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自1978年改革開放以來，我國對外貿易得到了迅速的發展，無論從進出口總額、進出口商品的種類、規模，還是從進出口的貿易結構、中國對外貿易在世界所占的比重來說，中國已經步入“貿易大國”的行列。依據中國海關數據，2010年，我國的進口總額已增至13962.44億美元，出口總額已達到15777.54億美元。1980～2010年間，工業制成品出口額從90.05億美元增至14960.69億美元（見圖1），初級產品出口額從91.14億美元增至816.86億美元（見圖2）；工業制成品進口額占總進口額的比例由0.652248%變為0.689274%，初級產品則由0.347602%下降為0.310726%。可見我國工業制成品進出口額增長幅度遠大于初級產品。貿易結構變化非常明顯。尤其是近十年內我國的工業制成品進出口比例始終保持穩健上升的趨勢，已經成為中國對外進出口產品的主要支柱，在貿易結構中占據絕對優勢。這一改變引起了眾多學者對我國貿易結構和經濟增長的思考。

一相關文獻回顧

Baldwin（1992）在新古典增長理論的框架下結合比較優勢理論分析自由貿易的影響。他指出，自由貿易不僅會產生傳統意義上的靜態效應，還會通過資本的動態積累促進經濟長期的增長，但他認為資本積累只取決于貿易量而與貿易結構和方向沒有任何關系。然而，Lee（1995）根據新貿易和新增長理論強調，一國國內含有先進技術的進出口投入到國內生產，可直接提高國內既有生產函數的效率，進而最終導致經濟增長。Keller（1999）通過不同貿易結構與技術轉移影響本國TFP的視角發現，國內TFP的增加與進口份額存在正相關關系。綜上所述，不管是新古典理論還是新貿易理論，都強調了貿易結構對經濟增長的重要作用。國內學者大部分研究了進出口和經濟增長的關系，但對貿易結構和經濟增長的關系的研究卻并不深刻，且關于貿易結構與經濟增長關系的研究也存在著一些不同的結論。如王永（2004、2006）基于Baldwi（1992）和Mazumdar（1996）關于貿易與增長關系的爭論，構造了一個貿易結構測度指標，通過格蘭杰因果關系檢驗和VAR模型估計中國的貿易結構與經濟增長的關系。檢驗結果顯示，中國的貿易結構并不顯著影響經濟增長。徐光耀（2007）得出了在不同的貿易結構下，進口貿易對我國經濟增長有不同促進作用的結論。李兵（2008）的研究表明工業制成品進口對我國經濟增長有長期穩定的促進作用，而初級產品進口則有抑制作用。袁其剛（2010）在《我國貿易結構變化對經濟增長影響的實證分析》一文中以資本積累視角通過貿易結構變量考察1982～2008年我國貿易結構變化對經濟增長影響結果表明，1982～2001年，我國貿易結構與經濟增長呈正相關，2002年后二者為負相關。李淑貞（2011）在《浙江對外貿易結構與經濟增長關系的協整分析》一文中表明，浙江省對外貿易與經濟增長之間存在長期穩定關系。

二變量、數據與研究方法

貿易結構（MYJG）是指一定時期內一國進出口貿易中各種商品的構成，即某大類或某種商品進出口貿易與整個進出口貿易額之比以份額表示，是衡量一國對外貿易競爭力的重要指標。一般來說，可以用該國對外貿易中的初級產品和工業制成品的相對比例來表示該國的貿易結構的優劣。工業制成品附加值高，技術和資本的含量高，在國際市場上競爭力強；初級產品附加值低，技術和資本的密集度低，在國際市場上的競爭力弱。發達國家對外貿易商品結構是以進口初級產品和出口工業制成品為主；而發展中國家的對外貿商品結構的特征則是以出口初級產品和進口工業成品為主。因此，一般說來，發達國家的對外貿易結構優于發展中國家。本文基于我國1980～2010年的數據，對我國出口貿易結構和經濟增長的關系進行實證研究，用人均GDP來衡量經濟增長。人均GDP以人均生產總值指數消除價格因素影響，調整計算以1978年為基年的中國實際人均GDP，即第t年的實際GDP：Yt＝（第t年的人均生產總值指數/1978年的人均生產總值指數）×1978年的名義人均GDP（數據來源于中國統計局）式中，MYJG＞1說明，該國出口制成品，進口初級產品為主；MYJG＜1說明，該國以出口初級產品，進口工業制成品為主。數據來源于《中國對外經濟貿易年鑒》。為消除時間序列經濟數據存在的異方差現象，因此對所有變量的實際值均采取了自然對數，處理后的數據不影響原序列的相關關系和協整關系，兩個變量分別記為：LNGDP和LNMYJG。然后，利用單位根檢驗、Johansen協整檢驗、Granger因果關系等計量方法分析我國出口貿易結構與經濟增長的內在關系，以期在此基礎上，得出相關的結論。

三貿易結構與經濟增長關系的實證分析

1．單位根檢驗

在進行時間序列的分析時，要求所用的時間序列必須是平穩的，即不存在隨機趨勢或是確定趨勢，不然會產生“偽回歸”的問題，為了檢驗模型中的各變量是否平穩，本文采取ADF檢驗法對各變量進行單位根檢驗。檢驗結果如表1所示。從表1可得，經過對數處理的原始變量的時間序列LINY、LnMYJG的ADF檢驗值都大于臨界值（a＝0.05），p值都大于0.05，說明LINY、LnMYJG均不平穩。一階差分后，△LnY、△LnMYJG的ADF檢驗值都小于臨界值（a＝0.05），p值都小于0.05，因此可判定LINY、LnMYJG都是一階單整序列，然后進一步檢驗變量之間的協整關系。

2．協整檢驗

雖然有些時間序列變量自身是非平穩的，但其通過某種線性組合卻能達到平穩的狀態。這個線性組合反映了變量之間長期而穩定的比例關系，即協整關系。本文采用Johansen提出的方法來檢驗變量之間是否存在長期均衡關系。檢驗LNY和LnMYJG之間的協整關系（見表2）。由表2可得，在5%的顯著性水平下，可判定LNY和Ln到MYJG之間存在著長期均衡的關系。以LNY為因變量LnMYJG為自變量，回歸得出相應的協整方程（見表3）。LNY=0.654129LnMYJG+11.57954t：13.70635222.5825R2＝0.866276Adj－R2＝0.861665從回歸方程可以看出，模型擬合程度較好。因此，從長期來看，中國貿易結構的改進會促進經濟的增長，且貿易結構每優化1%，人均GDP就增加0.654%。

3．格蘭杰因果關系檢驗

Granger因果檢驗有兩種形式：一種是傳統的基于VAR模型的檢驗，另一種則是最近發展起來的基于VEC模型的檢驗。兩者的區別在于適用范圍的不同，前者僅適用于非協整序列間的因果檢驗，而后者則是用來檢驗協整序列間的因果關系。本文各變量VAR系統是協整的，因此我們的檢驗基于VEC模型做出。具體檢驗結果可見表4。從表4的格蘭杰因果關系檢驗可以發現，在樣本考察期內，貿易結構的優化不是GDP增長的格蘭杰原因，但GDP的增長是貿易結構優化的格蘭杰原因，即隨著人均GDP的上升，我國的貿易結構趨于優化。四主要研究結論通過貿易結構和經濟增長的實證檢驗，可以得到以下結論：第一，協整檢驗表明，隨著我國工業制成品進出口比例的不斷上升，貿易結構的不斷優化，產品的附加值逐步提高，產業結構逐漸轉型，我國的經濟也呈正相關增長。第二，格蘭杰因果關系檢驗表明，貿易結構的提升均不是人均GDP的格蘭杰原因，但人均GDP的增加卻是貿易結構優化的格蘭杰原因，即我國人均GDP的增加能夠促進工業制成品進出口的增加。