雙邊自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展---基于經(jīng)濟(jì)增長和

1、雙邊自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展-基于經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證分析                內(nèi)容提要 本文運(yùn)用國際貿(mào)易理論定性的分析了FTA對中國經(jīng)濟(jì)的影響，并通過建立計量經(jīng)濟(jì)模型定量的分析了FTA對中國經(jīng)濟(jì)的影響。研究結(jié)果顯示，出口導(dǎo)向率對總產(chǎn)出有促進(jìn)作用，進(jìn)口滲透率對總產(chǎn)出有一定的負(fù)面影響，凈出口額增量占GDP比值對就業(yè)人數(shù)增長率有積極的拉動作用。表明FTA對中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有推動作用。   

2、0;    關(guān)鍵詞 雙邊自由貿(mào)易協(xié)定； 總產(chǎn)出；就業(yè)增長率；        一、引言        世貿(mào)組織機(jī)制下的多邊貿(mào)易談判，現(xiàn)在越來越演化成一種程序之爭，在曠日持久的談判中達(dá)成一種均衡。國際貿(mào)易政策向強(qiáng)化雙邊貿(mào)易關(guān)系傾斜在世貿(mào)組織解決爭端的能力弱化時，另一類實(shí)惠的國際性合作機(jī)制開始快速發(fā)展，這就是雙邊自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)。在各國的發(fā)展中，國際貿(mào)易對決定各國經(jīng)濟(jì)的增長與發(fā)展能力，以及一國經(jīng)濟(jì)地位的強(qiáng)弱起著非常重要的作用。

3、最近幾年，商品、勞務(wù)和生產(chǎn)要素的國際間交易日趨增加，各國都力圖從中獲得更多的好處，國際貿(mào)易的重要性正在不斷提高。這可從中國的發(fā)展中看出，改革開放以來，國民經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展離不開利用“兩種資源”和打開“兩個市場”經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略思想的指導(dǎo)。充分利用國內(nèi)資源和國外資源，積極打開國內(nèi)市場和國際市場，并學(xué)會組織國內(nèi)建設(shè)的本領(lǐng)和發(fā)展對外經(jīng)濟(jì)關(guān)系的本領(lǐng)，使我國對外經(jīng)貿(mào)進(jìn)入了迅猛發(fā)展的歷史新階段。進(jìn)出口總值由1978年的206.4億美元增長到2002年的6207.7億美元,增長了30倍。2002年我國外貿(mào)總量已位居世界第5位，占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重近半。2003年我國外貿(mào)進(jìn)出口規(guī)模上升新臺階，大進(jìn)大出的格局基本形成，是

4、20世紀(jì)90年代以來增長最快的一年。2003年全年進(jìn)出口總額達(dá)8512億美元，比上年增長37.1%。其中出口額4384億美元，增長34.6%；進(jìn)口額4128億美元，增長39.9% 。目前，我國對外貿(mào)易在GDP增長中穩(wěn)穩(wěn)占據(jù)著三駕馬車之一的作用。在經(jīng)濟(jì)全球化日趨明顯的今天，可以說，在我國內(nèi)需不足的情況下，對外貿(mào)易的快速發(fā)展能有效刺激國內(nèi)需求，從而為進(jìn)一步促進(jìn)GDP穩(wěn)定增長發(fā)揮積極作用?？傊?，無論在長期還是在短期,對外貿(mào)易在中國的經(jīng)濟(jì)增長中都充分發(fā)揮了“發(fā)動機(jī)”效應(yīng),這也是古典經(jīng)濟(jì)學(xué)和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)對于對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)問題基本上達(dá)成的共識。    

5、60;   但是，中國入世后所面對的國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境并不寬松，是一個競爭日益激烈，區(qū)域經(jīng)濟(jì)集團(tuán)會發(fā)揮更大優(yōu)勢的國際市場。世界銀行2001年世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展報告指出，中國大陸作為國際市場的重要組成部分，其容量的擴(kuò)張是有限的，特別是它無法滿足舊經(jīng)濟(jì)行業(yè)的銷售需求，也就是說中國大陸的傳統(tǒng)市場馬上就將陷入飽和狀態(tài)。如果中國大陸與有關(guān)國家，特別是亞太地區(qū)的重要貿(mào)易伙伴有雙邊自由貿(mào)易協(xié)定，或者某個產(chǎn)業(yè)的戰(zhàn)略合作框架協(xié)議，抑或某項專項市場的共同開發(fā)計劃，那么中國產(chǎn)品在海外主要市場上的境遇就會大不相同。隨著中國東盟自由貿(mào)易區(qū)談判啟動,內(nèi)地與香港更緊密經(jīng)貿(mào)關(guān)系安排的順利進(jìn)展,以及中國南非商簽雙邊自由

6、貿(mào)易協(xié)定的節(jié)奏加快,從此中國步入“后WTO時代”。在今后相當(dāng)長一段時期，經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化將繼續(xù)改變著世界經(jīng)濟(jì)格局。據(jù)WTO統(tǒng)計,到2002年底，全球有255個區(qū)域貿(mào)易協(xié)定（RTA），其中超過170個RTA已經(jīng)實(shí)施。在所有RTA中雙邊FTA約占90%。至2003年4月底，WTO146個成員中絕大多數(shù)都參加了一個或一個以上的雙邊FTA。2002年1月至2003年5月，全球新建立19個雙邊FTA，另有70多個雙邊或區(qū)域FTA正在談判準(zhǔn)備實(shí)施之中。WTO估計，按照目前的態(tài)勢，到2005年底，全球RTA將到達(dá)300個。但是，相比而言，中國到目前為此，仍沒有參加任何一個雙邊自由貿(mào)易協(xié)定，這顯然與

7、中國作為一個貿(mào)易大國的地位很不相稱。為了保持中國貿(mào)易大國的地位，為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長和逐步建立要素自由流動，內(nèi)外經(jīng)濟(jì)相互融合的開放性經(jīng)濟(jì)體制，我國除了繼續(xù)通過參與全球多邊貿(mào)易自由化獲取經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要素條件和更多機(jī)會之外，還應(yīng)當(dāng)積極加入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程。        本文將先從理論上分析雙邊貿(mào)易協(xié)定對我國經(jīng)濟(jì)的影響，然后再通過建立計量經(jīng)濟(jì)模型來定量分析雙邊貿(mào)易協(xié)定對我國經(jīng)濟(jì)的影響。為了衡量雙邊貿(mào)易協(xié)定對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文將使用總產(chǎn)出和就業(yè)增長率這兩個指標(biāo)來評價其影響。最后得出簽署雙邊自由貿(mào)易協(xié)定對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有非常

8、積極作用的結(jié)論。        二、理論分析        自由貿(mào)易協(xié)定（Free Trade Agreement，簡寫為FTA）是指兩個或兩個以上的國家（包括獨(dú)立關(guān)稅地區(qū)）根據(jù)WTO相關(guān)規(guī)則，為實(shí)現(xiàn)相互之間的貿(mào)易自由化所進(jìn)行的地區(qū)性貿(mào)易安排。自由貿(mào)易區(qū)則指自由貿(mào)易協(xié)定的締約方所形成的區(qū)域。簽署FTA的實(shí)質(zhì)就是雙方根據(jù)各自的條件逐步消除貿(mào)易壁壘，減少政府對貿(mào)易活動的直接干預(yù)，逐步擴(kuò)大開放程度，將一種受保護(hù)的貿(mào)易體制轉(zhuǎn)向自由的貿(mào)易體制。這幾年FTA的范圍也擴(kuò)

9、大了，不僅包括商品貿(mào)易市場的開放，而且還涉及服務(wù)貿(mào)易、投資、政府采購和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等更多領(lǐng)域的相互承諾。        FTA對自由貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)的影響大致可分為兩類：第一類是指由于自由貿(mào)易區(qū)域內(nèi)成員相互間取消關(guān)稅和貿(mào)易數(shù)量限制措施之后，各成員間貿(mào)易增加所產(chǎn)生的直接影響；第二類是貿(mào)易自由化后，資源可以在區(qū)域內(nèi)重新優(yōu)化配置，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)活動效率，導(dǎo)致各成員經(jīng)濟(jì)增長加快的間接效用。        在國際貿(mào)易理論中，常用“貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)”和“貿(mào)易轉(zhuǎn)換效應(yīng)”來描述第一類

10、影響。貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)主要指區(qū)域內(nèi)成員相互之間由于交易成本下降和貿(mào)易限制取消，導(dǎo)致本國的高成本產(chǎn)品被區(qū)域內(nèi)其他成員低成本商品所代替以及本國的低成本商品在貿(mào)易限制取消后出口擴(kuò)大，從而給區(qū)域內(nèi)進(jìn)出口雙方帶來更多貿(mào)易機(jī)會和經(jīng)濟(jì)利益。建立自由貿(mào)易區(qū)就可以減少相互之間的交易成本，增加貿(mào)易需求，使區(qū)域內(nèi)各成員的產(chǎn)業(yè)分工更加合理，進(jìn)而推動各成員經(jīng)濟(jì)增長。根據(jù)凱恩斯主義經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，Y=C+I+G+X-M ( Y代表總產(chǎn)出，C代表居民消費(fèi)，I代表投資，G代表政府支出，X代表出口，M代表進(jìn)口)。我們知道，出口對總產(chǎn)出有正向作用，進(jìn)口對總產(chǎn)出有負(fù)向作用。如果出口額大于進(jìn)口額，則總產(chǎn)出將增加；如果出口額小于進(jìn)口額，則總產(chǎn)

11、出將減少。就業(yè)與總產(chǎn)出存在正相關(guān)關(guān)系，假定其他條件不變，總產(chǎn)出增加，就業(yè)率將上升；總產(chǎn)出減少，就業(yè)率將下降。         貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)是指原有與區(qū)域外國家之間的貿(mào)易往來，由于區(qū)域內(nèi)交易成本的降低而可能被區(qū)域內(nèi)成員之間的貿(mào)易所取代。這樣區(qū)域內(nèi)成員就可以減少對外部經(jīng)濟(jì)的依賴，有利于提高區(qū)域內(nèi)各成員經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性和增長潛力。        第二類影響主要包括“市場擴(kuò)張效應(yīng)”和“促進(jìn)競爭效應(yīng)”。市場擴(kuò)張效應(yīng)是指貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大，使生產(chǎn)和流通產(chǎn)生規(guī)模效益，并帶來產(chǎn)

12、業(yè)集聚效果。促進(jìn)競爭效應(yīng)是指隨著區(qū)域統(tǒng)一市場的形成，將促進(jìn)區(qū)域內(nèi)壟斷行業(yè)的競爭，提高生產(chǎn)率。根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)Y=AKL( K是資本存量，L是勞動力數(shù)量，A是技術(shù)水平)，我們知道，技術(shù)水平提高，總產(chǎn)出將增加。假定用市場效率來代指技術(shù)水平，則建立自由貿(mào)易區(qū)后就可以促進(jìn)區(qū)域內(nèi)的競爭，提高市場效率，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域內(nèi)各成員總產(chǎn)出的增長。        三、實(shí)證分析        雙邊自由貿(mào)易協(xié)定就是使協(xié)議雙方之間的貿(mào)易盡可能的自由化，而貿(mào)易自由化程度的直接度量為關(guān)稅

13、的下降，非關(guān)稅措施和其它貿(mào)易限制的減少。但由于發(fā)展中國家的名義關(guān)稅和實(shí)際關(guān)稅往往存在巨大差異，且非關(guān)稅壁壘措施的定量化存在困難，數(shù)據(jù)難以收集，因此許多經(jīng)濟(jì)學(xué)者用貿(mào)易自由化的結(jié)果來近似地表示貿(mào)易自由化的程度。在本文中，我們采用進(jìn)口滲透率（進(jìn)口額與總產(chǎn)出的比值）和出口導(dǎo)向率（出口額與總產(chǎn)出的比值）作為雙邊自由貿(mào)易協(xié)定后雙邊貿(mào)易自由化的衡量指標(biāo)。        1、總產(chǎn)出的計量經(jīng)濟(jì)模型        研究雙邊自由貿(mào)易協(xié)定對總產(chǎn)出的影響，本文采用了Solow提出的

14、含體現(xiàn)型技術(shù)進(jìn)步的生產(chǎn)函數(shù)模型。此模型把技術(shù)進(jìn)步要素作為一個變量，體現(xiàn)出其他要素質(zhì)量的提高使得相同數(shù)量的要素投入量具有不同的產(chǎn)出效果。生產(chǎn)函數(shù)模型為：    Yt=AtKtLt                      (1)        式中，Yt為T期的總產(chǎn)量，Kt是T期的

15、資本存量，Lt是T期使用的勞動力數(shù)量，參數(shù)、分別是資本，勞動力與技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出彈性。At是T期的技術(shù)水平，是隨時間變化的量，根據(jù)Romer(1986)、Lucas(1988)等的新經(jīng)濟(jì)增長理論，貿(mào)易開放主要通過加快本國技術(shù)進(jìn)步，提高要素生產(chǎn)率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。我們采用Hine和Wright(1998)創(chuàng)建的模型，即：    At=e(M/Y)t(X/Y)t                 

16、             (2)        式中M/Y為T期的進(jìn)口滲透率，X/Y為T期的出口導(dǎo)向率，、為參數(shù)。        我們將(2)式代入(1)式，并對方程取對數(shù)，可推出總產(chǎn)出與進(jìn)口滲透率，出口導(dǎo)向率，資本存量及勞動力數(shù)量的關(guān)系。據(jù)此可建立回歸方程：    LnY=C(1)+C(2)Ln(

17、M/Y)+C(3)Ln(X/Y)+C(4)LnK+C(5)LnL                (3)        2、 就業(yè)增長率的計量經(jīng)濟(jì)模型        研究雙邊自由貿(mào)易協(xié)定對就業(yè)增長率的影響，我們先引用恒等式：    Y=C+I+G+XN 

18、0;                            (4)        式中，Y代表GDP，C代表居民消費(fèi)，I代表投資，G代表政府支出，XN代表凈出口額，根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)理論，C=a+b(1-t)Y   ,其中a為常數(shù)，b為邊際消

19、費(fèi)傾向，t為稅率。我們可以得到方程：    Y=a+b(1-t)Y+I+G+XN                                       (5) &#

20、160;  令1/1-b（1-t）=，我們可以得到方程(5)的全微分方程：    Y=I+G+XN                              (6)       

21、式中，Y代表GDP的增量，I代表投資的增量，G代表政府支出的增量，XN代表凈出口的增量。我們假定經(jīng)濟(jì)增長符合索洛的經(jīng)濟(jì)增長模型，即    Y/Y=A/A+N/N+K/K                              (7)   

22、 Y/Y是產(chǎn)出的增長率，即經(jīng)濟(jì)增長率，A/A是技術(shù)進(jìn)步率，L/L是勞動力增長率，K/K是資本增長率。        根據(jù)內(nèi)生增長理論，技術(shù)進(jìn)步率A/A可以被內(nèi)生化，它能被經(jīng)濟(jì)中用于研究和開發(fā)的資源所占份額所影響。許多實(shí)證證據(jù)證明在人力資本、教育和培訓(xùn)上的投資可以提高經(jīng)濟(jì)增長率。技術(shù)的長期增長率依賴于參與技術(shù)生產(chǎn)的人員數(shù)量，因而我們假定，    A/A=CNA          

23、                    (8)    其中NA為參與技術(shù)生產(chǎn)的人員數(shù)量，C為系數(shù)。    由方程(6)(7)(8)我們可以建立就業(yè)增長率的回歸方程：    L/L=C(1)+C(2)I/Y+C(3)G/Y+C(4)XN/Y+C(5)NA+C(6)K/K  

24、;             (9)        3、 數(shù)據(jù)來源與處理        本文采用的數(shù)據(jù)為中國19882002年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒和中國海關(guān)統(tǒng)計年鑒相應(yīng)的年份。在數(shù)據(jù)選取中，資本存量取資本形成總額，投資取當(dāng)年的資本形成總額減去上一年資本形成總額所得的值，勞動力數(shù)量取全國各行業(yè)年底從業(yè)人員數(shù)，參與技術(shù)生產(chǎn)的人員數(shù)量因

25、沒有具體的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，只好用科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)代替。在19952001年期間，世界經(jīng)濟(jì)和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境都發(fā)生了重大變化。1997年亞洲金融危機(jī)，東南亞一些國家的貨幣貶值，使中國出口商品的國際競爭力下降從而較大影響了中國商品的進(jìn)出口。美國的9.11事件及其后的一系列反恐行動都給世界經(jīng)濟(jì)帶來很大的影響。從國內(nèi)環(huán)境來看，各種體制改革也在加大力度，通貨緊縮和內(nèi)需不足也制約著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，導(dǎo)致了不少國有企業(yè)出現(xiàn)不景氣的現(xiàn)象，從而造成不少工人下崗和失業(yè)，對于這種國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對總產(chǎn)出和就業(yè)的影響，本文通過建立年度虛擬變量，將宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化和雙邊自由貿(mào)易協(xié)定FTA對總產(chǎn)出和就業(yè)造成的影響分離

26、開來。為此兩計量經(jīng)濟(jì)模型重新表示為：        LnY=C(1)+C(2)Ln(M/Y)+C(3)Ln(X/Y)+C(4)LnK+C(5)LnL+C(6)D96+C(7)D97+C(8)D98+C(9)D99+C(10)D2000+C(11)D2001+                      

27、0;       (10)    L/L=C(1)+C(2)I/Y+C(3)G/Y+C(4)XN/Y+C(5)NA+C(6)K/K+C(8)D96+C(9)D97+C(10)D98+C(11)D99+C(12)D2000+C(12)D2001+                     &#

28、160; (11)        其中以1995年為基礎(chǔ)，D96，D97，D98，D99，D2000,D2001分別為1996，1997，1998，1999，2000,2001年的年度虛擬變量，它們可以反映不同年宏觀經(jīng)濟(jì)變量對總產(chǎn)出和就業(yè)的影響，回歸變量的系數(shù)和常數(shù)項用C（N）表示，N=1，2，312。        4、 回歸結(jié)果        本文通過對中國19882002年的數(shù)據(jù)進(jìn)

29、行回歸，得到兩個回歸模型，總產(chǎn)出計量經(jīng)濟(jì)模型：     LnY=16.6920.704Ln(M/Y)0.578Ln(X/Y)0.848LnK1.693LnL     (4.70)    (-4.219)       (4.121)     (14.978)  (5.020)     -0.071D97 - 0.078D98 +

30、0.073D2000 + AR(1)=0.405        (-1.89)    (-1.969)     (2.577)        (1.857) R-squared           =0.998      

31、;   D-W =2.102         Adjusted R-squared = 0.995       F   = 305.927     就業(yè)增長率計量經(jīng)濟(jì)模型：    L/L=4.970-5.532I/Y-64.456G/Y+4.161Xn/Y+1.692K/K-0.027NA+   （8.393）（-6.

32、916） （-8.722）  （3.873）   (6.433) (-8.136)+0.077D96+0.232D97+0.129D98+0.244D99+0.291D2000        (3.888)   (6.290) (4.805)   (6.318)   (6.718) R-squared         =0.977 

33、60;    D-W =2.137Adjusted R-squared =0.90       F  =12.745        從數(shù)據(jù)來看，兩模型回歸結(jié)果很滿意，方程擬合度高，T、F檢驗合格，變量和方程的顯著性水平符合要求。但總產(chǎn)出計量經(jīng)濟(jì)模型存在一階自相關(guān)，我們采用處理自相關(guān)模型的標(biāo)準(zhǔn)方法迭代法，即在解釋變量中添入AR(1)項，再檢驗?zāi)Ｐ停藭rD-W檢驗值為2.10，已消除了序列自相關(guān)。就業(yè)增長率計量經(jīng)濟(jì)模型D-W檢驗值

34、為2.13，不存在序列自相關(guān)。我們還采用戈德菲爾特夸特檢驗兩模型的異方差性問題，發(fā)現(xiàn)其無異方差性問題。        由總產(chǎn)出計量經(jīng)濟(jì)模型可知，勞動力是我們經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要要素，每增加1%，總產(chǎn)出就增加1.693%，這說明我國經(jīng)濟(jì)仍屬于勞動密集型。出口導(dǎo)向率對總產(chǎn)出有促進(jìn)作用，出口導(dǎo)向率每增加1%，總產(chǎn)出就增加0.578%，進(jìn)口滲透率對總產(chǎn)出有抑制作用，進(jìn)口滲透率每增加1%，總產(chǎn)出就下降0.704%,資本對總產(chǎn)出也有正向作用。       由就業(yè)增長率計量經(jīng)濟(jì)模型可知

35、，凈出口額增量占GDP比值Xn/Y和資本增長率K/K的增加對就業(yè)有促進(jìn)作用，其中凈出口額增量占GDP比值Xn/Y對就業(yè)有非常明顯的促進(jìn)作用，每增加1%，就業(yè)人數(shù)增長率L/L增加4.16%。但是投資增量和政府支出增量占GDP比值的增加反而對就業(yè)人數(shù)增長率有負(fù)面影響，這可能跟政府最近幾年大力實(shí)施人事改革，閑置人員分流，以及鼓勵國企引入私人投資，雖然投資增加卻造成不少國企職工下崗等原因有關(guān)。參與技術(shù)生產(chǎn)的人員增加對就業(yè)人數(shù)增長率也有負(fù)面影響，這可能是參與技術(shù)生產(chǎn)人員的增加就意味著技術(shù)水平的提高，而技術(shù)水平的提高就可以減少勞動量的需求。     

36、60;  四、結(jié)論      當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)了全球一體化的趨勢，各國都努力組成一些經(jīng)濟(jì)聯(lián)合體，以便更好地為本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)。根據(jù)本文的             分析，出口導(dǎo)向率的增加對總產(chǎn)出有正面影響，進(jìn)口滲透率對總產(chǎn)出有負(fù)面影響，凈出口額增量占GDP比值對就業(yè)人數(shù)增長率有積極的促進(jìn)作用。這表明中國與外國簽訂雙邊自由貿(mào)易協(xié)定后，隨著貿(mào)易自由化程度的提高，中國的經(jīng)濟(jì)能夠得到更好地發(fā)展。  &

37、#160;   雙邊自由貿(mào)易協(xié)定是中國經(jīng)濟(jì)融入世界經(jīng)濟(jì)的一種途徑，對中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展有著深遠(yuǎn)的影響。為了實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的長期目標(biāo)，中國可以將促進(jìn)東亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化作為重要的戰(zhàn)略目標(biāo)，但不應(yīng)僅限于東亞地區(qū)。中國可以根據(jù)自己的戰(zhàn)略利益，同世界上重要貿(mào)易伙伴探索建立雙邊經(jīng)濟(jì)合作或自由貿(mào)易協(xié)定的可能性，以便獲取最大的經(jīng)濟(jì)利益。因此,中國要走出困境,僅加入WTO還不夠,必須在構(gòu)筑雙邊或區(qū)域自由貿(mào)易體制方面作出努力。以下的調(diào)整對中國來說將是很有必要的：首先，制定中國在整體外貿(mào)中的基本定位，堅持發(fā)展中的人口大國、急需進(jìn)入全球化與區(qū)域化貿(mào)易交流這樣一個定位，以此為出發(fā)點(diǎn)確定政策取向

38、和尺度。其次，在開放市場的同時，迅速完善中國的非關(guān)稅壁壘體系，同時建立非關(guān)稅壁壘的啟動機(jī)制，包括信息獲取、對策研究、決策等機(jī)制。對于非關(guān)稅壁壘貿(mào)易糾紛，中國政府要協(xié)助企業(yè)積極參與，并積累經(jīng)驗。第三，積極參與強(qiáng)化雙邊貿(mào)易的活動，如各種自由貿(mào)易區(qū)的建立。同時采取平等務(wù)實(shí)的政策取向，以謀求互惠為基本目的，不宜過早體現(xiàn)出主導(dǎo)區(qū)域合作的特點(diǎn)。尤其是對于東盟國家的合作，要打消他們對中國加入世貿(mào)組織后本能的警惕。第四，對內(nèi)清理與世貿(mào)組織不相稱的規(guī)則的同時，要積極協(xié)助企業(yè)進(jìn)行改革與改造，為其參與國際市場競爭提供更好的條件與支持。同時要大力發(fā)展與國際貿(mào)易相關(guān)的真正有能力的中介組織。如果說中國加入WTO,參與經(jīng)濟(jì)

39、全球化應(yīng)是一項基本戰(zhàn)略,那么加強(qiáng)雙邊或區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化就應(yīng)該作為優(yōu)先策略。    參考文獻(xiàn)：趙晉平：從推進(jìn)FTA起步:我國參與區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作的新途徑J，國際貿(mào)易2003 (6).Rudiger. Dornbusc、Stanley. Fischer： Macroeconomics（eighth edition）M， 東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2001；Lucas. R . On the Mechanism of Economic Development J， Journal of Monetary Economics, 1988.22. 1. pp342 .4Hin

40、e.R and Wrighr.P：Trade with Low Economies,Employment and Producticity in UK Manufacturing J .The Economic Journal ,1998. September.5李子奈、葉阿忠：高等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)M， 清華大學(xué)出版社，2000；        3、 數(shù)據(jù)來源與處理        本文采用的數(shù)據(jù)為中國19882002年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒和中國海關(guān)統(tǒng)計

41、年鑒相應(yīng)的年份。在數(shù)據(jù)選取中，資本存量取資本形成總額，投資取當(dāng)年的資本形成總額減去上一年資本形成總額所得的值，勞動力數(shù)量取全國各行業(yè)年底從業(yè)人員數(shù)，參與技術(shù)生產(chǎn)的人員數(shù)量因沒有具體的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，只好用科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)代替。在19952001年期間，世界經(jīng)濟(jì)和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境都發(fā)生了重大變化。1997年亞洲金融危機(jī)，東南亞一些國家的貨幣貶值，使中國出口商品的國際競爭力下降從而較大影響了中國商品的進(jìn)出口。美國的9.11事件及其后的一系列反恐行動都給世界經(jīng)濟(jì)帶來很大的影響。從國內(nèi)環(huán)境來看，各種體制改革也在加大力度，通貨緊縮和內(nèi)需不足也制約著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，導(dǎo)致了不少國有企業(yè)出現(xiàn)不景氣的現(xiàn)象，從

42、而造成不少工人下崗和失業(yè)，對于這種國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對總產(chǎn)出和就業(yè)的影響，本文通過建立年度虛擬變量，將宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化和雙邊自由貿(mào)易協(xié)定FTA對總產(chǎn)出和就業(yè)造成的影響分離開來。為此兩計量經(jīng)濟(jì)模型重新表示為：        LnY=C(1)+C(2)Ln(M/Y)+C(3)Ln(X/Y)+C(4)LnK+C(5)LnL+C(6)D96+C(7)D97+C(8)D98+C(9)D99+C(10)D2000+C(11)D2001+        &#

43、160;                     (10)    L/L=C(1)+C(2)I/Y+C(3)G/Y+C(4)XN/Y+C(5)NA+C(6)K/K+C(8)D96+C(9)D97+C(10)D98+C(11)D99+C(12)D2000+C(12)D2001+       

44、                (11)        其中以1995年為基礎(chǔ)，D96，D97，D98，D99，D2000,D2001分別為1996，1997，1998，1999，2000,2001年的年度虛擬變量，它們可以反映不同年宏觀經(jīng)濟(jì)變量對總產(chǎn)出和就業(yè)的影響，回歸變量的系數(shù)和常數(shù)項用C（N）表示，N=1，2，312。    

45、60;   4、 回歸結(jié)果        本文通過對中國19882002年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到兩個回歸模型，總產(chǎn)出計量經(jīng)濟(jì)模型：     LnY=16.6920.704Ln(M/Y)0.578Ln(X/Y)0.848LnK1.693LnL     (4.70)    (-4.219)       (4.121) 

46、60;   (14.978)  (5.020)     -0.071D97 - 0.078D98 + 0.073D2000 + AR(1)=0.405        (-1.89)    (-1.969)     (2.577)        (1.857) R-squared  

47、0;        =0.998         D-W =2.102         Adjusted R-squared = 0.995       F   = 305.927     就業(yè)增長率計量經(jīng)濟(jì)模型：   

48、 L/L=4.970-5.532I/Y-64.456G/Y+4.161Xn/Y+1.692K/K-0.027NA+   （8.393）（-6.916） （-8.722）  （3.873）   (6.433) (-8.136)+0.077D96+0.232D97+0.129D98+0.244D99+0.291D2000        (3.888)   (6.290) (4.805)   (6.318)  

49、(6.718) R-squared         =0.977      D-W =2.137Adjusted R-squared =0.90       F  =12.745        從數(shù)據(jù)來看，兩模型回歸結(jié)果很滿意，方程擬合度高，T、F檢驗合格，變量和方程的顯著性水平符合要求。但總產(chǎn)出計量經(jīng)濟(jì)模型存在一階自

50、相關(guān)，我們采用處理自相關(guān)模型的標(biāo)準(zhǔn)方法迭代法，即在解釋變量中添入AR(1)項，再檢驗?zāi)Ｐ停藭rD-W檢驗值為2.10，已消除了序列自相關(guān)。就業(yè)增長率計量經(jīng)濟(jì)模型D-W檢驗值為2.13，不存在序列自相關(guān)。我們還采用戈德菲爾特夸特檢驗兩模型的異方差性問題，發(fā)現(xiàn)其無異方差性問題。        由總產(chǎn)出計量經(jīng)濟(jì)模型可知，勞動力是我們經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要要素，每增加1%，總產(chǎn)出就增加1.693%，這說明我國經(jīng)濟(jì)仍屬于勞動密集型。出口導(dǎo)向率對總產(chǎn)出有促進(jìn)作用，出口導(dǎo)向率每增加1%，總產(chǎn)出就增加0.578%，進(jìn)口滲透率對總產(chǎn)出有抑制作用，進(jìn)口

51、滲透率每增加1%，總產(chǎn)出就下降0.704%,資本對總產(chǎn)出也有正向作用。       由就業(yè)增長率計量經(jīng)濟(jì)模型可知，凈出口額增量占GDP比值Xn/Y和資本增長率K/K的增加對就業(yè)有促進(jìn)作用，其中凈出口額增量占GDP比值Xn/Y對就業(yè)有非常明顯的促進(jìn)作用，每增加1%，就業(yè)人數(shù)增長率L/L增加4.16%。但是投資增量和政府支出增量占GDP比值的增加反而對就業(yè)人數(shù)增長率有負(fù)面影響，這可能跟政府最近幾年大力實(shí)施人事改革，閑置人員分流，以及鼓勵國企引入私人投資，雖然投資增加卻造成不少國企職工下崗等原因有關(guān)。參與技術(shù)生產(chǎn)的人員增加對就業(yè)人數(shù)增長率也

52、有負(fù)面影響，這可能是參與技術(shù)生產(chǎn)人員的增加就意味著技術(shù)水平的提高，而技術(shù)水平的提高就可以減少勞動量的需求。        四、結(jié)論      當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)了全球一體化的趨勢，各國都努力組成一些經(jīng)濟(jì)聯(lián)合體，以便更好地為本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)。根據(jù)本文的分析，出口導(dǎo)向率的增加對總產(chǎn)出有正面影響，進(jìn)口滲透率對總產(chǎn)出有負(fù)面影響，凈出口額增量占GDP比值對就業(yè)人數(shù)增長率有積極的促進(jìn)作用。這表明中國與外國簽訂雙邊自由貿(mào)易協(xié)定后，隨著貿(mào)易自由化程度的提高，中國的經(jīng)濟(jì)能夠得到更好地發(fā)展。 

53、;     雙邊自由貿(mào)易協(xié)定是中國經(jīng)濟(jì)融入世界經(jīng)濟(jì)的一種途徑，對中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展有著深遠(yuǎn)的影響。為了實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的長期目標(biāo)，中國可以將促進(jìn)東亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化作為重要的戰(zhàn)略目標(biāo)，但不應(yīng)僅限于東亞地區(qū)。中國可以根據(jù)自己的戰(zhàn)略利益，同世界上重要貿(mào)易伙伴探索建立雙邊經(jīng)濟(jì)合作或自由貿(mào)易協(xié)定的可能性，以便獲取最大的經(jīng)濟(jì)利益。因此,中國要走出困境,僅加入WTO還不夠,必須在構(gòu)筑雙邊或區(qū)域自由貿(mào)易體制方面作出努力。以下的調(diào)整對中國來說將是很有必要的：首先，制定中國在整體外貿(mào)中的基本定位，堅持發(fā)展中的人口大國、急需進(jìn)入全球化與區(qū)域化貿(mào)易交流這樣一個定位，以此為出

54、發(fā)點(diǎn)確定政策取向和尺度。其次，在開放市場的同時，迅速完善中國的非關(guān)稅壁壘體系，同時建立非關(guān)稅壁壘的啟動機(jī)制，包括信息獲取、對策研究、決策等機(jī)制。對于非關(guān)稅壁壘貿(mào)易糾紛，中國政府要協(xié)助企業(yè)積極參與，并積累經(jīng)驗。第三，積極參與強(qiáng)化雙邊貿(mào)易的活動，如各種自由貿(mào)易區(qū)的建立。同時采取平等務(wù)實(shí)的政策取向，以謀求互惠為基本目的，不宜過早體現(xiàn)出主導(dǎo)區(qū)域合作的特點(diǎn)。尤其是對于東盟國家的合作，要打消他們對中國加入世貿(mào)組織后本能的警惕。第四，對內(nèi)清理與世貿(mào)組織不相稱的規(guī)則的同時，要積極協(xié)助企業(yè)進(jìn)行改革與改造，為其參與國際市場競爭提供更好的條件與支持。同時要大力發(fā)展與國際貿(mào)易相關(guān)的真正有能力的中介組織。如果說中國加入

55、WTO,參與經(jīng)濟(jì)全球化應(yīng)是一項基本戰(zhàn)略,那么加強(qiáng)雙邊或區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化就應(yīng)該作為優(yōu)先策略。    參考文獻(xiàn)：趙晉平：從推進(jìn)FTA起步:我國參與區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作的新途徑J，國際貿(mào)易2003 (6).Rudiger. Dornbusc、Stanley. Fischer： Macroeconomics（eighth edition）M， 東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2001；Lucas. R . On the Mechanism of Economic Development J， Journal of Monetary Economics, 1988.22. 1. pp3

56、42 .4Hine.R and Wrighr.P：Trade with Low Economies,Employment and Producticity in UK Manufacturing J .The Economic Journal ,1998. September.5李子奈、葉阿忠：高等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)M， 清華大學(xué)出版社，2000；        3、 數(shù)據(jù)來源與處理        本文采用的數(shù)據(jù)為中國19882002年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年

57、鑒和中國海關(guān)統(tǒng)計年鑒相應(yīng)的年份。在數(shù)據(jù)選取中，資本存量取資本形成總額，投資取當(dāng)年的資本形成總額減去上一年資本形成總額所得的值，勞動力數(shù)量取全國各行業(yè)年底從業(yè)人員數(shù)，參與技術(shù)生產(chǎn)的人員數(shù)量因沒有具體的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，只好用科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)代替。在19952001年期間，世界經(jīng)濟(jì)和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境都發(fā)生了重大變化。1997年亞洲金融危機(jī)，東南亞一些國家的貨幣貶值，使中國出口商品的國際競爭力下降從而較大影響了中國商品的進(jìn)出口。美國的9.11事件及其后的一系列反恐行動都給世界經(jīng)濟(jì)帶來很大的影響。從國內(nèi)環(huán)境來看，各種體制改革也在加大力度，通貨緊縮和內(nèi)需不足也制約著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，導(dǎo)致了不少國有企業(yè)出現(xiàn)

58、不景氣的現(xiàn)象，從而造成不少工人下崗和失業(yè)，對于這種國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對總產(chǎn)出和就業(yè)的影響，本文通過建立年度虛擬變量，將宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化和雙邊自由貿(mào)易協(xié)定FTA對總產(chǎn)出和就業(yè)造成的影響分離開來。為此兩計量經(jīng)濟(jì)模型重新表示為：        LnY=C(1)+C(2)Ln(M/Y)+C(3)Ln(X/Y)+C(4)LnK+C(5)LnL+C(6)D96+C(7)D97+C(8)D98+C(9)D99+C(10)D2000+C(11)D2001+       

59、                       (10)    L/L=C(1)+C(2)I/Y+C(3)G/Y+C(4)XN/Y+C(5)NA+C(6)K/K+C(8)D96+C(9)D97+C(10)D98+C(11)D99+C(12)D2000+C(12)D2001+     

60、0;                 (11)        其中以1995年為基礎(chǔ)，D96，D97，D98，D99，D2000,D2001分別為1996，1997，1998，1999，2000,2001年的年度虛擬變量，它們可以反映不同年宏觀經(jīng)濟(jì)變量對總產(chǎn)出和就業(yè)的影響，回歸變量的系數(shù)和常數(shù)項用C（N）表示，N=1，2，312。   &

61、#160;    4、 回歸結(jié)果        本文通過對中國19882002年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到兩個回歸模型，總產(chǎn)出計量經(jīng)濟(jì)模型：     LnY=16.6920.704Ln(M/Y)0.578Ln(X/Y)0.848LnK1.693LnL     (4.70)    (-4.219)       (4.121)&

62、#160;    (14.978)  (5.020)     -0.071D97 - 0.078D98 + 0.073D2000 + AR(1)=0.405        (-1.89)    (-1.969)     (2.577)        (1.857) R-squared &#

63、160;         =0.998         D-W =2.102         Adjusted R-squared = 0.995       F   = 305.927     就業(yè)增長率計量經(jīng)濟(jì)模型： 

64、0;  L/L=4.970-5.532I/Y-64.456G/Y+4.161Xn/Y+1.692K/K-0.027NA+   （8.393）（-6.916） （-8.722）  （3.873）   (6.433) (-8.136)+0.077D96+0.232D97+0.129D98+0.244D99+0.291D2000        (3.888)   (6.290) (4.805)   (6.318)   (6.718) R-squared         =0.977      D-W =2.137Adjusted R-squared =0.90       F  =12.745