江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的比較分析【畢業(yè)論文】

1、<p><b>　　（2011 屆）</b></p><p><b>　　畢業(yè)論文</b></p><p>　　題 目： 江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的比較分析 </p><p>　　姓　　名：　　　　　 　　　　　　　　　

2、　　</p><p>　　學(xué) 院： 商學(xué)院 </p><p>　　?！　I(yè)：　　　　　 國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易 　　　　 　　　　　　</p><p>　　班　　級(jí)：　　　　　　 　

3、 　　　　　　　　　　　</p><p>　　學(xué) 號(hào)： </p><p>　　指導(dǎo)教師：　　　　　 　 　　　　　　　　　 　 　</p><p>　　導(dǎo)師學(xué)

4、科：　　　　　 　 　　　　　　　　　 　</p><p>　　導(dǎo)師職稱：　　　　　　 　 　　　　　　　　 　</p><p><b>　　摘 要</b></p><p>　　近年來(lái)江浙兩省經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，但在進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)上存在較大的差異。本文

5、試圖基于江浙兩省1985-2009年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、商品進(jìn)口額等相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用相關(guān)性檢驗(yàn)、單位根檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、建立誤差修正模型等研究方法，對(duì)兩省進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行比較分析。結(jié)果表明，江浙兩省的進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間在短期內(nèi)具有反向調(diào)節(jié)能力，在長(zhǎng)期內(nèi)存在均衡關(guān)系，增加工業(yè)制成品進(jìn)口能給兩省帶來(lái)大量的初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口。</p><p>　　關(guān)鍵詞：工業(yè)制成品，初級(jí)產(chǎn)

6、品，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) </p><p><b>　　ABSTRACT</b></p><p>　　Both Jiangsu and Zhejiang provinces are rocketing on economic development in recent years; however, there are great differences between the

7、se two economic models of import structure. Based on the gross domestic product in 1985-2009, imports of goods and other relevant data of Jiangsu and Zhejiang provinces, this article attempts to do a comparative analysis

8、 to these two economic models of import structure with the method of correlation tests, unit root test, Johansen co integration test, Granger</p><p>　　KEY WORDS: industrial products, primary products, econom

9、ic growth</p><p><b>　　目 錄</b></p><p><b>　　摘 要I</b></p><p>　　ABSTRACTII</p><p>　　一、國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀1</p><p>　?。ㄒ唬┻M(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1</p><

10、;p>　?。ǘ┻M(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有互動(dòng)關(guān)系2</p><p>　　二、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源3</p><p>　　三、江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系4</p><p>　?。ㄒ唬┫嚓P(guān)性檢驗(yàn)4</p><p>　?。ǘ﹩挝桓鶛z驗(yàn)4</p><p><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗(yàn)5<

11、/b></p><p>　　（四）Granger因果檢驗(yàn)8</p><p>　　四、江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系8</p><p>　?。ㄒ唬┐_立VEC向量誤差修正模型8</p><p>　　（二）基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)10</p><p>　　五、結(jié)論與建議12</p>

12、<p><b>　　（一）結(jié)論12</b></p><p>　?。ǘ┱呓ㄗh13</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)15</b></p><p><b>　　附 錄17</b></p><p><b>　　致 謝21</b><

13、;/p><p><b>　　引 言</b></p><p>　　長(zhǎng)期以來(lái)，關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究主要集中于兩大方面：第一，研究對(duì)外貿(mào)易總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，探討是對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)還是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)了對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)；第二，重點(diǎn)考察一國(guó)或地區(qū)的出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系。無(wú)論是哪一方面，都忽視了進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看到，2009年

14、我國(guó)進(jìn)口總額（10059.23億美元）比2000進(jìn)口總額（2250.94億美元）提高了3.5倍。進(jìn)口額的提高，一方面是對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的結(jié)果，另一方面也體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的程度，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著一定的推動(dòng)作用。</p><p>　　江蘇與浙江這兩個(gè)地理位置相連、且同處長(zhǎng)三角的省份，不僅在中國(guó)經(jīng)濟(jì)中占極其重要的地位，且兩省在開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展上也處于領(lǐng)先地位。在進(jìn)口總額上，2009年浙江進(jìn)口總額占全國(guó)進(jìn)口總額的5.44%，比

15、2000年增加了近2個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，江蘇的進(jìn)口總額則以更加明顯的速度提升，從2000年的8.83%迅速提高到2009年的13.88%，增加了5個(gè)百分點(diǎn)。強(qiáng)勁進(jìn)口的態(tài)勢(shì)為全國(guó)和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了不小地推動(dòng)作用。在進(jìn)口商品的結(jié)構(gòu)上，工業(yè)制成品占進(jìn)口總值的比重逐年增加，其中機(jī)電產(chǎn)品作為近幾年我國(guó)最主要的進(jìn)口商品，其進(jìn)口量增長(zhǎng)十分明顯，而初級(jí)產(chǎn)品的增長(zhǎng)幅度明顯較小。但同處長(zhǎng)三角的江浙兩省，機(jī)電產(chǎn)品進(jìn)口比重卻出現(xiàn)了很大的差異。僅2009年，江蘇

16、機(jī)電產(chǎn)品進(jìn)口額占全省進(jìn)口總額的62.2%，而浙江卻只有21.7%，相差近40個(gè)百分點(diǎn)。在經(jīng)濟(jì)總額上，2009年浙江的GDP為22990.35億元，江蘇為34061.20億元，兩省GDP存在一定的差距。因此，比較分析江浙兩省進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，從而為浙江優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，提高對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)效益提供借鑒顯得尤為重要。</p><p><b>　　一、國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀</b></p>

17、;<p>　　國(guó)內(nèi)外部分學(xué)者已經(jīng)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，尤其是近幾年，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用開(kāi)始逐漸被國(guó)內(nèi)外學(xué)者重視。</p><p>　?。ㄒ唬┻M(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)</p><p>　　Coe 和Helpman（1995）首次從實(shí)證角度考察進(jìn)口貿(mào)易對(duì)國(guó)際技術(shù)溢出和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，證實(shí)貿(mào)易伙伴國(guó)的研發(fā)投入能夠提升本國(guó)全要素生產(chǎn)率，從而來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

18、。Coe，Helpman和Hoffmaister(1997)指出進(jìn)口貿(mào)易使發(fā)展中國(guó)家分享了發(fā)達(dá)國(guó)家的研發(fā)成果。Keller (1999)通過(guò)對(duì)不同貿(mào)易結(jié)構(gòu)與技術(shù)轉(zhuǎn)移影響國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率分析，從實(shí)證角度發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)與進(jìn)口份額存在正相關(guān)關(guān)系。Lee(1994) 、Hakura和Jaumotte（1999）等通過(guò)其他角度進(jìn)行實(shí)證考察進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。Lawrence 和Weinstein（1999）、Rodrik（200

19、0）、Lawrence和Weinstein（1999）等實(shí)證指出進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是通過(guò)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的增強(qiáng)和獲得更好的中間產(chǎn)品來(lái)實(shí)現(xiàn)的，進(jìn)口保護(hù)實(shí)際上阻止了勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。Connolly(2003)用75個(gè)國(guó)家1965年至1990年的專利數(shù)據(jù)來(lái)量化高科技產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)進(jìn)口國(guó)模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。</p><p>　　陳家勤（1999）通過(guò)對(duì)部分發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的比較后發(fā)現(xiàn)，二戰(zhàn)后至今，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，進(jìn)口貿(mào)易的

20、作用都大于出口貿(mào)易。林媛媛（2000）通過(guò)回歸分析說(shuō)明一國(guó)應(yīng)通過(guò)進(jìn)口，大量引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)、制度和國(guó)內(nèi)稀缺的自然資源，從而促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。劉曉鵬（2001）利用協(xié)整分析與誤差修正模型對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為從增長(zhǎng)率角度來(lái)看，在對(duì)外貿(mào)易的各因素中，進(jìn)口增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較大的促進(jìn)作用，而出口增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響卻不是很顯著。許和連、賴明勇（2001）分析了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素，認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)經(jīng)

21、濟(jì)的快速發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)。張亞斌、易紅星、林金開(kāi)（2002）運(yùn)用回歸分析，認(rèn)為商品進(jìn)口有效地緩解了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的供給瓶頸，同時(shí)，也促進(jìn)了我國(guó)科技水平和生產(chǎn)率的提高。季鑄（2002）通過(guò)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹、就業(yè)等的動(dòng)態(tài)模型分析，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口貿(mào)易比貨幣政策能更有效地實(shí)現(xiàn)低通脹、低失業(yè)、高增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。孫林、王啟仿（2003）運(yùn)用改進(jìn)后的費(fèi)德模型對(duì)1978-2000年的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，指出中國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用具有

22、很強(qiáng)的時(shí)期性，在供</p><p>　?。ǘ┻M(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有互動(dòng)關(guān)系</p><p>　　李磊（2005）在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的構(gòu)架下，定量地分析了不同類型的進(jìn)口商品與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互依存關(guān)系，從而揭示出我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)與全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)密切相關(guān)、變動(dòng)趨勢(shì)也一致，進(jìn)一步提出工業(yè)制成品的進(jìn)口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯和重要的促進(jìn)作用，而資源密集型產(chǎn)品的進(jìn)口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不顯著。范柏

23、乃、王益冰（2004）以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的1952-2001年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實(shí)證分析我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的互動(dòng)關(guān)系，結(jié)果表明，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著互為因果的關(guān)系， GDP每增加1%帶動(dòng)進(jìn)口增加0.16%，進(jìn)口每增加1%帶動(dòng)GDP增加5.44%。</p><p>　　但是對(duì)于進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究，目前還不多。國(guó)內(nèi)學(xué)者佟家棟（1995）較早注意到進(jìn)口商品的結(jié)果與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，認(rèn)為我國(guó)對(duì)機(jī)

24、械及運(yùn)輸設(shè)備、食品、化學(xué)品的進(jìn)口要積極引導(dǎo)，而對(duì)進(jìn)口那些不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的商品要加以適當(dāng)?shù)囊种啤Ｐ旃庖?007）在不同的進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)下分析了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有不同的促進(jìn)作用。李兵（2008）通過(guò)對(duì)我國(guó)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系分析，認(rèn)為兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。短期內(nèi)初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的抑制，一定時(shí)期后，工業(yè)制成品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由負(fù)作用變?yōu)檎饔?，說(shuō)明影響具有滯后期。孫景家（2010）分析指出，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)

25、易中的初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)制成品，都對(duì)我國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)步增長(zhǎng)做出了重要貢獻(xiàn)，但是在進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)上存在明顯的不合理。綜合看來(lái)，目前對(duì)于國(guó)內(nèi)某一區(qū)域的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究不多，從進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)角度對(duì)兩省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況進(jìn)行分析比較的文獻(xiàn)更少。</p><p>　　本文基于江浙兩省1985-2009年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、商品進(jìn)口額等相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，對(duì)進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行比較分析，主

26、要說(shuō)明江浙工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口增加與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系和數(shù)量關(guān)系。同時(shí)，提出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)建議，為浙江省優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，提高對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)效益提供借鑒。</p><p>　　二、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源</p><p>　　本文擬從工業(yè)制成品進(jìn)口和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的角度，對(duì)江蘇和浙江兩省的進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行比較分析。利用以上的變量序列，采用相關(guān)性檢驗(yàn)、單位根檢驗(yàn)、Johan

27、sen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、建立誤差修正模型等研究方法，來(lái)研究進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系，同時(shí)比較江蘇、浙江兩省的差異。</p><p>　　文中涉及的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)都是來(lái)自于1985年至2009年江蘇和浙江兩省歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒（見(jiàn)附錄）。其中的美元計(jì)價(jià)均采用平均匯價(jià)變換為人民幣。為了實(shí)證研究的科學(xué)性，作者以1985年為基期，對(duì)所有研究所需要的數(shù)據(jù)采用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減，以實(shí)際的數(shù)值進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。&

28、lt;/p><p>　　文中引入了兩省的生產(chǎn)總值（GDP）、工業(yè)制成品進(jìn)口（IMG）和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口（IMC）三個(gè)變量序列。為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差性，作者采取了把所有涉及的數(shù)據(jù)均取其自然對(duì)數(shù)，同時(shí)不會(huì)影響原序列的相關(guān)性和協(xié)整關(guān)系的方法。由于是對(duì)兩省的比較，為了避免人口因素對(duì)生產(chǎn)總值的影響，本文中的GDP是指生產(chǎn)總值除以常住人口總數(shù)后的值，即人均生產(chǎn)總值。因此，處理后的變量序列分別記為：LNGDP、LNIMG

29、、LNIMC。</p><p>　　三、江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系</p><p><b>　　（一）相關(guān)性檢驗(yàn)</b></p><p>　　從總體上來(lái)說(shuō)，工業(yè)制成品、初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一定的影響，但它們之間具體的相互關(guān)系確是十分復(fù)雜。通過(guò)對(duì)江蘇省和浙江省的生產(chǎn)總值、工業(yè)制成品進(jìn)口、初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口三個(gè)變量的變化關(guān)系的觀察，

30、我們可以發(fā)現(xiàn)，LNGDP、LNIMG、LNIMC之間存在著明顯的相關(guān)關(guān)系，變化趨勢(shì)呈現(xiàn)出一致性。經(jīng)計(jì)算，我們得到1985年至2009年間江蘇和浙江生產(chǎn)總值、工業(yè)制成品進(jìn)口、初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口三個(gè)變量序列之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，具體見(jiàn)表1。</p><p>　　表1 相關(guān)系數(shù)矩陣（江蘇省/浙江?。?lt;/p><p>　　注：表中主對(duì)角線上方數(shù)據(jù)為浙江省的相關(guān)系數(shù)，主對(duì)角線下方數(shù)據(jù)為江蘇省的相關(guān)系數(shù)。&

31、lt;/p><p>　　數(shù)據(jù)表明：第一，這三個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)都接近于1，說(shuō)明兩省各自的LNGDP、LNIMG、LNIMC之間的相關(guān)性較強(qiáng)。第二，兩省的GDP與工業(yè)制成品進(jìn)口IMG之間的相關(guān)系數(shù)最大，說(shuō)明工業(yè)制成品與兩省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有很大的聯(lián)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)制成品的進(jìn)口依賴較高，這也基本符合了我國(guó)發(fā)展工業(yè)型經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)。</p><p><b>　?。ǘ﹩挝桓鶛z驗(yàn)</b>

32、;</p><p>　　為對(duì)兩省各變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，首先要考慮的是時(shí)間序列的平穩(wěn)性。本文對(duì)序列的平穩(wěn)性采取ADF檢驗(yàn)方法對(duì)LNGDP、LNIMG、LNIMC三個(gè)變量及其差分序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。表2和表3的檢驗(yàn)結(jié)果表明：兩省各個(gè)變量LNGDP,LNIMG,LNIMC及其一階差分變量分別在1%的顯著性水平上沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在二階差分時(shí)，江浙兩省各變量在1%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)

33、，說(shuō)明各省三個(gè)變量是二階單整序列，由此可以進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。</p><p>　　表2 浙江省各變量的單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果</p><p>　　注： D、DD分別表示一階差分和二階差分；檢驗(yàn)類型括號(hào)中的c表示檢驗(yàn)平穩(wěn)性時(shí)估計(jì)方程中的常數(shù)項(xiàng)，為0表示不含常數(shù)項(xiàng)；第二項(xiàng)表示時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，為0表示不含此趨勢(shì)項(xiàng)；第三項(xiàng)p表示自回歸滯后的長(zhǎng)度；根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則來(lái)評(píng)價(jià)效果，選擇AIC和SC

34、最小的檢驗(yàn)類型； *表示顯著性水平為1%的臨界值；所有數(shù)據(jù)分析來(lái)源于EVIEWS5.0。</p><p>　　表3 江蘇省各變量的單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果</p><p>　　注： D、DD分別表示一階差分和二階差分；檢驗(yàn)類型括號(hào)中的c表示檢驗(yàn)平穩(wěn)性時(shí)估計(jì)方程中的常數(shù)項(xiàng)，為0表示不含常數(shù)項(xiàng)；第二項(xiàng)表示時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，為0表示不含此趨勢(shì)項(xiàng)；第三項(xiàng)p表示自回歸滯后的長(zhǎng)度；根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則來(lái)評(píng)

35、價(jià)效果，選擇AIC和SC最小的檢驗(yàn)類型； *表示顯著性水平為1%的臨界值；所有數(shù)據(jù)分析來(lái)源于EVIEWS5.0。</p><p><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗(yàn)</b></p><p>　?、?VAR模型最優(yōu)滯后期的確定</p><p>　　多元VAR模型的關(guān)鍵是選擇系統(tǒng)內(nèi)解釋變量滯后期的長(zhǎng)度，同時(shí)協(xié)整分析的結(jié)果對(duì)滯后期長(zhǎng)度的選擇也很敏感，不適當(dāng)?shù)?/p>

36、滯后期，很可能會(huì)導(dǎo)致出現(xiàn)“虛協(xié)整”。如果滯后期太小，誤差項(xiàng)的自相關(guān)會(huì)很嚴(yán)重，以至于參數(shù)的非一致性估計(jì)。但如果滯后期過(guò)大，會(huì)導(dǎo)致自由度減小，會(huì)直接影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性。因此，為了選擇最合適的滯后期，首先要依據(jù)LR統(tǒng)計(jì)量（似然比檢驗(yàn)）、FPE（最終預(yù)測(cè)誤差）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則與HQ信息準(zhǔn)則5個(gè)常用指標(biāo)來(lái)進(jìn)行選擇。從表4和表5的檢測(cè)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，除LR統(tǒng)計(jì)量外其余的準(zhǔn)則選出來(lái)的滯后期數(shù)為4，故本文浙江和江蘇都選擇VAR（4）

37、模型。</p><p>　　表4 協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)p的確定（浙江?。?lt;/p><p>　　注： *依據(jù)相關(guān)準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后期。</p><p>　　表5 協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)p的確定（江蘇?。?lt;/p><p>　　注： *依據(jù)相關(guān)準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后期。</p><p>　　接著就是要確定這個(gè)模型是否滿足VAR模型的穩(wěn)定性

38、條件。對(duì)于p﹥1的p階VAR模型可以通過(guò)矩陣變換，改寫(xiě)成一階分塊矩陣的VAR模型，再利用其特征方程的根判別穩(wěn)定性。如果被估計(jì)的VAR模型的特征方程所有根的倒數(shù)都小于1，即位于圓內(nèi)，則是穩(wěn)定的。如果模型不穩(wěn)定，則某些結(jié)果將不是有效的（比如脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差）。從圖1和圖2可以看出，兩省的VAR（4）模型是完全穩(wěn)定的，所以p=4最終被確認(rèn)為VAR模型的最優(yōu)滯后期。</p><p>　　圖1 VAR模型的特征根的倒

39、數(shù)的分布圖（浙江） 圖2 VAR模型的特征根的倒數(shù)的分布圖（江蘇）</p><p><b>　?、?協(xié)整分析</b></p><p>　　協(xié)整檢驗(yàn)的模型實(shí)際上是對(duì)非限制性VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該模型的滯后期應(yīng)該是非限制性VAR模型二階差分變量的滯后期。因上文中兩省的VAR模型選擇最優(yōu)滯后期均為4，故協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后期確定為2，同時(shí)進(jìn)一

40、步通過(guò)聯(lián)合檢驗(yàn)確定選擇有截距且序列沒(méi)有確定性線性趨勢(shì)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表6，表7。跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征統(tǒng)計(jì)量都表明在95%的置信水平下，浙江省和江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值、工業(yè)制成品進(jìn)口、初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口三個(gè)變量之間分別存在著3個(gè)和2個(gè)協(xié)整關(guān)系。</p><p>　　表6 Johansen的極大似然值協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（浙江?。?lt;/p><p>　　注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

41、。</p><p>　　表7 Johansen的極大似然值協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（江蘇?。?lt;/p><p>　　注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。</p><p><b>　　協(xié)整方程表示如下：</b></p><p><b>　　浙江?。?lt;/b></p><p>　　LN

42、GDP=-0.*LNIMG+1.*LNIMC -8. （1.1）</p><p>　　(1.76637) (-12.0440) (0.30390) </p><p><b>　　江蘇省:</b></p><p>　　LNGDP=0.*LNIMG+0.*LNIMC -5.

43、 （1.2）</p><p>　　(-3.20831) (-6.42107) (7.84878) </p><p>　　從長(zhǎng)期來(lái)看，浙江工業(yè)制成品進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，會(huì)分別抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.40%，而初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，可以引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約1.02%。江蘇機(jī)工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，可以分別引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.06%和0.28%。</p><p

44、>　　（四）Granger因果檢驗(yàn)</p><p>　　協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)軌驒z驗(yàn)變量之間是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有因果性還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。檢驗(yàn)一個(gè)變量與另一個(gè)變量是否存在因果關(guān)系，使用的是Granger非因果性檢驗(yàn)方法。根據(jù)AIC確定各變量的滯后階數(shù)為2，對(duì)各變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如表8、表9所示：</p><p>　　表8 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果（

45、浙江省）</p><p>　　注： 觀察期為23，滯后期為2。</p><p>　　表9 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果（江蘇?。?lt;/p><p>　　注： 觀察期為23，滯后期為2。</p><p>　　從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，浙江省的情況是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠帶動(dòng)初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口，工業(yè)制成品大量進(jìn)口也能夠拉動(dòng)初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口。表明，浙江的經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接影響

46、到初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口，工業(yè)制成品進(jìn)口帶動(dòng)了初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口。江蘇省的工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口都是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。這說(shuō)明江蘇的工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品的大量進(jìn)口對(duì)其經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了極大的促進(jìn)作用。</p><p>　　四、江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系</p><p>　?。ㄒ唬┐_立VEC向量誤差修正模型</p><p>　　通過(guò)上面的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)將

47、變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系證實(shí)，但是對(duì)于在短期內(nèi)，變量由非均衡向均衡調(diào)整的過(guò)程則需要運(yùn)用VEC誤差修正模型來(lái)實(shí)現(xiàn)，從而分析變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。只要變量間存在協(xié)整關(guān)系，就可以由自回歸分布滯后模型導(dǎo)出誤差修正模型。由于上述VAR模型的每一個(gè)方程都是一個(gè)自回歸分布滯后模型，因此我們可以認(rèn)為VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型，則VEC模型的穩(wěn)定性判斷方法也與非限制性的VAR模型相同。如圖3和4顯示，兩省VEC模型的所有特征根的倒數(shù)均落在單位圓上或

48、圓內(nèi)，表明VECM穩(wěn)定。</p><p>　　VECM的滯后期應(yīng)是非限制性VAR模型二階差分變量的滯后期2，截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的設(shè)置應(yīng)該與Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的假設(shè)一致，仍然采用協(xié)整方程有截距且序列沒(méi)有確定性線性趨勢(shì)的形式。附表3、4的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：浙江省變量序列的誤差修正模型以DLNGDP作為被解釋變量的誤差修正項(xiàng)系數(shù)EC（-1）小于0，符合反向修正機(jī)制，表示滯后一期的非均衡誤差以0.03%的速度從非均衡向均衡

49、狀態(tài)調(diào)整。江蘇變量序列的誤差修正模型以DLNGDP作為被解釋變量的誤差修正項(xiàng)系數(shù)EC（-1）小于0，符合反向修正機(jī)制，表示滯后一期的非均衡誤差以0.06%的速度從非均衡向均衡狀態(tài)調(diào)整。</p><p>　　短期內(nèi)，浙江省除了初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用比較顯著（t統(tǒng)計(jì)值為-2.49680），工業(yè)制成品進(jìn)口滯后二期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比較明顯外（t統(tǒng)計(jì)值為1.74181），其他變量均不顯著。江蘇省除了初

50、級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用比較顯著（t統(tǒng)計(jì)值為-4.16313），工業(yè)制成品進(jìn)口滯后一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比較顯著外（t統(tǒng)計(jì)值為2.08501），其他變量均不顯著。</p><p>　　圖3 VEC模型的特征根的倒數(shù)的分布圖 圖4 VEC模型的特征根的倒數(shù)的分布圖</p><p>　?。ㄕ憬。?

51、 （江蘇省）</p><p>　?。ǘ┗赩AR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)</p><p>　　VAR模型是一種非理論性的模型，它無(wú)需對(duì)變量做任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響，而是分析一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說(shuō)模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，這種方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法（IRF）。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫(huà)的是，在擾動(dòng)項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)

52、生變量當(dāng)前值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。對(duì)一個(gè)變量的沖擊直接影響這個(gè)變量，并且通過(guò)VAR模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有的內(nèi)生變量，在VAR模型結(jié)構(gòu)中可以利用沖擊反應(yīng)函數(shù)識(shí)別出各個(gè)因素對(duì)GDP沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過(guò)程。</p><p>　　圖5-圖12直觀形象地給出了江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)各變量與GDP在對(duì)數(shù)水平下受到各自沖擊的脈沖響應(yīng)?？v軸表示變量增長(zhǎng)率的變化，橫軸表示響應(yīng)函數(shù)的期數(shù)（單位：年），樣本數(shù)據(jù)介于1985-2009年間，

53、故將響應(yīng)函數(shù)的追蹤期設(shè)為10年。</p><p>　?。?）圖5顯示了浙江省LNGDP分別受到LNIMG和LNIMC一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。對(duì)于LNIMG的沖擊，LNGDP從第二期開(kāi)始迅速攀升，直到第6期達(dá)到正面響應(yīng)的最大值，然后開(kāi)始慢慢回落。對(duì)于LNIMC的沖擊，LNGDP在第7期之前一直處于負(fù)面響應(yīng)，在第2期達(dá)到負(fù)面響應(yīng)最大值，然后在正面響應(yīng)出保持平穩(wěn)。短期內(nèi)工業(yè)制成品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到很大的正

54、面作用，而初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一段時(shí)期的負(fù)面作用，然后轉(zhuǎn)變?yōu)檎孀饔?，說(shuō)明初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的經(jīng)濟(jì)作用具有滯后性。</p><p>　　圖6顯示了江蘇省LNGDP分別受到LNIMG和LNIMC一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。對(duì)于LNIMG的沖擊，LNGDP迅速攀升并且一直保持上升的趨勢(shì)。對(duì)于LNIMC的沖擊，起始無(wú)響應(yīng)，在第2期達(dá)到負(fù)響應(yīng)最大后，快速在正響應(yīng)攀升，上升幅度大于LNING的沖擊。短期工業(yè)制成品

55、進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有較大促進(jìn)作用，初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口在滯后一段時(shí)間后對(duì)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出極大的促進(jìn)作用。</p><p>　　（2）圖7-圖8分別刻畫(huà)了浙江LNIMG和LNIMC受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的LNGDP正沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。兩個(gè)變量都出現(xiàn)了短期內(nèi)正向拉升，在第2其達(dá)到最大值后從第3期開(kāi)始回落。這說(shuō)明，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)短期內(nèi)對(duì)工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口具有促進(jìn)作用，隨著時(shí)間推移作用越來(lái)越小。圖9-圖10分別刻畫(huà)了江蘇LNIMG和LN

56、IMC受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的LNGDP正沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。工業(yè)制成品從正響應(yīng)快速轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)響應(yīng)，而初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口短期內(nèi)波動(dòng)較大并且基本為負(fù)響應(yīng)狀態(tài)。</p><p>　?。?）圖11顯示了浙江LNIMC受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的LNIMG正沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。工業(yè)制成品進(jìn)口在一定時(shí)間內(nèi)對(duì)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口起正面作用，然后在第2期快速回落。圖12顯示了江蘇LNIMC受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的LNIMG正沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。工業(yè)制成

57、品進(jìn)口對(duì)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的影響波動(dòng)幅度呈現(xiàn)出由劇烈逐漸趨于平緩的狀態(tài)。 </p><p>　　綜合看來(lái)，短期內(nèi)，工業(yè)制成品進(jìn)口對(duì)兩省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都起到很大的正面作用，而初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口在滯后一段時(shí)間后對(duì)經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出極大的促進(jìn)作用。不同的是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)浙江工業(yè)制成品進(jìn)口促進(jìn)作用表現(xiàn)為先增加后減小，而江蘇則表現(xiàn)為一直減??；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)浙江初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口作用表現(xiàn)為先增加后減小，而江蘇在負(fù)作用狀態(tài)波動(dòng)；浙江工業(yè)制成品進(jìn)口對(duì)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口正

58、面影響顯著，而江蘇則波動(dòng)幅度較大之后保持較高的正面影響。</p><p>　　圖5 浙江LNGDP對(duì)LNIMG、LNIMC 圖6 江蘇LNGDP對(duì)LNIMG、LNIMC</p><p>　　沖擊的脈沖響應(yīng) 沖擊的脈沖響應(yīng)</p><p>　　圖7 浙江LNIMG對(duì)LNGDP沖擊的脈沖響應(yīng)

59、 圖8 浙江LNIMC對(duì)LNGDP沖擊的脈沖響應(yīng)</p><p>　　圖9 江蘇LNIMG對(duì)LNGDP沖擊的脈沖響應(yīng) 圖10 江蘇LNIMC對(duì)LNGDP沖擊的脈沖響應(yīng)</p><p>　　圖11 浙江LNIMC對(duì)LNIMG沖擊的脈沖響應(yīng) 圖12 江蘇LNIMC對(duì)LNIMG沖擊的脈沖響應(yīng)</p><p><b>　　五、結(jié)

60、論與建議</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┙Y(jié)論</b></p><p>　　通過(guò)對(duì)江浙兩省1985年到2009年工業(yè)制成品進(jìn)口、初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的實(shí)證分析，得出了以下幾點(diǎn)結(jié)論：</p><p>　?、?從長(zhǎng)期來(lái)看，江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的均衡關(guān)系存在一定差異</p><p>　　兩省GDP與工業(yè)

61、制成品進(jìn)口IMG之間具有很大的相關(guān)性，說(shuō)明工業(yè)制成品與兩省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有很大的聯(lián)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)工業(yè)制成品的進(jìn)口依賴度較高，這也基本符合工業(yè)型社會(huì)的發(fā)展特點(diǎn)。</p><p>　　但是Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，浙江的經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接影響到初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口，工業(yè)制成品進(jìn)口帶動(dòng)了初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口；江蘇的工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品的大量進(jìn)口對(duì)其經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了極大的促進(jìn)作用。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)得出：第一，江蘇工業(yè)制成品進(jìn)口

62、對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，與浙江相反；第二，初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)江浙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用，其中對(duì)浙江的作用更為明顯。由此可見(jiàn)，兩省工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系存在一定的差異。</p><p>　?、?從短期來(lái)看，江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有的反向調(diào)節(jié)能力不同</p><p>　　短期內(nèi)，工業(yè)制成品進(jìn)口對(duì)兩省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都起到很大的正面作用，而初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)于兩省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

63、都具有負(fù)面的抑制作用。誤差修正模型顯示，浙江省初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用比較顯著（t統(tǒng)計(jì)值為-2.49680），江蘇省初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用更加顯著（t統(tǒng)計(jì)值為-4.16313）。脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，在一定時(shí)期后，兩省初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用均出現(xiàn)由負(fù)面轉(zhuǎn)向正面，影響具有滯后期。</p><p>　　但是，在VEC模型中，從滯后一期到滯后二期，初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用減小

64、幅度江蘇明顯大于浙江（江蘇t值從-4.16313減小為-1.55784，浙江t值從-2.49680減小為-1.09624）；在脈沖響應(yīng)中，江蘇省的滯后期明顯短于浙江。表明江蘇對(duì)外來(lái)技術(shù)的消化吸收能力很強(qiáng)，能夠迅速將技術(shù)擴(kuò)散并轉(zhuǎn)化為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)力，從而增加對(duì)初級(jí)產(chǎn)品的需求；浙江滯后期較長(zhǎng)，在技術(shù)消化吸收能力和技術(shù)擴(kuò)散機(jī)制上存在一定的欠缺。</p><p>　　3．兩省工業(yè)制成品進(jìn)口帶動(dòng)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的力度不同<

65、/p><p>　　浙江工業(yè)制成品進(jìn)口的增加能夠促進(jìn)初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口。在短期內(nèi)工業(yè)制成品進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；在長(zhǎng)期內(nèi)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和工業(yè)制成品進(jìn)口的沖擊會(huì)對(duì)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口起到促進(jìn)作用。Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，工業(yè)制成品進(jìn)口帶動(dòng)了初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口。誤差修正模型顯示，浙江省工業(yè)制成品進(jìn)口滯后二期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比較明顯（t統(tǒng)計(jì)值為1.74181）。脈沖響應(yīng)函數(shù)也表明，浙江工

66、業(yè)制成品進(jìn)口對(duì)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口正面影響顯著，并且在極短時(shí)間內(nèi)正響應(yīng)達(dá)到最大值。</p><p>　　江蘇省的工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口也都是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。誤差修正模型顯示，江蘇省工業(yè)制成品進(jìn)口滯后一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比較顯著（t統(tǒng)計(jì)值為2.08501）。脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，江蘇工業(yè)制成品進(jìn)口沖擊下初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的波動(dòng)逐漸由劇烈向平緩轉(zhuǎn)變，并且開(kāi)始保持較高的正面影響。</p><p>　　工

67、業(yè)制成品的進(jìn)口對(duì)兩省初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)發(fā)展都有著極大的促進(jìn)作用，但比較后發(fā)現(xiàn)，江蘇進(jìn)口工業(yè)制成品的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)比浙江出現(xiàn)的早，而且對(duì)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的帶動(dòng)作用江蘇也比浙江明顯。雖然大量進(jìn)口工業(yè)制成品如工程機(jī)械設(shè)備等，在其形成一定的生產(chǎn)能力后，必將給兩省帶來(lái)初級(jí)產(chǎn)品的大量進(jìn)口，但是兩省在工業(yè)制成品進(jìn)口帶動(dòng)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的期限和力度上是明顯不同的。</p><p><b>　?。ǘ┱呓ㄗh</b>&

68、lt;/p><p>　　結(jié)合上面得出的結(jié)論，根據(jù)浙江省和江蘇省的實(shí)際情況提出以下幾點(diǎn)建議，為浙江省優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，提高對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)效益提供借鑒：</p><p>　?、?增加工業(yè)制成品進(jìn)口，發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)</p><p>　　由于浙江省工業(yè)制成品進(jìn)口在短期內(nèi)對(duì)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口具有很強(qiáng)的正面影響，且在長(zhǎng)期內(nèi)能夠帶動(dòng)初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口，全省經(jīng)濟(jì)對(duì)工業(yè)制成品的進(jìn)口存在很強(qiáng)的依賴性。

69、因此，浙江要大力促進(jìn)工業(yè)制成品的進(jìn)口，優(yōu)先保證進(jìn)口當(dāng)?shù)厣胁荒苌a(chǎn)、短缺的商品和技術(shù)。同時(shí)，注意到工業(yè)制成品的進(jìn)口會(huì)帶來(lái)大量的初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口，必須選擇進(jìn)口對(duì)國(guó)外原料和礦產(chǎn)資源不過(guò)分依賴的技術(shù)設(shè)備和設(shè)施，減輕對(duì)進(jìn)口國(guó)外原料和資源的依賴。浙江省一直以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主，要加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的腳步，關(guān)鍵要做好對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新與提升。同時(shí)，應(yīng)該借鑒江蘇的做法，大力推動(dòng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加強(qiáng)對(duì)專利權(quán)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)等無(wú)形資產(chǎn)的保護(hù)，建立和健全市場(chǎng)機(jī)制。</p&

70、gt;<p>　　⒉ 加強(qiáng)技術(shù)消化吸收能力，完善技術(shù)擴(kuò)散機(jī)制</p><p>　　江蘇省對(duì)外來(lái)技術(shù)的消化吸收能力很強(qiáng)，能夠迅速將技術(shù)擴(kuò)散并轉(zhuǎn)化為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)力，從而增加對(duì)初級(jí)產(chǎn)品的需求，而浙江在技術(shù)消化吸收能力和技術(shù)擴(kuò)散機(jī)制上存在一定的欠缺，使得初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用顯現(xiàn)的較為遲緩。浙江省應(yīng)針對(duì)這一發(fā)展弱項(xiàng)，加強(qiáng)技術(shù)消化吸收能力，完善技術(shù)擴(kuò)散機(jī)制。優(yōu)先保障省內(nèi)緊缺商品、核心技術(shù)的進(jìn)口，加強(qiáng)企業(yè)

71、對(duì)高端設(shè)備與先進(jìn)技術(shù)的消化、吸收、再創(chuàng)新。只有在完善的技術(shù)擴(kuò)散機(jī)制下，不斷提高對(duì)外來(lái)技術(shù)的消化、吸收能力，才能使浙江在短期內(nèi)更快的將進(jìn)口的初級(jí)產(chǎn)品轉(zhuǎn)變?yōu)橥苿?dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力。因此，根據(jù)浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特點(diǎn)，加強(qiáng)技術(shù)消化、吸收能力，完善技術(shù)擴(kuò)散機(jī)制，也是推進(jìn)浙江經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的重要戰(zhàn)略步驟之一。</p><p>　?、?加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式</p><p>　　浙江的企業(yè)以家族企業(yè)

72、為主，企業(yè)規(guī)模較小，研發(fā)能力和創(chuàng)新能力與江蘇省的外資企業(yè)相比存在很大的差距。而且整個(gè)浙江都是以制造業(yè)為主，產(chǎn)品集中在勞動(dòng)密集型產(chǎn)品上，對(duì)周圍基礎(chǔ)性資源存在掠奪式利用。因此初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)的發(fā)展存在較大的影響。面對(duì)日益嚴(yán)峻的外貿(mào)形勢(shì)，浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)體制改革勢(shì)在必行。目前，浙江的產(chǎn)業(yè)集群初具規(guī)模，并已成為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)重要的產(chǎn)業(yè)組織方式。利用這一優(yōu)勢(shì)，加大力度擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)集群的規(guī)模，增加對(duì)工業(yè)制成品的需求，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)步伐。<

73、/p><p><b>　　參考文獻(xiàn)</b></p><p>　　[1] 張亞斌,易紅星,林金開(kāi).進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（雙月刊）,2002(120):63-65.</p><p>　　[2] 陳華.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].國(guó)際商務(wù)研究，2005(01):16-20.</p><p&

74、gt;　　[3] 陳家勤.適度增加進(jìn)口的幾點(diǎn)思考[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題.1999(07):11-15.</p><p>　　[4] 劉曉鵬.協(xié)整分析與誤差修正模型——我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究. 2001(05):53-56.</p><p>　　[5] 許和連,賴明勇.我國(guó)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系分析[J].湖南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2001(03):33-35.&l

75、t;/p><p>　　[6] 季鑄.進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì). 2002(11):31-36.</p><p>　　[7] 孫林,王啟仿.對(duì)外貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響—供給角度的分析[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）,2003(01):35-39. </p><p>　　[8] 佟家棟.關(guān)于我國(guó)進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的探討[J].南開(kāi)學(xué)報(bào)，1995(0

76、3):9-12.</p><p>　　[9] 孫敬水.進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的實(shí)證分析[J].國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2007(01):13-18.</p><p>　　[10] 李磊.我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系探析[J].經(jīng)濟(jì)論壇,2005(07):53-55.</p><p>　　[11] 范柏乃,王益冰.我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，20

77、04(04):8-13. </p><p>　　[12] 林媛媛.進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)回歸分析[J].國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索，2000(03):11-13.</p><p>　　[13] 熊啟泉,楊十二.重新審視進(jìn)口在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用——基于中國(guó)的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2005(02):5-10.</p><p>　　[14] 徐光耀.我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)

78、性分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2007(02):3-7.</p><p>　　[15] 李兵.進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].經(jīng)貿(mào)論壇，2008(06):27-38.</p><p>　　[16] 孫景家.進(jìn)口貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性分析[D].江蘇大學(xué)，2010(06):1-55. </p><p>　　[17] Jong-wha Lee. Capit

79、al Goods Imports and Long-run Growth. Working Paper ,1994.4725,pp1-28.</p><p>　　[18] Coe and Helpman. International R&D Spillovers. European Economic review1995.5,pp859-887.</p><p>　　[19] Co

80、e, Helpman and Hoffmaister. North-South R&D Spillovers. Economic Journal, Royal Economic Society1997.107(440),pp134-49.</p><p>　　[20] Keller W. How Trade Patterns and Technology Flows Affect Productivity

81、 Growth. NBER Working Paper1999,pp69-90.</p><p>　　[21] Rodrik. Trade Policy and Economic Growth: A Skeptic’s Guide to Cross-National Evidence. NBER Macroeconomics Annual 2000.15, pp261-338.</p><p&

82、gt;　　[22] Robert Z. Lawrence and David E. Weinstein. Trade and Growth: Import-led or Export-led? Evidence from Japan and Korea. Oxford University press and the World Bank,2001,pp26-42.</p><p>　　[23] Hakura a

83、nd Jaumotte. The Role of Inter and Intraindustry Trade in Technology Diffusion. IMF Working Papers1999,pp58-99.</p><p>　　[24] M. Connolly. The Dual Nature of Trade: Measuring Its Import on Limitation and Gro

84、wth. Journal of Development Economics1993.42,pp51-74.</p><p><b>　　附 錄</b></p><p>　　表1 浙江省GDP值以及進(jìn)口商品分類值（1985-2009年）</p><p>　　資料來(lái)源：浙江省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒</p><p>　　表2 江蘇省

85、GDP值以及進(jìn)口商品分類值（1985-2009年）</p><p>　　資料來(lái)源：江蘇省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒</p><p>　　表3 誤差修正模型系數(shù)表（浙江?。?lt;/p><p>　　注： [ ]中為t值。</p><p>　　表4 誤差修正模型系數(shù)表（江蘇?。?lt;/p><p>　　注： [ ]中為t值。</p&g

86、t;<p><b>　　致 謝</b></p><p>　　四年的大學(xué)生活在這個(gè)季節(jié)即將劃上一個(gè)句號(hào)，四年的求學(xué)生涯在師長(zhǎng)、親友的大力支持下，走得辛苦卻也收獲滿囊。在論文即將付梓之際，我要感謝一路幫助過(guò)我的人們。</p><p>　　感謝我的朋友，是你們一路來(lái)的關(guān)心與陪伴，大家一起堅(jiān)持著，奮斗著，相互分享喜悅，解決問(wèn)題，讓我感到溫暖與信心，謝謝你們！&l

87、t;/p><p>　　感謝我的家人，是你們一直無(wú)怨無(wú)悔地支持我的學(xué)業(yè)，寫(xiě)作過(guò)程中難免出現(xiàn)消極情緒，是你們開(kāi)導(dǎo)我，鼓勵(lì)我，謝謝爸爸媽媽！</p><p>　　感謝參加此次論文評(píng)審和答辯的小組老師，謝謝你們?yōu)槲业漠厴I(yè)辛苦忙綠！</p><p>　　由于本人才疏學(xué)淺，對(duì)實(shí)際也不夠深入，盡管本人盡了最大的努力完成此文，但缺點(diǎn)和錯(cuò)誤在所難免，敬請(qǐng)各位老師指正！</p>