姚壽福，張華

(西華大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，四川 成都 610039)

一、引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史已經(jīng)表明，投資、消費(fèi)和對(duì)外貿(mào)易是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三架馬車(chē)，因此，從理論上看，對(duì)外貿(mào)易應(yīng)該對(duì)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的影響。在實(shí)踐中，對(duì)外貿(mào)易一直被作為我國(guó)和各地方政府的重要的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的措施。改革開(kāi)放以來(lái)，在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的過(guò)程中，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易得到了持續(xù)高速增長(zhǎng)。但從實(shí)證分析方面，外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，進(jìn)口、出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用等并沒(méi)有獲得一致的結(jié)論，有的研究認(rèn)為外貿(mào)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且互為因果關(guān)系，但有的研究卻得到了外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)全球化日益深化的時(shí)代，對(duì)外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系認(rèn)識(shí)不清，將導(dǎo)致錯(cuò)誤的政策和行動(dòng)，既不利于外貿(mào)的健康、持續(xù)發(fā)展，也不利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)。而對(duì)四川省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究還比較少。因此，很有必要加強(qiáng)這方面的研究，以使四川的外貿(mào)獲得較快、健康的發(fā)展，促進(jìn)四川經(jīng)濟(jì)又好又快增長(zhǎng)。

二、文獻(xiàn)回顧與評(píng)價(jià)

由于外貿(mào)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)動(dòng)機(jī)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系都進(jìn)行了比較多的研究。國(guó)外學(xué)者的研究側(cè)重于驗(yàn)證出口導(dǎo)向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(export lead growth，ELG)假設(shè)命題在不同國(guó)家是否成立。大多數(shù)學(xué)者的實(shí)證研究都支持ELG假設(shè)命題。Maizels(1963)運(yùn)用秩相關(guān)檢驗(yàn)方法對(duì)7個(gè)工業(yè)化國(guó)家1899－1959年的制造業(yè)出口平均增長(zhǎng)與產(chǎn)出增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究，得到了支持ELG假設(shè)的結(jié)論［1］。Machaely(1977)對(duì)41個(gè)發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)1950—1973年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，得到的結(jié)論在發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)ELG假設(shè)命題的成立是有條件的，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)達(dá)到一定水平后，該假設(shè)才成立［2］。Balassa(1978)利用11個(gè)工業(yè)化國(guó)家在1960－1966年和1966－1973年期間的數(shù)據(jù)，運(yùn)用秩相關(guān)檢驗(yàn)分析了實(shí)際GDP平均增長(zhǎng)與實(shí)際出口平均增長(zhǎng)之間的關(guān)系，得出出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用的結(jié)論［3］。Feder(1982)運(yùn)用OLS方法，連同投資占GDP的平均比重、人口平均增長(zhǎng)和外資占GDP的比例等變量，在一個(gè)總體生產(chǎn)函數(shù)中分析了實(shí)際GDP平均增長(zhǎng)與出口占GDP比重的平均變化率之間的關(guān)系，支持 ELG假設(shè)［4］。Kavoussi(1984)把73個(gè)發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)分成中等收入和低收入兩組樣本，采用1960－1978年的數(shù)據(jù)利用Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方法進(jìn)行分析，得到了ELG假設(shè)命題在不同收入組都成立的結(jié)論［5］。MeNab和Moore(1998)運(yùn)用三階段OLS方法分析74個(gè)發(fā)展中國(guó)家1963－1973年和1973－1985年兩個(gè)時(shí)期的數(shù)據(jù)，結(jié)果證明了兩個(gè)時(shí)期都支持ELG假設(shè)命題［6］。有的學(xué)者采用Granger因果檢驗(yàn)方法對(duì)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)(CHOW，1987;Jung and Marshal，1985)，結(jié)果證明ELG 假設(shè)命題并不完全成立［6，7］。

在國(guó)內(nèi)，由于我國(guó)和各地的外貿(mào)和經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，其相互關(guān)系問(wèn)題也得到了很多專(zhuān)家學(xué)者的關(guān)注，并進(jìn)行了大量實(shí)證研究。唐志(2007)通過(guò)對(duì)我國(guó)外貿(mào)建立向量誤差修正模型的分析，認(rèn)為無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，外貿(mào)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有正的影響［8］。孫敬水(2007)通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的分析，發(fā)現(xiàn)表明二者之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很強(qiáng)的促進(jìn)作用［9］。趙陵、宋少華和宋泓明(2001)的研究則發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)中國(guó)的出口促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但長(zhǎng)期內(nèi)這種效應(yīng)并不明顯［10］。許啟發(fā)和蔣翠俠(2002)的分析表明，盡管對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，但單純的進(jìn)口或出口都不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，進(jìn)出口總量卻是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因［11］。有的學(xué)者還對(duì)我國(guó)的有關(guān)省、市、自治區(qū)的外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。孫敬水、高玲芬等(2005)對(duì)浙江省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，認(rèn)為浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與出口、進(jìn)口、消費(fèi)和投資之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，出口、消費(fèi)和投資明顯地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不大［12］，而朱春蘭(2006)的研究表明浙江省進(jìn)口無(wú)論在長(zhǎng)期還是短期都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因［13］。張燦亭等(2006)對(duì)江蘇省外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系［14］。馬宇(2009)對(duì)天津市外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究后發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著地促進(jìn)作用，而出口的影響不顯著［15］。丁寶根，閆婭(2009)對(duì)山東省進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究表明進(jìn)口貿(mào)易對(duì)山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用［16］。

對(duì)四川外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究方面，劉雄(2007)分析了四川外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，分析它們之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，出口對(duì)GDP有明顯的正影響，GDP對(duì)出口有較強(qiáng)的彈性［17］。陳國(guó)藩，劉瑜(2008)的分析表明，四川出口、進(jìn)口、凈出口等與GDP之間不存在Granger因果關(guān)系，且只有滯后項(xiàng)才有影響，估計(jì)的誤差修正系數(shù)為－1.2094［18］。霍偉東，鄧國(guó)營(yíng)(2005)分析則表明，進(jìn)口、出口對(duì)四川經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)都有拉動(dòng)作用［19］。潘德平，盧陽(yáng)春等采用簡(jiǎn)單回歸分析方法研究四川出口依存度與與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為提高外貿(mào)依存度可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［20］。

從上述文獻(xiàn)可以看出，由于采用的研究方法不同，在數(shù)據(jù)處理方面可能存在某些不足或樣本區(qū)間取舍不同，對(duì)同樣問(wèn)題在不同地區(qū)和同一個(gè)地區(qū)的研究結(jié)論存在很大的差異，這對(duì)于有關(guān)部門(mén)制訂政策是不利的。本文將采用時(shí)間序列方法方法，利用較長(zhǎng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)四川省進(jìn)口、出口、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究，分析進(jìn)口、出口和進(jìn)出口對(duì)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，驗(yàn)證ELG假設(shè)命題在四川省是否成立。

三、數(shù)據(jù)、方法與實(shí)證分析過(guò)程

(一)樣本數(shù)據(jù)與研究方法

在本文分析中，采用的樣本數(shù)據(jù)是1978年到2009年的32年的年度數(shù)據(jù)。為了使分析的GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的數(shù)據(jù)之間具有可比性，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。數(shù)據(jù)處理的方法與過(guò)程是:首先把以美元計(jì)量的進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的數(shù)據(jù)按中國(guó)人民銀行公布的美元與人民幣的年平均匯率進(jìn)行折算，轉(zhuǎn)化為以人民幣計(jì)量的序列數(shù)據(jù);其次，把各年的GDP、進(jìn)出口總額、出口總額和進(jìn)口總額數(shù)據(jù)除以相應(yīng)年份的以1978年為100的物價(jià)指數(shù)，使調(diào)整后的序列具有可比性。在研究方法方面，采用時(shí)間序列分析方法，對(duì)GDP、進(jìn)出口總額、出口總額和進(jìn)口總額序列進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、變量的協(xié)整關(guān)系分析和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，并在分析的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型。

在實(shí)證分析過(guò)程中，各變量的符號(hào)如下:GDP代表四川省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，JCKZ代表四川的進(jìn)出口總額;JKZ代表四川的進(jìn)口總額;CKZ代表四川的出口總額，這4個(gè)序列的對(duì)數(shù)序列分別用LGDP、LJCKZ、LJKZ 和 LCKZ 表示。ΔLGDP、ΔLJCKZ、ΔLJKZ和ΔLCKZ分別表示各系列的對(duì)數(shù)1階差分序列。通過(guò)簡(jiǎn)單的描述統(tǒng)計(jì)分析，可以看出，四川省的GDP與進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額及出口總額之間存在很高的相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)均在0.95以上。其中GDP與進(jìn)出口總額的相關(guān)系數(shù)為0.9651，GDP與進(jìn)口總額的相關(guān)系數(shù)為0.9734，GDP與出口總額的相關(guān)系數(shù)為0.9541。當(dāng)然，進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額相互之間也存在著高度相關(guān)關(guān)系。而且GDP表現(xiàn)出長(zhǎng)期上升的趨勢(shì)(見(jiàn)圖1)，而進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額在某一個(gè)時(shí)期表現(xiàn)出上升趨勢(shì)，在有的時(shí)期呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，但3個(gè)時(shí)間序列都存在著隨時(shí)間變化而出現(xiàn)比較一致的變化趨勢(shì)(見(jiàn)圖1)。在下面的分析中，分析的基礎(chǔ)模型為:

式(1)中:β0、β1、β2和 β3為待估計(jì)參數(shù)，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

圖1 四川GDP與進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額及出口總額的變化趨勢(shì)

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從圖1可以看出，GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的時(shí)間序列在不同的時(shí)間段表現(xiàn)出或持續(xù)上升或持續(xù)下降的趨勢(shì)，因此都是非平穩(wěn)序列。如果對(duì)其直接進(jìn)行回歸分析，就會(huì)產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題［21］。當(dāng)然，對(duì)其是否為平穩(wěn)序列，需要進(jìn)行嚴(yán)格檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)試算和檢驗(yàn)，GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額及其對(duì)數(shù)的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)序列。在5%的顯著性水平下，LJCKZ、LJKZ和LCKZ序列都是1階平穩(wěn)序列，而LGDP為2階平穩(wěn)序列。不同序列的ADF檢驗(yàn)值和在不同顯著性水平下的檢驗(yàn)臨界值見(jiàn)表1，各系列的一階差分序列變化趨勢(shì)見(jiàn)圖2。

表1 GDP與進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額及出口總額序列的ADF檢驗(yàn)

圖2 1978年以來(lái)四川GDP、進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額和出口總額的對(duì)數(shù)一階差分走勢(shì)

(三)變量的協(xié)整關(guān)系分析與ECM模型

經(jīng)過(guò) ADF檢驗(yàn)，證明 LGDP、LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列都是非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過(guò)1階差分后，LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列都成為了平穩(wěn)序列，而LGDP需要經(jīng)過(guò)2階差分才能成為平穩(wěn)序列。因此，可以對(duì)LGDP、LJCKZ、LJKZ和 LCKZ序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整方法是分析非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間數(shù)量關(guān)系的最主要工具之一。由于對(duì)非平穩(wěn)序列經(jīng)過(guò)差分轉(zhuǎn)變成平穩(wěn)序列后，差分后的序列會(huì)使原序列失去總量的長(zhǎng)期信息，而這些信息對(duì)分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)又是非常必要的，因此需要用協(xié)整方法來(lái)解決此問(wèn)題。雖然LGDP、LJCKZ、LCKZ和LJKZ序列是具有不同單整階數(shù)的平穩(wěn)序列，根據(jù)協(xié)整理論，它們通過(guò)線性組合可能成為一個(gè)低階單整變量，即可能存在協(xié)整關(guān)系，或者說(shuō)它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系［1］。對(duì)多變量序列的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)采用Johansen方法檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)的模型為:

其中:εt為平穩(wěn)序列。

檢驗(yàn)時(shí)，根據(jù)AIC值，選擇變量滯后2期的模型。經(jīng)過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，它們之間存在協(xié)整關(guān)系(見(jiàn)表2)，而且存在2個(gè)協(xié)整方程。檢驗(yàn)表明四川省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與進(jìn)出口之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

取標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量，得到如下的協(xié)整方程:

經(jīng)過(guò)對(duì)該協(xié)整方程的殘差項(xiàng)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，et序列的 ADF= －3.409954 ＜ －1.9544=ADF0.05，因此，該殘差項(xiàng)為無(wú)截距項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的平穩(wěn)序列。因此，其長(zhǎng)期均衡模型(括號(hào)內(nèi)為T(mén)統(tǒng)計(jì)量)為:

經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，所估計(jì)的模型擬合得很好，不存在序列相關(guān)，各解釋變量對(duì)LGDP的影響顯著。上述長(zhǎng)期均衡模型表明，外貿(mào)對(duì)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響主要表現(xiàn)在出口方面，進(jìn)口和進(jìn)出口總額的影響都不顯著。四川省出口總額增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，四川的GDP平均增加0.0524個(gè)百分點(diǎn)。模型還表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的慣性影響比較大，前期GDP增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，本期的GDP將平均增長(zhǎng)0.929個(gè)百分點(diǎn)。由于LGDP和LJCKZ、LCKZ、LJKZ序列之間存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以對(duì)LGDP建立如下誤差修正模型(ECM)。

上述誤差修正模型表明，前1期的GDP增長(zhǎng)率增加一個(gè)百分點(diǎn)，將使得本期的GDP增長(zhǎng)率增加0.917個(gè)百分點(diǎn);本期的出口總額增加一個(gè)百分點(diǎn)，將使得本期的GDP增長(zhǎng)率增加0.052個(gè)百分點(diǎn)。協(xié)整關(guān)系表明，當(dāng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)出超出國(guó)外需求時(shí)，誤差修正項(xiàng)會(huì)降低當(dāng)期國(guó)內(nèi)產(chǎn)出，即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)將會(huì)以0.68199的速率將其拉回到均衡狀態(tài)，表明長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響比較大。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì) LGDP、LJCKZ、LCKZ和 LJKZ變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，即檢驗(yàn) LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量是否是LGDP的Granger原因。采用的是wald檢驗(yàn)。對(duì)LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量的差分滯后項(xiàng)的變量聯(lián)合顯著性wald結(jié)果顯示，LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量的差分滯后1期和2期的p值都在0.58以上，因此在不能拒絕LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量不是LGDP的Granger原因的原假設(shè)，這意味著四川的進(jìn)口、出口和進(jìn)出口都不是GDP的短期 Granger原因。而對(duì) LJCKZ、LCKZ和LJKZ變量差分項(xiàng)的當(dāng)期進(jìn)行wald檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)LJCKZ、LCKZ和 LJKZ是 LGDP的短期 Granger原因。由于其誤差修正項(xiàng)顯著，所以進(jìn)口、出口和進(jìn)出口是GDP的長(zhǎng)期Granger原因，這意味著進(jìn)口、出口和進(jìn)出口的波動(dòng)通過(guò)一段時(shí)期后才會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生影響。

四、結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)四川省進(jìn)口、出口、進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析，我們可以得到如下結(jié)論:

(1)四川省進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而且證明了ELG假設(shè)命題在四川省是成立的。

(2)四川省外貿(mào)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)主要來(lái)自出口的作用，當(dāng)期的出口總額增加1個(gè)百分點(diǎn)，四川的GDP將平均增加0.0524個(gè)百分點(diǎn)，而進(jìn)口、進(jìn)出口和出口的滯后期對(duì)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不明顯，即不存在滯后效應(yīng)。對(duì)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的慣性作用明顯大于外貿(mào)的影響。

(3)從估計(jì)的ECM模型可以看出，誤差修正系數(shù)為－0.68199，這表明長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響比較大。雖然Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，在短期內(nèi)，四川外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在Granger因果關(guān)系，但由于其誤差修正項(xiàng)顯著，進(jìn)口、出口和進(jìn)出口的波動(dòng)需要通過(guò)一段時(shí)期后才會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生影響。所以長(zhǎng)期來(lái)看，進(jìn)口、出口和進(jìn)出口仍然是GDP的Granger原因。

因此，對(duì)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)說(shuō)，應(yīng)重視投資、消費(fèi)和外貿(mào)等各方面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，而不應(yīng)太多關(guān)注外貿(mào)的短期影響，但需要從長(zhǎng)期、戰(zhàn)略的高度重視外貿(mào)工作，進(jìn)一步通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高出口質(zhì)量。當(dāng)然在重視出口的時(shí)候也要重視進(jìn)口，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變。

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