1、2011届国际经济与贸易专业毕业论文I（2011届）毕业论文题目江浙进口商品结构与经济增长关系的比较分析姓名学院商学院专业国际经济与贸易班级学号指导教师导师学科导师职称摘要江浙进口商品结构与经济增长关系的比较分析II近年来江浙两省经济发展迅速，但在进口商品结构上存在较大的差异。本文试图基于江浙两省19852009年国内生产总值、商品进口额等相关数据，运用相关性检验、单位根检验、JOHANSEN协整检验、GRANGER因果检验、建立误差修正模型等研究方法，对两省进口商品结构与经济增长关系进行比较分析。结果表明，江浙两省的进口商品结构与经济增长之间在短期内具有反向调节能力，在长期内存在均衡关系，增
2、加工业制成品进口能给两省带来大量的初级产品进口。关键词工业制成品，初级产品，经济增长2011届国际经济与贸易专业毕业论文IIIABSTRACTBOTHJIANGSUANDZHEJIANGPROVINCESAREROCKETINGONECONOMICDEVELOPMENTINRECENTYEARSHOWEVER,THEREAREGREATDIFFERENCESBETWEENTHESETWOECONOMICMODELSOFIMPORTSTRUCTUREBASEDONTHEGROSSDOMESTICPRODUCTIN19852009,IMPORTSOFGOODSANDOTHERRELEVANTDAT
3、AOFJIANGSUANDZHEJIANGPROVINCES,THISARTICLEATTEMPTSTODOACOMPARATIVEANALYSISTOTHESETWOECONOMICMODELSOFIMPORTSTRUCTUREWITHTHEMETHODOFCORRELATIONTESTS,UNITROOTTEST,JOHANSENCOINTEGRATIONTEST,GRANGERCAUSALITYTEST,ERRORCORRECTIONMODELANDOTHERMETHODSTHERESULTSARESUGGESTEDTHATTHEREAREEQUILIBRIUMBETWEENTHEECO
4、NOMICGROWTHMODELANDTHESTRUCTUREOFIMPORTSINJIANGSUANDZHEJIANGPROVINCESTHEREEXISTSANEGATIVEREGULATIONWITHPROVINCESSTRUCTUREOFIMPORTEDGOODSANDECONOMICGROWTHINTHESHORTTERMLONGTERMSTABLEECONOMICGROWTHISTHEMAINFORCEOFPULLINGIMPORTINGDEVELOPMENTOFMANUFACTUREDGOODSANDPRIMARYPRODUCTSKEYWORDSINDUSTRIALPRODUCT
5、S,PRIMARYPRODUCTS,ECONOMICGROWTH目录摘要IABSTRACTIII一、国内外研究现状1（一）进口促进经济增长1（二）进口与经济增长具有互动关系2二、变量选择与数据来源3三、江浙进口商品结构与经济增长的长期均衡关系4（一）相关性检验4（二）单位根检验4（三）协整检验5（四）GRANGER因果检验8四、江浙进口商品结构与经济增长的短期动态关系8（一）确立VEC向量误差修正模型8（二）基于VAR模型的脉冲响应函数10五、结论与建议12（一）结论12（二）政策建议13参考文献15附录17致谢212011届国际经济与贸易专业毕业论文1引言长期以来，关于对外贸易与经济增长的研
6、究主要集中于两大方面第一，研究对外贸易总量与经济增长之间的因果关系，探讨是对外贸易的增长推动了经济增长还是经济增长带动了对外贸易的增长；第二，重点考察一国或地区的出口与经济增长之间的因果关系。无论是哪一方面，都忽视了进口对经济增长的推动作用。从统计数据可以看到，2009年我国进口总额（1005923亿美元）比2000进口总额（225094亿美元）提高了35倍。进口额的提高，一方面是对外贸易发展的结果，另一方面也体现了经济增长的程度，对经济增长存在着一定的推动作用。江苏与浙江这两个地理位置相连、且同处长三角的省份，不仅在中国经济中占极其重要的地位，且两省在开放型经济的发展上也处于领先地位。在进口
7、总额上，2009年浙江进口总额占全国进口总额的544，比2000年增加了近2个百分点。同时，江苏的进口总额则以更加明显的速度提升，从2000年的883迅速提高到2009年的1388，增加了5个百分点。强劲进口的态势为全国和地区的经济增长起到了不小地推动作用。在进口商品的结构上，工业制成品占进口总值的比重逐年增加，其中机电产品作为近几年我国最主要的进口商品，其进口量增长十分明显，而初级产品的增长幅度明显较小。但同处长三角的江浙两省，机电产品进口比重却出现了很大的差异。仅2009年，江苏机电产品进口额占全省进口总额的622，而浙江却只有217，相差近40个百分点。在经济总额上，2009年浙江的GD
8、P为2299035亿元，江苏为3406120亿元，两省GDP存在一定的差距。因此，比较分析江浙两省进口商品结构与经济增长关系，从而为浙江优化进口商品结构，提高对外贸易经济效益提供借鉴显得尤为重要。一、国内外研究现状国内外部分学者已经对进口贸易和经济增长之间的关系进行了研究，尤其是近几年，进口贸易对经济增长的推动作用开始逐渐被国内外学者重视。（一）进口促进经济增长COE和HELPMAN（1995）首次从实证角度考察进口贸易对国际技术溢出和全要素生产率增长的影响，证实贸易伙伴国的研发投入能够提升本国全要素生产率，从而来促进经济增长。COE，HELPMAN和HOFFMAISTER1997指出进口贸易
9、使发展中国家分享了发达国家的研发成果。KELLER1999通过对不同贸易结构与技术转移影响国内全要素生产率分析，从实证角度发现国内全要素生产率的增长与进口份额存在正相关关系。LEE1994、HAKURA和JAUMOTTE（1999）等通过其他角度进行实证考察进口对经济增江浙进口商品结构与经济增长关系的比较分析2长的促进作用。LAWRENCE和WEINSTEIN（1999）、RODRIK（2000）、LAWRENCE和WEINSTEIN（1999）等实证指出进口促进经济增长是通过国际竞争力的增强和获得更好的中间产品来实现的，进口保护实际上阻止了劳动生产率的增长。CONNOLLY2003用75个国
10、家1965年至1990年的专利数据来量化高科技产品进口对进口国模仿与创新的溢出效应。陈家勤（1999）通过对部分发达国家和发展中国家的比较后发现，二战后至今，在经济增长过程中，进口贸易的作用都大于出口贸易。林媛媛（2000）通过回归分析说明一国应通过进口，大量引进国外先进技术、制度和国内稀缺的自然资源，从而促进本国经济增长。刘晓鹏（2001）利用协整分析与误差修正模型对我国对外贸易与经济增长的关系进行了研究，认为从增长率角度来看，在对外贸易的各因素中，进口增长对我国经济增长具有较大的促进作用，而出口增长对经济增长的影响却不是很显著。许和连、赖明勇（2001）分析了我国经济增长的影响因素，认为进
11、口贸易对我国改革开放以来经济的快速发展做出了重要贡献。张亚斌、易红星、林金开（2002）运用回归分析，认为商品进口有效地缓解了我国经济发展的供给瓶颈，同时，也促进了我国科技水平和生产率的提高。季铸（2002）通过对进口贸易与经济增长、通货膨胀、就业等的动态模型分析，发现进口贸易比货币政策能更有效地实现低通胀、低失业、高增长的经济目标。孙林、王启仿（2003）运用改进后的费德模型对19782000年的有关数据进行回归分析，指出中国对外贸易对经济增长的促进作用具有很强的时期性，在供给约束型经济向需求约束型经济转变的过程中，对外贸易的促进机制也实现了由单一注重换取外汇、增强进口资本品的能力向突破要素
12、市场和产品市场的转变。陈华（2005）运用EVIEWS最小二乘法和AR（1）线性回归得出GDP总量与进口总额之间存在比出口更明显的正相关性，即进口增长率与GDP增长率正相关，而与出口增长率不明显。佟家栋（2005）认为不同时期进口与经济增长的相关度不同，但总体上进口增长与经济增长之间呈正相关关系，即进口增长对经济增长有积极作用。熊启泉、杨十二（2005）提出进口在很大程度上可以带动出口的增长，从而更有力的推动经济增长。孙敬水（2007）运用统计和计量分析的方法得出，我国进口贸易与经济增长之间存在着十分稳定而长期的动态均衡关系，进口增长对我国经济增长具有很强的促进作用。（二）进口与经济增长具有互
13、动关系李磊（2005）在柯布道格拉斯生产函数的构架下，定量地分析了不同类型的进口商品与经济增长之间的相互依存关系，从而揭示出我国进口贸易增长与全要素生产率的增长密切相关、变动趋势也一致，进一步提出工业制成品的进口对我国经济增长有明显和重要的促进作用，而资源密集型产品的进口对我国经济增长作用不显著。范柏2011届国际经济与贸易专业毕业论文3乃、王益冰（2004）以国家统计局发布的19522001年度统计数据为基础，实证分析我国进口贸易与经济增长之间的互动关系，结果表明，我国进口贸易与经济增长之间存在着互为因果的关系，GDP每增加1带动进口增加016，进口每增加1带动GDP增加544。但是对于进口
14、商品结构与经济增长的研究，目前还不多。国内学者佟家栋（1995）较早注意到进口商品的结果与经济增长的关系，认为我国对机械及运输设备、食品、化学品的进口要积极引导，而对进口那些不利于经济增长的商品要加以适当的抑制。徐光耀（2007）在不同的进口贸易结构下分析了进口贸易对我国经济增长有不同的促进作用。李兵（2008）通过对我国进口商品结构与经济增长之间的关系分析，认为两者之间存在长期稳定关系。短期内初级产品和工业产品进口对经济增长有一定的抑制，一定时期后，工业制成品进口对经济增长由负作用变为正作用，说明影响具有滞后期。孙景家（2010）分析指出，我国进口贸易中的初级产品和工业制成品，都对我国实现经
15、济快速稳步增长做出了重要贡献，但是在进口商品结构上存在明显的不合理。综合看来，目前对于国内某一区域的进口贸易与经济增长关系的研究不多，从进口商品结构角度对两省的经济增长状况进行分析比较的文献更少。本文基于江浙两省19852009年国内生产总值、商品进口额等相关数据，运用协整检验、格兰杰因果关系检验等方法，对进口商品结构与经济增长关系进行比较分析，主要说明江浙工业制成品和初级产品进口增加与经济增长之间的因果关系和数量关系。同时，提出促进经济增长的相关建议，为浙江省优化进口商品结构，提高对外贸易经济效益提供借鉴。二、变量选择与数据来源本文拟从工业制成品进口和初级产品进口的角度，对江苏和浙江两省的进
16、口商品结构与经济增长的关系进行比较分析。利用以上的变量序列，采用相关性检验、单位根检验、JOHANSEN协整检验、GRANGER因果检验、建立误差修正模型等研究方法，来研究进口商品结构与经济增长的相互关系，同时比较江苏、浙江两省的差异。文中涉及的统计数据都是来自于1985年至2009年江苏和浙江两省历年的统计年鉴（见附录）。其中的美元计价均采用平均汇价变换为人民币。为了实证研究的科学性，作者以1985年为基期，对所有研究所需要的数据采用GDP平减指数进行平减，以实际的数值进行实证检验。文中引入了两省的生产总值（GDP）、工业制成品进口（IMG）和初级产品进口（IMC）江浙进口商品结构与经济增长
17、关系的比较分析4三个变量序列。为了消除时间序列数据中存在的异方差性，作者采取了把所有涉及的数据均取其自然对数，同时不会影响原序列的相关性和协整关系的方法。由于是对两省的比较，为了避免人口因素对生产总值的影响，本文中的GDP是指生产总值除以常住人口总数后的值，即人均生产总值。因此，处理后的变量序列分别记为LNGDP、LNIMG、LNIMC。三、江浙进口商品结构与经济增长的长期均衡关系（一）相关性检验从总体上来说，工业制成品、初级产品的进口对经济增长存在一定的影响，但它们之间具体的相互关系确是十分复杂。通过对江苏省和浙江省的生产总值、工业制成品进口、初级产品进口三个变量的变化关系的观察，我们可以发
18、现，LNGDP、LNIMG、LNIMC之间存在着明显的相关关系，变化趋势呈现出一致性。经计算，我们得到1985年至2009年间江苏和浙江生产总值、工业制成品进口、初级产品进口三个变量序列之间的相关系数矩阵，具体见表1。表1相关系数矩阵（江苏省/浙江省）相关系数LNGDPLNIMGLNIMCLNGDP09855810955028LNIMG09874800979575LNIMC09508980956377注表中主对角线上方数据为浙江省的相关系数，主对角线下方数据为江苏省的相关系数。数据表明第一，这三个变量的相关系数都接近于1，说明两省各自的LNGDP、LNIMG、LNIMC之间的相关性较强。第二，
19、两省的GDP与工业制成品进口IMG之间的相关系数最大，说明工业制成品与两省的经济增长之间有很大的联系，经济发展对工业制成品的进口依赖较高，这也基本符合了我国发展工业型经济的特点。（二）单位根检验为对两省各变量之间的长期关系进行协整检验，首先要考虑的是时间序列的平稳性。本文对序列的平稳性采取ADF检验方法对LNGDP、LNIMG、LNIMC三个变量及其差分序列的平稳性进行单位根检验。表2和表3的检验结果表明两省各个变量LNGDP,LNIMG,LNIMC及其一阶差分变量分别在1的显著性水平上没有通过平稳性检验。在二阶差分时，江浙两省各变量在1的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，说明各省三个变量是
20、二阶单整序列，由此可以进行下一步的协整检验。2011届国际经济与贸易专业毕业论文5表2浙江省各变量的单位根（ADF）检验结果变量检验类别（C,T,P）AIC值ADF检验值临界值结论LNGDPC,T,4）510413220035534498307不平稳LNIMGC,T,1）068107718941464416345不平稳LNIMCC,T,2）029698341921874440739不平稳DLNGDPC,0,3）477623464959743808546平稳DLNIMGC,0,0）058178927045493752946不平稳DLNIMCC,T,0）029615345905144416345平
21、稳DDLNGDPC,0,0）322137343493763769597平稳DDLNIMGC,0,0）026411653476273769597平稳DDLNIMCC,0,1）036161176167223788030平稳注1D、DD分别表示一阶差分和二阶差分；检验类型括号中的C表示检验平稳性时估计方程中的常数项，为0表示不含常数项；第二项表示时间趋势项，为0表示不含此趋势项；第三项P表示自回归滞后的长度；根据AIC和SC准则来评价效果，选择AIC和SC最小的检验类型；2表示显著性水平为1的临界值；3所有数据分析来源于EVIEWS50。表3江苏省各变量的单位根（ADF）检验结果变量检验类别（C,T
22、,P）AIC值ADF检验值临界值结论LNGDPC,T,1）373886233941724416345不平稳LNIMGC,T,2）053952515586814440739不平稳LNIMCC,0,0）011324118222643737853不平稳DLNGDPC,0,4）446118440717663831511平稳DLNIMGC,0,0）064624724691543752946不平稳DLNIMCC,0,0）035900911555323752946平稳DDLNGDPC,0,0）301155248641363769597平稳DDLNIMGC,0,0）045596762599033769597平
23、稳DDLNIMCC,0,4）032447345824713857386平稳注1D、DD分别表示一阶差分和二阶差分；检验类型括号中的C表示检验平稳性时估计方程中的常数项，为0表示不含常数项；第二项表示时间趋势项，为0表示不含此趋势项；第三项P表示自回归滞后的长度；根据AIC和SC准则来评价效果，选择AIC和SC最小的检验类型；2表示显著性水平为1的临界值；3所有数据分析来源于EVIEWS50。（三）协整检验VAR模型最优滞后期的确定多元VAR模型的关键是选择系统内解释变量滞后期的长度，同时协整分析的结果对滞后期长度的选择也很敏感，不适当的滞后期，很可能会导致出现“虚协整”。如果滞后期太小，误差项
24、的自相关会很严重，以至于参数的非一致性估计。但如果滞后期过大，会导致自由度减小，会直接影响模型参数估计量的有效性。因此，为了选择最合适的滞后期，首先要依据LR统计量（似然比检验）、FPE（最终预测误差）、AIC江浙进口商品结构与经济增长关系的比较分析6信息准则、SC信息准则与HQ信息准则5个常用指标来进行选择。从表4和表5的检测结果可以发现，除LR统计量外其余的准则选出来的滞后期数为4，故本文浙江和江苏都选择VAR（4）模型。表4协整检验滞后阶数P的确定（浙江省）原则标准滞后阶数LRFPEAICSCHQ0NA208E0505696020768558061278011535370673E0975
25、026546507871728676022387332516E0979682886177678757968033932105316E1011359618773173107982942339850227E11156854312303161495139注依据相关准则选择最优滞后期。表5协整检验滞后阶数P的确定（江苏省）原则标准滞后阶数LRFPEAICSCHQ0NA000095844004124599369444359111606568199E0741168293122046390093623825787459E0857811753990566539256732203475244E087011709
26、4425273645038642465481128E09116516082693391091756注依据相关准则选择最优滞后期。接着就是要确定这个模型是否满足VAR模型的稳定性条件。对于P1的P阶VAR模型可以通过矩阵变换，改写成一阶分块矩阵的VAR模型，再利用其特征方程的根判别稳定性。如果被估计的VAR模型的特征方程所有根的倒数都小于1，即位于圆内，则是稳定的。如果模型不稳定，则某些结果将不是有效的（比如脉冲响应函数的标准误差）。从图1和图2可以看出，两省的VAR（4）模型是完全稳定的，所以P4最终被确认为VAR模型的最优滞后期。2011届国际经济与贸易专业毕业论文7图1VAR模型的特征根的
27、倒数的分布图（浙江）图2VAR模型的特征根的倒数的分布图（江苏）协整分析协整检验的模型实际上是对非限制性VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型，该模型的滞后期应该是非限制性VAR模型二阶差分变量的滞后期。因上文中两省的VAR模型选择最优滞后期均为4，故协整检验的VAR模型滞后期确定为2，同时进一步通过联合检验确定选择有截距且序列没有确定性线性趋势的JOHANSEN协整检验，结果如表6，表7。迹统计量和最大特征统计量都表明在95的置信水平下，浙江省和江苏省地区生产总值、工业制成品进口、初级产品进口三个变量之间分别存在着3个和2个协整关系。表6JOHANSEN的极大似然值协整检验结果（浙江省）原
28、假设特征值迹统计量（P值）最大特征值统计量（P值）0个协整方程08530336846574（00000）4218610（00000）至多1个协整方程05331262627964（00065）1675730（00365）至多2个协整方程03513329522349（00428）9522349（00428）注表示在5的显著性水平下拒绝原假设。表7JOHANSEN的极大似然值协整检验结果（江苏省）原假设特征值迹统计量（P值）最大特征值统计量（P值）0个协整方程08634439216807（00000）4380233（00000）至多1个协整方程08374294836573（00000）3996614
29、（00000）至多2个协整方程03173688399595（00697）8399595（00697）注表示在5的显著性水平下拒绝原假设。协整方程表示如下浙江省LNGDP0402259LNIMG1017090LNIMC8218734（11）176637120440030390江苏省LNGDP0057552LNIMG0287864LNIMC5412326（12）320831642107784878从长期来看，浙江工业制成品进口每增长1，会分别抑制经济增长040，而初级产品进口每增长1，可以引起经济增长约102。江苏机工业制成品和初级产品进口每增长1，可以分别引起经济增长006和028。江浙进口商品
30、结构与经济增长关系的比较分析8（四）GRANGER因果检验协整检验能够检验变量之间是否存在着长期稳定的关系，但是这种关系是否具有因果性还需要进一步验证。检验一个变量与另一个变量是否存在因果关系，使用的是GRANGER非因果性检验方法。根据AIC确定各变量的滞后阶数为2，对各变量的GRANGER因果关系检验的结果如表8、表9所示表8GRANGER因果检验结果（浙江省）零假设AIC值F统计值P值结果LNIMG不是LNGDP的GRANGER原因LNGDP不是LNIMG的GRANGER原因08693963688591227777007249013127093034接受接受LNIMC不是LNGDP的GR
31、ANGER原因LNGDP不是LNIMC的GRANGER原因03017733704719304168365250007278004662接受拒绝LNIMC不是LNIMG的GRANGER原因LNIMG不是LNIMC的GRANGER原因05106570745386041008375768066964004328接受拒绝注观察期为23，滞后期为2。表9GRANGER因果检验结果（江苏省）零假设AIC值F统计值P值结果LNIMG不是LNGDP的GRANGER原因LNGDP不是LNIMG的GRANGER原因06219433534753504736031901001819073090拒绝接受LNIMC不是L
32、NGDP的GRANGER原因LNGDP不是LNIMC的GRANGER原因02855683933389654437120343000731032320拒绝接受LNIMC不是LNIMG的GRANGER原因LNIMG不是LNIMC的GRANGER原因03472880365378274583194384009104017205接受接受注观察期为23，滞后期为2。从检验结果可以看出，浙江省的情况是，经济增长能够带动初级产品的进口，工业制成品大量进口也能够拉动初级产品的进口。表明，浙江的经济发展直接影响到初级产品的进口，工业制成品进口带动了初级产品进口。江苏省的工业制成品和初级产品进口都是促进经济增长的原
33、因。这说明江苏的工业制成品和初级产品的大量进口对其经济的发展起到了极大的促进作用。四、江浙进口商品结构与经济增长的短期动态关系（一）确立VEC向量误差修正模型通过上面的JOHANSEN协整检验已经将变量间的长期均衡关系证实，但是对于在短期内，变量由非均衡向均衡调整的过程则需要运用VEC误差修正模型来实现，从而分析变量间的短期动态关系。只要变量间存在协整关系，就可以由自回归分布滞后模型2011届国际经济与贸易专业毕业论文9导出误差修正模型。由于上述VAR模型的每一个方程都是一个自回归分布滞后模型，因此我们可以认为VEC模型是含有协整约束的VAR模型，则VEC模型的稳定性判断方法也与非限制性的VA
34、R模型相同。如图3和4显示，两省VEC模型的所有特征根的倒数均落在单位圆上或圆内，表明VECM稳定。VECM的滞后期应是非限制性VAR模型二阶差分变量的滞后期2，截距项和趋势项的设置应该与JOHANSEN协整检验的假设一致，仍然采用协整方程有截距且序列没有确定性线性趋势的形式。附表3、4的检验结果显示浙江省变量序列的误差修正模型以DLNGDP作为被解释变量的误差修正项系数EC（1）小于0，符合反向修正机制，表示滞后一期的非均衡误差以003的速度从非均衡向均衡状态调整。江苏变量序列的误差修正模型以DLNGDP作为被解释变量的误差修正项系数EC（1）小于0，符合反向修正机制，表示滞后一期的非均衡误
35、差以006的速度从非均衡向均衡状态调整。短期内，浙江省除了初级产品进口滞后一期对经济增长的抑制作用比较显著（T统计值为249680），工业制成品进口滞后二期对经济增长的促进作用比较明显外（T统计值为174181），其他变量均不显著。江苏省除了初级产品进口滞后一期对经济增长的抑制作用比较显著（T统计值为416313），工业制成品进口滞后一期对经济增长的促进作用比较显著外（T统计值为208501），其他变量均不显著。图3VEC模型的特征根的倒数的分布图图4VEC模型的特征根的倒数的分布图（浙江省）（江苏省）江浙进口商品结构与经济增长关系的比较分析10（二）基于VAR模型的脉冲响应函数VAR模型是一
36、种非理论性的模型，它无需对变量做任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响，而是分析一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种方法称为脉冲响应函数方法（IRF）。脉冲响应函数刻画的是，在扰动项上施加一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过VAR模型的动态结构传导给其他所有的内生变量，在VAR模型结构中可以利用冲击反应函数识别出各个因素对GDP冲击的动态反应过程。图5图12直观形象地给出了江浙进口商品结构各变量与GDP在对数水平下受到各自冲击的脉冲响应。纵轴表示变量增长率的
37、变化，横轴表示响应函数的期数（单位年），样本数据介于19852009年间，故将响应函数的追踪期设为10年。（1）图5显示了浙江省LNGDP分别受到LNIMG和LNIMC一个标准差单位的冲击后的脉冲响应函数。对于LNIMG的冲击，LNGDP从第二期开始迅速攀升，直到第6期达到正面响应的最大值，然后开始慢慢回落。对于LNIMC的冲击，LNGDP在第7期之前一直处于负面响应，在第2期达到负面响应最大值，然后在正面响应出保持平稳。短期内工业制成品进口对经济增长起到很大的正面作用，而初级产品进口对经济增长存在一段时期的负面作用，然后转变为正面作用，说明初级产品进口的经济作用具有滞后性。图6显示了江苏省L
38、NGDP分别受到LNIMG和LNIMC一个标准差单位的冲击后的脉冲响应函数。对于LNIMG的冲击，LNGDP迅速攀升并且一直保持上升的趋势。对于LNIMC的冲击，起始无响应，在第2期达到负响应最大后，快速在正响应攀升，上升幅度大于LNING的冲击。短期工业制成品进口对经济增长都有较大促进作用，初级产品进口在滞后一段时间后对经济表现出极大的促进作用。（2）图7图8分别刻画了浙江LNIMG和LNIMC受到一个标准差单位的LNGDP正冲击后的脉冲响应函数。两个变量都出现了短期内正向拉升，在第2其达到最大值后从第3期开始回落。这说明，经济波动短期内对工业制成品和初级产品进口具有促进作用，随着时间推移作
39、用越来越小。图9图10分别刻画了江苏LNIMG和LNIMC受到一个标准差单位的LNGDP正冲击后的脉冲响应函数。工业制成品从正响应快速转变为负响应，而初级产品进口短期内波动较大并且基本为负响应状态。（3）图11显示了浙江LNIMC受到一个标准差单位的LNIMG正冲击后的脉冲响应函数。工业制成品进口在一定时间内对初级产品进口起正面作用，然后在第2期快速2011届国际经济与贸易专业毕业论文11回落。图12显示了江苏LNIMC受到一个标准差单位的LNIMG正冲击后的脉冲响应函数。工业制成品进口对初级产品进口的影响波动幅度呈现出由剧烈逐渐趋于平缓的状态。综合看来，短期内，工业制成品进口对两省的经济增长
40、都起到很大的正面作用，而初级产品进口在滞后一段时间后对经济表现出极大的促进作用。不同的是，经济增长对浙江工业制成品进口促进作用表现为先增加后减小，而江苏则表现为一直减小；经济增长对浙江初级产品进口作用表现为先增加后减小，而江苏在负作用状态波动；浙江工业制成品进口对初级产品进口正面影响显著，而江苏则波动幅度较大之后保持较高的正面影响。图5浙江LNGDP对LNIMG、LNIMC图6江苏LNGDP对LNIMG、LNIMC冲击的脉冲响应冲击的脉冲响应图7浙江LNIMG对LNGDP冲击的脉冲响应图8浙江LNIMC对LNGDP冲击的脉冲响应江浙进口商品结构与经济增长关系的比较分析12图9江苏LNIMG对L
41、NGDP冲击的脉冲响应图10江苏LNIMC对LNGDP冲击的脉冲响应图11浙江LNIMC对LNIMG冲击的脉冲响应图12江苏LNIMC对LNIMG冲击的脉冲响应五、结论与建议（一）结论通过对江浙两省1985年到2009年工业制成品进口、初级产品进口的实证分析，得出了以下几点结论从长期来看，江浙进口商品结构与经济增长之间的均衡关系存在一定差异两省GDP与工业制成品进口IMG之间具有很大的相关性，说明工业制成品与两省的经济增长之间有很大的联系，经济发展对工业制成品的进口依赖度较高，这也基本符合工业型社会的发展特点。但是GRANGER因果检验结果表明，浙江的经济发展直接影响到初级产品的进口，工业制成
42、品进口带动了初级产品进口；江苏的工业制成品和初级产品的大量进口对其经济的发展起到了极大的促进作用。JOHANSEN协整检验得出第一，江苏工业制成品进口对经济增长具有促进作用，与浙江相反；第二，初级产品进口对江浙经济增长都具有促进作用，其中对浙江的作用更为明显。由此可见，两省工业制成品和初级产品进口与经济增长之间的长期均衡关系存在一定的差异。从短期来看，江浙进口商品结构与经济增长具有的反向调节能力不同2011届国际经济与贸易专业毕业论文13短期内，工业制成品进口对两省的经济增长都起到很大的正面作用，而初级产品进口对于两省的经济增长都具有负面的抑制作用。误差修正模型显示，浙江省初级产品进口滞后一期
43、对经济增长的抑制作用比较显著（T统计值为249680），江苏省初级产品进口滞后一期对经济增长的抑制作用更加显著（T统计值为416313）。脉冲响应函数表明，在一定时期后，两省初级产品进口对经济增长的作用均出现由负面转向正面，影响具有滞后期。但是，在VEC模型中，从滞后一期到滞后二期，初级产品进口对经济增长的抑制作用减小幅度江苏明显大于浙江（江苏T值从416313减小为155784，浙江T值从249680减小为109624）；在脉冲响应中，江苏省的滞后期明显短于浙江。表明江苏对外来技术的消化吸收能力很强，能够迅速将技术扩散并转化为推动经济的动力，从而增加对初级产品的需求；浙江滞后期较长，在技术消
44、化吸收能力和技术扩散机制上存在一定的欠缺。3两省工业制成品进口带动初级产品进口的力度不同浙江工业制成品进口的增加能够促进初级产品的进口。在短期内工业制成品进口促进经济增长，初级产品进口抑制经济增长；在长期内初级产品进口会促进经济增长。经济增长和工业制成品进口的冲击会对初级产品进口起到促进作用。GRANGER因果检验结果显示，工业制成品进口带动了初级产品进口。误差修正模型显示，浙江省工业制成品进口滞后二期对经济增长的促进作用比较明显（T统计值为174181）。脉冲响应函数也表明，浙江工业制成品进口对初级产品进口正面影响显著，并且在极短时间内正响应达到最大值。江苏省的工业制成品和初级产品进口也都是
45、促进经济增长的原因。误差修正模型显示，江苏省工业制成品进口滞后一期对经济增长的促进作用比较显著（T统计值为208501）。脉冲响应函数表明，江苏工业制成品进口冲击下初级产品进口的波动逐渐由剧烈向平缓转变，并且开始保持较高的正面影响。工业制成品的进口对两省初级产品进口和经济发展都有着极大的促进作用，但比较后发现，江苏进口工业制成品的技术扩散效应比浙江出现的早，而且对初级产品进口的带动作用江苏也比浙江明显。虽然大量进口工业制成品如工程机械设备等，在其形成一定的生产能力后，必将给两省带来初级产品的大量进口，但是两省在工业制成品进口带动初级产品进口的期限和力度上是明显不同的。（二）政策建议结合上面得出
46、的结论，根据浙江省和江苏省的实际情况提出以下几点建议，为浙江浙进口商品结构与经济增长关系的比较分析14江省优化进口商品结构，提高对外贸易经济效益提供借鉴增加工业制成品进口，发展高新技术产业由于浙江省工业制成品进口在短期内对初级产品进口具有很强的正面影响，且在长期内能够带动初级产品进口，全省经济对工业制成品的进口存在很强的依赖性。因此，浙江要大力促进工业制成品的进口，优先保证进口当地尚不能生产、短缺的商品和技术。同时，注意到工业制成品的进口会带来大量的初级产品进口，必须选择进口对国外原料和矿产资源不过分依赖的技术设备和设施，减轻对进口国外原料和资源的依赖。浙江省一直以传统产业为主，要加快经济发展
47、的脚步，关键要做好对传统产业的创新与提升。同时，应该借鉴江苏的做法，大力推动高新技术产业的发展，加强对专利权和知识产权等无形资产的保护，建立和健全市场机制。加强技术消化吸收能力，完善技术扩散机制江苏省对外来技术的消化吸收能力很强，能够迅速将技术扩散并转化为推动经济的动力，从而增加对初级产品的需求，而浙江在技术消化吸收能力和技术扩散机制上存在一定的欠缺，使得初级产品进口对经济增长的作用显现的较为迟缓。浙江省应针对这一发展弱项，加强技术消化吸收能力，完善技术扩散机制。优先保障省内紧缺商品、核心技术的进口，加强企业对高端设备与先进技术的消化、吸收、再创新。只有在完善的技术扩散机制下，不断提高对外来技
48、术的消化、吸收能力，才能使浙江在短期内更快的将进口的初级产品转变为推动经济增长的动力。因此，根据浙江省经济发展的特点，加强技术消化、吸收能力，完善技术扩散机制，也是推进浙江经济快速发展的重要战略步骤之一。加快产业结构升级，转变经济增长方式浙江的企业以家族企业为主，企业规模较小，研发能力和创新能力与江苏省的外资企业相比存在很大的差距。而且整个浙江都是以制造业为主，产品集中在劳动密集型产品上，对周围基础性资源存在掠夺式利用。因此初级产品进口对浙江经济的发展存在较大的影响。面对日益严峻的外贸形势，浙江产业结构升级和经济体制改革势在必行。目前，浙江的产业集群初具规模，并已成为传统产业重要的产业组织方式
49、。利用这一优势，加大力度扩大产业集群的规模，增加对工业制成品的需求，加快产业结构升级步伐。2011届国际经济与贸易专业毕业论文15参考文献1张亚斌,易红星,林金开进口贸易与经济增长的实证分析J财经理论与实践（双月刊）,200212063652陈华中国对外贸易与经济增长关系的实证分析J国际商务研究，20050116203陈家勤适度增加进口的几点思考J国际贸易问题19990711154刘晓鹏协整分析与误差修正模型我国对外贸易与经济增长的实证研究J南开经济研究20010553565许和连,赖明勇我国出口与经济增长关系分析J湖南大学学报（社会科学版），20010333356季铸进口贸易与经济增长的动态分析J财贸经济20021131367孙林,王启仿对外贸易对中国经济增长影响供给角度的分析J南京农业大学学报（社会科学版）,20030135398佟家栋关于我国进口与经济增长关系的探讨J南开学报，1995039129孙敬水进口贸易对我国经济增长贡献的实证分析J国际经贸探索，200701131810李磊我国进口贸易与经济增长关系探析J经济论坛,200507535511范柏乃,王益冰我国进口贸易与经济增长的互动关系研究J国际贸易问题，20040481312林媛媛进口与经济增长正相关回归分析J国际经贸探索，200003111313熊启泉,杨十二重新审视进口在经济增长中的作
