江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(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)增長關(guān)系的比較分析 </p><p>　　姓　　名：　　　　　 　　　　　　　　　

2、　　</p><p>　　學(xué) 院： 商學(xué)院 </p><p>　　專　　業(yè)：　　　　　 國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易 　　　　 　　　　　　</p><p>　　班　　級：　　　　　　 　

3、 　　　　　　　　　　　</p><p>　　學(xué) 號： </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年國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品進(jìn)口額等相關(guān)數(shù)據(jù)，運用相關(guān)性檢驗、單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、建立誤差修正模型等研究方法，對兩省進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(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)增長之間在短期內(nèi)具有反向調(diào)節(jié)能力，在長期內(nèi)存在均衡關(guān)系，增加工業(yè)制成品進(jìn)口能給兩省帶來大量的初級產(chǎn)品進(jìn)口。</p><p>　　關(guān)鍵詞：工業(yè)制成品，初級產(chǎn)

6、品，經(jīng)濟(jì)增長 </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、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀1</p><p>　　（一）進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長1</p><

10、;p>　　（二）進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長具有互動關(guān)系2</p><p>　　二、變量選擇與數(shù)據(jù)來源3</p><p>　　三、江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系4</p><p>　?。ㄒ唬┫嚓P(guān)性檢驗4</p><p>　　（二）單位根檢驗4</p><p><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗5<

11、/b></p><p>　?。ㄋ模〨ranger因果檢驗8</p><p>　　四、江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的短期動態(tài)關(guān)系8</p><p>　?。ㄒ唬┐_立VEC向量誤差修正模型8</p><p>　?。ǘ┗赩AR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>　　長期以來，關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的研究主要集中于兩大方面：第一，研究對外貿(mào)易總量與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，探討是對外貿(mào)易的增長推動了經(jīng)濟(jì)增長還是經(jīng)濟(jì)增長帶動了對外貿(mào)易的增長；第二，重點考察一國或地區(qū)的出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系。無論是哪一方面，都忽視了進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看到，2009年

14、我國進(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)增長的程度，對經(jīng)濟(jì)增長存在著一定的推動作用。</p><p>　　江蘇與浙江這兩個地理位置相連、且同處長三角的省份，不僅在中國經(jīng)濟(jì)中占極其重要的地位，且兩省在開放型經(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)口總額占全國進(jìn)口總額的5.44%，比

15、2000年增加了近2個百分點。同時，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個百分點。強勁進(jìn)口的態(tài)勢為全國和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長起到了不小地推動作用。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，其中機電產(chǎn)品作為近幾年我國最主要的進(jìn)口商品，其進(jìn)口量增長十分明顯，而初級產(chǎn)品的增長幅度明顯較小。但同處長三角的江浙兩省，機電產(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個百分點。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)增長關(guān)系，從而為浙江優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，提高對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)效益提供借鑒顯得尤為重要。</p><p><b>　　一、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀</b></p>

17、;<p>　　國內(nèi)外部分學(xué)者已經(jīng)對進(jìn)口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，尤其是近幾年，進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用開始逐漸被國內(nèi)外學(xué)者重視。</p><p>　　（一）進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長</p><p>　　Coe 和Helpman（1995）首次從實證角度考察進(jìn)口貿(mào)易對國際技術(shù)溢出和全要素生產(chǎn)率增長的影響，證實貿(mào)易伙伴國的研發(fā)投入能夠提升本國全要素生產(chǎn)率，從而來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長

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

19、0）、Lawrence和Weinstein（1999）等實證指出進(jìn)口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長是通過國際競爭力的增強和獲得更好的中間產(chǎn)品來實現(xiàn)的，進(jìn)口保護(hù)實際上阻止了勞動生產(chǎn)率的增長。Connolly(2003)用75個國家1965年至1990年的專利數(shù)據(jù)來量化高科技產(chǎn)品進(jìn)口對進(jìn)口國模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。</p><p>　　陳家勤（1999）通過對部分發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的比較后發(fā)現(xiàn)，二戰(zhàn)后至今，在經(jīng)濟(jì)增長過程中，進(jìn)口貿(mào)易的

20、作用都大于出口貿(mào)易。林媛媛（2000）通過回歸分析說明一國應(yīng)通過進(jìn)口，大量引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)、制度和國內(nèi)稀缺的自然資源，從而促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)增長。劉曉鵬（2001）利用協(xié)整分析與誤差修正模型對我國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為從增長率角度來看，在對外貿(mào)易的各因素中，進(jìn)口增長對我國經(jīng)濟(jì)增長具有較大的促進(jìn)作用，而出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的影響卻不是很顯著。許和連、賴明勇（2001）分析了我國經(jīng)濟(jì)增長的影響因素，認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易對我國改革開放以來經(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（2002）運用回歸分析，認(rèn)為商品進(jìn)口有效地緩解了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的供給瓶頸，同時，也促進(jìn)了我國科技水平和生產(chǎn)率的提高。季鑄（2002）通過對進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長、通貨膨脹、就業(yè)等的動態(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現(xiàn)低通脹、低失業(yè)、高增長的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。孫林、王啟仿（2003）運用改進(jìn)后的費德模型對1978-2000年的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，指出中國對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用具有

22、很強的時期性，在供</p><p>　?。ǘ┻M(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長具有互動關(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)增長之間的相互依存關(guān)系，從而揭示出我國進(jìn)口貿(mào)易增長與全要素生產(chǎn)率的增長密切相關(guān)、變動趨勢也一致，進(jìn)一步提出工業(yè)制成品的進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)增長有明顯和重要的促進(jìn)作用，而資源密集型產(chǎn)品的進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)增長作用不顯著。范柏

23、乃、王益冰（2004）以國家統(tǒng)計局發(fā)布的1952-2001年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實證分析我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的互動關(guān)系，結(jié)果表明，我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著互為因果的關(guān)系， GDP每增加1%帶動進(jìn)口增加0.16%，進(jìn)口每增加1%帶動GDP增加5.44%。</p><p>　　但是對于進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的研究，目前還不多。國內(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)增長的關(guān)系，認(rèn)為我國對機

24、械及運輸設(shè)備、食品、化學(xué)品的進(jìn)口要積極引導(dǎo)，而對進(jìn)口那些不利于經(jīng)濟(jì)增長的商品要加以適當(dāng)?shù)囊种?。徐光耀?007）在不同的進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)下分析了進(jìn)口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長有不同的促進(jìn)作用。李兵（2008）通過對我國進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系分析，認(rèn)為兩者之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。短期內(nèi)初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長有一定的抑制，一定時期后，工業(yè)制成品進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長由負(fù)作用變?yōu)檎饔?，說明影響具有滯后期。孫景家（2010）分析指出，我國進(jìn)口貿(mào)

25、易中的初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品，都對我國實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)步增長做出了重要貢獻(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，目前對于國內(nèi)某一區(qū)域的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究不多，從進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)角度對兩省的經(jīng)濟(jì)增長狀況進(jìn)行分析比較的文獻(xiàn)更少。</p><p>　　本文基于江浙兩省1985-2009年國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品進(jìn)口額等相關(guān)數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法，對進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行比較分析，主

26、要說明江浙工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品進(jìn)口增加與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系和數(shù)量關(guān)系。同時，提出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的相關(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)來源</p><p>　　本文擬從工業(yè)制成品進(jìn)口和初級產(chǎn)品進(jìn)口的角度，對江蘇和浙江兩省的進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(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、單位根檢驗、Johan

27、sen協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、建立誤差修正模型等研究方法，來研究進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系，同時比較江蘇、浙江兩省的差異。</p><p>　　文中涉及的統(tǒng)計數(shù)據(jù)都是來自于1985年至2009年江蘇和浙江兩省歷年的統(tǒng)計年鑒（見附錄）。其中的美元計價均采用平均匯價變換為人民幣。為了實證研究的科學(xué)性，作者以1985年為基期，對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，以實際的數(shù)值進(jìn)行實證檢驗。&

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）和初級產(chǎn)品進(jìn)口（IMC）三個變量序列。為了消除時間序列數(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)均取其自然對數(shù)，同時不會影響原序列的相關(guān)性和協(xié)整關(guān)系的方法。由于是對兩省的比較，為了避免人口因素對生產(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)增長的長期均衡關(guān)系</p><p><b>　?。ㄒ唬┫嚓P(guān)性檢驗</b></p><p>　　從總體上來說，工業(yè)制成品、初級產(chǎn)品的進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長存在一定的影響，但它們之間具體的相互關(guān)系確是十分復(fù)雜。通過對江蘇省和浙江省的生產(chǎn)總值、工業(yè)制成品進(jìn)口、初級產(chǎn)品進(jìn)口三個變量的變化關(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，變化趨勢呈現(xiàn)出一致性。經(jīng)計算，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、初級產(chǎn)品進(jìn)口三個變量序列之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，具體見表1。</p><p>　　表1 相關(guān)系數(shù)矩陣（江蘇省/浙江省）</p><p>　　注：表中主對角線上方數(shù)據(jù)為浙江省的相關(guān)系數(shù)，主對角線下方數(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，這三個變量的相關(guān)系數(shù)都接近于1，說明兩省各自的LNGDP、LNIMG、LNIMC之間的相關(guān)性較強。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，說明工業(yè)制成品與兩省的經(jīng)濟(jì)增長之間有很大的聯(lián)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對工業(yè)制成品的進(jìn)口依賴較高，這也基本符合了我國發(fā)展工業(yè)型經(jīng)濟(jì)的特點。</p><p><b>　?。ǘ﹩挝桓鶛z驗</b>

32、;</p><p>　　為對兩省各變量之間的長期關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗，首先要考慮的是時間序列的平穩(wěn)性。本文對序列的平穩(wěn)性采取ADF檢驗方法對LNGDP、LNIMG、LNIMC三個變量及其差分序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗。表2和表3的檢驗結(jié)果表明：兩省各個變量LNGDP,LNIMG,LNIMC及其一階差分變量分別在1%的顯著性水平上沒有通過平穩(wěn)性檢驗。在二階差分時，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、，說明各省三個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。</p><p>　　表2 浙江省各變量的單位根（ADF）檢驗結(jié)果</p><p>　　注： D、DD分別表示一階差分和二階差分；檢驗類型括號中的c表示檢驗平穩(wěn)性時估計方程中的常數(shù)項，為0表示不含常數(shù)項；第二項表示時間趨勢項，為0表示不含此趨勢項；第三項p表示自回歸滯后的長度；根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則來評價效果，選擇AIC和SC

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

35、價效果，選擇AIC和SC最小的檢驗類型； *表示顯著性水平為1%的臨界值；所有數(shù)據(jù)分析來源于EVIEWS5.0。</p><p><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗</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度，同時協(xié)整分析的結(jié)果對滯后期長度的選擇也很敏感，不適當(dāng)?shù)?/p>

36、滯后期，很可能會導(dǎo)致出現(xiàn)“虛協(xié)整”。如果滯后期太小，誤差項的自相關(guān)會很嚴(yán)重，以至于參數(shù)的非一致性估計。但如果滯后期過大，會導(dǎo)致自由度減小，會直接影響模型參數(shù)估計量的有效性。因此，為了選擇最合適的滯后期，首先要依據(jù)LR統(tǒng)計量（似然比檢驗）、FPE（最終預(yù)測誤差）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則與HQ信息準(zhǔn)則5個常用指標(biāo)來進(jìn)行選擇。從表4和表5的檢測結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，除LR統(tǒng)計量外其余的準(zhǔn)則選出來的滯后期數(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模型是否滿足VAR模型的穩(wěn)定性

38、條件。對于p﹥1的p階VAR模型可以通過矩陣變換，改寫成一階分塊矩陣的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)整檢驗的模型實際上是對非限制性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)整檢驗的VAR模型滯后期確定為2，同時進(jìn)一

40、步通過聯(lián)合檢驗確定選擇有截距且序列沒有確定性線性趨勢的Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果如表6，表7。跡統(tǒng)計量和最大特征統(tǒng)計量都表明在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、初級產(chǎn)品進(jìn)口三個變量之間分別存在著3個和2個協(xié)整關(guān)系。</p><p>　　表6 Johansen的極大似然值協(xié)整檢驗結(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>　　浙江省：</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>　　從長期來看，浙江工業(yè)制成品進(jìn)口每增長1%，會分別抑制經(jīng)濟(jì)增長0.40%，而初級產(chǎn)品進(jìn)口每增長1%，可以引起經(jīng)濟(jì)增長約1.02%。江蘇機工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品進(jìn)口每增長1%，可以分別引起經(jīng)濟(jì)增長0.06%和0.28%。</p><p

44、>　?。ㄋ模〨ranger因果檢驗</p><p>　　協(xié)整檢驗?zāi)軌驒z驗變量之間是否存在著長期穩(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)一步驗證。檢驗一個變量與另一個變量是否存在因果關(guān)系，使用的是Granger非因果性檢驗方法。根據(jù)AIC確定各變量的滯后階數(shù)為2，對各變量的Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果如表8、表9所示：</p><p>　　表8 Granger因果檢驗結(jié)果（

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

46、到初級產(chǎn)品的進(jìn)口，工業(yè)制成品進(jìn)口帶動了初級產(chǎn)品進(jìn)口。江蘇省的工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品進(jìn)口都是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的原因。這說明江蘇的工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品的大量進(jìn)口對其經(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)增長的短期動態(tài)關(guān)系</p><p>　?。ㄒ唬┐_立VEC向量誤差修正模型</p><p>　　通過上面的Johansen協(xié)整檢驗已經(jīng)將

47、變量間的長期均衡關(guān)系證實，但是對于在短期內(nèi)，變量由非均衡向均衡調(diào)整的過程則需要運用VEC誤差修正模型來實現(xiàn)，從而分析變量間的短期動態(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模型的每一個方程都是一個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，截距項和趨勢項的設(shè)置應(yīng)該與Johansen協(xié)整檢驗的假設(shè)一致，仍然采用協(xié)整方程有截距且序列沒有確定性線性趨勢的形式。附表3、4的檢驗結(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系數(shù)EC（-1）小于0，符合反向修正機制，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系數(shù)EC（-1）小于0，符合反向修正機制，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)，浙江省除了初級產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用比較顯著（t統(tǒng)計值為-2.49680），工業(yè)制成品進(jìn)口滯后二期對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用比較明顯外（t統(tǒng)計值為1.74181），其他變量均不顯著。江蘇省除了初

50、級產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用比較顯著（t統(tǒng)計值為-4.16313），工業(yè)制成品進(jìn)口滯后一期對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用比較顯著外（t統(tǒng)計值為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?。?lt;/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，它無需對變量做任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響，而是分析一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(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)刻畫的是，在擾動項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)

52、生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過VAR模型的動態(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)識別出各個因素對GDP沖擊的動態(tài)反應(yīng)過程。</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一個標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。對于LNIMG的沖擊，LNGDP從第二期開始迅速攀升，直到第6期達(dá)到正面響應(yīng)的最大值，然后開始慢慢回落。對于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)口對經(jīng)濟(jì)增長起到很大的正

54、面作用，而初級產(chǎn)品進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長存在一段時期的負(fù)面作用，然后轉(zhuǎn)變?yōu)檎孀饔?，說明初級產(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一個標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。對于LNIMG的沖擊，LNGDP迅速攀升并且一直保持上升的趨勢。對于LNIMC的沖擊，起始無響應(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)口對經(jīng)濟(jì)增長都有較大促進(jìn)作用，初級產(chǎn)品進(jìn)口在滯后一段時間后對經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出極大的促進(jìn)作用。</p><p>　?。?）圖7-圖8分別刻畫了浙江LNIMG和LNIMC受到一個標(biāo)準(zhǔn)差單位的LNGDP正沖擊后的脈沖響應(yīng)函數(shù)。兩個變量都出現(xiàn)了短期內(nèi)正向拉升，在第2其達(dá)到最大值后從第3期開始回落。這說明，經(jīng)濟(jì)波動短期內(nèi)對工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品進(jìn)口具有促進(jìn)作用，隨著時間推移作用越來越小。圖9-圖10分別刻畫了江蘇LNIMG和LN

56、IMC受到一個標(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)，而初級產(chǎn)品進(jìn)口短期內(nèi)波動較大并且基本為負(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)口在一定時間內(nèi)對初級產(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)口對初級產(chǎn)品進(jìn)口的影響波動幅度呈現(xiàn)出由劇烈逐漸趨于平緩的狀態(tài)。 </p><p>　　綜合看來，短期內(nèi)，工業(yè)制成品進(jìn)口對兩省的經(jīng)濟(jì)增長都起到很大的正面作用，而初級產(chǎn)品進(jìn)口在滯后一段時間后對經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出極大的促進(jìn)作用。不同的是，經(jīng)濟(jì)增長對浙江工業(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)增長對浙江初級產(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；浙江工業(yè)制成品進(jìn)口對初級產(chǎn)品進(jìn)口正

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

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

60、論與建議</b></p><p><b>　　（一）結(jié)論</b></p><p>　　通過對江浙兩省1985年到2009年工業(yè)制成品進(jìn)口、初級產(chǎn)品進(jìn)口的實證分析，得出了以下幾點結(jié)論：</p><p>　?、?從長期來看，江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的均衡關(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，說明工業(yè)制成品與兩省的經(jīng)濟(jì)增長之間有很大的聯(lián)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對工業(yè)制成品的進(jìn)口依賴度較高，這也基本符合工業(yè)型社會的發(fā)展特點。</p><p>　　但是Granger因果檢驗結(jié)果表明，浙江的經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接影響到初級產(chǎn)品的進(jìn)口，工業(yè)制成品進(jìn)口帶動了初級產(chǎn)品進(jìn)口；江蘇的工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品的大量進(jìn)口對其經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了極大的促進(jìn)作用。Johansen協(xié)整檢驗得出：第一，江蘇工業(yè)制成品進(jìn)口

62、對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，與浙江相反；第二，初級產(chǎn)品進(jìn)口對江浙經(jīng)濟(jì)增長都具有促進(jìn)作用，其中對浙江的作用更為明顯。由此可見，兩省工業(yè)制成品和初級產(chǎn)品進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系存在一定的差異。</p><p>　?、?從短期來看，江浙進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長具有的反向調(diào)節(jié)能力不同</p><p>　　短期內(nèi)，工業(yè)制成品進(jìn)口對兩省的經(jīng)濟(jì)增長都起到很大的正面作用，而初級產(chǎn)品進(jìn)口對于兩省的經(jīng)濟(jì)增長

63、都具有負(fù)面的抑制作用。誤差修正模型顯示，浙江省初級產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用比較顯著（t統(tǒng)計值為-2.49680），江蘇省初級產(chǎn)品進(jìn)口滯后一期對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用更加顯著（t統(tǒng)計值為-4.16313）。脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，在一定時期后，兩省初級產(chǎn)品進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的作用均出現(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，初級產(chǎn)品進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用減小

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。表明江蘇對外來技術(shù)的消化吸收能力很強，能夠迅速將技術(shù)擴散并轉(zhuǎn)化為推動經(jīng)濟(jì)的動力，從而增加對初級產(chǎn)品的需求；浙江滯后期較長，在技術(shù)消化吸收能力和技術(shù)擴散機制上存在一定的欠缺。</p><p>　　3．兩省工業(yè)制成品進(jìn)口帶動初級產(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，初級產(chǎn)品進(jìn)口抑制經(jīng)濟(jì)增長；在長期內(nèi)初級產(chǎn)品進(jìn)口會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。經(jīng)濟(jì)增長和工業(yè)制成品進(jìn)口的沖擊會對初級產(chǎn)品進(jìn)口起到促進(jìn)作用。Granger因果檢驗結(jié)果顯示，工業(yè)制成品進(jìn)口帶動了初級產(chǎn)品進(jìn)口。誤差修正模型顯示，浙江省工業(yè)制成品進(jìn)口滯后二期對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用比較明顯（t統(tǒng)計值為1.74181）。脈沖響應(yīng)函數(shù)也表明，浙江工

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

67、業(yè)制成品的進(jìn)口對兩省初級產(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)擴散效應(yīng)比浙江出現(xiàn)的早，而且對初級產(chǎn)品進(jìn)口的帶動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，必將給兩省帶來初級產(chǎn)品的大量進(jìn)口，但是兩省在工業(yè)制成品進(jìn)口帶動初級產(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際情況提出以下幾點建議，為浙江省優(yōu)化進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，提高對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)效益提供借鑒：</p><p>　　⒈ 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)對初級產(chǎn)品進(jìn)口具有很強的正面影響，且在長期內(nèi)能夠帶動初級產(chǎn)品進(jìn)口，全省經(jīng)濟(jì)對工業(yè)制成品的進(jìn)口存在很強的依賴性。

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，注意到工業(yè)制成品的進(jìn)口會帶來大量的初級產(chǎn)品進(jìn)口，必須選擇進(jìn)口對國外原料和礦產(chǎn)資源不過分依賴的技術(shù)設(shè)備和設(shè)施，減輕對進(jìn)口國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)鍵要做好對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新與提升。同時，應(yīng)該借鑒江蘇的做法，大力推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加強對專利權(quán)和知識產(chǎn)權(quán)等無形資產(chǎn)的保護(hù)，建立和健全市場機制。</p&

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

71、對高端設(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)擴散機制下，不斷提高對外來技術(shù)的消化、吸收能力，才能使浙江在短期內(nèi)更快的將進(jìn)口的初級產(chǎn)品轉(zhuǎn)變?yōu)橥苿咏?jīng)濟(jì)增長的動力。因此，根據(jù)浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特點，加強技術(shù)消化、吸收能力，完善技術(shù)擴散機制，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，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式</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。而且整個浙江都是以制造業(yè)為主，產(chǎn)品集中在勞動密集型產(chǎn)品上，對周圍基礎(chǔ)性資源存在掠奪式利用。因此初級產(chǎn)品進(jìn)口對浙江經(jīng)濟(jì)的發(fā)展存在較大的影響。面對日益嚴(yán)峻的外貿(mào)形勢，浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)體制改革勢在必行。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，加大力度擴大產(chǎn)業(yè)集群的規(guī)模，增加對工業(yè)制成品的需求，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級步伐。<

73、/p><p><b>　　參考文獻(xiàn)</b></p><p>　　[1] 張亞斌,易紅星,林金開.進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析[J].財經(jīng)理論與實踐（雙月刊）,2002(120):63-65.</p><p>　　[2] 陳華.中國對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析[J].國際商務(wù)研究，2005(01):16-20.</p><p&

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

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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>　　資料來源：浙江省歷年統(tǒng)計年鑒</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>　　資料來源：江蘇省歷年統(tǒng)計年鑒</p><p>　　表3 誤差修正模型系數(shù)表（浙江省）</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)生活在這個季節(jié)即將劃上一個句號，四年的求學(xué)生涯在師長、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我的人們。</p><p>　　感謝我的朋友，是你們一路來的關(guān)心與陪伴，大家一起堅持著，奮斗著，相互分享喜悅，解決問題，讓我感到溫暖與信心，謝謝你們！&l

87、t;/p><p>　　感謝我的家人，是你們一直無怨無悔地支持我的學(xué)業(yè)，寫作過程中難免出現(xiàn)消極情緒，是你們開導(dǎo)我，鼓勵我，謝謝爸爸媽媽！</p><p>　　感謝參加此次論文評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，對實際也不夠深入，盡管本人盡了最大的努力完成此文，但缺點和錯誤在所難免，敬請各位老師指正！</p>