新常态下中国对外贸易结构变化对经济增长的影响研究.docx

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新常态下中国对外贸易结构变化对经济增长的影响研究

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E皿l422:

到doi:

10.14076心issn.1006-2025.2015.10.12新常态下中国对外贸易结构变化对经济增长的影响研究丁萦荣（吉林广播电视大学，吉林长春130022）[摘要】新常态下，中国对外贸易结构变化对经济可持续增长的影响越来越大。

运用EXCEL和Eviews6.0软件对相关交量进行了ADF检验与OLS回归，实证分析了中国对外贸易结构变化对经济增长的影响，发现中国对外贸易结构变化是经济增长的格兰杰原因，具有显著的促进作用。

在中国对外贸易结构中，出口比重大于进口比重，必须进一步优化出口贸易结构，同时不断提高对外贸易技术研发与创新力度。

I关键词]新常态进出口商品结构经济增长技术研发创新[中图分类号]F752[文献标识码]A[文章编号]1∞6-2025（2015）10一0061-05-、引富中国对外贸易额由2009年的22075.4亿美元增近年来中国对外贸易总体上保持着较高的增长加到2014年的43030.3亿美元，对外贸易增长率由水平，有力推动了中国经济发展。

在对外贸易增长方-13.9%增长到3.5%。

其中2010年、2011年的增长率高面，2014年中国对外贸易增长率由负增长转为正增达34.72%和22.46%，表明这一时期中国对外贸易总体长，取得重大突破;在GDP增长方面，虽然2011年~呈现稳定增长趋势，具体统计数据如表1所示。

2014年中国GDP增长率有所下降但总体处于增长态表2∞9年-2014年中国对外贸易额及增长率势;在对外贸易结构方面，2009年-2014年，中国初级总额出口额进口额贸易差额增长率年份（亿炭元）（亿美元）（亿美元）（亿美元〕C%）产品与工业制造产品出口占比分别为5%和959毛进20ω白13.922175.41201ι210059.21957口占比分别为359岛和65%初级产品占比远远低于工201029740.015777.513962.5181534.72业制造产品占比，说明中国对外贸易仍以工业制造产201136418.618983.817434.8154922.46201231l71.220487.118184.123036.19品为主。

此外，2∞9年-2014年中国对外贸易结构变化201341589.92209血。

19499.928日0.17.55与GDP增长率变化极为相似说明两者存在一定的关20144ll30.323427.419602.93R24.53.5联。

针对中国对外贸易出口占比大于进口占比的现状，数据来源:

根据2∞9年由2014年中国统计年鉴数据整必须进一步优化出口贸易结构，不断提高对外贸易技理得到。

术研发与创新力度。

本文利用2009年-2014年相关数表1显示，2009年中国对外贸易出口额为12016.2据，对新常态下中国对外贸易结构变化对经济增长的亿美元，进口额为10059.2亿美元，出口额高于进口额影响问题进行了研究，并提出了相关对策建议。

1957亿美元，到2014年，出口额为23427.4亿美元，进二、中国对外贸易结掏变化与经济增长现状口额为19602.9亿美元，出口额高于进口额3824.5亿

（一）对外贸易与经济增长概况美元，两者间的差额（贸易顺差）越来越大。

1.对外贸易基本情况I收稿日期]2015-08-03I作者简介]丁荣荣（1982.12-）.女，汉，吉林舒兰，硕士，吉林广播电视大学讲师，主要研究方向为企业管理、电子商务。

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EZEEl4212日2.经济增长基本情况表42009年-2014年中国初级产晶与工业制成品出口总额及其占比2009年-2014年，中国GDP总额由2009年的年份2∞20102011201220132014340902.8亿美元增长到2014年的636463.0亿美元，出口总额总体上中国GDP呈稳定增长趋势，与中国对外贸易发出口总额12016.115777.518983820487.122090.023427.4（亿美元）展趋势极为相似。

具体统计数据如表2所示。

初级产品初级产品631.181ι91005.51005.61072.71118.5及出口比（亿美元）表22009年-2014年申国CDPi总额及增长率重比重他5.255.185.304.914.864.77年份却0920102011201220132014工业制成工业制战品11334.8149ω717978.419481.621017.4222白8.9GDP总额（亿美元）340902.8401512.8473104.0519470.1568845.26364630品及出口（亿美元）增长率（%）比重比重（%）94.7594.8294.7095.09fl5.149!

i238.5517.817ι89.89.511.9数据来源:

根据2009年-2014年中国统计年鉴数据整数据来源:

根据2009年-2014年中国统计年鉴数据整理得到O理得到。

表52009年-2014年中国初级产品

（二）对外贸易结构变化概况与工业制成品进口总额及其占比对外贸易结构在国际分工中占据着重要地位。

本年份2∞920102011201220132014文按照STIC标准将进出口商品分为初级产品与工业进口总额进（亿口美总元额10059.2139但417434.818184.119499.919ω2.9制造产品两类，其中初级产品包括食品及主要供食用的活动物、饮料及烟类、非食用原料、矿物燃料、润滑油初（亿级美产元品2898.0433且56042.76349.3臼80.9><>865日8.4初级产品及有关原料、动、植物油脂及蜡等五个小类，工业制造及其比重比重创）28.8131.0734.6634.9230.753366产品包括化学品及有关产品、轻纺产品、橡胶制品矿冶工业制成工业亿美审问兀7161.2阳3911392.111834.71刻19.113∞4.5产品及其制品、机械及运输设备、杂项制品、未分类的品及其（fZ，~）比重比重创）71.1968.9365.3465.0866.256ι34其他商品等五个小类。

2009年-2014年，无论是进口还由表3可知，2009年-2014年，初级产品与工业制是出口，工业制造产品占比均高于初级产品占比。

基于造产品出口占比分别为4.869毛和95.14%，进口占比分此，列出2013年中国对外贸易分类进出口额及其占别为33.759毛和66.259毛，工业制造产品占比远远大于初比、2009年-2014年中国初级产品与工业制成品出口级产品占比，充分说明中国对外贸易仍然以工业制造总额及其占比、2009年-2014年中国初级产品与工业产品为主。

由表4可知，初级产品出口占比由2009年制成品进口总额及其占比，具体数据如表3、表4、表5的5.259毛降为2014年的4.779毛，工业制成品出口占比所示。

由2009年的94.759毛上升到2014年的95.23%，工业制表32013年中国对外贸易分类进出口额及其占比成品出口前景明显向好。

由表5可知，初级产品进口占金额比重项指标进口出口进口t匮出口比重比由2009年的28.81%上升到2014年的33.669毛，工业日〈亿美元）（亿美元〉（弛〉（9也）制成品进口占比由2009年的71.199毛降为2014年的食品及主要供食用的活动物417.01557.262.142.5266.349毛，说明中国初级产品进口力度加大，工业制成品饮料及烟类4!

i0926.090.230.12初进口力度逐渐下降。

级非食用原料28臼71145.6314.690.662014年，中国初级产品与工业制成品出口总额为产品矿物燃料、润滑油及有关原料31日.60337.8616.161.5323427.4亿美元，进口总额为19602.9亿美元，前者明动、植物油脂及蜡显大于后者，表明中国进出口贸易结构不均衡。

103395.840.530.03三、中国对外贸易结掏变化对经济增长影响实证分析化学品及有关产品19ω041196.189.765.41工

（一）数据与变量预处理轻纺产品、橡胶制品矿冶产品及1418.723606.7.$16.32业其制品理论上，中国对外贸易结构变化与经济增长变化制机械及运输设备7101.4110385.3436.4247.01造存在必然联系，但随着时间的推移，中国对外贸易结构成杂项制品13臼555812甸7.122ι31变化对经济增长的影响力度需要进一步验证。

本文分品未分类的其他商品1047.3617.295.370.08别选取表示实际国内生产总值增长率（RGDP）和对外贸易结构变量（MYJG）两个指标作为样本数据，并对两数据来源:

根据2013年中国统计年鉴数据整理得到O回

丁荣荣:

新常态下中国对外贸易结构变化对经济增长的影响研究个指标进行对数化处理，对数化处理后的指标分别以大于1，表明中国对外贸易能力较强，且表现为逐年增LNRGDP、LNMYJG表示，以实证分析新常态下中国对长趋势;RGDP值则从2009年的8.55%上升到2013年外贸易结构变化对经济增长的影响。

为了增强实证分的9.50%，表明中国经济增长趋势十分乐观，两者的整析的说服力，本文利用EXCEL工具对中国统计年鉴中体发展趋势十分相似。

为进一步验证中国对外贸易结的相关数据进行处理，得到2009年-2013年中国初级构变化对经济增长的促进作用，还需对相关数据进行产品与工业制造产品相关数据，具体数据如表6所示。

ADF检验与OLS回归检验。

表62009年-2013年中国初级产品

（二）ADF检验与工业制造产晶进出口额由于在经济模型中非平稳时间序列之间经常发生年份2盯092010201120122013伪回归现象，进而导致研究结论无效，故在对经济变量时间序列进行回归分析时，必须做单位根检验，以判断权殷产品金额出口额631.1816.91005.51005.610η7时间序列的平稳性。

本文采用EVIEWS6.0软件对（亿美元）进口额2日984338.56042.76349.36500.8LNRGDP与LNMYJG变量进行ADF检验，具体检验结工业制成品金额出口额1PB4.814）60.717978.419481.621017.4果如表8所示。

（亿美元〉进口额7161.20023.911392.111834.712919.1表8LNRGDP与LNMYJG变量平稳性检验结果数据来源:

根据2009年-2013年中国统计年鉴相关数变量ADF检验值1%临界值5%临界值四%临界值P值结果据整理得到。

LNR;DP-2.186609-3.5臼92-2.157-1.610460.0491平稳基于2009年-2013年中国初级产品与工业制造LNWJG-1.843293-3.5臼92-2.157寸.610460.0735平稳产品进出额占比构建相关模型，MYJG与初级产品进口额、初级产品出口额、工业制成品进口额及工业制成数据来源:

根据2009年-2013年中国统计年鉴相关数品出口额之间的变量关系为:

据整理得到。

MYJG=（工业制成品进口额/初级产品进口额）/（工由表8检验结果可知，原序列变量LNRGDP与业制成品出口额/初级产品出口额）LNMYJG的ADF检验值均低于10%水平临界值，表明上述公式中，若MYJG值大于1，表明中国工业制实际国内生产总值增长率与对外贸易结构变量在10%成产品为净出口，反之则为净进口。

实践中，中国工业临界水平显著，结果是平稳的。

制成产品进出口额占比远远高于初级产品进出口额占（三）OLS回归比，表明中国工业制成产品对外贸易竞争力较强。

由于LNRGDP与LNMYJG为水平序列，可用OLS基于2009年-2013年中国初级产品与工业制造法进行协整回归，具体回归结果如图1所示。

产品进出额占比构建相关模型，RGDP与实际国内生Cω部cíentstd.Errort-S遣atls吕cProb产总值及上一年度实际国内生产总值之间的变量关系C-2.2273493.140298-0.7092800.5293为:

LNMYJG。

但她441.4261500.0部020。

.9743RGDP=（实际国内生产总值F上一年度实际国内R-squaredE∞0409Meand岱Jend制tvar-2.117570生产总值）/上一年度实际国内生产总值x100%。

M归stedR-squan时心.332788S.O.d叩endentvar0.361037S.E.ofregression0.416805Akaikenfocr民erìon1.3767η利用以上两个公式对2009年-2013年RGDP与S嗣畸JaredTI岱id也521179Schwarzcmer如n1.220553Loglikelihood-1.441944民annan-Quinncr韧‘0.957485MYJG相关数据进行综合计算，具体计算结果如表7F-statistic0.001226Durbir下Wa蚀。

nstatU10103所示。

阶ob（F-sf2民istic）由974264表72009年-2013年RGDP与MYJG综合统计数据圈1LNRGDP与LNMYJG变量OLS回归结果。

数据来源:

利用EVIEWs6.0软件，根据2009年-2013年年份20ω201020113）]22013中国统计年鉴相关数据整理得到。

MYJ;7.300日858.2岛0359.4810.393659.980381根据图1数据，模型估计的结果为:

RGIP0.0855O.1780O.17800.09800.0950LNRGDP=-2.227349+0.049944LNMYJG数据来源:

根据2009年-2013年中国统计年鉴相关数（3.140298）（1.426150）2据整理得到。

R=0.049944由表7可知，2009年-2013年的MYJG值均远远根据图1数据，该模型的解释能力并不是特别显-

E*8’1）~:

l!

~~O~I著。

R~0.049944，表明该方程的拟合程度一般，但同时外贸易结构变化情况来看中国正在逐步改变传统对F:

:

0.035020，表明检验结果比较显著，通过了1%显著外贸易战略，其初级产品与工业制造产品符合国际市水平检验。

模型的其他检验指标也都表明回归结果可场需求，尤其是工业制造产品具有比较优势。

另一方靠。

实际国内生产总值增长率与对外贸易结构变量之面工业制成产品出口尚停留在粗放型与数量型增长间存在正相关关系对外贸易结构变化能够在一定程阶段，在国内已经形成一定的产业集中，但这种产业集度上促进中国经济增长。

中势必导致地方政府与企业争先恐后发展同类产品，（四）格兰杰因果检验同业竞争日益严重，不利于中国对外贸易发展与经济根据ADF检验结果，实际国内生产总值增长率与增长。

因此，国内生产总值实际增长率与对外贸易结构对外贸易结构变量之间存在正相关关系，但这种关系变化之间的验证结果呈弱性相关与理论上的影响状是否构成因果关系，即究竟是中国对外贸易结构变化态尚存在一定差距。

促进了中国经济增长，还是经济增长导致了中国对外四、对篝擅议贸易结构变化，有待进一步验证。

一般情况下，经济时

（一）扩大进口贸易规模，促进经济增长间序列常常出现伪相关现象即几乎没有联系的时间本文实证结果表明，进口贸易对经济增长具有促序列却很有可能计算出较大相关系数，故本文运用E?

?

进作用。

可以通过与国外各大产业、大型企业建立合作views6.0软件并采用格兰杰因果检验法来验证实际国关系方式，扩大进口贸易规模，开拓新的消费市场，有内生产总值增长率与对外贸易结构变化之间的因果关效促进经济增长。

同时，注意调整进出口贸易结构。

目系，具体检验结果如表9所示。

前，中国进出口贸易仍然以工业制造产品为主，国内的襄9格兰杰因果检验结果产业相对集中，可以不断扩大技术及机械设备进口，以统一咱四川M-mM结论一一接受拒绝零假设提高进口贸易在中国对外贸易总额中的占比。

此外，中-mmRGDP不是MYJG变化的原因国在与贸易逆差国合作中要非常谨慎，以充分实现进MYJG不是R<DP变化的原因出口贸易平衡增长。

各地政府要及时转变管理理念与数据来源:

利用EVIEWs6.0软件，根据2009年-2013年管理方式，通过建立电子政务平台、完善进出口渠道网中国统计年鉴相关数据整理得到。

络有效促进经济增长。

表9检验结果表明，RGDP不是MYJG变化的原

（二）调整进出口贸易结构，推动产业转型升级因，MYJG是RGDP变化的原因。

证明新常态下对外贸中国对外贸易主要以劳动密集型产品为主，技术易结构变化是中国经济增长的影响因素，工业制成品与资本密集型产品对外贸易一直处于弱势。

近些年来，贸易结构变化与实际GDP增长之间存在单向格兰杰即便是劳动密集型产品出口出现下降，已经影响到中因果关系。

国的就业率。

针对这一现象中国应在继续推动劳动密（五）结果分析集型产品出口的同时，尽快实现向技术与资本密集型综合本文研究结果，实际国内生产总值增长率与产品出口的转变。

通过引进外资及其先进技术，重点发对外贸易结构变量之间的正向关系显著程度并不是很展高科技技术产业，推动机械运输设备出口，不断延伸高，这与理论分析结果存在一定差距。

事实上，本文选中国科技产业链，提高工业制造产品附加值，推动产业择的2009年-2014年时间段较短，根据相关数据进行转型升级。

实证分析导致检验结果不显著并不奇怪。

在现代经济（三）加大对外贸易企业高科技研发投入力度，提学领域，影响中国经济增长的因素众多，立足于长期视高经济效益角，要素供给与全要素生产率等才是影响中国经济增随着科学技术的进步，各国对外贸易竞争愈加激长的主要因素。

对外资的利用虽然未能直接推动中国烈，高新科技产品纷纷孕育而生，更换周期加快。

中国经济增长，却带来了先进的技术，进而促进了中国科技经济要想实现可持续增长必须加大对外贸易企业高与生产效率的提高，经济集约化增长程度更趋显著，最科技研发投入力度，用新的研发能力取代廉价生产要终间接提高了中国GDP增长水平。

素。

中国属于发展中国家，国内许多企业运营规模不一方面，中国对外贸易结构变化促进经济增长不大、科技研发能力偏弱不少企业主要是通过模仿国外外乎依赖于利用闲置资源、。

从2∞9年-2014年中国对技术和产品，严重妨碍了中国对外贸易发展。

应不断加回

7荣荣:

新常态下中国对外贸易结构变化对经济增长的影响研究大企业高科技研发投入力度，鼓励企业创新，注重培育贸，2015（10）:

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