可以看出，原序列都是非平稳的，而一阶差分后都变为平稳的，这些变量均为I(1)的，即一阶单整的，故不能以传统的回归分析进行估计和检验。序列经过差分后经济上的意义为增长率，所以通过上表可以看出，虽然各变量的水平序列是不平稳的，但是各变量的增长率是平稳的。下面利用协整理论对对外贸易与经济增长关系进行定量分析。第三节协整检验一、协整的概念及意义协整是指尽管就单个时间序列而言是非平稳的，但是两个或两个以上的时间序列的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之间存在长期的稳定关系，即协整关系。在经济学的意义上，这种协整关系的存在便可以通过其它变量的变化来影响另一变量的变化。若变量间没有协整关系，则不存在通过其它变量来影响另一变量的基础。虽然变量之间具有各自的长期波动规律，但是如果它们是协整的，则它们之间存在着一个稳定的比例关系。反之，如果变量之间具有各自的长期波动规律，但是它们不是协整的，则它们之间就不存在一个长期稳定的比例关系。协整的意义在于它揭示了一种长期稳定的均衡关系，满足协整关系的经济变量之间不能相互分离太远，一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置，在长期中会自动回复到均衡位置。二、折算后各变量的协整检验协整检验的方法有Engle和Granger于1987年提出的二阶段检验法，称为EG检验。这种检验方法易于计算，因而在早期被广泛采用，但其缺点是在小样本下，参数估计的误差较大。后来Johansen(1988)和Juselius(1990)针对EG检验的缺点提出了一种在向量自回归(VAR)系统下用极大似然估计来检验协整关系的方法，称为Johansen检验。本文采用EG法对变量进行协整分析，对协整回归模型中的残差序列进行ADF检验，如果该序列为平稳的，则说明该模型中的各变量之间存在协整关系。由于变量lng、lnc、lni、lne、lnim都是一阶单整序列，所以可用OLS法进行协整回归，回归结果如下：表3-6协整回归结果DependentVariable:LNGMethod:LeastSquaresDate:05/24/06Time:23:17Sample:19782003Includedobservations:26VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C1.4626200.2597195.6315390.0000LNC0.5694110.0596669.5432570.0000LNI0.2652630.0560634.7315570.0001LNE0.0345820.0385451.8971890.0037LNIM0.0423370.0301961.7020870.0175R-squared0.999196

Meandependentvar9.150000AdjustedR-squared0.999043

S.D.dependentvar0.589827S.E.ofregression0.018248

Akaikeinfocriterion-4.998432Sumsquaredresid0.006993

Schwarzcriterion-4.756490Loglikelihood69.97962

F-statistic6524.213Durbin-Watsonstat1.927748

Prob(F-statistic)0.000000由此得到协整方程如下：lng=1.46+0.57lnc+0.27lni+0.03lne+0.04lnim（3.3.1）t-test(5.63)(9.54)(4.73)(1.90)(1.70)R2=0.99AdjustedR2=0.99F=6524.21D-W=1.93将上述回归方程式的残差序列记为B。模型拟合优度较高，各个参数和方程也比较显著。接下来对模型估计式(3.3.1)的残差序列B进行平稳性检验，如果B具有平稳性，则说明变量序列lng与lnc、lni、lne、lnim之间存在协整关系，检验结果如表3-7所示。表3-7AugmentedDickey-FullerUnitRootTestonBNullHypothesis:BhasaunitrootExogenous:NoneLagLength:1(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=3)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.183418

0.0027Testcriticalvalues:1%level-2.665%level-1.9610%level-1.61由表3-7可知，残差序列B的ADF检验统计量为–3.18，小于1％显著水平的临界值-2.66，因此可认为估计残差序列B为平稳序列，这表明协整方程中五个变量之间存在协整关系，而且是惟一的。协整关系所对应的长期方程为式（3.3.1）所示，此方程表示的变量lng、lnc、lni、lne、lnim具有明确的经济意义，它表示我国消费、投资、出口、进口每增长1%，就会分别引起GDP增长0.57%、0.27%、0.03%、0.04%。三、协整检验结果的分析从以上模型中可以看出，长期内出口贸易和进口贸易的增长都对我国经济增长具有较大的促进作用，且进口的产出弹性相对较大。这似乎有悖于与我们一贯认同的“出口作用大，进口作用小”的观点，而且我国自改革开放以来一直强调出口对经济增长的推动作用，然而为什么会出现进口的产出弹性相对较大的结论呢?其实这并不奇怪，我们知道经济增长可以从长期因素(供给因素)和短期因素(需求因素)两个角度进行分析。经济增长的长期影响因素综合起来可分为两大类:一类是要素投入的增加，如资本和劳动供给的增加；一类是全要素生产率(TFP)的提高，如产业结构的优化、规模经济、技术与知识进展等。经济增长的短期影响因素则主要取决于以下三个因素；投资、消费和净出口。按照生产要素投入和全要素生产率提高这两种经济增长来源的划分，美国经济学家丹尼森对经济的长期增长进行了系统分析，研究表明在影响长期经济增长的两大因素中，全要素生产率的提高是推动经济增长的主要原因[5][5]参考张亚斌进口贸易与经济增长的实证分析财经理论与实践2002这是因为进口中往往包括大量的先进设备和先进技术，它虽然不会直接对GDP总额产生正向促进作用，但是大量先进设备和技术的进口会促进科技进步和生产率的提高，促进经济集约化增长程度的提高，从而导致全要素生产率的提高，最终促进GDP增长率的提高。另外一个很重要的原因就是加工贸易在我国对外贸易中占有相当大的比重。如2003年我国加工贸易进出口额为4048亿美元，占全国进出口总额的48%。其中，加工贸易出口2419亿美元，占出口总额的55%，而在加工贸易中来料加工自1995年以来一直保持在70%以上。因此，进口对GDP的增加具有重要的作用。所以我们不能只把目光盯在出口上，进口也是影响经济增长的一个重要因素，我们应当进一步地利用进口贸易推动国内经济结构的升级和优化，加强对进口贸易的引导工作，使之更好地推动经济增长。从这一点考虑我们就不难理解为什么长期内我国进口增长对经济增长具有较大的作用了。从出口方面看，以上的计算结果同时也表明我国出口贸易对经济增长有一定的促进作用，我国的出口增长是可以获得贸易利益，并可为剩余资源找出路的。但是从另一方面看，我国出口贸易对经济增长的促进作用并没有我们想象得那么大，通过对我国的实际情况进行分析，就会发现计算结果还是比较符合实际的。因为首先，现阶段我国出口贸易对经济增长的促进仍然停留在出口的粗放型、数量型的扩张上。这种“粗放型”出口增长方式总是以数量扩张来弥补由于出口价格下降而带来的损失，这在长期对我国出口增长的发展是极其不利的，甚至影响到我国的产业结构和资源的配置。其次，我国外贸的外延式促进道路在新的国内国际环境下并不适合。由于我国普遍存在工业制成品中高新技术产品和高附加值产品比重低，低附加值的初级产品和加工产品比重较高的情况，国内各地方政府都想发挥自身劳动力的优势，争着上类同的产业，自相竞争；在国际上，由于这些产品的供给弹性较大而需求弹性较小的特点，一旦国际经济出现波动，国际市场需求减少，同时也会面临劳动力和资源更加低廉的东南亚国家的有力竞争，造成出口量增加而收入不增加的恶性经济增长现象，致使贸易条件进一步恶化。如果任凭这种自身低效率的数量扩张继续下去，过度重视出口贸易的规模，那么出口很有可能反而会对我国的经济增长形成阻碍。第四节格兰杰因果检验及误差修正模型一、格兰杰因果检验的定义及方法协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger(1969)提出的因果关系检验可以解决此类问题。其基本原理是：在做Y对其他变量包括自身的过去值的回归时，如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测，则可以认为X是Y的格兰杰原因。根据以上的定义，Xt对Yt是否存在格兰杰因果关系的检验可以通过检验VAR模型以Yt为被解释变量的方程中是否把Xt的全部滞后变量剔除掉而完成。比如VAR模型中以Yt为解释变量的方程表示如下:（3.4.1）则检验Xt对Yt不存在格兰杰因果的零假设是H0:1=2=…=k=0显然，如果(3.4.1)中的Xt滞后变量的回归参数估计值全部不存在显著性,则上述假设不能被拒绝。换句话说,如果Xt的任何一个滞后变量的回归参数的估计值存在显著性，则结论应是Xt对Yt存在格兰杰因果关系。上述检验可以通过F检验完成。二、格兰杰因果检验结果及分析根据赤池信息准则（AIC）确定各变量的滞后阶数为2，对各变量的格兰杰因果关系检验如表3-8所示（检验在Eviews5.0上进行）。表3-8格兰杰因果检验表PairwiseGrangerCausalityTestsDate:05/27/06Time:10:59Sample:19782003Lags:2

NullHypothesis:ObsF-StatisticProbability

LNCdoesnotGrangerCauseLNG24

2.66794

0.02151

LNGdoesnotGrangerCauseLNC

0.38541

0.68537

LNIdoesnotGrangerCauseLNG24

2.80992

0.01907

LNGdoesnotGrangerCauseLNI

11.4158

0.00055

LNEdoesnotGrangerCauseLNG24

2.89587

0.01425

LNGdoesnotGrangerCauseLNE

1.30866

0.29345

LNIMdoesnotGrangerCauseLNG24

0.72504

0.49723

LNGdoesnotGrangerCauseLNIM

6.78317

0.00598通过表3-8可以看出，在5%显著性水平上消费与经济增长构成单向的格兰杰因果关系，消费是经济增长的格兰杰原因。说明短期内我国消费内需对经济增长具有一定的拉动作用，同时也说明经济增长后对消费者消费行为的影响还不够显著，这与我国传统的消费观念有很大的关系。从表3-8的结果我们可以知道，在5%显著性水平上投资与经济增长构成双向的格兰杰因果关系，这是可以理解的。首先，经济增长后国家势必加大了投资的力度，厂房得到了扩建，更多先进设备被采用，从而引起投资额的增加。同样，投资增加后扩建厂房、引进新设备必将引起产出的增加，从而对经济增长产生作用。从表3-8中也可以看出，在5%显著性水平上我国对外贸易与经济增长构成单向的格兰杰因果关系：出口是经济增长的格兰杰原因，说明经过二十多年的改革开放，我国已经走出了供给约束，正在向出口导向型国家迈进；在短期内进口对经济增长的影响不够显著，不是经济增长的格兰杰原因，相反，经济增长却是进口的格兰杰原因。上述格兰杰因果检验表明，出口贸易对我国GDP有正向的促进作用，但结合前面的协整方程可看出，出口对经济增长带来的促进作用并不是那么显著。贸易条件的下降部分导致了出口贸易带来的福利损失，这与我国自改革开放以来，国家通过采取各种措施鼓励出口以加速我国经济增长的政策比较吻合，但是同时我国贸易条件的逐年下降也反映了我国出口贸易的增加是以数量扩张来弥补的粗放式出口增长方式，而这种出口增长的数量空间总是有限的，从长期来看对我国出口增长的发展是极其不利的，甚至影响到我国的产业结构和资源的配置。所以从长远的角度，为了发挥我国出口贸易在经济增长中的作用，应该加强附加值高的产品出口，使贸易出口从“粗放型”向以质量和技术为主的“集约型”出口方式转变，而近年来，我国提出的“科技兴贸”政策正是基于这一思想提出的。三、误差修正模型误差修正模型是一种具有特定形式的计量经济模型。其基本思路是，若变量间存在协整关系，即表明这些变量间存在着长期稳定的关系，而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。之所以能够这样，是因为一种调节过程误差修正机制在起作用，防止了长期关系的偏差在规模或数量上的扩大。因此，任何一组相互协整的时间序列变量都存在误差修正机制，反映短期调节行为。误差修正项描述每年对上一年偏离均衡关系的修正程度。它的优越之处在于将短期波动和长期均衡结合在一个模型中，并且误差修正项的估计是一致有效的。（一）误差修正模型的基本结构对于一个(1,1)阶自回归分布模型（3.4.2）移项后得到=（3.4.3）方程（3.4.3）为误差修正模型。其中为误差修正项。表示t-1期为非均衡误差。为修正系数，表示误差修正项对Yt的调整速度。根据模型（3.4.3），Yt的值取决于Xt和前一期误差修正项的值。因为Yt具有平稳性，则有1成立，所以式子(3.4.3)中的误差修正项的修正系数是一个负值。由此可见误差修正机制是一个负的反馈过程。（二）我国对外贸易与经济增长的误差修正模型根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定具有误差修正模型的表达形式存在。本文用来模型（3.3.1）中的残差序列B来作为非均衡误差建立误差修正模型如下：（3.4.4）T-test（0.014）（5.563）（5.419）（2.260）(-0.284)（-2.405）R2=0.90D-W=1.51F=34.86上述模型中常数C和的T检验不显著，应从模型中删除，删除后重新回归得到以下模型：（3.4.5）T-test(8.62)(6.40)(2.69)（-2.86）R2=0.90D-W=1.82模型（3.4.5）中各回归系数都通过了显著性检验，拟合优度较高。误差修正系数为-0.50，符合反向修正机制，同时也说明长期均衡对短期波动的影响较大。（三）模型的分析与评价上述误差回归模型说明短期内我国GDP和出口增长存在紧密的联系，从增长率角度看（△lng是一个增长率概念），短期内出口对GDP的增长具有更强的作用，而进口对GDP的增长促进作用相对较弱。结合前一节的长期协整模型我们不难得出以下结论：短期内出口增长对我国经济具有较大的促进作用，而进口对我国经济增长的影响却不如出口显著，即短期的经济增长是出口导向型的。长期内，进口和出口共同对经济增长起到促进作用，甚至进口发挥的作用大于出口，这是因为进口中往往包括大量的先进设备和先进技术，它们虽然不会直接对GDP总额产生正向促进作用，但是大量的先进技术和设备的进口必将带动科技进步和生产率的提高，对一国经济增长具有极其重要的意义。因此不难理解在误差回归模型中，进口短期内截距项对经济增长的作用不明显，但在长期的协整回归模型中，进口项的系数却大于出口，其作用是不可忽视的。所以我们不能小瞧进口对经济增长的影响，进口和出口作为对外贸易发展的两个轮子，在经济发展中同样重要，二者相互推动，分别发挥着利用他国长处和发挥本国优势的作用。我国应逐步降低各种进口关税，消除各种阻碍进口的非关税壁垒，理顺我国的进口贸易管理体制，在千方百计扩大出口的同时扩大进口。第四章我国对外贸易与经济增长的因素分析第一节我国对外贸易的商品结构与经济增长分析一、外贸商品结构的变化外贸商品结构是一国经济发展水平的反映，体现了一国参与国际分工的程度和水平。多年来，我国以工业制成品为主的进口商品结构变化不大，但出口商品结构则发生了明显的变化(如下表4-1)。表4-1我国对外贸易商品结构变化情况（%）时期进口出口初级产品工业制品初级产品工业制品纺织服装机电产品1980年35655050148六五时期24764654218七五时期178330702714八五时期168418822826九五时期1982128823372003年1882892185220世纪80年代，我国实现了出口商品结构的根本性转变，从出口初级产品为主向出口工业制成品为主的转变。从1986年以后，我国工业制成品的出口增长速度明显快于初级产品，在出口商品中的份额迅速上升，彻底改变了出口贸易长期依赖初级产品的历史。1990年，我国工业制成品在出口商品中的比重已经上升到74.4%，超过了同期世界贸易中工业制成品的比重（70.4%）。20世纪90年代我国出口商品中工业制成品的份额继续快速增长，2001年工业制成品在出口中的比重达到90.1%，远远高于同期74.8%的世界平均水平，不仅高于大多数发展中国家，甚至也高于部分发达国家。与此同时，我国工业制成品出口的内部也出现了新的变化，1995年机电产品首次超过纺织服装成为出口的第一大类商品。随后这一趋势不断得到加强，2003年机电产品出口已经占到我国出口的半壁江山，而纺织服装的份额则从高峰时的30%左右回落到目前的20%以下。我国出口商品结构的上述变化大致符合贸易发展的一般规律，发达国家和新兴工业化国家和地区大都经历了相似的贸易周期：初级产品出口比重逐年下降，工业制成品中的纺织品出口份额先上升后下降，机电产品的出口份额则不断增加[6][6]参考宋全成迈向贸易强国—中国外贸竞争力研究北京：中国商务出版社二、我国外贸出口产品结构分析(一)从我国目前贸易出口格局看出口商品与经济增长的关系从我国目前贸易出口格局分析，可以做出如下判断：第一、工业制成品出口贸易在我国对外贸易中占据了主导地位，出口结构由初级产品向工业制成品的转变对于我国经济增长具有重大的意义。首先，这种结构性的变化带来了我国出口贸易的高速增长，扩大了出口规模。其次，这种转变实现了我国的比较优势，提高了全国工业化的水平，促进了整体经济效率的提高。最后，我国产业结构的升级主导着我国出口商品结构的变化，而出口商品结构的优化又推动产业结构不断由低级向高级转变。第二、出口产品中附加值高的深加工产品比重不大，中低档次的工业制成品比重较大。工业制成品出口作为中国出口的主体，对于经济增长的作用是多方面的。与初级产品出口相比，工业制成品出口无论在贸易获利上，还是在带动国内产业的发展等方面都具有显著优势。尽管我们欣喜地看到03年工业制成品在出