摘要：文章詳細分析了改革開放以來，我國不同發(fā)展階段下對外貿易與經增長的關系，在此基礎上，利用stata軟件，采用單位根檢驗、EG 協整檢驗、格蘭杰因果檢驗，分析經濟增長與貿易總額、出口、進口之間的關系。文章認為，GDP與貿易總額、GDP與貿易出口額之間互為因果關系，進口是GDP增長的格蘭杰原因，但GDP增長不是進口增長的格蘭杰原因。在實證分析基礎上，文章提出了通過對外貿易促進我國經濟增長的策略建議。

關鍵詞：對外貿易；經濟增長；實證分析

一、 引言

改革開放以來，對外貿易成為我國經濟不可分割的重要組成部分，在國民經濟中的占比不斷提高。對外貿易通過多種途徑影響我國經濟的增長，改革開放前的1952年～1978年，進出口總額、出口及進口年均增長率分別為11.2%、11.3%和11.6%，在此階段，我國GDP年均增長為7%；改革開放以后的1979年～2016年，進出口總額、出口及進口年均增長率分別為15.6%、16.1%和15.3%。同期GDP年均增長率則為15.2%。對外貿易與經濟增長迅速發(fā)展，兩者的關系也一直吸引著國內外學者的關注。Kwan和Cotsomitis（1991）以及 Kwan和Kwok（1995）通過研究中國出口與經濟增長之間的關系認為，出口是促進經濟增長的原因，但是出口是外生的，經濟增長不是貿易增長的原因。姬宇（2017）年利用 Eviews8.0分析了進出、出口、GDP增長三者之間的關系，并進行了格蘭杰因果檢驗。趙陵等（2001）、陳華等（2005）、魏君英等（2010）也都建立了回歸模型分析了對外貿易與經濟增長之間的關系，他們大多認為經濟增長與對外貿易之間存在相互促進的作用。王永齊（2004）分析了貿易結構對我國經濟增長產生的影響，并且檢驗了兩者的因果關系。為了更加詳細的分析經濟增長與對外貿易總額、出口和進口之間的關系，本文詳細分析了改革開放以來，不同發(fā)展階段下對外貿易與經增長的關系，對兩者關系有了初步了解基礎上，通過stata軟件分析經濟增長與貿易總額、出口、進口之間的關系，對相關變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，在此基礎上對變量之間長期均衡關系和因果關系進行檢驗。

二、 對外貿易與經濟增長現狀分析

改革開放以來，我國對外貿易與國內生產總值都經歷了飛速發(fā)展時期，對外貿易與國內生產總值發(fā)展的巨大成就引起了國內外的矚目，本文將對兩者近40年發(fā)展現狀進行詳細分析。從我國對外貿易增長速度來看，改革開放至2015年，我國進出口總額年均增長為16.62%，出口與進口的年均增長率分別為16.89%和16.67%，可以看出，進口與出口的增長率總體上是均衡增長的。從對外貿易的進出口總額來看，我國38年累計出口額214 307.2億美元，進口額則為183 467.2億美元，對外貿易出口總額大于進口總額。在不同階段，貿易的不平衡性表現出不同的特征。20世紀80年代，對外貿易進口大于出口，這一階段呈現出巨大逆差，進口總額比出口總額累計高出381億美元。90年代則出現相反的局面，出口嚴重大于進口，累計順差達到486.5億美元。進入新世紀，貿易順差進一步拉大，截至2015年底，貿易順差累計達到29 750.3億美元。

從圖1可以看出，我國貿易和GDP增長趨勢具有較強的一致性。貿易高速增長的同時，GDP也保持快速增長，且貿易增長率變化幅度大于GDP增長率變化幅度。伴隨著我國貿易體制由封閉逐漸走向開放的過程，我國對外貿易的發(fā)展經歷了不同的發(fā)展階段，取得了令人矚目的成就。

改革開放初期（1978年～1985年），國內生產總值與對外貿易進出口總額年均增長分別達到10.13%和21.64%。計劃體制的堡壘被打破，對外貿易行政管理權開始實行分散化改革，最初是在福建和廣東兩省試點，1981年擴大到京、津、滬三個直轄市及山東、遼寧、廣西等沿海省份。進出口貿易均出現高速增長，改革開放期初，貿易額井噴式增長，這主要是國內長期被壓制的進口需求集中釋放的表現，因此這階段進口需求明顯高于出口增長。1981年至1985年，中國出口的工業(yè)制成品、初級產品年均增長率分別為9.12%和9.27%，出口的初級產品增長率略高。工業(yè)品出口額占出口總額的比重由1981年的49.7%下降為1985年的49.4%，農產品出口額占出口總額的比重由1981年的46.6%上升為1985年的50.6%。外貿增長帶動了經濟的增長，經濟增長的主要源泉是勞動力流動，主要是農村富余勞動力從農業(yè)轉向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。

“七五”計劃（1986年～1990年），這一階段GDP年均增長率為7.93%，對外貿易進出口總額年均增長17.77%。在此期間我國實施東部沿海經濟發(fā)展戰(zhàn)略，外貿實行承包經營責任制。同時，中央部門將配額、許可證的分配權以及外商投資企業(yè)審批權下放到地方主管部門。

外經貿部對外商經營由直接管理轉向間接管理為主。在此期間，中國實現了從主要出口初級產品到主要出口工業(yè)制成品的轉變?！捌呶濉庇媱澠陂g，我國出口產品中，初級產品出口占比顯著下降，工業(yè)制成品出口占比上升，我國轉變?yōu)橹饕隹诠I(yè)制成品的國家。在此期間，工業(yè)制成品出口每年平均增長達到28.32%，與之形成鮮明對比的是，初級產品年均增長明顯放緩，僅為3.3%。自此以后，中國工業(yè)制成品出口長期保持快速增長態(tài)勢，成為我國對外貿易出口增長的生力軍。這一階段經濟增長的主要來源是貿易體制改革帶來的國家資源配置效率的提高。

20世紀90年代至加入世貿組織前（1991年～2000年），這一階段GDP年均增長率為10.46%，對外貿易進出口總額年均增長16.76%。20世紀90年代，市場這只“看不見的手”逐漸成為經濟發(fā)展中資源配置的主要力量，中央和地方政府逐漸退出微觀企業(yè)的管理，政企分開，政府轉而制定對外貿易相關宏觀管理政策。這一階段，工業(yè)品出口額占出口總額的比重由1991年的77.5%上升為2000年的89.8%，工業(yè)品出口占比進一步上升，與此同時，出口的工業(yè)品內部結構也不斷改變，附加值較高的機電產品逐漸成為我國對國際市場輸出的主要工業(yè)品，到1995年，機電產品首次成為我國出口占比最高的工業(yè)品，而此前占比最高但利潤率較低的輕紡產品被取代，我國出口商品結構也隨之進一步優(yōu)化。1990年～2000年，中國機電產品出口占全國出口貿易的份額從17.9%上升到42%。從20世紀90年代后期開始，機電產品出口中高新技術產品增長迅速，其在全國出口貿易中所占份額從1996年的8.4%增加到2000年的14.9%。20世紀90年代以后經濟增長的源泉則主要是技術進步，特別是FDI流入帶來的技術進步。

加入世貿組織以后（2001年～2016年），這一階段GDP年均增長率為13.44%，對外貿易進出口總額年均增長15.12%?！叭胧馈焙?，中國改革開放進入一個新的階段，對外開放作為一種制度被確立，按照WTO規(guī)則，由單邊自主開放轉向多邊框架下的相互開放，由政策開放轉向體制開放，對外貿易繼續(xù)迅猛增長，但2008年由美國次貸危機引發(fā)的全球金融危，給中國產品出口帶來了一些不確定因素。中國加入WTO以后，出口商品結構進一步優(yōu)化，工業(yè)品出口額占出口總額的比重由2001年的90.1%上升為2016年的97.5%。機電產品、高新技術產品出口額均顯著提高，分別由2001年的44.6%、17.5%提高到2016年的57.7%和29.42%汽車、通訊產品、鐵路設備等大型機電產品的出口取得突破。

三、 對外貿易總額、出口額、進口額與中國經濟增長的實證分析

本文利用stata軟件實證分析進出口貿易額與中國經濟增長的關系，中國GDP增長額、對外貿易進出口總額、進口額及出口額數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。數據年份跨度為1978年～2016年，為了縮量變量之間的量差，減小數據波動帶來的影響，本文對所有變量取對數，變量即為：lngdp、lnT、lnex和lnim。

1. 單根檢驗。GDP、進出口總額、進口額、出口額均是連續(xù)時間序列，因此采用ADF單位法來檢驗數據的平穩(wěn)性，分別對lngdp、lnT、lnex、lnim進行平穩(wěn)性檢驗，同時對這些變量取一階差分并進行相同操作，具體結果見表1。

由表1的ADF單根檢驗結果可知，5%的顯著水平下的臨界值小于所有變量的ADF值，為非平穩(wěn)時間序列，而5%的顯著水平下的臨界值大于一階差分序列的ADF值均，因此變量一階差分序列是平穩(wěn)的。

2. 模型建立。協整檢驗常常用來檢驗非平穩(wěn)時序變量之間的長期均衡關系，其使用前提條件是所有待檢驗的變量均為同階單整，從單根檢驗結果可以看出，lngdp、lnT、lnex和lnim為一階單整，因此可以利用最小二乘法對其進行協整分析，將lngdp作為自變量，lnT、lnex和lnim作為應變量進行回歸，并檢驗其殘差序列的平穩(wěn)性。三個模型回歸結果如下：

lngdp=2.741 355+1.004 344lnT R2=0.982（1）

（0.022） （0.187）

lngdp=3.635 747+0.974 416 5lnex R2=0.984（2）

（0.020） （0.158）

lngdp=3.251 918+1.033 809lnim R2=0.977（3）

（0.199） （0.026）

三個模型的回歸結果均通過了統(tǒng)計檢驗，且擬合優(yōu)度R2也很顯著，由此也可以說明進出口總額、出口額和進口增長與GDP的相關度較高。模型（1）反映進出口總額每增加1%，GDP增長1.004 3%。模型（2）反映出口每增長1%，GDP增長0.974 416 5%。模型（3）反映出口每增長1%，GDP增長1.033 809%。這一實證結果與大多數學者得出的結論一致，進口貿易對經濟增長的促進作用大于出口貿易，我國推行的自由貿易政策促進了進口的增加，通過擴大中間產品、原材料以及資本性貨物等的進口量，提高中國企業(yè)生產能力的同時提升了相關產業(yè)的技術水平，最終拉動GDP增長。

由協整檢驗原理可知，若將兩個變量經過EG協整檢驗后得到的殘差項為平穩(wěn)序列，則認為兩變量存在長期均衡關系。從表2結果可以看出，lngdp與lnT、lngdp與lnex、lngdp與lnim間存在長期均衡關系，即國內生產總值與進出口總額、進口額、出口額間分別存在長時期的均衡關系，ET、Ex、Eim分別是對上述方程（1）、（2）、（3）回歸得到的殘差項。

3. 格蘭杰因果關系檢驗。通過格蘭杰因果關系檢驗，可以在確定變量間存在長期均衡的基礎上，進一步檢驗兩者之間是否存在因果聯系。最終通過stata軟件得出，GDP與貿易總額、GDP與貿易出口額之間互為因果關系，進口是GDP增長的格蘭杰原因，但GDP增長不是進口增長的格蘭杰原因。結果如表3所示。

綜上所述，我國經濟增長（lngdp）、出口（lnex）增長和進口（lnim）增長之間有唯一長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系，兩者之間存在相互促進的關系，在長期過程中，中國出口貿易增長是推動我國經濟增長的重要動力，隨著我國對外開放水平的不斷提高，經濟實力逐步增長，進口增長對GDP的增長將發(fā)揮更加重要的作用，經濟水平的增長同時也是我國對外貿易進一步增長的重要保障。

四、 政策建議

從上文的實證分析我們可以看出，我國對外貿易進出口能顯著的促進我國經濟增長，因此本文提出以下政策建議：

首先，升級我國產業(yè)結構，通過技術研發(fā)，使我國在關鍵產業(yè)掌握核心技術，增強我國產品在國際市場上的競爭力，從而帶動我國產品出口規(guī)模進一步擴大，促進我國經濟總量持續(xù)增長。提升我國自主創(chuàng)新能力，掌握關鍵核心技術，運用高科技改造傳統(tǒng)制造業(yè)，打造自主品牌，提升我國傳統(tǒng)品牌的附加值。其次，抓住我國發(fā)展“一帶一路”倡議這個契機，我國應大力開拓“一帶一路”沿線國家的進口市場，我國東部、中部、西部出口貿易發(fā)展極不平衡，90%以上的出口來自與東部地區(qū)，在“一帶一路”倡議下，中部和西部應該抓住自身地理優(yōu)勢，結合自身優(yōu)勢，著力提升其在沿線國際進口市場的份額，這也有利于我國貿易內部區(qū)域結構的平衡，與此同時提升我國整體出口水平。第三，重視進口對經濟的促進作用，錢納里（1995）認為，進口在一國工業(yè)化過程中起著重要的作用，它通過進口國外先進的技術設備及中間投入品，促進國內產業(yè)結構的升級，而這些進口是國內生產難以得到的，甚至是不可能得到的。因此根據我國經濟發(fā)展的需要，引進國內急需的生產要素、關鍵的零部件、先進的機械設備等，將極大的促進我國產業(yè)結構的升級和經濟增長。最后，發(fā)掘新的貿易增長點，注重服務貿易的發(fā)展。隨著我國產業(yè)結構的不斷調整，服務產業(yè)水平總體不斷提高，但是，我國服務貿易對外貿易長期處于逆差水平，因此新時期依托我國強大的制造產業(yè)，加強與制造業(yè)相關服務貿易的發(fā)展，使其成為我國對外貿易新的增長領域。

參考文獻：

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[8] 錢納里，魯賓遜，賽爾奎因.工業(yè)化和經濟增長的比較研究.上海：上海人民出版社、上海三聯書店，1995.

基金項目：國家社科基金項目“‘絲綢之路經濟帶沿線國家基礎設施建設與貿易便利化的經濟增長效應研究”（項目號：17BJL060），本人是該項目的主要參與人。

作者簡介：蘇小莉（1983-），女，漢族，江蘇省常州市人，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院博士生，研究方向為國際貿易理論與政策。

收稿日期：2017-10-14。