進出口貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長影響的實證分析

1、進出口貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長影響的實證分析摘 要：利用我國1980到2005年的經(jīng)濟變量時間序列數(shù)據(jù)進行分析進出口貿(mào)易與中國經(jīng)濟增長的關(guān)系，通過運用實證分析方法對相關(guān)經(jīng)濟變量的穩(wěn)定性進行了ADF檢驗，并且對修正后的變量進行協(xié)整分析，從而探討各經(jīng)濟變量在長期是否存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。最后還建立了誤差修正模型，展示了各經(jīng)濟變量長期均衡對短期波動的影響。結(jié)論是在短期內(nèi)進口貿(mào)易進口先進生產(chǎn)要素帶動產(chǎn)業(yè)投資和產(chǎn)業(yè)升級的作用大，在長期內(nèi)出口貿(mào)易的市場拉動作用大，二者相輔相成從供給和需求兩個方面推動經(jīng)濟的增長。關(guān)鍵詞：進出口貿(mào)易；經(jīng)濟增長；實證分析中圖分類號: F752.6 文獻標識碼: A 文章編號:一、前言自

2、從亞當·斯密以來經(jīng)濟學家關(guān)于經(jīng)濟增長的理論就建立在分工和貿(mào)易理論的基石之上。通過對外實行貿(mào)易引進技術(shù)和開拓市場實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的比較優(yōu)勢和規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢是當前世界各國制定經(jīng)濟發(fā)展政策的基礎(chǔ)。對外貿(mào)易主要表現(xiàn)為進口和出口兩種形式。從經(jīng)濟發(fā)展角度來講，出口的擴大更能進一步帶動國內(nèi)外投資的增加，進而帶動國內(nèi)就業(yè)。出口貿(mào)易對國民經(jīng)濟的拉動作用因為其明顯的效益、靈敏直接的作用時間，已被人們普遍理解和接受。國外經(jīng)濟學家針對進出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了廣泛的研究。關(guān)于出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長作用的實證研究方面，多拉爾(Dollar,1992)運用OLS方法分析了92個國家1976到1985年的數(shù)據(jù)，得出出

3、口貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的結(jié)論1。麥克納布和莫爾(McCabe and Moore，1998)運用OLS和三階段回歸分析方法分析了41個發(fā)展中國家19631973年和19731985年兩個時期的數(shù)據(jù)，得出了相同的結(jié)論2。關(guān)于進口貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展促進用的實證研究方面，Keller(1997)討論了普通進口與技術(shù)擴散之間的可能聯(lián)系，認為進口通過其生產(chǎn)及溢出效應(yīng)，使進口國更快地接近國外技術(shù)水平3。 國內(nèi)經(jīng)濟學家針對相關(guān)問題也進行了廣泛的研究，魏巍賢(1999)利用GNP和出口貿(mào)易兩個變量，分析得出在我國出口與產(chǎn)出之間只存在出口對經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系4。趙陵和宋少華和宋泓明(2001)分析了中國197819

4、99年實際出口與實際GDP的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國的出口增長對GDP的拉動作用只是短期現(xiàn)象，在長期內(nèi)這種拉動作用并不明顯5。季鑄(2002)提出了進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長、通貨膨脹、就業(yè)的動態(tài)模型，指出在一定條件下，進口和出口一樣可以成為經(jīng)濟增長的增量因子6。吳振宇(2004)強調(diào)了進口對GDP形成的貢獻，并通過投入產(chǎn)出模型分析了不同進口商品結(jié)構(gòu)對GDP貢獻的差異性7。劉曉鵬(2001)從對外貿(mào)易與GDP增長率的相關(guān)性入手，通過對我國19801998年的有關(guān)數(shù)據(jù)進行計量分析，揭示了我國進口對國民經(jīng)濟增長具有較強的促進作用，出口與我國經(jīng)濟增長存在弱相關(guān)性8。國外研究者對于貿(mào)易和經(jīng)濟增長關(guān)系的研究側(cè)重于發(fā)達國家

5、的經(jīng)濟狀況，對于中國這樣一個外貿(mào)依存度逐漸增高的發(fā)展中大國的適用性需要重新檢驗，國內(nèi)專家學者對于此問題的研究利用了計量經(jīng)濟模型的方法，從定量的角度考察貿(mào)易對于經(jīng)濟增長的作用，但是對于經(jīng)濟數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性考慮的較少，從而在模型估計中難以避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，影響了模型估計的精度。本文利用我國1980到2005年的經(jīng)濟變量時間序列數(shù)據(jù)進行分析，通過運用Eviews軟件對相關(guān)經(jīng)濟變量進行了ADF檢驗，并且對修正后的變量進行了協(xié)整分析，從而探討各經(jīng)濟變量在長期是否存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。最后本文還建立了誤差修正模型，展示了各經(jīng)濟變量長期均衡對短期波動的影響。二、 實證分析（一）宏觀經(jīng)濟變量的選取和數(shù)據(jù)處理

6、本文采用出口總額EX，進口總額IM等指標反映對外貿(mào)易狀況，通過宏觀經(jīng)濟總量指標國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP反映經(jīng)濟增長。由于影響經(jīng)濟增長的因素很多，為了使模型更具有說服力，同時也引進了變量CS(最終消費)和INV(固定投資總額)。樣本數(shù)據(jù)取自1980年至2005年的年度數(shù)據(jù)，共26個，數(shù)據(jù)均來自各年的中國統(tǒng)計年鑒。為消除價格變動因素對相關(guān)經(jīng)濟變量的影響，用居民消費價格指數(shù)1980年為基期)對GDP、EX、IM、CS、INV各年數(shù)據(jù)進行處理。最后為消除可能存在的異方差，對各數(shù)據(jù)序列取其自然對數(shù)。詳見圖1圖1 我國進出口與貿(mào)易增長趨勢圖由圖1可見，從1980年至2005年，中國的GDP呈現(xiàn)出持續(xù)的上升態(tài)勢，

7、年均增長速度都在兩位數(shù)以上，出口數(shù)字伴隨著我國改革開放政策的推行，伴隨著外向型經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的實施，呈現(xiàn)出和GDP相同的增長態(tài)勢；而進口貿(mào)易額也呈現(xiàn)出和GDP相同的增長態(tài)勢，變化趨勢基本一致。根據(jù)相關(guān)的分析，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和出口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.965，充分表明此兩變量間存在正向的充分的相關(guān)關(guān)系，國內(nèi)生產(chǎn)總值隨著出口貿(mào)易額的增加而增加，出口對于國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展有著很大的促進作用，這和我國改革開放以來經(jīng)濟發(fā)展的狀況是基本一致的。國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和進口貿(mào)易額的相關(guān)系數(shù)為0.960，表明GDP和進口貿(mào)易額之間亦存在高度的相關(guān)關(guān)系，一方面，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加使得國內(nèi)購買力增加引致了進口貿(mào)易額的增

8、加，而另一方面，進口貿(mào)易的增加帶來了先進的生產(chǎn)要素，促進了國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加。而進口貿(mào)易額和出口貿(mào)易額的相關(guān)關(guān)系更為密切，相關(guān)系數(shù)高達0.997，充分說明進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的相互促進作用，這由圖1中進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的趨勢線幾乎重合可以看出，這也從一個側(cè)面說面我國貿(mào)易出口的競爭力很大程度來自于先進生產(chǎn)要素的進口。從圖1中還可看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口貿(mào)易額和井口貿(mào)易額三個變量之間存在共同的上升趨勢，意味這三個變量可能存在非平穩(wěn)性，下面對平穩(wěn)性加以檢驗。（二）宏觀經(jīng)濟序平穩(wěn)性的單位根檢驗由于使用的是時間序列數(shù)據(jù)，而要對時間序列運用傳統(tǒng)的回歸技術(shù)進行回歸，是建立在時間序列平穩(wěn)性這一基本假定基礎(chǔ)上的，

9、否則會出現(xiàn)偽回歸問題。所以在利用時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析時，首先需要對各變量的平穩(wěn)性作出檢驗。若變量Yt的一階差分是平穩(wěn)的，則稱變量Yt有單位根，檢驗變量是否為平穩(wěn)的過程稱為單位根檢驗。所有變量都一階差分平穩(wěn)是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。本文使用ADF法分別就每個變量的時間序列數(shù)據(jù)的水平和一階差分 形式進行檢驗，其中檢驗過程中滯后項的確定采用AIC(Akaike Information Criteria)準則。這里ADF檢驗是對DF檢驗的一種改進，由于DF檢驗不能保證回歸模型中的殘差為白噪聲，所以p的估計是有偏的。在ADF檢驗中，為了保證殘差為白噪聲，在模型中加入一些滯后項，于是對變量Yt

10、 的單位根檢驗?zāi)Ｐ蜑椴⒆黾僭O(shè)檢驗：H0：；H1：如果接受原假設(shè)H0，則說明序列Yt存在單位根，因而是非平穩(wěn)的；如果拒絕H0，則說明序列不存在單位根，即是平穩(wěn)的。對于非平穩(wěn)變量，還需檢驗其一階差分的平穩(wěn)性。如果變量的一階差分平穩(wěn)，則稱此變量是一階單整序列即I(1)對變量lnGDP、lnIM、lnEX、lnCS、lnIN、，進行ADF檢驗，結(jié)果如下：表1 ADF單位根檢驗結(jié)果變量檢驗類型（c,t,p）ADF檢驗值5%臨界值結(jié)論lnGDP（c,t,3）-2.739-3.632不平穩(wěn)lnGDP（c,0,1）-3.278-2.998平穩(wěn)lnIM（c,t,1）-2.753-3.612不平穩(wěn)lnIM（c,0

11、,0）-3.325-2.992平穩(wěn)lnEX（c,t,0）-1.947-3.603不平穩(wěn)lnEX（c,0,0）-4.943-2.992平穩(wěn)lnCS（c,t,3）-3.059-3.633不平穩(wěn)lnCS（c,0,3）-3.607-3.012平穩(wěn)lnINV（c,0,2）0.564-2.998不平穩(wěn)lnINV（c,0,1）-3.434-2.998平穩(wěn)注：c、t、p、分別表示常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù) 表示一階差分檢驗結(jié)果顯示，變量lnGDP、lnIM、lnEX、lnCS、lnINV都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分則都是平穩(wěn)的，這表明它們都是一階單整序列，即為I(1)。這為進一步對變量間的協(xié)整分析建立了基礎(chǔ)。

12、 (三)進口總額、出口總額和經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整檢驗協(xié)整是指盡管就單個時間序列而言是非平穩(wěn)的，但是兩個或兩個以上的時間序列的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。在經(jīng)濟學的意義上，這種協(xié)整關(guān)系的存在便可以通過其它變量的變化來影響另一變量的變化。若變量間沒有協(xié)整關(guān)系，則不存在通過其它變量來影響另一變量的基礎(chǔ)。雖然變量之間具有各自的長期波動規(guī)律，但是如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在著一個穩(wěn)定的比例關(guān)系。反之，如果變量之間具有各自的長期波動規(guī)律，但是它們不是協(xié)整的，則它們之問就不存在一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。協(xié)整的意義在于它揭示了一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，滿足協(xié)整關(guān)系的

13、經(jīng)濟變量之間不能相互分離太遠，一次沖擊只能使它們短時間內(nèi)偏離均衡位置，在長期中會自動回復(fù)到均衡位置。為檢驗一組變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，Engle和Granger于1987年提出了兩步檢驗法，即EG檢驗。這種協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說，因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列，這個殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的。通常，可以應(yīng)用ADF檢驗來判斷殘差序列的平穩(wěn)性，進而判斷因變量和解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系是否存在。表2 Johansen 協(xié)整檢驗結(jié)果協(xié)整方程數(shù)r特

14、征值特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值p值r=0*0.959545158.84576.972770.0000r1*0.78523685.0708154.079040.0000r2*0.64298849.6918735.192750.0007r3*0.53891626.0021720.261840.0072r40.2997758.1961349.1645460.0761注:*表示在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)后來Johansen(1989)和Juselius(1990)針對EG檢驗提出了一種以向量自回歸VAR)為基礎(chǔ)的檢驗回歸系數(shù)的方法，稱為Johansen協(xié)整檢驗。此方法是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗。本文采用

15、Johansen檢驗的特征值軌跡檢驗方法對變量進行協(xié)整分析，在作檢驗時均考慮了包含常數(shù)和時間趨勢項的形式。檢驗結(jié)果列于表2中。由檢驗結(jié)果可見，在5的顯著性水平，跡檢驗結(jié)果拒絕協(xié)整個數(shù)r=0的原假設(shè)，從而可以認為變量之間存在協(xié)整關(guān)系，至少有一個協(xié)整向量。這就意味著這些變量所組成的系統(tǒng)存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。相應(yīng)的Johansen方法估計出的并經(jīng)過標準化后的協(xié)整向量為(1.000 , -0.043 , -0.096 , -0.860, -0.109, -2.142)。因此得到lnGDP、lnlM、InEX、lnCS及l(fā)nlNV之間的一個長期關(guān)系(括號中是t值)：(-6.430) (-17.732)

16、 (-89.144) (-16.278) (-127.392)R2=0.954 （1）此協(xié)整方程表示的各變量具有明確的經(jīng)濟意義，從長期來看，我國進口、出口、消費、投資每增長1，就會分別引起GDP增長0.043、0.096、0.86、0.109%。從模型中可以看出，長期內(nèi)進口貿(mào)易和出口貿(mào)易的增長都對我國經(jīng)濟增長具有較大的促進作用，且出口的產(chǎn)出彈性相對較大。出口增長帶動經(jīng)濟增長，經(jīng)濟學家一般認為出口是發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的引擎。出口是擴大國內(nèi)市場的一項重要因素，出口持續(xù)擴張，帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)增產(chǎn)，生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)相應(yīng)進行調(diào)整，得到改善。一般而言，出口產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率與競爭力較內(nèi)需產(chǎn)業(yè)高，隨著出口的不斷擴

17、張，資本與人力資源不斷流入出口產(chǎn)業(yè)，促使資源重新分配，提高總體資源的生產(chǎn)力，并帶動整體經(jīng)濟的持續(xù)繁榮。進口對我國經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)，這主要是因為進口產(chǎn)品能夠填補國內(nèi)供給空缺從而可以增加民間投資和消費，提升后兩者的結(jié)構(gòu)，同時進口可以提升國內(nèi)供給的技術(shù)水平，優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)。在工業(yè)化階段必須利用日益增加的現(xiàn)代化中間投入，而通過進口比僅僅通過擴大國內(nèi)生產(chǎn)能夠更快地取得這些中間投入，盡管增加進口的政策會限制國產(chǎn)商品的市場，但卻加強了競爭，并帶來相應(yīng)的高技術(shù)，從而產(chǎn)生更大的效率。（四） 誤差修正模型誤差修正模型是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟模型。其基本思路是，若變量間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量間存在著長期穩(wěn)

18、定的關(guān)系，而這種長期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持。之所以能夠這樣，是因為一種調(diào)節(jié)過程誤差修正機制在起作用，防止了長期關(guān)系的偏差在規(guī)模或數(shù)量上的擴大。因此，任何一組相互協(xié)整的時間序列變量都存在誤差修正機制，反映短期調(diào)節(jié)行為。誤差修正項描述每年對上一年偏離均衡關(guān)系的修正程度。它的優(yōu)越之處在于將短期波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中，并且誤差修正項的估計是一致有效的。因此，在確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后，就可以以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項。然后建立短期模型，將誤差修正項看作一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立誤差修正模型，以檢定它們之間的相互調(diào)整速率及短期互動影響。 (0.

19、502) (4.281) (2.194) (6.560) (5.891) (-8.797) R2=0.957 F=84.894 DW=2.23 （2）本文以模型(1)中的殘差序列ecmt作為非均衡誤差項建立誤差修正模型。結(jié)果如下：模型(2)中各回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，誤差修正系數(shù)為-0.878，符合反向修正機制，同時也反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度較大。當短期波動偏離長期均衡時，將以0.878的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。結(jié)合前面的長期協(xié)整模型我們不難得出以下結(jié)論：短期內(nèi)進出口增長對我國經(jīng)濟增長都有促進作用，且短期內(nèi)進口對經(jīng)濟增長的影響比出口顯著。長期內(nèi)，進出口共同對經(jīng)濟增長起到促

20、進作用，并出口發(fā)揮的作用大于進口，出口能夠利用國外消費需求，更多地實現(xiàn)本國產(chǎn)品的銷售從中賺取外匯，帶動擴大生產(chǎn)規(guī)模，創(chuàng)造更多的國民財富，應(yīng)該是經(jīng)濟增長的正項促進因子。而進口是通過提高全要素生產(chǎn)率促進國民經(jīng)濟的長遠發(fā)展，進口中往往包括大量的先進設(shè)備和先進技術(shù)，大量先進設(shè)備和技術(shù)的進口會促進科技進步和生產(chǎn)率的提高，促進經(jīng)濟集約化增長程度的提高，從而導致全要素生產(chǎn)率的提高，最終促進GDP增長率的提高。(五) 進口、出口和經(jīng)濟增長之間的Granger因果關(guān)系檢驗我們已得知，對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在著協(xié)整關(guān)系，下面通過Granger因果關(guān)系檢驗，進一步驗證對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系。在進行Gra

21、nger因果關(guān)系檢驗之前需要確定序列l(wèi)nIM、lnEX和lnGDP的滯后階數(shù)p，準則是使統(tǒng)計量A IC或者SC 達到最小值的整數(shù), 可知p = 5。因此，Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表3。表3 Grange因果關(guān)系檢驗假設(shè)觀測點F統(tǒng)計值伴隨概率檢驗結(jié)論lnEX不是lnGDP的原因211.775280.19641接受lnGDP不是lnEX的原因210.878590.43158接受lnIM不是lnGDP的原因216.046500.00929拒絕lnGDP不是lnIM的原因212.489970.10955接受lnIM不是lnEX的原因218.182690.00273拒絕lnEX不是lnIM的原因

22、211.834470.18688接受可以看出，在5%顯著性水平上，中國的進、出口與經(jīng)濟增長之間存在著動態(tài)的因果關(guān)系。在98%的置信度下，長期內(nèi)貿(mào)易進口額是國內(nèi)經(jīng)濟增長的統(tǒng)計原因，國內(nèi)經(jīng)濟增長不是貿(mào)易進口額增長的原因，如果把置信度放寬到90%，則國內(nèi)經(jīng)濟增長是進口增長的原因，可見，在90%的置信下國內(nèi)經(jīng)濟增長和進口貿(mào)易存在著相互促進的因果關(guān)系。而無論是90%還是95%的置信度，出口貿(mào)易額和國內(nèi)經(jīng)濟增長都不存在相互的因果關(guān)系。同時，進口貿(mào)易額的增長表現(xiàn)為出口額增長的因果關(guān)系。進口貿(mào)易而不是表現(xiàn)為經(jīng)濟增長原因是因為這里的滯后期為五年，表現(xiàn)為長期的經(jīng)濟增長，在短期內(nèi)經(jīng)濟的增長更多受制于需求，而長期內(nèi)取

23、決于供給決定的生產(chǎn)要水平?？傊?對外貿(mào)易刺激著中國經(jīng)濟的增長,并進一步引起對國外產(chǎn)品、服務(wù)、先進技術(shù)和設(shè)備的需求增長(顯示為進口增長) 。國外資源的進口有利于市場資源的配置、增加就業(yè)、提高勞動生產(chǎn)率、增加產(chǎn)品附加值,并最終擴大出口,進一步推動中國的經(jīng)濟增長。三、小結(jié)本文通過估計模型來測算及出口貿(mào)易活動對于經(jīng)濟發(fā)展的影響，根據(jù)以上分析可得如下結(jié)論：短期內(nèi)進口貿(mào)易每增長1%，經(jīng)濟增長0.074%，而出口貿(mào)易每增長1%，經(jīng)濟增長0.038%，進口貿(mào)易對于經(jīng)濟的拉動作用大于出口貿(mào)易的拉動作用。在長期內(nèi)，進口貿(mào)易每增長1%，經(jīng)濟增長0.043%，而出口貿(mào)易每增長1%，經(jīng)濟增長0.096%。出口貿(mào)易對于

24、經(jīng)濟的拉動作用大于進口貿(mào)易的拉動作用?？梢?，在短期內(nèi)進口貿(mào)易進口先進生產(chǎn)要素帶動產(chǎn)業(yè)投資和產(chǎn)業(yè)升級的作用大，在長期內(nèi)出口貿(mào)易的市場拉動作用大，二者相輔相成從供給和需求兩個方面推動經(jīng)濟的增長。同時從深層次原因角度講，進口貿(mào)易在95%的置信度下為國內(nèi)經(jīng)濟增長的原因。因此本文認為對于發(fā)展中國家而言，貿(mào)易提高生產(chǎn)率的作用可能要大于開拓市場的作用，如果從技術(shù)是促進經(jīng)濟發(fā)展的根本要素的角度展開分析?，F(xiàn)代經(jīng)濟理論認為，一國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻，可以從短期貢獻和長期貢獻兩個角度來分析。從短期來看，一國經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經(jīng)濟增長的主要因

25、素則是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率的提高兩大類。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加。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、制度創(chuàng)新、知識進展等，全要素生產(chǎn)率的高低反映了經(jīng)濟增長集約化的程度，對一國經(jīng)濟增長具有極其重要的意義。而這些因素都與進口和利用外資有著密切的關(guān)系。故此不能輕視進口對經(jīng)濟增長的影響，進口和出口作為對外貿(mào)易發(fā)展的兩個輪子，在經(jīng)濟發(fā)展中同樣重要，二者相互推動，分別發(fā)揮著利用他國長處和發(fā)揮本國優(yōu)勢的作用。我國應(yīng)逐步降低各種進口關(guān)稅，消除各種阻礙進口的非關(guān)稅壁壘，理順我國的進口貿(mào)易管理體制，在千方百計擴大出口的同時擴大進口。參考文獻1Dollar, D. Outwa

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