對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與中國經(jīng)濟增長

摘 要：本文運用LA—VAR模型，利用格蘭杰因果檢驗和廣義脈沖響應函數(shù)，在4變量系統(tǒng)內(nèi)考察了中國對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長之間的關系，結(jié)論表明在1978--2003年的樣本期間內(nèi)，中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間不存在Granger因果關系，但是進出口之間、出口和全要素生產(chǎn)率之間，以及全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長之間均存在正向的相互影響，借助這三個正反饋過程的傳遞，中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間具有相互促進作用。本文認為應該深刻理解和把握對外貿(mào)易對我國宏觀經(jīng)濟運行的全方位影響和沖擊，及其背后的作用機制，實現(xiàn)從貿(mào)易大國向貿(mào)易強國的轉(zhuǎn)變。

關鍵詞：對外貿(mào)易；全要素生產(chǎn)率；經(jīng)濟增長

中圖分類號：F740

文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X(2006)05-0012-09

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟的快速增長令世人矚目，與此同時，中國的對外貿(mào)易也得到了迅猛發(fā)展。進出口貿(mào)易總額從1978年的206．4億美元增長到2004年的11 548億美元，占世界貿(mào)易總額的比重由1978的2％上升到2004年的5．8％，中國一躍而成為世界第三貿(mào)易大國。中國對外貿(mào)易的高速增長是伴隨著改革開放和經(jīng)濟持續(xù)增長的一個重要現(xiàn)象，這引起子國內(nèi)外學術界的廣泛興趣，特別是自20世紀90年代以來，實證研究中國對外貿(mào)易(尤其是出口)與經(jīng)濟增長關系的文獻開始豐富起來。

例如，Kwan和Cotsomitis(1991)的研究發(fā)現(xiàn)在1952—1985年間中國實際人均收入與出口占收人比率之間存在雙向的因果關系，而在1952—1978年期間不存在因果關系。Kwan和Kwok(1995)對中國1952—1985年的年度數(shù)據(jù)的研究，證實了出口導向經(jīng)濟增長(Export—Ied Growth，ELG) 的假設。Liu，Song和Romilly(1997)對中國1983年第3季度一1995年第1季度數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)運用Grange和Hsiao方法支持ELG，且實際GNP與進出口總額之間存在雙向的因果關系；運用Sims方法支持GLE，實際GNP與進出口總額之間存在雙向的因果關系；運用Geweke方法，出口與實際GNP之間沒有因果關系，而進出口導向經(jīng)濟增長。Shan和Sun(1998)分析了中國1978年5月一1996年5月實際工業(yè)產(chǎn)出與出口的關系，發(fā)現(xiàn)存在雙向的因果關系。

楊全發(fā)和舒元(1998)的研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以來，中國經(jīng)濟增長的主要動力是資本投入的不斷加大，雖然中國的初級產(chǎn)品出口增長和經(jīng)濟增長呈正相關，但制成品出口增長和經(jīng)濟增長呈負相關，他們的解釋是，中國在提高制成品出口的過程中，制成品的增長仍然停留在粗放型增長上，并沒有通過技術進步、提高產(chǎn)品質(zhì)量等實現(xiàn)集約型發(fā)展。楊全發(fā)(1998)用1994年的數(shù)據(jù)，把全國的省份分為人均GDP大于3000元和小于3000元兩組，回歸分析表明人均GDP大于3000元的一組出口增長率和GDP增長率有著顯著的相關性，從而證實了中國各省存在著臨界發(fā)達水平效應。李建春、羅艷和張宗益(2004)利用1978--2001年的全國及各省市的年度數(shù)據(jù)的研究，得出了相似的結(jié)論，他們通過對全國總體，及東、中、西三個地區(qū)的因果檢驗表明，出口與經(jīng)濟增長的關系因經(jīng)濟發(fā)展水平和階段的不同而不同。

沈程翔(1999)對1977—1998年的年度數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，中國出口與產(chǎn)出之間存在雙向的因果關系，但不存在長期穩(wěn)定的均衡關系。孫焱林(2000)的研究則發(fā)現(xiàn)，中國經(jīng)濟增長和出口間的統(tǒng)計關系即使在50％的水平上仍不顯著，并認為中國現(xiàn)階段不宜實施出口導向型經(jīng)濟增長戰(zhàn)略，而應該實行進口替代戰(zhàn)略。趙陵、宋少華、宋泓明(2001)利用1978—1999年的年度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國出口增長對經(jīng)濟增長的拉動作用只是短期的，而長期內(nèi)并不明顯。沈坤榮和李劍(2003)檢驗了中國的貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響機理，發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易比重和人均產(chǎn)出呈顯著正相關，人均資本和制度變革是貿(mào)易影響人均產(chǎn)出的顯著渠道。張鶴、劉金全和顧洪梅(2005)的研究表明國外需求(出口)對中國產(chǎn)出具有“正的貢獻”，而國外供給(進口)對國內(nèi)產(chǎn)出具有“負的貢獻”，但二者的乘數(shù)作用不同，即使保持貿(mào)易平衡，中國經(jīng)濟中也存在顯著的“貿(mào)易剩余”。

從上述實證研究的簡要回顧不難看出，研究雖多但結(jié)論卻不盡一致甚至相反，這可能是由于所選取的變量、樣本期間，以及模型與方法的不同，甚至不能排除少數(shù)研究可能存在錯漏之處。另外，除了沈坤榮、李劍一文以外，已有的研究基本上只關注于對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間的相關性，分析兩者間的因果關系及其方向，而缺乏對貿(mào)易影響增長背后的機制的深入探討。我們知道，從短期看，經(jīng)濟增長取決于投資、消費和凈出口。假定兩種情況：第一，一國處于封閉經(jīng)濟下，或者只有很少的進出口貿(mào)易。第二，該國每年出口達幾百億美元，同時，擁有大致相同的進口額。經(jīng)濟學常識告訴我們，在這兩種情況下，對外貿(mào)易對一國總產(chǎn)出的影響不可能相同。2004年，中國貿(mào)易依存度已達70％，如此規(guī)模的對外貿(mào)易將不可避免地對中國宏觀經(jīng)濟的各個方面產(chǎn)生全面而深刻地影響，因此，研究對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長的貢獻，應從供給的角度考察影響長期經(jīng)濟增長的兩個因素：要素投入的增加和全要素生產(chǎn)率的提高。而對外貿(mào)易不僅影響一國的要素供給，而且可能從資源配置、規(guī)模經(jīng)濟、知識擴展和制度演進等多方面對一國的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

本文試圖對中國的總產(chǎn)出、進出口，以及全要素增長率四者之間的關系作一個全面考察，本文與現(xiàn)有研究文獻的不同之處在于：第一，引入全要素生產(chǎn)率變量(Total Factor Productivity，TFP)，建立包括經(jīng)濟增長、出口、進口和全要素增長率的4變量系統(tǒng)，試圖探討對外貿(mào)易促進中國經(jīng)濟增長背后的作用機制。第二，在現(xiàn)有研究基礎上，嘗試運用擴展的VAR模型(Lag—AugmentedVARModel)，利用格蘭杰因果檢驗和廣義脈沖響應函數(shù)，對上述4變量進行實證檢驗。第三，針對總產(chǎn)出和進出口數(shù)據(jù)之間的內(nèi)生關聯(lián)性問題，本文采用的總產(chǎn)出數(shù)據(jù)是支出法計算的中國GDP剔除了凈出口的部分，也即最終消費和資本形成部分之和。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分闡述對外貿(mào)易影響全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長的理論與邏輯；第三部分是對中國數(shù)據(jù)的實證檢驗，包括樣本和數(shù)據(jù)說明、研究方法，及實證結(jié)果的報告和分析；第四部分的結(jié)論與思考，總結(jié)了全文。

二、對外貿(mào)易影響全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長：理論與邏輯

對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關系是經(jīng)濟學界長期關注的一個話題，從亞當·斯密最早提出“剩余產(chǎn)品出路”(ventforsurplus)學說，到20世紀30年代羅伯特遜提出“對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的發(fā)動機”(enSinebrgrowth)命題，再到凱恩斯的對外貿(mào)易乘數(shù)理論等等，各種理論層出不窮，但是，迄今為止，經(jīng)濟學家們?nèi)匀粸榇藸幷摬恍荩腥苏J為對外貿(mào)易促進了經(jīng)濟增長，有人堅持對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系不大，還有人認為對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的負效應大于正效應。

以Solow為代表的新古典增長理論開創(chuàng)性地將經(jīng)濟增長中不能被資本、勞動等要素投入所解釋的殘差部分，包括技術進步、結(jié)構(gòu)變化，及要素效率的提高等因素歸結(jié)為全要素生產(chǎn)率的作用，20世紀80年代中期以來，以羅默、盧卡斯和斯文森等人為代表的新增長理論則在此基礎上進一步將技術進步內(nèi)生化，并認為一國經(jīng)濟的長期持續(xù)增長依賴于其全要素生產(chǎn)率的提高，這些研究給人們提供了一個理解和分析對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的新的視角和框架。

對外貿(mào)易會不可避免地對一國的要素供給和全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，其對要素供給的影響主要表現(xiàn)在：第一，直接增加一國的要素供給。約翰·穆勒曾指出，通過進口一國可以得到不能生產(chǎn)但經(jīng)濟持續(xù)運行所必須或不可缺少的原材料和機器設備，對發(fā)展中國家而言，不僅需要進口部分國內(nèi)稀缺的自然資源，更需要通過從發(fā)達國家進口先進的機器設備，而出口的擴張，可直接增加該國的進口能力。第二，對外貿(mào)易的發(fā)展可以“帶動”國內(nèi)外投資的增加。第三，出口的擴張可以帶動國內(nèi)就業(yè)的增加，這一點，對發(fā)展中國家更具意義，因為發(fā)展中國家大都勞動力資源豐富。當然，出口對一國就業(yè)的影響，同該國的市場結(jié)構(gòu)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)及貿(mào)易政策等相關。

對外貿(mào)易可以通過以下途徑促進全要素生產(chǎn)率的提高：

(1)優(yōu)化資源配置。對外貿(mào)易的發(fā)展使一國的投資流向發(fā)生變化，資本和勞動會越來越集中在比較優(yōu)勢的領域，從而優(yōu)化社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，提高社會生產(chǎn)和全社會勞動生產(chǎn)率。這一點對我國有十分重要的意義，由于在勞動密集型產(chǎn)業(yè)具有較大優(yōu)勢，近些年我國已展現(xiàn)出成為世界工廠的趨勢和潛力，這有利于我國大量農(nóng)村勞動力向效率更高的工業(yè)部門轉(zhuǎn)移，促進全員勞動生產(chǎn)率的提高。

(2)形成投資的乘數(shù)效應，帶動相關產(chǎn)業(yè)增長，有利于一國潛在資源(勞力)的充分利用。出口的擴大，特別是加工程度較深的制成品出口的擴大，會增加向出口部門提供投入物部門的需求。這些部門轉(zhuǎn)而向其他供給部門增加需求。如此反復，不但能帶動所有部門的發(fā)展，而且會大大促進國內(nèi)經(jīng)濟的一體化。同時，產(chǎn)品進口造成新的需求，刺激和引導新產(chǎn)業(yè)的成長，同樣會產(chǎn)生上述效應。而如果大量進口投資品，還會使國內(nèi)投資品對消費品相對價格降低，投資成本下降，促使人們更多地將收入用于投資，投資率的提高無疑會帶動經(jīng)濟增長率和就業(yè)的上升。

(3)對外貿(mào)易擴大了市場容量，有利于規(guī)模經(jīng)濟的實現(xiàn)和專業(yè)化分工的演進，有利于生產(chǎn)效率的動態(tài)改善。斯密很早就指出，分工的發(fā)展是促進生產(chǎn)率長期增長的主要因素，但分工的程度受到市場范圍的制約，而對外貿(mào)易必然擴大市場范圍，進而促進分工的深化和生產(chǎn)率的提高，加速經(jīng)濟增長。Young(1928)拓展了的斯密的理論，提出了楊格定理——“分工決定分工，也就是說市場容量決定分工水平，反過來分工水平又決定市場容量，其后，Schultz(1993)、Yang和Ng(1993)、Yang(2001)11，以及諸多其他學者卓有成效的后續(xù)研究，推動著我們對于貿(mào)易、規(guī)模經(jīng)濟、專業(yè)化及經(jīng)濟增長的認識不斷深化。

(4)對外貿(mào)易促進技術外溢和創(chuàng)新。貿(mào)易本身可促進技術的轉(zhuǎn)移和擴散，與出口相比，進口是一國獲得貿(mào)易技術外溢效益的主要渠道。因為通過進口，一國不僅可以購買高質(zhì)量的外國最終制成品，還可以通過引入國外的先進中間產(chǎn)品來提高本國生產(chǎn)活動的技術含量，甚至可直接購買國外先進技術。Coe和Helpman(1995)首次從實證角度考察進口貿(mào)易如何影響一國的技術進步，他們對21個OECD國家以及以色列的面板數(shù)據(jù)的實證研究表明，貿(mào)易伙伴國RD投入有助于本國全要素生產(chǎn)率的提高，并且其影響程度隨著本國貿(mào)易開放度的提高而加強。Coe、Helpman和Hoffmaister(1997)對77個發(fā)展中國家1971—1990年間數(shù)據(jù)的實證研究表明，這些國家的全要素生產(chǎn)率與其工業(yè)國貿(mào)易伙伴的RD和來自工業(yè)國家的機械設備進口貿(mào)易顯著正相關，因此得出發(fā)展中國家同樣通過進口貿(mào)易分享了發(fā)達國家的RD成果這一結(jié)論。對外貿(mào)易使國際市場國內(nèi)化，國內(nèi)市場國際化，這種激烈競爭，將迫使各國企業(yè)不斷創(chuàng)新，提高效率。

(5)對外交流的擴大，促進一國的制度演進。以中國為例，對外貿(mào)易不斷擴展的過程，也是我國經(jīng)濟管理體制、市場運行機制不斷調(diào)整與轉(zhuǎn)變的過程。首先，從實行指令性計劃和行政管理為主，到逐漸與國際貿(mào)易規(guī)則與慣例接軌，從被動適應到主動改革，我國外貿(mào)體制的改革總是走在其他改革的前列，并逐漸滲透到其他部門和領域。其次，國際貿(mào)易激活企業(yè)的經(jīng)營機制。企業(yè)開展對外貿(mào)易后，有關市場經(jīng)濟的機制運作(如激勵機制、競爭機制、規(guī)范機制等)使企業(yè)內(nèi)部發(fā)生積極的變化，并在“干中學”的過程中，提升了自己的競爭力。第三，對外貿(mào)易傳播新的信息和理念，提高人的素質(zhì)。

最近的實證研究大都支持對外貿(mào)易的擴張，促進一國勞動生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率的提升，進而促進經(jīng)濟增長，例如Kim(2000)對韓國，Pavenik(2002)對智利的研究等。那么，中國的對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率，及經(jīng)濟增長之間的關系究竟怎樣?這有待下文的實證分析。

三、中國數(shù)據(jù)的實證檢驗

(一)樣本和數(shù)據(jù)說明

本文采用的數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)，樣本期為1978--2003年。總產(chǎn)出采用支出法計算的GDP扣除了凈出口部分，即最終消費與資本形成總額之和，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒2004》中表3—13；進出口數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒2004》表18--3，其他年份的統(tǒng)計年鑒作為補充。總產(chǎn)出和進出口數(shù)據(jù)均采用GDP縮減指數(shù)進行調(diào)整，得到以1978年價格計算的時間序列值，并據(jù)此計算各序列的年度增長率，GDP縮減指數(shù)根據(jù)GDP水平值和GDP指數(shù)序列計算生成。具體數(shù)據(jù)見表1。

關于中國全要素生產(chǎn)率的測算，郭慶旺、賈俊雪(2005)在分析比較了各種估算方法的基礎上，分別利用索洛殘差法(SR)、隱性變量法(LA)和潛在產(chǎn)出法(PO)估算了我國1979—2004年的全要素生產(chǎn)率增長率。他們認為，索洛殘差法比較粗糙，隱性變量法估算的全要素生產(chǎn)率增長率僅反映了技術進步率，而潛在產(chǎn)出法估算的全要素生產(chǎn)率增長率則不僅包括了技術進步率，還包括了現(xiàn)有生產(chǎn)能力的利用程度。本文采用他們利用潛在產(chǎn)出法估算的全要素生產(chǎn)率增長率。具體數(shù)據(jù)見表1。

(二)檢驗方法

Granger因果關系是基于向量自回歸(VAR)模型來定義的，一般分為“基于水平(level)VAR模型的因果關系檢驗”和“基于差分

數(shù)的結(jié)果是穩(wěn)健、可靠的。

3．基于擴展VAR模型的因果關系檢驗

得出脈沖響應函數(shù)之前，我們先檢驗各變量間的Granger因果關系，這需要確定4變量系統(tǒng)的最大單整階數(shù)d，本文選取d＝1，因為已有的研究顯示，絕大部分宏觀經(jīng)濟變量都是I(0)或I(1)過程，即變量是穩(wěn)定的或含有最多1個單位根，對于年度數(shù)據(jù)來說，這是比較合理的假設。4變量系統(tǒng)的VAR(3+1)模型的穩(wěn)定性檢驗見圖2，全部根都落在單位圓內(nèi)，滿足穩(wěn)定性條件，可據(jù)其進行因果檢驗。Granger因果檢驗具體結(jié)果見表3。

根據(jù)表3的檢驗結(jié)果，我們可以分析中國的經(jīng)濟增長、進出口與全要素生產(chǎn)率之間的因果關系：

(1)經(jīng)濟增長與出口。在引人全要素生產(chǎn)率的四變量系統(tǒng)下，出口增長率不是總產(chǎn)出增長率的Granger原因，總產(chǎn)出增長率也不是出口增長率的Granger原因；中國的數(shù)據(jù)既不支持出口導向經(jīng)濟增長(ELG)的假設，也不支持經(jīng)濟增長促進出口(GLE)的假設。

(2)經(jīng)濟增長與進口。總產(chǎn)出增長率與進口增長率之間也不存在相互間的Granger因果關系。

(3)出口與進口。出口與進口之間存在雙向的Granger因果關系，但相互間的影響強度不同：在1％的顯著性水平上，進口增長率是出口增長率的Granger原因，在10％的顯著性水平上，出口增長率是進口增長率的Granger原因。

(4)出口與TFP。中國的出口與TFP之間存在雙向的Granger因果關系，但相互間的影響強度也不同：在5％的顯著性水平上，TFP增長率是出口增長率的Granger原因，而出口增長率僅在10％的顯著性水平上是TFP的Granger原因。

(5)進口與TFP。進口增長率與TFP增長率之間不存在Granger因果關系，雖然進口存在技術溢出效應，但中國的數(shù)據(jù)不支持進口促進TFP假設。

(6)經(jīng)濟增長與TFP。TFP增長率在1％的顯著性水平上，是總產(chǎn)出增長率的Granger原因；同時，在1％的顯著性水平上，總產(chǎn)出增長率是TFP增長率的Granger原因。

4．廣義脈沖響應函數(shù)

由于VAR模型中的系數(shù)難以逐一加以解釋，研究者通常利用脈沖響應函數(shù)來描述在隨機誤差項上施加一個標準差大小的新息(innovation)沖擊對各內(nèi)生變量的當期值和未來值所產(chǎn)生的影響，但這個方法的一個缺陷就是，如果改變VAR模型中的方程順序可能導致脈沖響應的很大不同。Pesaran和Shin(1998)所提出的廣義(generalized)脈沖響應函數(shù)解決了這個問題，可以不考慮排序問題而得出唯一的脈沖響應函數(shù)曲線。本文利用廣義脈沖響應函數(shù)來研究經(jīng)濟增長、進出口和全要素生產(chǎn)率之間存在因果關系的各對變量間相互影響的方向和程度。

根據(jù)圖3的廣義脈沖響應函數(shù)曲線，在滯后1－2年的時期內(nèi)，進出口增長率在受到對方一個單位正向標準差的沖擊后，沖擊效應為正。出口增長率與全要素增長率在受到對方一個單位正向標準差的沖擊后，沖擊效應為正，但力度較小，且持續(xù)時間不長，大約在1年半左右減弱為0。在滯后1－3年的時期內(nèi)，總產(chǎn)出增長率在受到全要素生產(chǎn)率增長率一個單位正向標準差的沖擊后，效應為正。而總產(chǎn)出增長率對全要素生產(chǎn)率增長率也有正向的影響作用，持續(xù)期約為4年半。

5．實證結(jié)果的總結(jié)

中國的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長不存在相互間的Granger因果關系，尤其是迅猛擴張的出口卻不是經(jīng)濟增長的Granger原因，并不令人費解。因為我國現(xiàn)階段實行的不斷提高制成品出口比例的出口導向貿(mào)易戰(zhàn)略仍然停留在粗放型、數(shù)量型的增長上，未能實現(xiàn)向刺激技術進步、提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加價值的集約型發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，而且由于國內(nèi)不同區(qū)域的自相競爭，以及一些勞力和資源更加低廉的東南亞國家強有力的競爭，我國制成品出口利潤率不斷下降。另外，中國的經(jīng)濟增長與出口、進口之間均不存在Granger因果關系，還可能與“門檻效應”有關，Miehaely(1977)、Moschos(1989)等人的研究，以及楊全發(fā)(1998)和李建春(2004)等對中國數(shù)據(jù)的研究，已經(jīng)揭示，對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的相關性和因果性，存在一個臨界發(fā)達水平問題，在發(fā)達國家(地區(qū))和不發(fā)達國家(地區(qū))，以及經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，可能結(jié)論迥異。

中國進出口之間存在雙向的因果關系，且相互間的影響效應為正，這與中國一貫的對外貿(mào)易政策和當前的貿(mào)易現(xiàn)狀相吻合，一方面，為保持進出口貿(mào)易的平衡和適度順差，中國可能根據(jù)出口規(guī)模來積極調(diào)整進口規(guī)模，從而導致了進口變化對出口變化的依賴性；另一方面，中國目前進口產(chǎn)品中有相當比例的出口產(chǎn)品的中間投入品，從而導致了進口變化對出口變化也存在一定的支配性，這與我國當前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關，也反映了我國參與國際分工程度的深化。雖然我國進出口之間存在正反饋過程，但從統(tǒng)計的顯著性水平來看，進口對出口的支配性要明顯強于依賴性。

本文關注的焦點是進出口對我國全要素生產(chǎn)率的影響，因果關系檢驗和廣義脈沖響應函數(shù)的結(jié)果顯示，出口規(guī)模的擴張導致全要素生產(chǎn)率上升，而進口對全要素生產(chǎn)率沒有Granger影響。其原因可能在于：一方面，進口促進我國全要素生產(chǎn)率提高的主渠道是各種進口品的技術溢出，但這在一定程度上依賴于我們對于引進的先進機器設備、技術等的吸收、消化和再創(chuàng)新能力。而且，從貿(mào)易結(jié)構(gòu)來看，中國目前進口產(chǎn)品中有相當比例的出口產(chǎn)品的中間投入品，這種產(chǎn)品的進口目的不是國外先進技術的引進和吸收，而是為了再出口。另一方面，這種貿(mào)易結(jié)構(gòu)卻顯示了中國作為世界工廠的地位和潛力，在中國出口總額不斷增長的同時，工業(yè)制成品的比例不斷提升就是明證。根據(jù)李善同等(2005)的數(shù)據(jù)計算，2004年我國工業(yè)制成品出口占出口總額比重已達93．16％，雖然這種數(shù)量上的擴張正如楊全發(fā)和舒元(1998)所分析的，在實現(xiàn)刺激技術進步、提高出口產(chǎn)品質(zhì)量及附加價值上作用不大，但考慮到改革以來我國TFP提升的一個重要渠道乃是勞動力轉(zhuǎn)移的結(jié)構(gòu)效應，以及對閑置資源(勞力)的利用程度，不難理解，出口正是主要通過這個途徑促進了我國TFP的提升。

另外，實證結(jié)果還顯示，全要素生產(chǎn)率的提升促進了出口規(guī)模的擴張，出口和全要素生產(chǎn)率之間存在正反饋過程。這說明，TFP的提升有利于增強我國產(chǎn)品和服務的國際競爭力，而且，從統(tǒng)計的顯著性來看，TFP促進出口的效應要明顯強于出口對TFP的提升效應。

中國全要素生產(chǎn)率的提升促進經(jīng)濟增長，與新增長理論等宏觀經(jīng)濟理論一致；同時，中國的經(jīng)濟增長也促進全要素生產(chǎn)率的提升，兩者之間存在一個正反饋過程，且統(tǒng)計上極為顯著。

四、結(jié)論與思考

本文運用LA—VAR模型，在4變量系統(tǒng)內(nèi)考察了對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與中國經(jīng)濟增長之間的關系，基本結(jié)論和思考如下：

1．因果檢驗和廣義脈沖響應函數(shù)表明，在1978－2003年的樣本期間內(nèi)，中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間不存在Granger因果關系，但是通過全要素生產(chǎn)率變量和3個正反饋過程的傳遞，對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間的深刻聯(lián)系和影響機制得以揭示，那就是，進出口之間、出口和全要素生產(chǎn)率之間，以及全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長之間存在正向的相互影響。

2．經(jīng)過改革后20多年的迅速增長，中國經(jīng)濟在今天的規(guī)模上如果繼續(xù)依靠要素投入的擴張，顯然難以為繼，今后的發(fā)展應更多地關注經(jīng)濟運行的動態(tài)效率的持續(xù)改善。由于進口不是我國全要素生產(chǎn)率的Granger原因，而出口規(guī)模的擴大雖然促進全要素生產(chǎn)率的提升，但統(tǒng)計上的顯著性并不強，且對全要素生產(chǎn)率的影響力度小、時間短，因此，政策制定者應在我國進出口規(guī)模不斷擴大的同時，深刻理解其對我國宏觀經(jīng)濟運行的全方位影響及其作用機制，關注對外貿(mào)易對我國全要素生產(chǎn)率的提升作用，實現(xiàn)我國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)從貿(mào)易大國向貿(mào)易強國的轉(zhuǎn)變。

3．本文為后續(xù)研究提供了一個新的視角，但全要素生產(chǎn)率作為一個內(nèi)涵含混的概念和指標，可能不是一個好的變量，因為全要素生產(chǎn)率的度量中不但包含了造成經(jīng)濟增長的一切沒有識別的因素，而且還包含了概念和度量上的全部誤差(鄭玉歆，1999)。從這個意義上來說，對外貿(mào)易對我國宏觀經(jīng)濟的各個領域和長期增長態(tài)勢的影響及其作用機制，還需要做更多更深入的實證研究，我們期待新的經(jīng)驗數(shù)據(jù)的出現(xiàn)，乃至理論和方法上新的突破。