摘要：本文運用協(xié)整理論與Granger因果檢驗方法，對我國近30年來貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性進(jìn)行實證研究，發(fā)現(xiàn)我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，但兩個變量無法通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，即我國當(dāng)前以高比例加工貿(mào)易為主要特征的貿(mào)易模式無法成為GDP增長的穩(wěn)定因素。因此，我國當(dāng)前以高比例加工貿(mào)易為主要特征的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)不利用于經(jīng)濟(jì)長期增長。在加工貿(mào)易面臨較大轉(zhuǎn)型壓力背景下，我國應(yīng)加快加工貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型調(diào)整，使加工貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展長遠(yuǎn)利益結(jié)合起來，同時積極發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)更大的一般貿(mào)易。

關(guān)鍵詞：加工貿(mào)易；貿(mào)易方式；經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號：F74 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

作者簡介：呂海霞（1981-），女，浙江永康人，中國電子信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院助理研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長、平臺經(jīng)濟(jì)。

21世紀(jì)以來，受勞動力成本上升、加工貿(mào)易外資進(jìn)入優(yōu)惠政策減少、人民幣升值等因素影響，盡管我國加工貿(mào)易比重有所下降，但仍占據(jù)較高的比重（見圖1）。因此，以高比例加工貿(mào)易為主要特征的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)對我國當(dāng)前貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長的影響值得關(guān)注和思考。

一、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究，可以追溯到亞當(dāng)·斯密（1776）在《國民財富的性質(zhì)和原因的研究》中提出的絕對成本理論。在此之后，大衛(wèi)·李嘉圖（比較優(yōu)勢理論）、赫克歇爾和俄林（要素稟賦理論）、波斯納（需求偏好理論）、保羅·克魯格曼（產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論）等經(jīng)濟(jì)學(xué)家，從不同角度論證了對外貿(mào)易對一國優(yōu)化資源配置、提高要素的勞動生產(chǎn)率、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用。勞爾-普萊維什（中心-外圍理論）、巴格瓦蒂（貧困化增長）、繆爾達(dá)爾（循環(huán)累積因果關(guān)系論）等經(jīng)濟(jì)學(xué)家，還探討了對外貿(mào)易對發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響。

關(guān)于貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，Stiglitz（1970）和Smith（1984）的研究認(rèn)為國際貿(mào)易通過提高資本密集品的價格而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Mazumdar（1996）認(rèn)為貿(mào)易能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長取決于貿(mào)易結(jié)構(gòu)，只有出口消費品而進(jìn)口資本品才能發(fā)揮貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用；反之，出口資本品而進(jìn)口消費品未必能帶來經(jīng)濟(jì)增長。Lewer（2002、2003）運用28個國家的面板數(shù)據(jù)，對Mazumdar（1996）的假說作了進(jìn)一步實證分析，證明資本品的凈進(jìn)口比資本品凈出口能更有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Coe、Helpman（1995）認(rèn)為發(fā)展中國家進(jìn)口資本品并不一定會帶來國內(nèi)資本品價格的下降，而更重大的作用在于提高本國資本品的邊際產(chǎn)出、促進(jìn)本國生產(chǎn)率的提高，進(jìn)而實現(xiàn)本國經(jīng)濟(jì)增長。Wrz（2004）的研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)密集品技術(shù)溢出效應(yīng)更強(qiáng)，對經(jīng)濟(jì)增長的作用更明顯，能更有力地促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)的增長。通過研究1982-2001年間我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，王永齊（2006）發(fā)現(xiàn)我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)并不顯著影響經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)于貿(mào)易方式與經(jīng)濟(jì)增長，Bernhofen（1999）、Qasrni（2001）、Lioyd（2004）等的研究，分析了加工貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，認(rèn)為加工貿(mào)易對于發(fā)展中國家參與國際分工、提高技術(shù)創(chuàng)新能力有重要作用。隆國強(qiáng)（2003）、李蕊（2005）、王懷民（2007）等的研究，認(rèn)為加工貿(mào)易的發(fā)展有助于提高技術(shù)開發(fā)能力，有助于加快工業(yè)化進(jìn)程，這是我國實現(xiàn)工業(yè)化的重要路徑。但是，歐陽北松、杜建華（2004）的研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)介于資本積累和勞動力之間，低附加值、低利潤、低工資的加工貿(mào)易已經(jīng)給我國對外貿(mào)易的發(fā)展帶來了負(fù)面影響，進(jìn)而影響了經(jīng)濟(jì)增長。曾衛(wèi)鋒（2008）的研究發(fā)現(xiàn)非加工貿(mào)易比加工貿(mào)易有更大、更顯著的知識溢出效應(yīng)和貿(mào)易條件效應(yīng)，因而應(yīng)提高一般貿(mào)易的比重、加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。徐麗鶴（2010）的研究發(fā)現(xiàn)一般貿(mào)易出口增長顯著促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長，而加工貿(mào)易進(jìn)出口的增長卻弱化了我國經(jīng)濟(jì)增長，其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度也低于一般貿(mào)易出口，加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型勢在必行。本文選取近30年一般貿(mào)易進(jìn)出口和加工貿(mào)易進(jìn)出口的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)和實證分析，旨在探討加工貿(mào)易比重過高的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，為促進(jìn)加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級、加快一般貿(mào)易發(fā)展、推動貿(mào)易方式轉(zhuǎn)變等提供依據(jù)。

二、貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)的確立

貿(mào)易結(jié)構(gòu)是構(gòu)成貿(mào)易活動的各要素間比例關(guān)系和經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，包括貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)、貿(mào)易行業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易所有制結(jié)構(gòu)、貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)等。在貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的研究中，用得比較多的是貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)。藍(lán)慶新和田海峰（2002）按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類（SITC），將商品根據(jù)附加值高低分為初級產(chǎn)品和工業(yè)制品，貿(mào)易結(jié)構(gòu)用初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品占出口額或進(jìn)口額的比重衡量。Mazumdar和Helpman按照BEC國際貿(mào)易商品分類準(zhǔn)則，將對外貿(mào)易商品分為資本品、中間投入品和消費品，貿(mào)易結(jié)構(gòu)表示為資本品和消費品的進(jìn)出口的相對數(shù)量。

COMPO=[SX（]資本品出口/消費品出口[]資本品進(jìn)口/消費品進(jìn)口[SX）]

其中COMPO表示貿(mào)易結(jié)構(gòu)，如果COMPO>1，本國將成為資本品的凈出口國，資本積累將不會發(fā)生；如果COMPO<1，本國將成為資本品的凈進(jìn)口國，資本積累將促進(jìn)本國的邊際產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率提高，從而有利于經(jīng)濟(jì)增長。

Wrz（2004）和王永齊（2006）按照國際標(biāo)準(zhǔn)委員會的ISIC分類標(biāo)準(zhǔn)，從內(nèi)生技術(shù)密集度的角度將貿(mào)易品分為高技術(shù)品和中低技術(shù)品，貿(mào)易結(jié)構(gòu)用高技術(shù)品和中低技術(shù)品進(jìn)出口相對比重衡量，表示如下：

TECH=[SX（]高技術(shù)品出口/中低技術(shù)品出口[]高技術(shù)品進(jìn)口/中低技術(shù)品進(jìn)口[SX）]

其中TECH表示貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)，如果TECH>1，本國將成為高技術(shù)產(chǎn)品的凈出口國；如果TECH<1，本國將成為高技術(shù)產(chǎn)品的凈進(jìn)口國和中低技術(shù)產(chǎn)品的凈出口國。

為了綜合考量加工貿(mào)易進(jìn)出口、一般貿(mào)易進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究加工貿(mào)易占比較高的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，可以構(gòu)建貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)。借鑒貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的構(gòu)建方法，貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)的構(gòu)建采用加工貿(mào)易和一般貿(mào)易進(jìn)出口的相對數(shù)量來衡量：

TS1=[SX（]加工貿(mào)易出口/一般貿(mào)易出口[]加工貿(mào)易進(jìn)口/一般貿(mào)易進(jìn)口[SX）]

其中TS1表示貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)。如果一國TS1>1，則表示加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的比率大于加工貿(mào)易進(jìn)口與一般貿(mào)易進(jìn)口的比率，該國是加工貿(mào)易產(chǎn)品的凈出口國；反之，如果一國TS1<1，表示加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的比率小于加工貿(mào)易進(jìn)口與一般貿(mào)易進(jìn)口比率，該國是一般貿(mào)易產(chǎn)品的凈出口國。

一般而言，在貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)大于1情況下，TS1值越高，加工貿(mào)易出口在該國占的比重越高。根據(jù)《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒（2012）》的統(tǒng)計，可以計算出貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)。表1數(shù)據(jù)顯示1982-1999年間，除了少數(shù)年份，我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變量值大多小于1，表明我國在這一時期是一般貿(mào)易品的凈出口國，對外貿(mào)易以一般貿(mào)易為主，加工貿(mào)易所占比重不高；1999-2011年間，我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變量值大于1，尤其是2009年以來變量值提高到1.8以上，表明我國已成為加工貿(mào)易品的凈出口國，加工貿(mào)易出口比重不斷提高（見圖2）。這表明隨著世界產(chǎn)業(yè)分工結(jié)構(gòu)發(fā)展和我國加入WTO，我國的勞動力成本優(yōu)勢吸引越來越多的外資進(jìn)入加工貿(mào)易行業(yè)，推動了各種加工貿(mào)易方式迅速發(fā)展，促進(jìn)了我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

三、數(shù)據(jù)說明和實證分析

（一）數(shù)據(jù)選擇

為了考察貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系，本文選擇1982-2011年的時間序列數(shù)據(jù)作為分析樣本。其中，經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)用實際GDP增長率（RGDP）來衡量，貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)采用加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的相對比重來測算。通過對實際GDP增長率（RGDP）和貿(mào)易結(jié)構(gòu)（TS1）時間序列數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計，以考察數(shù)據(jù)概況。表2顯示樣本期間實際GDP增長率均值為0.025167，最大值為2011年為0.092，最小值為1985年為0.001，貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)均值為1.191033，最大值為2011年9.484，最小值為1985年0.139。將1982-2011年間我國實際GDP增長率和貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)進(jìn)行對照（如圖3所示），發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)增長與貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)存在一定的相關(guān)性。

（二）實證分析

在對時間序列數(shù)據(jù)作回歸分析前，本文先采用“EG兩步法”考察RGDP序列與TS1序列是否滿足協(xié)整，變量之間是否具有長期均衡的關(guān)系，其中單位根檢驗用于確定時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和趨勢性，協(xié)整分析用于確定變量間是否存在長期均衡關(guān)系。只有當(dāng)序列為平穩(wěn)序列或者滿足協(xié)整關(guān)系的時候，兩者具有長期均衡關(guān)系才能進(jìn)行回歸分析，并通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗變量間的因果關(guān)系。

1.平穩(wěn)性檢驗。本文采用Eviews6.0，實證采用單位根檢驗以考察序列平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表3所示。根據(jù)檢驗結(jié)果，RGDP、TS1兩個序列的原序列單位根檢驗顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設(shè)，說明存在單位根，兩個時間序列不平穩(wěn)，具有時間趨勢；兩個序列的一階差分序列D（RGDP）和D（TS1）的單位根檢驗顯著性概率小于0.05，在5%水平拒絕原假設(shè)，說明不存在單位根，兩個差分序列平穩(wěn)。因此，RGDP與TS1為一階單整，滿足同階單整的前提。

2.殘差序列平穩(wěn)性檢驗。在“EG兩步法”中，對于同階單整的兩個變量，其回歸得到的殘差序列滿足無截距項，無趨勢項的平穩(wěn)序列，這說明兩個變量滿足協(xié)整關(guān)系，具有長期均衡關(guān)系。現(xiàn)在分別對RGDP序列與TS1序列進(jìn)行回歸，提取殘差項et1，并對et1進(jìn)行無截距項無趨勢項的單位根檢驗，得到的結(jié)果如表4所示。從結(jié)果來看殘差序列et1的單位根檢驗顯著性概率小于0.05，說明不存在單位根，該回歸的殘差序列平穩(wěn)，這說明RGDP序列與TS1序列具有協(xié)整關(guān)系，意味著經(jīng)濟(jì)增長和貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

3.協(xié)整回歸。時間序列滿足協(xié)整關(guān)系，說明變量之間存在長期均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析可以避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。為了考察貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文在實證分析中建立初始模型：

RGDPt=a0+a1TS1t+ut

其中RGDPt表示第t期的RGDP變量，作為被解釋變量；TS1t代表第t期的TS1變量，作為解釋變量；a0表示截距項，a1表示估計參數(shù)，ut為隨機(jī)干擾項，滿足白噪聲過程。通過Eviews6.0對模型進(jìn)行回歸，得到結(jié)果如表5所示。從模型的回歸結(jié)果來看，TS1的估計參數(shù)t檢驗顯著性概率均小于0.05，在5%水平能夠拒絕原假設(shè)，檢驗通過；同時，模型的DW值偏離2比較遠(yuǎn)，說明模型存在自相關(guān)，t檢驗無效，需要對模型進(jìn)行調(diào)整，經(jīng)過AIC準(zhǔn)則以及SC準(zhǔn)則對比測試，模型修改為：

RGDPt=a0+a1TS1t+a2RGDPt-1+a3RGDPt-2+ut

其中，模型加入隨機(jī)干擾項的滯后一期與滯后二期項，即AR（1）與AR（2）項，經(jīng)過此調(diào)整消除自相關(guān)，得到新的回歸結(jié)果如表6所示。經(jīng)過調(diào)整后，回歸的R2有明顯提高，說明解釋變量的解釋程度較高，并且有所增加；F檢驗通過，說明解釋變量之間對被解釋變量的共同作用顯著。

模型中MA（1），MA（2）項t檢驗顯著性概率小于0.05，在5%水平通過檢驗，TS1項的t檢驗顯著性概率小于0.10，在10%水平通過檢驗。由于加入滯后項的DW值檢驗不再有效，于是進(jìn)行LM自相關(guān)檢驗，如表7所示。從滯后1期LM檢驗來看，卡方檢驗的顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設(shè)，說明該回歸中均不存在自相關(guān)，估計參數(shù)的t檢驗有效。調(diào)整后的模型回歸結(jié)果顯示，TS1項的估計系數(shù)為0.020246，說明TS1項與RGDP項之間呈正相關(guān)，每增加1單位TS1，則增加0.020246單位的RGDP。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗。為了檢驗經(jīng)濟(jì)增長與貿(mào)易結(jié)構(gòu)間真正的因果關(guān)系，再進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗。Granger因果關(guān)系表示，如果兩個經(jīng)濟(jì)變量X和Y在包含過去信息的條件下對Y的預(yù)測效果要好于單獨由Y的過去信息對Y的預(yù)測，即變量X有助于提高變量Y的預(yù)測精度，則稱X對Y存在Granger因果關(guān)系。

對本次實證中的模型分別進(jìn)行滯后一期的格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表8所示。從結(jié)果來看，模型中TS1不是RGDP的格蘭杰原因的原假設(shè)的顯著性概率為0.3263，大于0.05，說明在5%水平不能夠拒絕原假設(shè)，貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)TS1不是RGDP的格蘭杰原因。原假設(shè)為RGDP不是TS1的格蘭杰原因的顯著性概率為0.0077，小于0.05，說明在5%水平能拒絕原假設(shè)，RGDP是TS1的格蘭杰原因。這表明我國當(dāng)前的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)不是推動經(jīng)濟(jì)增長的因素，但經(jīng)濟(jì)增長是貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要因素。

四、結(jié)論和啟示

本文從貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)角度分析貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究一般貿(mào)易和加工貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響。實證分析發(fā)現(xiàn)我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間雖然存在正相關(guān)關(guān)系，但格蘭杰因果關(guān)系檢驗顯示我國當(dāng)前的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)不是推動經(jīng)濟(jì)增長的原因，而經(jīng)濟(jì)增長有利于貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)調(diào)整。

第一，我國當(dāng)前的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)不利于經(jīng)濟(jì)增長。模型回歸結(jié)果顯示我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)（TS1）項與實際GDP增長（RGDP）之間存在較弱的正相關(guān)關(guān)系，但兩者間的因果關(guān)系沒有得到格蘭杰原因關(guān)系檢驗的支持，即我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)并不顯著影響經(jīng)濟(jì)增長，我國對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在貿(mào)易量上，高比例加工貿(mào)易是重要原因。這是因為在“兩頭在外、大進(jìn)大出”的加工貿(mào)易方式中，投入品的國內(nèi)采購率低，產(chǎn)品的價值增值鏈較短，對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)上下游的帶動作用較弱。另外，我國加工貿(mào)易以外資為主導(dǎo)，利潤大多歸屬外資，導(dǎo)致加工貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)有限。

第二，我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)被動調(diào)整。1982年以來，隨著勞動密集型產(chǎn)業(yè)向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移，以及大量外資進(jìn)入加工貿(mào)易行業(yè)，我國加工貿(mào)易迅速發(fā)展，甚至在很長的時間超過一般貿(mào)易而成為對外貿(mào)易的主導(dǎo)。近年來，受國內(nèi)勞動力成本快速上升、人民幣不斷升值、外資優(yōu)惠政策逐漸取消等因素影響，F(xiàn)DI開始流向印度、越南等國家，再加上世界經(jīng)濟(jì)弱勢復(fù)蘇、國際市場需求疲軟，我國加工貿(mào)易面臨前所未有的轉(zhuǎn)型壓力，使我國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)被動調(diào)整。

第三，加快加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)在新常態(tài)下轉(zhuǎn)型。盡管加工貿(mào)易為我國發(fā)揮低勞動成本優(yōu)勢發(fā)揮了重要作用，但是我國加工貿(mào)易以低附加值的勞動密集型產(chǎn)品為主，在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中處于不利地位，很難對于培育產(chǎn)業(yè)的國際競爭力和國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長發(fā)揮作用。為適應(yīng)新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，一方面應(yīng)加強(qiáng)我國企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，優(yōu)化加工貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，支持民營企業(yè)在加工貿(mào)易中發(fā)揮更大作用，加快技工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級；另一方面應(yīng)完善一般貿(mào)易出口的退稅制度，營造公平競爭的環(huán)境，加快發(fā)展一般貿(mào)易，以便更好地發(fā)揮一般貿(mào)易對國民經(jīng)濟(jì)增長的長期促進(jìn)作用。

參考文獻(xiàn)：

[1] 章安平.貿(mào)易方式轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證研究：基于江浙兩省模式的對比[J].國際貿(mào)易問題，2010（9）.

[2] 楊碧云.進(jìn)出口貿(mào)易彈性與中國貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)調(diào)整——基于加工貿(mào)易與一般貿(mào)易比較視角[J].世界經(jīng)濟(jì)，2013（12）.

[3] 曾衛(wèi)鋒.國際R&D溢出、貿(mào)易方式與中國的經(jīng)濟(jì)增長[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2008（8）.

[4] 徐麗鶴.貿(mào)易方式對中國經(jīng)濟(jì)增長影響的比較分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（1）.

[5] 沈玉良，孫楚仁，徐美娜.貿(mào)易方式、生產(chǎn)控制與加工貿(mào)易企業(yè)轉(zhuǎn)型升級[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2009（10）.

[6] 閻國慶.我國加工貿(mào)易戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型及政策調(diào)整[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（5）.

[7] 彭斯達(dá)，陳繼勇，楊余.我國對外貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)和方式與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性比較[J].國際貿(mào)易問題，2008（3）.

[8] HARRIGANJ， VENABL ES AJ. Timeliness， trade and agglomeration[Z].NB ER Working Paper No.10404，2004.

[9] GROSSMAN G M， HELPMAN E. Outsourcing in a global economy [J].The Review of Economic Studies， 2004，59：34-35.

[10]GROSSMAN G M， HELPMAN E. Integration versus outsourcing in industry equilibrium[J].Quarterly Journal of Economics，2002，117（1）： 85-120.

[11]項義軍，趙陽陽.基于G-L指數(shù)的中國工業(yè)制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平與類型研究[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2014（5）：3-17.

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）