但同时我国经济开放、出口发展中存在的系列问题，诸如出口商品结构优化、加工贸易与国内产业的关联度、出口竞争力等也促进我们进一步思考我国出口贸易与经济增长的相互关系、出口贸易促进经济增长的传导机制等深层次问题。另一方面，国际贸易的发展离不开政府政策的作用。虽然以斯密、李嘉图为代表的古典经济学家就己指出自由贸易给贸易参与国带来的巨大福利收益，但现实经济中运用各种经济政策、手段来实行贸易保护主义的做法一直以来都是屡见不鲜。古典经济学家的自由贸易思想也往往被其后学者的研宄所否定。比如德国经济学家李斯特就明确指出古典经济学家宣扬的自由贸易是一种“世界主义经济学”，对于处在特定经济发展阶段的国家而言(李斯特将各国经济发展划分为五个阶段)，采取贸易保护措施来扶植国内幼稚工业的发展是必要的。二十世纪八十年代以来以克鲁格曼、斯宾塞、布兰德等人为代表的战略性贸易政策理论对贸易保护的必要性、如何具体施行贸易保护措施做出了更为深入的研宄。综合这些己有研宄成果以及我国经济开放实情，我们的基本观点是影响一国贸易政策的制订因素固然很多，比如本国国内经济结构、本国产品在国际市场上的竞争力、本国领导人的经济指导思想等，但贸易政策制订的基本出发点应该以如何促进本国经济增长为政策导向，即经济增长导向型的贸易政策。
自十七世纪的古典经济学家以来，经济学者对贸易参与国从国际贸易中获取的福利收益进行了广泛研宄。综合来看，国际贸易给贸易参与国带来的利益可以分为静态利益和动态利益，其中早期的古典经济学主要关注贸易参与国通过参与国际分工体系、国际交换所获取的静态利益，其后的新古典贸易理论和新贸易理论则在此基础上大大拓展了国际贸易的动态利益。
国际贸易与专业化分工。亚当。斯密《国富论》的基本观点是劳动生产率的提高是国民财富增加的源泉，因此斯密认为贸易利益主要体现在通过深化分工体系能大大提高各国劳动生产率。斯密主张如果各国都按照各自的有利条件进行分工和交换，将会大大提高劳动生产率和增加物质财富。大卫。李嘉图则在斯密的绝对优势理论基础上提出了比较优势学说，强调按照“比较成本说”的原则进行国家分工对贸易各国的重要性。尽管长期以来比较优势学说被认为比绝对优势学说更具解释力，然而按照近来以杨小凯为代表的新兴古典贸易理论，比较优势学说需要假定事前存在的外生比较优势(如李嘉图强调的生产率差异)从而无法解释如何从事前相同的个体、国家之间如何发展成相互贸易。相反，由于存在斯密所说的专业化生产和分工经济，因此各国参与贸易的基础在于通过分工深化而发展起来的内生比较优势，并不需要这种事前假定的比较优势。
国际贸易与要素禀赋。瑞典经济学家赫克歇尔一俄林在李嘉图比较优势学说基础上发展了要素禀赋理论。李嘉图将比较优势理解为生产率差异，而赫克歇尔一俄林则将其解释为要素禀赋差异。该理论指出，决定一国比较利益的基本因素是相对资源禀赋，也就是自然资源、劳动和资本等投入要素的供给状况。一国所有商品的价格和生产要素的价格都是由它们各自的供求关系决定的，因为各种生产要素彼此是不能完全替代的，所以在生产不同的商品时，必须使用不同的要素，而且每个国家生产要素供给的禀赋不同，这就构成了各国贸易基础。
国际贸易与规模报酬递增。以赫尔普曼(Helpman)、克鲁格曼(Krugman)等经济学家为代表的“新贸易理论”，主张“把规模经济和比较利益相结合，作为贸易产生和贸易利益的主要原因'新贸易理论全面论述了在规模报酬递增的条件下，通过出口扩大增加产量，降低成本，推动经济增长的机制。
出口贸易与技术进步。80年代以来，以E°哈根为代表的经济学家开始从出口贸易对技术进步的促进来寻找推动经济增长的作用，哈根认为出口需求扩大，往往是一个刺激技术创新的信号，从而导致新技术和新管理方法的采用，结果不仅是出口数量，更重要的是出口产品质量也大大提高，这就不仅增加了国民收入，出口产业新技术的外溢效应，也会在其他非出口产业产生连锁反应，最后使整个国民经济实现数量和质量的提高。显然，出口贸易是否会推动经济增长的条件是它能否刺激并实现技术进步，如果说，这一条件在技术水平较高和资本相对丰裕的发达国家比较容易满足的话，那么在发展中国家却是比较困难的。
制度创新与出口贸易。诺斯(North，1990)认为制度创新促进经济增长，而出口贸易可以促进制度创新，因为一方面出口贸易可以通过“边干边学”效应和“外溢”效应，促进整个国家的制度创新，另一方面出口贸易可导致市场和经济规模的扩大，迫切需要制度创新以降低交易费用，同时出口贸易把企业推向竞争激烈的国际市场，引起竞争强化，迫使国内企业积极进行制度创新，以提高组织运行效率和技术创新效率，从而提高自身的竞争力。
二出口贸易促进经济增长：中国的经验性分析
改革开放以来中国对外贸易取得了快速发展，呈现以下发展特点。
1.出口总量在全球贸易比重迅速上升。从表1可见，从1980年到2000年，世界出口年均增长速度为6.14%，中国的年平均增长速度为14%，是世界的2.28倍。从出口比重看，中国对外贸易出口占世界贸易总出口的比重由1980年的0.96%上升到2000年的3.9%，增长了3倍。
2.出口产品品种增多，出口商品分散度提高。赫斯曼CHirschman)指数常用来表示出口产品的集中和分散程度，其中Xi是标准国际贸易分类(ITC)第类产品组的出口值，Xi是同期总出口值，Hx的值越大表示出口商品的集中程度越高。按1位数SITC分类计算，赫斯曼指数从1980年的0.177上升至1990年的0.186,再上升至1997年的0.251，到2000年己达到0.264,表明我国出口产品的集中程度越来越高，这主要是由于我国制成品出口比重增加的缘故。按2位数SITC分类计算，赫斯曼指数从1980年的0.081下降到2000年的0.061，这表明从细分的产品种类看，我国的出口产品呈分散化趋势，说明我国的生产能力增加，出口产品品种增多。
3.出口市场结构趋于多样化和分散化。①作为我国最主要的贸易伙伴，中国对发达国家的出口额由1980年的89.11亿美元上升至2000年的1401.48亿美元，增加了14.7倍，出口比重由1980年的46.16%增加到2000年的56.24%。②“亚洲四小龙”是中国重要的出口目的地。中国在该地区的出口额由1980年的50.24亿美元上升至2000年的666.11亿美元，增加了12.26倍，出口额由1980年的26.03%增加到2000年的26.73%。③“东南亚四国”是中国重要的贸易伙伴，中国到该地区的出口值由1980年的12.31亿美元上升至2000年的93.34亿美元，增加了6.58倍，但出口比重由1980年的6.38%下降至2000年的3.75%。④其他发展中国家在中国出口市场中的地位明显下降，中国到该地区的出口额由1980年的44.6亿美元增加至2000年的331.17亿美元，增加了6.46倍，出口比重由1980年的21.43%下降为2000年的13.28%。
正是基于我国出口贸易近年来的迅速发展，国内外大量学者运用我国经济数据对出口贸易的经济增长效应进行了实证分析，其研宄结果大多支持出口贸易对我国经济增长的拉动效应111。然而，综合己有研宄来看，要正确认识出口贸易对我国经济增长的促进效应，还有待澄清以下问题。
1.经济增长的复杂性。己有经济增长理论表明，一国经济增长往往是资本、劳动力等要素投入以及经济开放(对外贸易、吸引外资等)产业结构调整乃至制度变迁等多方面因素的共同作用结果。因此，在对我国经济增长的经验性分析中如果不将影响经济增长的各类因素的内在关系和相互影响效应考虑在内，必将夸大单一投入要素对经济增长的贡献作用。比如，鉴于外商直接投资与我国出口贸易之间的密切关系，在考察出口贸易的增长效应时如果忽略了外资企业的作用，就可能夸大出口贸易对我国经济增长的拉动作用。本文作者采用偏最小二乘法这一较为前沿的计量经济分析，从需求和供给两个方面全面分析了12类经济变量(劳动投入、人力资本投入、物质资本投入、技术水平、人口增长、进口、出口、外资、总消费支出、城乡结构、产业结构、政府消费支出)自改革开放以来对经济增长的综合贡献作用121。结果发现国内消费对我国经济增长作出了重要贡献，对我国经济增长的解释能力达到了18.65%;在经济开放因素中，出口贸易对我国经济增长的解释能力最为显著，达到了11.04%，外资的解释能力为9.16%，进口贸易的解释能力相对较小，只有4.67%;而人口增长对我国经济增长的贡献为负(一247%)应该说这一结果较为全面地反映了各类因素对我国经济增长的影响作用，也与我国经济实情较为吻合。
2.出口贸易与经济增长的双向效应。出口贸易发展固然促进本国的经济增长，反过来一国国内快速的经济增长也是出口发展的重要源泉，即在出口贸易与经济增长之间存在着双向的互动效应。因此，在我们考察出口贸易对经济增长的促进作用时将这一双向影响关系考虑进来是必要的。事实上正如以米塞斯为代表的奥地利学派所指出的，具有现代数学模型形式的经济增长理论往往以生产函数为基础来分析要素投入对经济增长的作用，然而很多情况下很难区分资本积累到底是经济增长的源泉还是经济增长的结果，其它诸如政府财政支出、金融发展、外商直接投资等变量与经济增长之间也存在这一双向关系。与该问题较为类似的是出口贸易与经济增长的因果性。回归检验结果只是一种相关性分析，无法将出口贸易促进经济增长的因果性与统计意义上的相关性区别开来。当然，近年来以Granger为代表发展起来的现代时间序列分析方法，如Granger因果检验法即针对时序变量的因果关系检验，然而Granger检验方法对因果关系的定义更多也只是统计意义的。
3.出口商品结构变化对经济增长的影响。改革开放以来我国出口商品结构发生了很大变化(见表3)初级产品的比重不断下降，制成品在出口中的比重不断上升，制成品出口占总出口比重由1980年的49.7%上升至2000年的89.78%，出口值由1980年的90.1亿美元上升至2000年的2237.52亿美元，增长了23.8倍。因此应当将出口商品结构调整、优化对经济增长的促进效应考虑进来，区分工业制成品(包括高新技术产品出口)、初级产品出口不同的经济增长效应。我国从1999年以来实施了“科技兴贸”计划以来高新技术产品出口的迅速发展，也反映了增加出口商品附加值以及技术密集度、提升出口商品结构对经济增长的重要性。
4.其它相关因素的影响，包括贸易条件、汇率波动等。我们在一个包含出口贸易、贸易条件及经济增长的3变量向量自回归系统(VAR)的检验结果发现，虽然我国出口增长与GDP增长之间存在因果关系，然而我国贸易条件的逐年下降削减了我国出口贸易带来的福利收入，因此我国出口贸易发展不仅要注重出口数量的提高，同时更要注重贸易条件、出口商品竞争力的改善13。我们对汇率波动与进出口贸易平衡的因果关系检验和协整分析的结果表明，人民币实际有效汇率的贬值对我国初级产品与工业制成品对外贸易平衡产生了有利影响。虽然目前存在人民币升值的潜在压力，然而从人民币汇率和我国对外贸易，尤其是出口贸易发展的关系来看应该保持人民币的相对稳定。因此，在开放经济系统中考察出口贸易对经济增长的促进作用，应该综合考虑贸易条件、汇率波动、出口商品结构变化等相关因素对分析结果的影响。
5.出口贸易对经济增长的“门槛效应”(thiesholdeffect)所谓“门槛效应”指的是出口贸易对经济增长的临界水平问题，很多时候可以将其理解为一国或地区的经济发展水平，即存在着一个经济发展临界点，只有当一国、地区的经济发展水平达到该临界点，出口贸易才表现出较为显著的经济增长拉动效应。这一点对于我们正确区分出口贸易对我国不同经济区域的经济增长拉动效应具有重要意义，尤其是对于我国广大中西部地区而言，在研宄出口贸易对经济较为不发达地区的经济增长拉动作用时，应当注重该经济区域的经济发展水平、资本积累情况、产业结构以及人力资本存量等众多因素的影响。否则，单纯强调对外开放、出口发展并不必然能够带来经济的快速增长，这也为其它发展中国家的经济实践所证实。
三出口贸易促进经济增长的传导机制
尽管出口贸易对经济增长的拉动效应被如日本、韩国这些亚洲新兴工业化国家的经济发展所验证，然而众多学者采用不同国家、地区的经济数据所进行的实证分析结果往往有差异，即难以对出口贸易与经济增长的关系给出一般性结论。即使就各国经济实践来看，同样是施行开放经济政策，然而却出现了表现迥异的增长结果。因此，进一步分析出口贸易与经济增长的深层次关系还有待进一步考察出口贸易促进经济增长的内在机制，即出口贸易如何促进经济增长。如前所述，自古典经济学家以来的经济学者研宄了出口贸易通过深化专业化劳动分工、促进全球范围内的资源优化配置、获取规模经济收益以及推动国内制度创新等渠道对经济增长的促进效应。我们认为在技术进步己经日益成为决定各国经济增长的背景下，应该强调出口贸易的技术外溢作用。同时，作为技术进步的载体，人力资本也在其中扮演了重要角色。
(一)出口贸易与技术进步
一般而言，国际技术外溢可以分为物化型技术溢出(ES，EmbodiedSpillovers)和非物化型技术外溢(DS，DisembodiedSpillovers)两类。其中前者主要指知识体现在商品当中，通过商品的流动而发生技术溢出;而非物化型技术外溢主要是指通过科学会议、国际期刊和专刊信息等发生技术外溢效应。
作为物化型技术外溢的一种主要传递渠道，出口贸易的技术传递和外溢主要表现为四个方面：①传染效应(Findlay，1978)，Findlay指出越是开放的国家通过国际贸易从其他国家学到的先进技术的机会就越大;②干中学效应(Leaningbydo-ing)通过出口，国外消费者会对产品的性能进行反馈，同时在竞争更趋激烈的国际市场中，企业能根据市场的需求改进产品结构，同时促进企业创新和学习世界新技术;③演示和培训效应，在国际市场中，通过对新产品的演示及用户进行使用技术培训，容易使其他企业得到新产品的相关信息，并且了解市场需求，同时通过技术外溢进行学习模仿和创新，可以使企业以更低的成本开发出相似的产品;④竞争效应，即出口部门迫于国际市场压力而不断加大研发力度，提高生产效率，降低生产成本，改进产品质量。⑤产业关联效应，即出口部门通过上、下游产业链作用与国内部门产生产业关联效应，通过产业关联、产业聚集效应带动其相关产业的技术进步。
考虑到出口部门对国内非出口部门的技术外溢效应，我们可以将出口贸易对本国技术进步的作用区分为两类:一类是出口部门自身要素生产率的提高，即出口部门自身结构的优化、技术含量的增强能够直接提高出口部门的全要素生产率;其次是出口部门对国内部门的技术外溢、技术扩散效应，这一点对于区分工业制成品出口部门与初级产品出口部门对本国经济发展的不同促进效应具有重要意义。初级产品出口不仅具有产品附加值低、技术含量不高以及国际竞争力弱等特点，而且初级产品出口对国内部门的技术外溢效应不显著。我们采用中国30个省、市、自治区的截面数据，分“八五”(1991—1995)和“九五”(996—2000)两个时期的实证分析结果表明，初级产品出口部门的技术外溢效应在“八五”及“九五”期间分别为一0.042和一0.036,且统计不显著，这说明初级产品出口部门对非出口部门并没有产生部门间的外溢效应;相反，工业制成品出口部门的技术外溢效应在“八五”期间为0.125,在“九五”期间为0.163,表明工业制成品通过技术外溢对国内企业技术进步起着重要的外部效应。
(二)出口贸易与人力资本积累
1.1农业经济发展是促进我国建设特色农村发展的重要手段。农业经济的发展是我国进行国际进出口贸易的基础。改革开放以来，我国农业经济发展取得了很大的成就，实现了大规模的出口贸易，加快了我国国际经济贸易的发展速度。但是，从我国目前农业经济发展的情况来看，我国仍然面临着许多挑战，资源的减少、人口的增加、环境的恶化带来了巨大的压力，对农业经济的发展造成了阻碍。因此，我国必须要不断的完善农业经济发展模式，加强我国农业经济发展在国际出口贸易中的竞争地位，利用现代化农业机械及计算机技术，充分利用资源，实现农业高效率生产，为我国农业进出口贸易提供动力保障。1.2深入研究和改革农业可持续发展思想。近年来，加强农业经济发展从而促进国际进出易贸易额的思想战略被越来越多的国家所认可。世界各国根据本国农业经济发展现状深入研究，形成了独特的农业经济发展学、生态学以及社会经济学等研究工程。在宣扬可持续发展的环境下，农业经济发展能够很好的与生态可持续发展实现融合，说明农业经济发展必定会成为世界经济贸易发展的主要手段，注重农业经济发展，深入改革和研究是我国出口贸易发展的必然需要[1]。1.3我国农业发展需要研究可持续发展战略改革开放以来我国农业经济已经实现了长足的发展。但是，我国农业国际出口贸易发展仍然不太理想。在世界市场经济快速变革的时代，我国农业经济发展不断的进行改革，农业经济的发展为我国工业发展提供了大量的原料、资金和劳动力，但在一定程度上破坏了生态坏境，许多地区土地干旱严重，资金调转困难，现代技术设施落后，这些问题对我国农业可持续发展造成了阻碍，因此，必须要针对我国农业发展现状，对这些问题进行逐一解决。
2我国农业经济发展现状
2.1缺少交流。在信息化时代，正确运用信息化引导能够积极的帮助农业经济发展。但是，目前来看，相关部门对农业信息交流和整理工作并不到位。例如，市乡两级没有与农户之间建立有效的信息沟通平台，很难为农户提供更好的市场需求信息；农业与企业之间存在着严重的交流问题，二者缺少信息交流的载体，不能使农户更好的掌握有效的信息参考，影响农户的收入水平。2.2生搬硬套。不同地区的地质、自然条件、农作物需求以及农业发展政策都存在着很多差别，因此，在进行农业经济改革时要根据不同地区的相关条件，采取因地制宜的有效措施，相关部门应该正确引领农户进行耕作发展，建立独特的农业发展机制，促进形成良性循环的农业经济发展结构。2.3资金缺乏。农业经济发展的主要体力劳动者是农民，农民的收入以及农业经济发展结构的调整都需要获得国家金融方面的扶持。因此，要让农民感受到农业发展带来的好处，就必须提高农业金融服务的质量和生活水平，没有投入就没有回报，政府要加强对农业发展的资助，才能提高农作物的高产量高质量，促进我国农作物的出口贸易发展。
3我国农业经济发展对进出口贸易的影响
3.1农业在国际贸易往来的地位。农业经济是国民经济的重要组成部分，在出口贸易中占有至关重要的地位。农业之所以如此重要，是因为农业为人们提供生活所必须的食品。此外，农业的发展为进出口贸易提供了新的发展方向，使其成为了独立的部门，推动了国际出口贸易的发展。3.2农业发展为进出口贸易做出的贡献。农作物作为人们日常生活的必需食品，其市场需求只增不减，农业原料也是国家工业发展的必要材料。许多农业落后的国家必须要依靠进口农业产品保持农业发展的平衡，因此，农业经济发展能够提高进出口贸易往来，促进国际经济贸易的可持续发展[2]3.3农业在进出口贸易中的功能。1）粮食安全：农业发展为国家提供基础的粮食储备，保证我国粮食的自给水平，减少对国际市场的依赖程度，建立粮食安全保障，实现我国宏观发展战略。此外，出口粮食在提高我国经济发展水平的同时，也能为粮食短缺的国家提供食品保障。2）环境发展：农业发展必须要管理土壤保障农作物的质量，在一定程度上减少了生态环境的破坏，通过循环种植农作物给予土壤养分，保护了生态系统，实现我国农业可持续发展。
4结束语
综上所述，农业经济发展在我国进出口贸易发展中占有重要地位，深化研究农业发展模式，建立符合我国国情的农业可持续发展体系，对我国农业经济发展以及国际进出口贸易往来有着至关重要的作用。
参考文献：
[1]曾鹏.农产品对外贸易与农业经济增长的关系研究[J].中国商贸，2013(27)：128-129.
1.1贸易规模上不断扩大，对外贸易系数较高
2001年12月加入世界贸易组织以来，我国积极推进投资自由化，出口总量一直稳步增长。虽然2009年受到全球金融危机的影响出口贸易受到了重创，经过及时调整宏观调控，再加上世界经济逐渐好转，近几年取得了良好的发展。一方面，对外贸易系数不断提高，近年来逐渐回落并保持在50%左右，较高的系数意味着需要利用更多的自然资源和能源来满足出口的需求，如果不注重开采方式和循环利用将不利于低碳发展。日本、美国等发达国家的对外贸易系数都约为30%，我国转变经济发展方式依然有较大的潜力空间。另一方面，出口规模的扩大会导致产出的增加，也带动生产活动成倍增长，如果在开发使用更多资源和能源的过程中不注重可持续发展，会增加污染和碳排放，给低碳外贸带来压力。
1.2出口贸易方式上加工贸易比重过大，环境问题严重
工业制成品的飞速发展给外贸经济做出了重大贡献，但从出口贸易方式看过度依赖加工贸易仍存在不合理之处。在一般贸易、加工贸易、其他贸易三种贸易方式中，从2000年以来加工贸易出口额一直超过一般贸易，2008年两者渐趋相等，直到2011年一般贸易出口额为9171.2亿美元，增长27.3%，超过了加工贸易8354.2亿美元的出口额。据实证研究，一般贸易出口对工业废气污染的影响较大，而加工贸易对工业废水和固体废弃物污染的影响大［4］，因此客观上这也造成了CO2排放量的增加。虽然2011年在贸易方式结构方面有所好转，一般贸易出口额超过加工贸易。但是加工贸易的比重仍较大，一方面会对出口创汇、解决就业等产生积极影响，另一方面由于主要生产纺织品、服装等劳动密集型产品，附加值较低，只是对原材料或零件的初级加工、装配，自主研发设计则相对较少。尤其是20世纪90年代中期经济全球化和产业转移的背景下，为了利润最大化，发达国家寻求污染避难所，向我国转移高耗能的产业，增加了污染和碳排放。
1.3出口商品结构上以工业制成品为主，高科技水平较低
初级产品和工业制成品是在联合国《国际贸易标准分类》十大分类的基础上按照加工程度对进出口商品构成进行的最基础划分，工业制成品的出口额近五年整体上大幅增加，从2007年的11562.67亿美元到2011年的17980.47亿美元，占出口总量的绝大多数份额，初级产品的出口额2007年仅为615.09亿美元，2011年增加到1005.52亿美元，而工业污染造成的CO2排放增加是威胁低碳经济发展的重要因素。早期出口贸易和环境的问题主要表现在对自然资源的掠夺开发，现在主要表现为工业制成品等工业污染对CO2排放量的影响。工业制成品一般都使用煤炭、石油和天然气等资源性质的原料进行生产，其贸易规模的扩大会增加使用的原料，排放以CO2为主的大量废气。由于环境标准和生产技术、工艺水平较低，总的增长方式目前仍呈现低效益、高投入、高消耗的粗放特征，出口商品的构成仍需继续优化和升级［5］。另外，从工业制成品内部商品构成的特征来看，资源、劳动密集型产品仍占较大份额，其生产过程会消耗更多能源，排放更多温室气体，污染环境［6］。虽然高技术产品的出口比重整体上升，2010年达到32.9%，但是仍然很小，出口增长率降低;且高技术产品进口的比重一直比出口的比重高且并在逐年上升，2010年为42.9%，说明技术含量和附加值高的产业的生产能力不足。所谓高技术产品的出口也大多是在华跨国公司组装加工后的出口，在生产过程中不可避免地要引起大量碳排放和资源的过度使用，因此应继续优化和升级出口结构，实现产品高端化。
2出口贸易碳排放量的估算及其特征
首先估算出我国的碳排放总量，使用公式为:C=∑mi×δi(1)式中，C是二氧化碳排放量，中国一次能源消费的标准量用mi表示，i类能源的碳排放系数用δi表示，i则是指煤炭、石油和天然气。这里借鉴胡初枝、黄贤金、钟太洋、谭丹的研究方法［7］，参考其整理的煤炭、石油、天然气的能源碳排放系数，取值依次为0.7329、0.5574、0.4226(单位:t(C)/t)。计算的数据来源于中国能源统计年鉴(2011年)和中国统计年鉴(2011年)，得出2001～2010年的碳排放总量从95090.58万吨增长了两倍多，2010年达到202395.5万吨。其次，用碳排放量C与国内生产总值相比得到碳排放强度，它可以体现一个国家在发展进程中相应的能源使用和CO2排放的效益是否提高。再与出口总额相乘即可得到近十年出口贸易的碳排放总量，也可以得到各类出口商品的碳排放量，将其整理成图1，可以看到出口贸易的碳排放总量近些年虽在增加，但整体上增速减缓，说明经济结构不断调整、科技水平提高、国家政策以及环保意识的增强促使我国低碳经济的发展有了很大进步。而且制成品的碳排放量占据了绝大部分比例，和出口贸易碳排放总量有相似的趋势，说明快速的工业化进程和高耗能的污染密集型工业发展推动了CO2排放量的增长，由于技术水平提高，工业制成品生产效率较高，碳排放强度高;但是另一方面来看，初级产品虽然占比重较小，由于资源消耗大、生产效率低导致碳排放强度也较高。
3出口贸易对碳排放影响的效应分析
3.1国际贸易的三种环境效应机制
规模效应规模效应指随着经济发展，对外贸易规模不断扩张对环境带来的作用。一方面会扩大经济规模，引起资源过度使用，能源消耗增加，在产业结构和技术水平不变的情况下，如果缺乏有效的环境政策监管会增加污染排放量，导致负效应，促使环境恶化;另一方面，贸易扩大可以增加国民收入水平，高标准的环境质量越来越成为消费者的兴趣和偏好，环保方面的投资和技术创新的能力得到提高，产生环境改善的正效应［8］。结构效应结构效应是指基于各部门污染密度不同，出口贸易会引起生产结构变化，从而引起环境水平的变化。在经济开放的条件下，对外贸易的拓展会改变商品之间的相对价格，从而调整生产要素的分配，出口部门如果具有比较优势就会扩大生产而另外一些部门的规模减小，若有优势的产业和产品是清洁环保的则会有利于低碳化的发展［9］。技术效应技术效应指贸易活动和外国投资能够通过改变生产工艺和环保技术从而使环境状况发生变化，大多数学者认为贸易引致的技术溢出有正面作用，可以减轻环境破坏和资源消耗。企业为了降低生产成本，增强国际竞争力，会加大对节能技术的研发和利用;贸易自由化的不断加深带动了先进的技术在世界各国广泛传播，如节能减排和应用清洁技术［10］。而且随社会发展，收入增加，消费者低碳意识增强，污染标准和环保方面的政策法律日益苛刻严格，减排技术会得到更快的进步，贸易活动将对坏境水平发挥积极的效应影响。总之，贸易活动过程中带来的规模扩大、行业结构变化和技术扩散等都将对环境产生直接或间接的影响，出口贸易的环境效应是以上三种机制的综合结果。
3.2出口贸易影响碳排放的效应在我国的实证分析
模型构建和变量选取通过以上贸易对环境影响的三种效应的介绍，同时借鉴杨静［11］的研究方法，对贸易对环境质量的影响模型和变量进行如下设置:X2是贸易的结构效应，用工业制成品的出口贸易额与世界出口贸易总额的比值表示。由于出口国外的产品主要生产地点是国内，会影响到我国的环境质量;而且中国长期以来出口贸易额大于进口贸易额，在对外贸易中有较大的影响和作用。贸易的技术效应X3则用第二产业的增加值与第二产业的从业人数两者的比值来衡量。为消除异方差的影响，模型中对各个变量取对数的形式。平稳性检验及协整检验由于各变量采用的是时间序列数据，因此在进行回归分析之前需要对其进行平稳性检验。下面通过Eviews5.0软件的ADF检验法对数据进行平稳性检测。结果见表1，解释变量和被解释变量都是非平稳的，但它们都是二阶单整序列，故可能存在着协整关系。接下来对协整回归方程估计残差序列et进行ADF检验，得到在1%的显著性水平下变量lnCO2与lnX1、lnX2、lnX3之间存在着长期稳定的协整关系。第二，代表结构效应的系数为正，说明一方面工业制成品出口贸易部门的影响作用大于第一产业和服务业等贸易部门，产生更多的碳排放，我国贸易结构还存在不合理之处;另一方面资源与劳动密集型产业长期以来一直是我国竞争力最强的产业，即使在国际金融危机爆发后仍保持了强劲的增长势头，据《中国产业竞争力报告(2012)No.2》“2007年，劳动与资源密集型产品出口占全球同类产品出口的比重达到30%，2010年达到34%左右，大大高于我国出口占全球出口总额的比重。2011年，中国劳动与资源密集型产品的出口仍呈现快速增长势头”。并且，发达国家向我国转移一些高能耗、高排放的产业产品的生产，给贸易结构的低碳化进程带来阻碍，增加了污染和碳排放。第三，技术效应的系数是负值，说明技术效应与我国CO2排放负相关，贸易导致的技术推广和创新使环境污染减轻、质量提高，技术外溢减少了碳排放，技术不断进步利于贸易结构的优化。在动态的贸易理论里“技术变化能创造优化产业结构的机会，从而可以推动贸易发展模式的转型和升级”［12］。综上，我国CO2的排放量不仅受到经济规模扩大的影响，还受到贸易的结构效应和技术效应的影响，技术效应有利于提高环境的质量水平，而结构效应加剧了环境污染。因此，在对外贸易不断扩大的同时，有必要采取适当的有关环境保护和低碳经济的管制措施，完善贸易政策，使环境质量不断提高，达到经济、环境可持续发展的双赢结果。实证分析说明一国的出口贸易模式受到产业构成和技术发展层次的影响，在发展低碳经济的潮流中我们可以此为指导提升我国的出口贸易水平和结构，不断推动可持续发展。与其他研究结果的比较分析将本文研究结果与杨静和李斌、彭星［13］的研究结果进行对比得到表2。对以上研究结果的比较做如下总结:一方面，相同点是技术效应都为正，有利于环境质量改善，结构效应都为负，会增加碳排放，不利于低碳贸易的发展。另一方面，不同点是规模效应的系数符号不一样:杨静的结果为负，李斌、彭星和本研究的结果为正;并且，由表中三种效应在模型里的系数大小可知，杨静的结果中结构效应影响最大，本研究中技术效应的影响最大，两者的结果中规模效应的作用都最不显著，而李斌、彭星的研究结果中规模和技术效应的影响系数绝对值相同，结构效应不明显。上述不同点的原因分析如下:第一，构建的模型结构和变量的选取不同。前两者以环境库兹涅茨曲线假说理论作为基础，引入产业结构变化、贸易规模变化和技术水平变化来构建贸易对碳排放的影响模型，设置的影响变量只有三个，且模型中规模效应是二次项［11］;而后者在分析碳排放的效应中参考了泰勒和科普兰建立的环境污染需求与供给模型，从国际分工和全球价值链的角度构建出一个“考虑了FDI的碳排放需求和供给模型”［13］。其规模效应是一次项，设置的影响变量有五个，引入了外商投资的变化和全球价值链效应。第二，选取的样本区间不同。杨静的样本区间是2002～2008年，李斌、彭星的样本取自1991～2010年的时间序列数据，本研究的样本区间是2001～2010年。我国在2001年12月11日正式成为WTO的成员国，贸易自由化的进程进一步加快，贸易发展迅速，出口额在世界出口总额中所占的比重也不断上升。且加入WTO后的7年间，CO2排放量也增长了一倍。李斌、彭星的研究数据从1991年开始，横跨了2001这一年，而其他两篇文章选取的样本区间都是在加入WTO之后。而且2008年发生的金融危机给全球带来了深刻的影响，“据海关总署的数字统计，2008年是我国加入WTO七年来对外贸易进出口速度首次低于20%，2009年1月份的外贸进出口数据显示比去年同期下降了29%”。除了贸易规模的变化外，金融危机也带来了产业进步的浪潮，在应对危机的过程中，发达国家主张的“智慧地球”、“再工业化”等发展理念使高耗能、高污染的传统产业优势受到了削弱，战略性新兴产业成为发展的趋势，这些都会影响到计量模型中结构效应和规模效应等相关变量数据的计算。
4结论与建议
出口贸易一方面促进经济飞速增长，另一方面也导致碳排放大量增加，浪费资源、破坏环境，我国CO2的排放量不仅受到经济规模扩大的影响，还受到贸易的结构效应和技术效应的影响，技术效应有利于提高环境的质量水平，而结构效应加剧了环境污染。如今低碳经济已成为公认的发展潮流，政府和出口企业都要抓住机会，互相配合，尽快实现外贸发展模式的转型，注重经济水平“质”的提高，实现可持续发展。
4.1优化出口商品结构，减少碳排放量
第一，重点支持和鼓励知识、技术密集型产业产品的出口。首先以绿色机电产品为主，如节能电器、无氟空调，着重发展成套设备出口和成熟技术;其次是发展科技含量高的新兴产品，如通讯、计算机、航空航天、新能源、生物工程等方面产品的出口。第二，减少出口工业制成品中高排放、低附加值的产品。对于金属冶炼、化工、炼焦煤气及石油加工、建筑材料、纺织及皮革制造等部门提高关税、取消出口退税、适当征收产品污染费和环境税、提高排污许可证的发放标准，从而限制该行业生产及大量出口。
4.2提升国内产业结构，发展低碳产业
第一，必须促进加工贸易的技术进步和转型升级，进行加工深度的发掘，引导促进产业链的延伸，提高设施水平，引入环境友好型加工贸易;鼓励和扶持加工贸易向中高端产品发展，提升加工贸易形式，提高加工深度，向进口原料加工及深层次加工转变［12］。第二，大力扶持和发展现代服务贸易。服务业可以产生较少的温室气体排放，能耗低，容纳的就业量大，对GDP贡献较高。因此要不断优化服务贸易的出口结构，大力发展技术和知识密集型、高附加值的服务出口项目，如金融、保险、咨询、通讯、现代物流、电子商务等，促进出口服务业层次的提升，向纵深化和新领域发展。
4.3提高低碳技术水平，增强国际竞争力
内容摘要：外商直接投资和出口是造成当前国内区域经济增长差距的重要原因。本文分析了外商直接投资和出口促进经济增长的主要路径和外商直接投资的贸易效应，运用计量方法，选取1990-2008年河南省的年度时间数据，检验了FDI、出口贸易和国内生产总值之间的相互关系，对FDI、出口的经济效应以及FDI的贸易效应进行分析。在FDI、出口和全省GDP的时间序列都为一阶单整序列且存在显著协整关系的基础上，建立协整方程和基于向量自回归方程的因果检验，实证结果表明出口和经济增长具有显著的双向因果关系，且出口乘数效应明显；而FDI的产出效应和贸易效应均为负，因果检验表明只存在由出口到FDI的单向因果关系。本文最后总结上述结论的经济意义并提出相关政策建议。
关键词：外商直接投资 协整分析 贸易效应
改革开放以来的我国经济增长动力突出的体现在出口推动型和引进外国投资两个方面。一方面出口的快速增长是中国经济增长的重要引擎之一，通过对外贸易，使我国经济、技术与世界的联系更加紧密，融入一个开放的全球经济体系中；另一方面是金融领域中的资本流入，外资弥补了中国在经济起飞阶段的资本“缺口”，促进了实体经济的增长。随着我国对外开放的不断深化，对外贸易和资本流动也与区域经济发展日益紧密相关，研究区域经济发展中外国直接投资（FDI）、出口和经济增长关系具有重要意义。
国内有关FDI、出口与经济增长的研究主要集中在对我国整体改革开放以来的检验，针对区域经济的相关研究较少，而且主要是以沿海发达地区作为研究对象，很少有针对中部欠发达地区的相关研究，河南省是我国中部地区重要的经济大省、传统农业大省和迅速发展的新兴外向型工业大省，是国家实施中部崛起战略的重要腹地。河南省的GDP总量近10年一直保持在全国前列，按当年价格计算，从1990年的934.65亿元增长到2008年的18407.78亿元，年均增长18%，高于全国同期国内生产总值16.7%的年均增长率。由于河南地处我国中部核心区域，陆路交通纵贯东西南北，是东西部经济联系的重要纽带，在承接东部产业转移、转变我国总体经济增长方式、提高经济增长质量和效益上都具有关键作用。在经济发展的初期，依靠出口拉动和投资驱动型增长方式实现快速增长的目标非常重要，进一步扩大出口贸易和吸引资本流入对经济增长具有不可忽视的作用。随着我国对外开放的不断深化，对外贸易和资本流动也与区域经济发展日益紧密相关，研究区域经济发展中外国直接投资、出口和经济增长关系具有重要的实际意义。
国内外研究综述
新古典增长理论认为，外国直接投资通过各种方式，如建立新工厂、购置机器设备等增加了东道国的资本存量，成为资本形成的一种重要来源，通过增长社会的总投资直接影响到经济增长。另外，如果外国直接投资通过技术革新提高了东道国的生产水平，则会改变东道国经济的生产可能边界。内生增长理论强调技术研发的重要性、人力资本积累和外部性的作用，认为跨国公司必须依靠某种专有权优势来同当地企业展开竞争，这些优势包括更为先进和有效的技术、广阔的市场渠道、较高水平的管理技能以及较雄厚的资本实力等。由于这种专有权优势在东道国的运用，本土企业通过与跨国公司之间的竞争与合作，在“干中学”和“看中学”的过程中获得先进的组织、管理经验，促进了技术更新，提高了国内资源的配置效率。内生增长理论认为溢出效应将会使东道国公司受益并促进经济增长。
内生增长理论也为国际贸易对经济的长期增长关系提供了更加严格的理论基础，认为技术创新和进步、人力资本以及外部制度是推动生产率增长的核心因素，但对外贸易可以通过提供更广阔市场、更为频繁的信息交流和更加激烈的竞争而促进一国的创新活动和技术进步，进而促进该国经济增长。贸易具有极强的外部性效应，贸易开放度的增加不仅允许更加有效率的厂商进入到出口市场，而且出口厂商会通过管理模式和改进的生产技术对非出口厂商的生产率产生正的影响。另外，贸易开放也会通过提高国内的资源配置效率的途径来实现经济增长。
有关FDI和出口之间的关系，即FDI的贸易效应问题是比较复杂的。外国学者一般认为外资的增长会导致一国或地区出口增加，即贸易效应。包括为东道国和母国之间创造更多的贸易机会，使贸易在更大规模上开展；FDI所带来的后续支持性活动进一步促进和增加了贸易机会；在对东道国的市场渗透的基础上对第三国市场的拓展所带来的市场扩张效应等。Markusen et al.（1996）和Markusen（1997）按投资动机把FDI分成水平型和垂直型，垂直型FDI会对出口产生正效应，具有出口拉动型特征，而水平FDI会在某种程度上减少对进口的依赖，具有进口替代作用。
国内学者的研究主要集中在实证研究，黄新飞等（2008）利用多变量VAR模型研究了中国经济增长与出口的关系，认为中国存在出口导向型增长。同时金融领域中的资本流入，即跨国公司在华的大量投资，FDI弥补了中国在经济起飞阶段的资本“缺口”，促进了实体经济的增长；白雪梅（1999）认为FDI通过产生诱导性国内需求，会对国内相关产业的投资、产出和就业等产生乘数效应。近年来，国内学者也逐渐开始认识到FDI在促进经济结构转变中的作用、FDI的不均衡性以及FDI区域性特征等问题。严兵（2006）采用ECI指数对FDI与中国东、中、西部地区的出口竞争力关系进行实证研究，认为外资显著地提升东部地区的出口竞争力，对西部地区的影响并不显著，甚至对中部地区产生一定的负面影响。可能的原因是，一方面FDI的地区流向与行业流向都是为了获得新的竞争优势；另一方面，外资企业出口的外溢效应对内资企业的出口产生了推动作用。目前针对我国区域FDI与出口贸易关系的研究的代表性结论，是东部地区的FDI对出口有显著的贸易创造效应，中、西部地区其贸易创造效应不显著（王少平、封福育， 2006）。
本文主要研究河南省出口贸易与FDI的相关性程度，以及在其他解释变量包括国内投资和劳动力等因素不变的情况下，在内生出口增长模型中，FDI对河南省出口创造效应以及FDI、出口与经济增长的关系。国内有关FDI、出口与经济增长的研究主要集中在对我国整体改革开放以来的检验，针对区域经济的相关研究较少，而且主要是以沿海发达地区作为研究对象，很少有针对中部欠发达地区的相关研究。由于各种原因，包括样本选取的不同，特别是时期选择的不同，研究方法和数据处理的差异等等，使已有的研究结果并不一致。
实证分析
在实证分析中，由于各种原因，包括样本不同、时期选择的不同、研究方法和数据处理的差异等等，使已有的研究结果并不一致。与已有研究不同，本文选取的时间区间为1990-2008年，因为20世纪90年代至今是我国国内生产总值在出口拉动政策和大力引进外商投资的背景下实现快速增长的阶段，在数据的处理上，使用经物价调整的国内生产总值，以排除货币性因素的干扰。
（一）河南省利用外资水平及出口规模
河南省的GDP总量近10年一直保持在全国前列，按当年价格计算，从1990年的934.65亿元增长到2008年的18407.78亿元，年均增长18%，高于全国同期国内生产总值16.7%的年均增长率。实际利用外资额从1990年到2008年增长了380多倍，年均增长39.19%，远高于全国19.97%的年增长率。1990年河南省出口总额为8.67亿美元，到2008年上升为107.12亿美元，增长了11倍，年均增长14.99%，全省外商投资企业出口额由1992年的2802万美元增加到2008年的17亿美元。
全省外商投资企业出口总额保持了稳定的增长，但外资企业出口占全省出口的比重却在不断下降，从1998年的20.8%下降到2008年的16 %，河南省外商投资企业的贸易差额在1998年之前一直处于逆差状态，1998年之后外商投资企业的外贸实现顺差，此后占全省外贸顺差的比重处于区间波动状态，从1998年的3.9%上升2006年的10.5%，2008年又回落到了5.6%。外商投资企业的固定资产投资额占全省工业固定资产投资额的比重从1998年以来达到了10%以上，最高的2002年达到34.9%，2006年以后由于金融危机的原因外商投资企业的固定资产投资占比出现了一定的下降。但外商固定资产投资占全社会固定资产投资的比重却比较低，2008年仅为3.2%。
这些数据表明，由于经济结构调整，外商投资结构和贸易结构的变化等因素作用，河南省外商投资企业在全省外贸出口中的比重和对全省外贸顺差的作用都处于一个相对比较低的水平，并且连续出现下降的趋势，外商直接投资的贸易效应和对经济增长的拉动作用值得深入研究。外商投资企业的固定资产投资已经成为全省工业固定资产投资的重要组成部分，对全省的工业生产和制造业投资增速具有举足轻重的作用，但仍然具有很大的波动性且占全社会固定资产投资的比重仍然偏低。
（二）实证分析
1.数据来源与处理。在经济计量分析中，把水平变量作对数变换，数据既会有一些良好的特性，同时还不会影响变量之间存在的协整关系。本文研究所用原始数据包括国内生产总值、出口贸易额和实际利用外商直接投资额。经物价指数调整后的序列记为gdp、fdi和exp，自然对数记为Lgdp、Lfdi和Lexp，自然对数的一阶差分序列记为Dgdp、Dfdi和Dexp。其中，使用汇率年平均价把国内生产总值转换成美元，物价指数的调整以1978=100为基期，三个内生变量的原始数据及汇率、物价指数均来源于《河南统计年鉴》、《中国统计年鉴》各期。使用的计量分析软件是EViews5.0。
2.单位根检验。为了避免宏观经济变量的不平稳而产生伪回归，首先采用单位根检验来判断数据的平稳性。判断平稳性的方法通常是借助单位根检验（URT），本文采用ADF方法进行单位根检验。检验方程的具体形式可以借助于时间序列的时序图来确定，通过观察三个变量的对数时序图和一阶差分时序图（图略），发现Lgdp、Lfdi和具有类似的时间趋势，这意味着三个时间序列可能具有共同的趋势成分，Lgdp与Lfdi、Lexp的同期相关系数分别为0.968和0.979，这是它们之间存在协整关系的迹象。另外，从时序图可以确定各个变量ADF检验方程中是否应包括有截距项和趋势项，同时结合各变量单位根检验方程中含有的截距项和趋势项的系数的显著性来进一步确定模型设定的合理性。
由表1可知，Lgdp、Lfdi和Lexp三个变量都是一阶单整序列，不能直接使用传统线性回归分析，而应建立它们的协整方程，避免伪回归问题。由于在相对小样本的检验中，Johansen检验相比E-G两步法具有相对的有效性，本文采用Johansen协整检验法，并确定三个序列存在常数项。表2中R代表协整关系的个数，从表中可以看出无论是迹统计量还是最大特征值统计量结果是一致的，均表明了由Lgdp、Lfdi、Lexp三个变量所构成的VAR系统在5%的显著性水平都拒绝R=0，1的原假设，即变量间存在二个以上显著的协整关系，所以上述协整检验具有较高的可信度。
3.经济效应与贸易效应检验。本文选取第一个标准化协整方程，由此可以得到国内生产总值、实际利用外商直接投资、出口三者之间长期均衡关系式：
Lgdp=-0.695Lfdi+1.649Lexp+3.275
（9.64）（-13.21）（-3.47）
括号内为系数和常数项的t值，可以看出Lfdi和Lexp的系数都通过了显著性水平为5%的检验。说明在长期稳定关系中，全省的国内生产总值和实际利用外资、出口额之间存在稳定关系。但是实际利用外资量对经济增长的却是负影响，弹性系数为-0.695。出口的产出乘数为1.649，即出口贸易显著地促进了河南省经济增长，出口每增长一个百分点，全省GDP增长1.649%。另外，在以上单位根检验和协整关系检验中，虽然都具有较高的置信度，但是这三个变量之间的相关关系和长期均衡趋势是否构成因果关系还需要进一步进行VAR因果关系检验。
在外商直接投资与出口都是一阶单整序列的基础上，建立二者的协整关系检验及协整方程，见表3。在5%的显著水平上二者之间存在一个协整关系，取第一个协整向量，二者的长期均衡关系为：
Lexp=-0.62Lfdi-4.49
（-14.35） （-10.89）
括号内的t值表明二者均显著，可以看出，在长期关系中，外商直接投资与出口额呈现的是负相关关系，即外商直接投资增长一个百分点，出口下降了0.62%，这种结果与上述三变量之间的协整方程是一致的，从二者的时间图上，我们发现，在1990年到1998年之间，外商直接投资是呈上升趋势，特别是1993年之前，迅速上升到一个新的高度，之后保持平稳增长，1998年之后由于亚洲金融危机的影响，外商直接投资开始下降，2001年之后开始恢复性上升。而出口在1990年到1999年之间却是逐年下降，1999年之后开始进入上升通道。所以在研究区间里大部分时间二者是相背离的。
4.VAR模型和格兰杰因果检验。在格兰杰因果关系检验中，笔者利用变量的p级滞后值建立VAR（P）模型来确定原变量之间的相互影响。在此，本文应用基于VAR模型的格兰杰检验来判断变量之间的因果关系。系数因果关系的Wald检验结果表明，Lfdi是Lgdp的格兰杰原因，系数为负，Lgdp和Lexp互为格兰杰原因，且呈正相关，结果与上述协整关系标准方程相一致；Lexp是Lfdi的格兰杰原因，但Lfdi并不是Lexp的格兰杰原因。
结论
在出口、外商直接投资与经济增长的长期均衡关系上，三者之间存在显著协整关系，这说明河南省产出水平和出口、外资流入之间的长期均衡关系比较稳定，产出水平和出口额具有相同的变化趋势。出口的持续扩大有力地促进了全省的经济增长，从长期来看，出口对经济增长的拉动作用的弹性系数为1.649%。对于本地区而言，进一步扩大对外贸易在相当长的时期内仍然是促进经济快速发展的紧迫任务和有效途径。GDP和出口具有双向因果关系，说明了出口增长对经济的拉动作用，符合传统出口导向理论，同时也说明经济增长往往会通过制度创新、技术创新、产业结构的优化升级等各种途径为企业出口创造竞争优势，有利于扩大出口。
从协整关系的估计方程可以看出，外资流入规模扩大对全省经济增长长期均衡乘数为-0.695，与出口的长期均衡乘数为-0.62。这一结果与大多数实证结果相反。这与本文选择的研究时期密切相关，在上世纪90年代初，由于邓小平南巡讲话，全国产生了新一轮的开放热潮，河南省吸引外资规模也迅速上升，同时期经济却经历了软着陆和出口量的缓和下降，1999年之后出口逐年上升，而外商直接投资直到2002年才开始增长。但是并不能排除外商直接投资对河南经济增长作用的不显著性甚至负面作用，河南省利用外商直接投资的投向主要集中于制造业（60%以上）、房地产业、能源行业，在基础设施建设、信息技术、科学研究等领域比例较低，明显存在着投资结构单一化、产品附加值低、资源消耗量大、溢出效应不明显等问题。由于协整检验方程中外商直接投资和出口负相关，所以外商直接投资企业的出口拉动效应不明显，而且由于外资企业在技术、产品和市场方面的竞争优势形成了对内资出口企业的“挤出效应”。
VAR模型和因果关系检验显示，外商直接投资与出口之间不存在双向因果关系，出口是外商直接投资的因，而外商直接投资并不是出口的因，这一结果与大多数国内研究相吻合，说明外商投资企业并没有显著提升本地企业的出口竞争力水平，可能是在豫外商投资企业以水平型为主，主要服务当地市场，同时外商投资企业的出口部门和本地出口企业之间不存在明显的技术和贸易溢出效应。全省出口和国内生产总值之间存在着双向因果关系，全省出口贸易发展迅速，目前全省出口额占到国内生产总值的5%左右，且有不断上升的趋势，出口促进经济增长的作用明显。
利用外资的规模和质量在地区经济发展中的作用日趋明显，我国东部地区是直接投资溢出效应的最大受益地区，直接导致东部地区与中西部地区经济发展差距的迅速扩大。河南省必须进一步提高外资在全社会固定资产投资中的比重，除了继续营造良好的市场投资环境，更新传统招商引资理念以外，应重点引进技术应用性强、合作潜力大、有利于提高出口竞争力的外商直接投资企业。应以吸引技术型的外商独资企业为主，加大对外贸企业技术创新的支持，使更多的内资企业由技术引进型发展向技术创新型发展转变。调整丰富出口商品结构，提高档次，注重品牌价值，培育“龙头”出口企业和“拳头”出口商品，强力推进产品的深加工，由初级产品出口大省向附加值、高科技含量产品出口大省转变。
参考文献：
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3.王少平，封福育.外商直接投资对中国贸易的效应与区域差异：基于动态面板数据模型的分析[J].世界经济，2006（8）
4.黄新飞，张娜基.基于VAR模型的中国出口导向经济增长假设检验[J].财贸研究，2008（2）
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6.白雪梅.我国对外开放与经济增长因果关系的实证研究[J].数量经济与技术经济研究，1999
一、总量效应分析
FDI对我国外贸总量的效应可分为直接效应和间接效应两种：
1. FDI对我国外贸总量的直接效应反映在外资企业进出口额的快速增长，及外资企业进出口额在我国对外贸易总量中所占份额的迅速提高上。随着外商以独资企业、合资企业、合作企业、并购等直接投资方式的大量涌入，外资企业遍布全国，外资企业的进出口额由1983年的16.13亿美元上升到2003年的2896.37亿美元，在我国对外贸易额中所占的份额相应由1.42%上升到54.70%。由此可见，外商投资企业已成为我国进出口贸易的重要力量。
2. FDI对我国外贸总量的间接效应表现在四个方面:其一是贸易替代效用，即一种商品可以通过贸易或投资方式进入一国市场，如果选择了投资，则可能会替代贸易。替代贸易的条件是:C+A，<C+M(其中C代表投资国国内生产的正常成本;；’表示东道国生产的正常成本;从代表投资国的出口销售成本包括运输、保险和关税等;A’表示在国外经营的附加成本，D’表示各种风险成本，包括泄露技术秘密、仿制等）时，便通过直接投资，在国外建立子公司，因为它较出口有利;在C+A’<C’+D’时，也要在国外建立子公司，因为它比转让许可有利;其二是贸易创造效应，FDI可以在母国和东道国之间创造新的贸易机会，使贸易在更大规模上进行;其三是贸易补充效应，FDI往往带来维修等后续的支持性活动的发展，从而促进和增加贸易机会;其四是市场扩张效应，FDI实现的生产扩大，既会加深对东道国的市场渗透，也会进一步拓展新的第三国市场。利用下式（1)(2)(3)可知，FDI的流量和存量均与我国进出口贸易高度相关，尤其是其中上一年FDI的累积额与我国的出口总额相关性较强，这进一步证实了FDI对我国进出口贸易的促进作用。
对我国1983年一2003年期间各年的进出口总额(TV,)、出口总额(EX,)、进口总额（IMt)分别与相应各年的FDI额(FDZ)及相应上一年的FDI存量额(AFDI,-.)作回归分析（单位为亿美元)，可得如下结果：
模型(1)、（2)、（3)下第一行括号内为回归系数的T检验值;t为各年；
与1983年一1991年时期相比，虽然1992年一2003年时期外资企业进出口额在全国进出口额中所占比例逐年上升，但FDI流量与全国进出口贸易的相关性却呈下降趋势，而FDI存量与进口总额及工业制成品进口额的相关系数又略有上升。这表明随着我国对外资企业产品出口政策调整，其产品的出口导向和进口替代倾向趋于减弱。同时，FDI带动的工业制成品进口增长幅度较大，这种现象在我国开放型初期阶段是正常的。
二、结构效应分析
FDI对我国进出口商品结构的影响是通过技术的溢出效应实现的。所谓技术溢出效应，是由于FDI企业的进入和存在引起当地企业技术上的改进和劳动生产率的提高。工业增加值率是衡量工业加工水平及技术含量的重要指标。增加值等于总产出减去中间消耗，中间消耗包括物质消耗和劳务消耗，在产出水平既定的情况下，增加值的增加（减少)取决于中间消耗的减少(增加）；实现产品由粗加工向精深加工转变，增加产出水平、减少中间消耗是提高工业增加率的基本途径。FDI企业的增加值率在各种经济成份中的位次普遍偏后，即增加值率较低，定性地分析其根源，有以下两方面：
1.引进外商投资并未取得国外最先进的技术。根据国际投资理论中美国哈佛大学教授蒙德’弗农(Raymond'Vemon)于1966年提出的产品生命周期理论(TheProductCycleTheory)外商投资中技术的扩散往往最先转移的是处于成熟期以后产品的技术，其次是处于成熟期产品的技术最后是处于成长期产品的技术。也就是说，由于成长期之前的技术往往是最新、最先进的技术，外商为了谋求技术垄断的收益，它不可能将最先进的技术拱手相让。基于这一原因，FDI在中国的技术可能是成熟期产品的技术甚至是将被淘汰的技术(如图1所示)。
图1上部为技术创新国，下部为技术模仿国。此图说明：在T0创新国用新技术生产新产品，T,时开始出口，Ti时达到出口高峰，T3时出口为0，之后开始进口；模仿国在T1’时开始进口，乃’时开始生产，T3’时达到自给，之后开始以低成本出口。这种
低成本出口能带来出口贸易额的增加，是由工业制成品的高需求价格弹性来实现的，即价格的少量降低会引起其需求量的大幅度增加，这也是FDI多发生在制造业的原因。
2.跨国公司通过在境外直接投资把国际贸易从产业间与产业内的贸易进一步发展成为公司内的贸易。这种贸易通过公司内的转移定价来完成，因此其贸易过程一般不受国际市场竞争价格的影响，目的是获得最大的利润。外商投资企业为了谋求利润最大和税负最低，采用高进低出等手段转移利润，如高报进口设备和原材料价格，浮报境外费用，提高贷款利率等，人为地扩大中间消耗，必然会降低增值率，以使交给东道国的所得税较少，损害了东道国的利益，但却通过这种转移定价将利润转移到其他的子公司中去。
对我国1983年一2003年期间各年的工业制成品的出口额(EXMt)及进口観IMMt)和初级产品的出口额(EXS,)及进口额(IMS,)分别与相应各年的FDI额(FDI,)及相应上一年的FDI存量额(AFDI,->)作回归分析（单位为亿美元)，可得如下结果：
模型中，AFDI,_1的系数未通过检验，但EXSt与AFDIt_1的皮尔逊相关系数为0.825(1983年2003年)，这说明二者的相关度还是较高的。
模型中的的系数仅在0.175水平上显着，但IMS,和FDL和的皮尔逊相关系数为0.855(1983年一2003年)，这说明二者的相关度还是较高的。
模型(1)、（4)、（5)表明，每增加1亿美元的外商投资，我国出口将增加1.616亿，其中工业制成品为
1. 441亿美元，初级产品为0.175美元，其边际比例为89.17%和10.83%,这对优化我国出口贸易结构是大有好处的。
模型(2)、（6)、（7)表明，FDI每增加1亿美元，我国的进口就要增加1.359亿美元，其中工业制成品为1.210亿美元，初级产品为0.149亿美元，其边际比例分别为89.04%和10.96%,这说明FDI的增加在初期会促进商品特别是工业制成品的进口其主要原因是外商投资初期要从国外进口大量机器、设备。近年来，外商企业在进口总额中的比重逐步提高，在我国进口总额中的份额，1998年达到最高54.71%。如果考虑到外资所带来的贸易创造、补充效应及市场扩张效应，其份额还要大。由于FDI大规模的流入带进了大量的机器设备，而外资企业中加工贸易比重又高，“两头在外”的经营模式使我国进口了大量的原材料，促使我国消费型进口结构开始向生产型进口结构转变，非食用原料、矿物燃料、润滑油及有关原料等初级产品在进口中的比重由1990年的64.56%上升到2003年的54.76%,由此可见，FDI提升了我国的进口商品结构。
关键词：国际形势 贸易保护 进出口
2007年下半年以来，国际经济形势发生了明显变化，受美国次贷危机等因素的影响，发达国家的经济增长速度减缓。2009年，各国采取了一系列力度空前的经济刺激措施，世界经济从急跌到企稳回升，开始由衰退走向复苏。2010年世界经济整体将实现恢复性的缓慢增长，估计全球经济增速在3%—3.5%之间。这次经济危机是上世纪30年代大萧条以来最严重的一次，危机后全球经济的快速复苏实现难度较大，发达经济体将进入低速增长期。在这种背景下，我国的外贸出口受到严重影响，表现在出口增长速度减缓，各种贸易壁垒增多等方面。因此，在新的国际经济形势下，我们必须采取有效措施，转变出口贸易增长方式，推动对外贸易又好又快的发展。
一、我国的进出口贸易状况
1.我国出口贸易的增长方式现状
我国采用出口导向型战略，出口数量多，贸易顺差大，从1990年起我国进出口贸易基本连年顺差。由于受欧美经济复苏的节奏较慢以及贸易保护主义抬头的影响，2010年3月份我国进出口贸易首次出现逆差，其中出口1121.1亿美元，进口1193.5亿美元，贸易逆差为72.4亿美元。
2.我国进出口商品结构
从出口来看，据商务部统计，从20世纪80年代开始，我国出口产品结构已经从初级产品为主转变为工业制成品为主。至2006年，工业制成品占出口比重已经上升到了93.6%，达到一个相当高的水平。我国出口的增长主要是由工业制成品出口增长来拉动。货物贸易占据主流，机械加工制造及服装等轻工业出口，处于顺差优势，在金融危机之后，国际需求整体疲软，我国加工贸易面临加强结构调整和转型升级。
从进口来看，中国依赖进口的产品有两大类：一类是石油、铁矿石、铜精粉这三种最重的工业原料对外依存度相当之高；一类是大豆、食用油这两大类农业产品对外依存度非常高，尽管中国这五大资源性产品产量位居世界前五前，却仍需大量进口。且随着我国转变经济发展方式步伐的不断加快，对重要资源能源，基础原材料以及大宗消费品、高科技产品的进口需求仍将延续快速增长势头。目前我国正在调整优化进口贸易结构，促进我国进出口贸易健康发展。
二、当前国际经济形势下我国进出口贸易的调整措施
1.降低国内企业对外贸的依存度，积极扩大内需
我国商品出口的一个显著特点是对国外市场过度依赖。如对美国的家具出口占到我国家具出口总额的60%。引起了美国相关部门的警惕，因而对中国的出口便开始以各种方式进行限制。企业在发展外向型经济的同时，应更加注重国内市场的开拓，注重内需的发展，以减少国民经济增长对外贸的依赖，弱化世界经济起伏动荡对中国经济的不利影响，从而使得中国经济更加健康的发展。
2.优化出口产品结构，推进贸易创新，形成自主知识产权
长期以来，我国外贸出口在很大程度上依赖生产的低成本，缺少技术创新，深受以美国为首的贸易保护主义措施的影响和危害。改变传统的对外贸易发展方式，提高质量、档次，推进质量追溯体系建设，加强新技术的研制，改善我国出口商品结构，增加高技术产品的出口。制订国际品牌发展战略，培育自有出口品牌，提高商品附加值，推进名牌展会建设，发展自主知识产权。提升中国出口产品的科技含量和创新性是当务之急，关系到中国对外贸易的持续发展。
3.稳定人民币对美元汇率，减弱人民币升值预期，消除汇率传导因素
美国次贷危机加速了美元贬值，使得人民币升值速度有所加快，令中国出口企业处于前所未有的困境。我国外贸出口企业应着力增强其汇率风险意识，增加结算币种，并学会运用更多的汇率避险工具来规避和管理风险，增强消化汇率升值而带来成本风险的能力。
4.大力促进服务贸易发展，注重服务质量
服务业生产效率是一国经济活力的重要因素，发达的服务业为货物贸易的快速发展创造条件和提供了保证。要顺应国际服务贸易快速发展的新趋势，推进服务贸易，大力发展来华旅游、技术转让、金融保险、国际运输、教育培训等领域的国际服务贸易。提高服务，以质取胜，树立产品和服务双重质量的思想，即从重视有形产品质量过渡到既重视有形产品质量，又重视附加在有形产品上的服务、维修、送货等无形产品的质量上，即服务的质量上。
关键词：进出口贸易；经济增长；国内生产总值；最小二乘法
一、引言
改革开放以来，我国对外贸易的发展十分迅猛。进出口总额从1990年的5560.1亿元上升到2014年的264300亿元，仅仅25年间贸易总额就增加了47倍。与此同时，GDP从1990年的18667.8亿元上升到2014年的636463亿元，增加了33倍，首次突破60亿元的大关。进出口总额占GDP的比重，1990年为29.8%，而2014年则达到了41.5%，经济增长对外贸的依赖性越来越大，对外贸易在经济增长中的地位越来越高，经济增长与进出口贸易之间的关系也因此成为经济学者研究的一个热点问题。
然而传统的经济理论告诉我们，国内生产总值按支出法可表示为Y=C+I+G+X-M，这一公式会让我们直观的认为出口增加，GDP也会随之增加，而进口增加则会导致GDP下降。实践中经济增长与进出口贸易真的只是这样简单的关系吗？进出口贸易对经济增长到底有多大的推动作用？经济增长是与进口额还是出口额亦或是净出口额有关？本文将通过实证分析来回答这些问题。
二、 研究文献综述
国内外关于进出口贸易与经济增长关系的相关研究非常多。张世晴（2009）基于1978～2007年的相关数据，采用HP滤波以及协整分析方法来研究进出口贸易总额与我国经济增长之间的关系，结果表明在反映对外贸易对经济增长的推动作用时，使用进出口贸易总额这一指标比单纯的出口额、进口额、净出口额指标更为恰当；刘秀梅（2013）利用我国1990～2011年的相关经济数据，通过SPSS软件对我国的GDP与出口额、进口额、净出口额分别进行回归分析，指出GDP与进出口总额的相关性较大，进出口贸易与经济增长的关系主要体现在对外贸易总额上，而不是单一的出口或净出口；张兵兵（2013）运用回归模型以及CF滤波分析等方法，根据1952～2011年的数据进行研究，指出只有出口总额与GDP增长有显著相关关系，只有出口是促进我国GDP增加的正向因素；周建萌（2012）采用格兰杰检验和协整检验方法进行研究，指出短期内进出口总额与GDP之间的关系不显著，但从长期来看对外贸易总额对GDP的影响显著，而GDP对外贸总额的影响不显著。
综上所述，现有文献多侧重于研究出口或净出口对GDP的作用，而研究进口额对经济增长的文献则较少，将四个指标集中在一起进行分析的更是少之又少。本文将基于我国1990～2014年的经济数据，采用最小二乘法分别对这四个指标与GDP之间的关系进行回归分析，从而更准确的说明我国对外贸易与经济增长之间的关系。
三、对外贸易与经济增长关系的理论基础
早在19世纪古典经济学的产生时代，贸易在一国经济发展中的地位就受到了极大的关注。英国古典经济学家亚当・斯密最早提出了自由贸易可以提高世界资源配置效率。约翰・穆勒指出贸易具有两种利益，即直接利益和间接利益，直接利益表现在通过国际分工，可以使生产资源向效率较高的部门转移，从而提高经济的产出和实际收入，此外通过贸易还可以得到本国不能生产的原材料、设备等；间接利益表现在通过专业化分工推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率，同时通过进口造成新的需求，刺激储蓄的增加，加速资本积累。
之后也有很多经济学家进一步研究了贸易对经济增长的作用。罗伯特逊指出“贸易是经济增长的发动机”的命题，认为贸易对经济增长具有很大的拉动作用；纳克斯对这一命题进行进一步的深入研究，指出较高的出口增长率可以通过多种途径来带动经济的增长。
四、我国进出口贸易与经济增长关系的实证分析
1990～2014年间，我国的进出口贸易总额与GDP基本呈逐年增长的趋势，个别年份虽有波动但波幅较小。直观的来说，GDP增速比对外贸易总额增速要快得多，并在2014年突破了60亿元的大关，但理性分析之后可以发现，进出口贸易总额占GDP的比重在逐年提高，由1990年的29.8%上升到2014年的41.5%，对外贸易对经济增长的影响越来越大。
1. 变量选择与数据来源
本文在假定其他因素对经济增长的影响不变的前提下，采用GDP来衡量经济增长，用Y来表示，作为被解释变量。出口额、进口额、净出口额和进出口总额这四个指标为解释变量，分别用X1，X2，X3，X4来表示。然后搜集相关年份的GDP以及贸易数据，数据来源于1990-2014年的《中国统计年鉴》。
2. 模型建立与分析
本文用Y表示GDP，以此衡量经济增长，作为被解释变量，用X1，X2，X3，X4分别代表出口额、进口额、净出口额和进出口总额这四个指标，建立各自的一元线性回归模型：Y=a+bX（i）+e，i=1，2，3，4.其中a为常数项，b为各个变量的回归系数，e为误差项，服从正态分布。运用Eviews7.2软件进行回归，结果如表1。
（1）GDP与出口总额
对解释变量进行显著性检验，其中t=21.80825，p值小于0.001，F=475.6，方程的各个系数均可以通过显著性检验，且系数为正，调整后的R平方=0.951865，说明模型的拟合优度较高，表明我国GDP与出口额之间具有很强的正相关性，出口额每增加1个单位，GDP增加3.756786个单位。
（2）GDP与进口总额
传统的经济理论告诉我们，进口增加会导致GDP下降，然而从另一种角度来说，进口能够弥补国内所缺乏的资源，节约生产成本，提高资源利用效率，从而对经济增长有积极的作用。GDP与进口总额究竟存在怎样的关系？
其中t=23.68115，p值小于0.001，F=560.7970，各个系数都可以通过显著性检验，且系数均为正，调整后的R平方=0.958890，说明模型的拟合优度很高，表明GDP与进口总额之间也存在极强的正相关性，进口额每增加1个单位，GDP增加4.380834个单位，否定了进口增加会导致GDP下降这一说法。
（3）GDP与净出口额
净出口额=出口额-进口额。
（4）GDP与进出口总额
从以上回归可以发现，GDP与出口总额和进口总额之间都存在很强的相关性，因此与进出口总额的相关性也应当很强。为了进行验证，本文对GDP与进出口总额也进行了简单的回归。
其中t=23.00874，p值小于0.001，F=529.4023，调整后的R平方=0.958364，各个系数均通过显著性检验，而且模型的拟合优度很高，表明GDP与进出口总额之间存在极强的正相关性，进出口贸易总额每增加1个单位，GDP增长2.025368个单位。
综上我们可以发现：出口额、进口额以及进出口总额与GDP增长之间都存在很强的相关性，而净出口额与GDP之间的回归方程拟合优度较差，两者的相关性较弱。因此，我国进出口贸易与经济增长之间的关系主要体现在进出口总额上，而不是由单一的净出口或出口总额所决定。
五、结论与政策建议
回归结果表明，进口额、出口额以及进出口总额与我国的经济增长之间都存在很强的相关性，而且各项系数均为正数，表明无论是出口还是进口，对我国经济增长都具有显著的正向影响。出口额每增加1个单位，GDP增加3.756786个单位，进口额每增加1个单位，GDP增加4.380834个单位。单纯认为进口增加会导致GDP下降的观点缺乏实证依据的支撑，我们应该重视进出口总额对经济增长的促进作用。
传统的观点认为出口越多越好，这固然可以促进我国GDP的增加，但是通过回归分析我们发现进口总额的增加对GDP也有很强的推动作用，因此我国应该坚持进口与出口并重的外贸策略，不能一味的只强调出口，而应保证进出口贸易平衡发展，此外政府部门应规范对我国对外贸易的管理，减少对进口的人为干预，在保护国内市场免受外国干扰的同时，适度扩大资源相对稀缺、缺少相关技术的产业的进口，充分发挥进口的技术替代效应，从而推动我国经济的增长。
参考文献：
[1]刘秀梅，尤佳，等.进出口贸易与中国经济增长关系的统计分析[J].曲阜师范大学学报，2013（04）.
[2]张世晴，陈文政.进出口总额与GDP增长的联动关系――基于1978-2007年数据的分析[J].财经科学，2009（12）.
[3]张兵兵.进出口贸易与经济增长的协动性关系研究――基于1952-2011年中国数据的经验分析[J].国际贸易问题，2013（04）.
[4]周建萌，陈瑶.中国进出口贸易对GDP影响的实证分析[J].企业导报，2012（16）.
关键词：经济增长；出口贸易；单位根检验；协整检验Granger因果关系检验
一、回顾与评论
随着世界经济全球化、中国加入WTO，对外贸易无论是在资源配置及有效利用、增强国际经济文化交流等方面所起的作用，还是在对经济增长方面所起的作用都日益突出起来，尤其是出口贸易对一个国家经济的作用，吸引了众多研究者的广泛兴趣，从而出口导向经济增长的假设命题应运而生，并在近20年来出现了大量的有关这个问题的研究。一些利用跨国(地区)的截面数据所做的研究基本上都支持ELG假设，但对单个国家的时间序列样本数据所做的研究结果却并非如此，如Chow(1987)利用Granger因果检验法对7个国家做了检验，结果发现只有3个国家存在出口与增长之间的因果关系，这些差异引发了人们对所使用检验方法的有效性及研究结论的可靠性的思考，而且国内已有的研究大多是运用基于OLS下的传统计量经济模型来具体测算出口贸易对经济增长的影响，这样做没有进行数据的平稳性检验，其结果可能会产生“伪回归”现象；另外，传统的计量经济模型是假设变量间具有长期的均衡关系，对建模者来说，主要是根据经济理论来选择变量、确定变量间的关系形式，这带有很强的主观性和随意性。针对上述不足，本文将作如下改进：(1)首先对数据进行平稳性分析，再进行协整分析，从而避免了伪回归；(2)运用协整理论(Enger and Granger，1987)、Granger因果检验法，建模前不先设定经济变量之间的模型结构，而是让数据生成过程去表现变量之间的关系，从而使研究结果更加稳健，以此对出口贸易对我国经济增长的影响进行深入的分析。
二、出口贸易对经济增长影响的实证分析
(一)出口贸易对经济增长影响的双变量分析
1．双变量平稳性分析
本部分分析用的原始数据来源于《中国统计年鉴》各年，为了消除价格因素的影响，需要对数据运用GDP缩减指数进行调整，得到以1978年价格为基期的实际国内生产总值(AGDP)和实际出口额(ACK)(由于篇幅所限，数据在此略去)，研究期间定为1983-2003年。
同时，为减少序列的波动，再对AGDP和ACK做自然对数变换，最终得到附表1中的LAGDP和LACK。用Eviews软件对数据进行单位根检验。
原序列LAGDP和LACK都是非平稳序列，而一阶差分序列均已平稳，故可判定LAGDP和LACK均为一阶单整的序列。
2．双变量的协整分析
由上面平稳性分析可知，LAGDP和LACK序列满足协整分析的条件，对它们进行普通最小二乘回归，得结果：
LAGDP＝4.974495＋0.593354LACK
并得到回归方程的残差序列e，对该序列进行单位根检验。
残差序列的单位根检验在5％的显著性水平下，该序列存在单位根的原假设被接受了，说明它是非平稳的，也就是说LAGDP和LACK不存在协整关系即不存在长期的动态均衡关系。
由于影响经济增长的因素是复杂多样的，而在前文的分析中撇开了其它变量对经济增长的影响而就只对LAGDP和LACK进行普通的线性回归，其结果就可能导致“伪回归”，所以该结论只能是一个初步的结论，本文将在后文结合多变量的协整分析来得出进一步的结论。
3．Granger因果关系检验
在前文的双变量的协整检验中，得出LAGDP和LACK不存在协整关系的结论。那么出口贸易和经济增长二者之间是否存在因果关系?可以进行Granger因果关系检验。
在10％的显著性水平下，ALAGDP不是ALACK的Granger原因的假设被拒绝了，但是不能拒绝LACK不是LAGDP的Granger原因的假设，也就是说在双变量的Granger因果关系检验中不支持“出口导向经济增长”的假设命题。
(二)出口贸易对经济增长影响的多变量实证分析
以上分析只考虑了经济增长和出口贸易两者的关系，但整个经济系统非常复杂，各种经济因素相互影响、相互作用，出口贸易对经济增长不仅存在直接影响，而且还存在间接影响，这种间接影响不一定能通过Granger因果关系检验反映出来。所以如果撇开其它变量而仅仅就它们两者的关系进行实证分析并得出结论，这种结论不一定可靠，可能有时得出的甚至是错误的结论。为全面准确考察经济增长与出口贸易之间的关系，另外引入FDI(外商直接投资)、INV(国内固定资产投资)、CONS(社会消费品零售总额)三个变量以反映投资、消费两个方面对经济增长的影响，用五个比较有代表性的指标采用协整分析、Granger因果关系检验等方法全面综合考虑出口贸易对经济增长的作用。
本部分分析用的数据来自《中国统计年鉴》各年，由于该组数据是季度数据，或多或少都含有季节变动因素，为剔除这种因素的影响，就要对数据进行季节调整，运用移动平均季节乘法方法处理季节变动因素的影响(易丹辉，2002)，得到调整后的数据(数据略去)。
1．平稳性分析
对季节调整后的序列GDPSA、FDISA、INVSA、CONSSA和CKSA运用ADF检验法进行单位根检验。
在5％的显著性水平下，所有变量都不能拒绝有单位根的原假设，而一阶差分后，所有变量都拒绝有单位根的原假设，即一阶差分后的序列是平稳的，也就是说它们都是一阶单整的序列。
2．Granger因果关系检验
在前面我们对出口贸易和GDP做了双变量的Granger因果检验，在此我们把多个变量引入VAR系统，作为一个整体来考虑出口贸易与经济增长之间的关系。
从表5我们可以看出，在10％，的显著性水平下，两个原假设都被拒绝了，认为出口贸易与经济增长存在双向因果关系，也就是说它们之间相互作用、相互影响；但是由前面的双变量的Granger因果关系检验可知，其结果并不支持“出口导向经济增长”的假设命题。这两个结果是否相互冲突?如果不相互冲突，那我们又如何理解这种差异呢?仔细观察和分析我国历年来出口产品的实际情况，这两个结果其实是不冲突的，恰好说明我国现阶段实行的并不是完全意义上的出口导向策略，也就是说出口对经济增长有导向作用，但是这种作用目前还不是十分显著。造成这种现象的原因主要有以下两个方面：
首先，我国出口的扩大对经济增长的主要作用依赖于对闲置资源的利用。我国初级产品出口基本上符合市场调节机制，具有一定的竞争力和比较利益，因此我国出口的增长可以获得贸易利益并可为剩
余资源找出路，对经济增长具有一定的作用。
其次，我国现阶段实行的不断提高制成品出口比率的出口策略仍然停留在低水平上，未能实现由粗放型、数量型的增长模式向集约型发展模式的转变；所以我国制成品尤其是几大类的、受国家保护的、重点扶持的出口商品的增长，长期以来以价格竞争为主，靠低价取胜，这必然导致国内各地方政府一窝蜂争向同一产业，自相残杀，在国际上也必然会面临劳动力和资源更加低廉的国家和地区的有力的竞争，致使贸易条件进一步恶化，造成增加出口量而不增收外汇的恶性经济增长现象。这也就表明在制成品出口方面我国并不存在很大的比较优势；这种出口的进一步扩大不能对经济的增长产生强有力的促进作用。这也就是为什么出口贸易对我国经济增长作用不明显的原因所在(沈程翔，1999)。
3．多变量的协整分析
在前面双变量的实证分析部分，通过EG两步检验法得出了出口贸易与经济增长不存在协整关系的初步结论。通过前面的多变量的平稳性分析，我们可以知道，这五个变量均为同阶单整的，满足协整分析的条件，所以可以考虑对模型中选取的这五个变量序列之间是否存在协整关系进行检验，作为对出口贸易与经济增长之间是否存在协整关系的进一步检验。如果这五个变量序列之间存在协整关系，则建立相应的向量误差修正模型。
而要建立具有协整关系的向量误差修正模型，首先要确定模型中变量滞后的阶数，一般根据AIC和SC准则，选取使二者的值最小的P作为变量的滞后阶数。经过多次试验，当滞后期为P5＝5时AIC值最小(64.97)，而sc值则在滞后期为P5=1时最小(68.91)，难以确定。此时考虑使用LR检验法进行取舍(赖明勇，2002)，最终确定滞后期为5。确定滞后阶数后，再确定向量误差修正模型中协整等式的个数，本文采用Johansen极大似然估计法对变量之间的协整关系进行检验。
可以知道，经Johansen极大似然估计法检验，在变量滞后阶数为5的情况下，最大特征根统计量在5％的显著性水平下认为GDPSA、FDISA、CONSSA、INVSA、CKSA五个时间序列变量中有三个协整关系。
各协整系数均符合经济意义，即固定资产投资和消费对经济增长及出口都存在正效应，外商直接投资与固定资产投资存在着反向关系，国内生产总值、外商直接投资、国内固定资产投资、社会消费品零售总额和出口这五个指标之间存在着三个长期稳定的协整关系。但是由知，出口与经济增长之间不存在直接的协整关系，这与前面双变量的协整分析所得的结论是一致的。我们如何理解这个结果呢?这是由于本文所考察的样本区间大多数年份的商品出口都是以工业制成品出口为主，因此出口总额的时间变化趋势主要是由工业制成品出口决定的(许和连，2002)；而工业制成品出口自改革开放以来经历了巨大的变化，其时间序列并没有连续变化的特点，因而与我国经济增长之间不存在一种均衡关系，从而由工业制成品出口决定的出口总额与经济增长也不存在协整关系。
另外，由此还可以看出：首先，国内生产总值与国内固定资产投资的协整系数最为显著(约为1.26)，说明国内固定资产投资对经济增长起着明显的推动作用，这是符合近年来我国经济增长的现实的；其次，经济增长与消费的协整系数约为0.76，这说明消费在推动经济增长方面所起的作用目前还不是很大，也从侧面反映了我国现阶段内需不足，还没能充分发挥消费对经济增长的促进作用。
由多变量的协整分析可知存在三个协整关系式，因此可以建立向量误差修正模型。向量误差修正模型反映了变量之间的长期稳定关系是如何在短期动态过程的不断调整下得以维持的(刘晓鹏，2001)。模型的矩阵形式在此略去，模型的核心部分vecm见下式，AIC、SC的值均较小，模型估计的整体效果较好。
三、结论与建议
(一)结论
本文通过对出口贸易与经济增长的关系进行双变量和多变量的实证分析，可以得出以下结论：
第一，出口贸易与经济增长之间不存在长期的动态均衡关系，至于其原因在多变量的协整分析中已有说明。
第二，虽然出口贸易与经济增长之间不存在长期的动态均衡关系，但在综合双变量和多变量的实证分析的结果后，我们认为出口贸易对经济增长的确有导向作用，而且经济增长对出口贸易也有促进作用，它们之间存在互为因果的反馈性联系。
第三，在双变量的Granger因果关系检验中，其结果并不支持“出口导向经济增长”的假设命题，但是在引入另外三个变量进行多变量的Granger因果关系检验后，我们得出了它们之间存在双向因果关系，这说明出口贸易不仅仅是直接地影响经济增长，还可以通过多种渠道影响经济增长。
(二)政策建议
1．优化出口商品结构，协调贸易政策与国内产业政策
前面已经提到决定我国总出口的制成品出口主要集中于一些低层次产品，这种出口在一定时期内能发挥我国劳动力和资源的比较优势并获得一定的贸易利益，但是就长期而言，随着国内产业结构的提升、出口部门相对生产率优势的消失以及国外更加低廉的劳动力和资源的竞争压力的加大，这种贸易利益会逐渐消失，最终不利于我国的经济增长。因此，在经济增长的初始阶段，一国应该根据比较优势来参与国际分工；但是在经济发展到一定阶段以后，出口贸易部门应该通过提高自身要素生产率、改善出口结构，尤其是技术密集型出口商品的比重来带动经济的增长(林毅夫、李永军，2001)。出口贸易与经济增长的这种阶段性关系，必然要求我国现阶段改变现有的劳动密集型制成品出口为主的贸易模式，提高资金、技术密集型出口产品的比重，从而最终获取与经济发展阶段相适应的动态贸易利益并促进经济的增长。
2．加强教育投资，注重人力资本的积累
内生经济增长理论揭示了一国长期经济增长取决于人力资本积累这类内生增长因素。由于我国目前人力资本的积累仍处于初始阶段，人力资本往往是通过问接提高其他要素生产率来促进经济增长。同时，我国出口商品结构以劳动密集型产品为主，而人力资本含量较高的技术、资本密集型产品比重小，人力资本与出口贸易未能较好地结合起来共同促进经济的增长，因此，在积极实行外向型发展战略的同时，应该注重促进人力资本积累来改善我国出口商品的结构，实现人力资本与出口贸易综合效应带动下的经济增长。
3．政府政策的支持与引导
