論文：基于var模型的我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究報(bào)告

. I目 錄摘要0一、問題的提出222二、研究現(xiàn)狀及存在的問題333三、我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)開展現(xiàn)狀4四、向量自回歸〔VAR〕模型介紹6〔一〕VAR模型的構(gòu)造6〔二〕VAR模型最正確滯后期數(shù)確實(shí)定8〔三〕VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)9〔四〕協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)10〔五〕Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)9121210〔三〕數(shù)據(jù)的來源與預(yù)處理131313〔二〕Johansen協(xié)整檢驗(yàn)14〔三〕向量自回歸模型〔VAR〕的構(gòu)建12〔四〕Granger因果檢驗(yàn)161615七、結(jié)論與建議161619參考文獻(xiàn)22附表21摘要改革開放以來，我國國民經(jīng)濟(jì)迅速開展，對(duì)外貿(mào)易呈現(xiàn)出飛速開展的態(tài)勢，貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，貿(mào)易構(gòu)造也在不斷優(yōu)化。從歷史數(shù)據(jù)來看，進(jìn)出口增長率一. .r. .....據(jù)入手，采用定性分析與定量分析相結(jié)合的方法，運(yùn)用我國1978年至2008GDPVAR系進(jìn)展了分析和研究，得出了相關(guān)結(jié)論。VAR模型的理論研究，系統(tǒng)介紹了向量自回歸模型及它的構(gòu)VAR模型分析了我國GDP與進(jìn)口額、出口額之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)它們之間有長期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)高對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用提出了相應(yīng)的對(duì)策建議。關(guān)鍵詞：對(duì)外貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長 VAR模型 實(shí)證分析一、問題的提出〔一〕研究背景之間的關(guān)系以及對(duì)外貿(mào)易能否促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)增長等問題一直是許多學(xué)者進(jìn)展理論研究和實(shí)踐論證的重要課題之一。1978年到2007年309.8%對(duì)外貿(mào)易也快速開展，無論是總額還是增長速度都呈現(xiàn)出快速增加和增長的態(tài)勢，進(jìn)出口總額年均增長率為24.17%，高于GDP的開展速度。2008年我國進(jìn)出口2001〔二〕研究意義2007年初美國爆發(fā)的次貸危機(jī)已經(jīng)演變成全球金融危機(jī)并對(duì)各國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生二、研究現(xiàn)狀及存在的問題〔一〕國外有關(guān)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究15·年，大衛(wèi)·1937年英國R.納克斯提出對(duì)外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動(dòng)機(jī)。1978GNP199920801001998GDPVARLVARGDP增長的結(jié)論?！捕硣鴥?nèi)有關(guān)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究近年來，我國許多學(xué)者對(duì)我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)展了分析研究，觀點(diǎn)各異。1999年，魏巍賢運(yùn)用回歸分析方法研究中國出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系及出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)，說明出口對(duì)GNP的奉獻(xiàn)穩(wěn)定在31%，而GNP對(duì)出口的奉獻(xiàn)缺乏10%，得出了中國只存在出口到經(jīng)濟(jì)增長的單向因果關(guān)系。2002年，張?斌等通過對(duì)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系作回歸分析，證明了二者之間存在著顯著的正相關(guān)性。20051978年—2004貿(mào)易的核心影響因素，并著重考察了匯率波動(dòng)因素。2006年，萬金金、謝進(jìn)孝19782004GDP2007VAR模型，分1984—2003文也是基于前人研究的根底上，根據(jù)我國改革開放以來宏觀經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況的變動(dòng)，利用最新的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用理論根底完備和應(yīng)用廣泛的VAR描述和實(shí)證分析的角度全面分析出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。三、我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)開展現(xiàn)狀改革開放以來，隨著我國走向"以經(jīng)濟(jì)建立為中心〞的正確道路上，改革和開展戰(zhàn)略的逐步實(shí)施，我國的經(jīng)濟(jì)總量取得了高速開展。1978年，我國的國內(nèi)3645.2200830067082200947.3%11978—200890國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）350000300000250000200000150000100000500000國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）1 11 11 111 22 2年度圖1我國1978年—2008年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長趨勢圖19783552008179763.926.4%2003－200629.8%，31.3%，28%，迅速的時(shí)期。據(jù)世界貿(mào)易組織〔WTO〕發(fā)布，20042002200620024.7%20067.2%儲(chǔ)藏方面，19781.672007152822197820082001到迅速增長。進(jìn)出口總額進(jìn)出口總額200000180000160000140000120000100000800006000040000200000進(jìn)出口總額1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 2 2 2 2 年度圖2我國1978年—2008年進(jìn)出口總額增長趨勢圖表1我國各時(shí)期GDP、進(jìn)出口增長率時(shí)期GDP增長率進(jìn)出口總額增長率出口增長率進(jìn)口增長率"六五〞11%13%8.4%16.7%"七五〞8.2%10.6%17.8%4.8%"八五〞12.4%19.5%19.1%19.9%"九五〞8.26%11.7%11.1%11.84%"十五〞8.8%26.6%25.3%27.9%1GDP的增長率，更加說明對(duì)外是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長、加速現(xiàn)代化進(jìn)程的重要途徑。四、向量自回歸〔VAR〕模型介紹〔一〕VAR模型的構(gòu)造模型的核心思想就是不考慮經(jīng)濟(jì)理論，而直接考慮時(shí)間序列的各經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系。VAR的一般形式為:pY Y 〔3.1〕t iti ti1其中，E( )=0，E( ，Y)=0，p；t t tiY是(n1)t

是(nn)的系數(shù)矩陣，iY是Y向量的階滯后變量，是誤差項(xiàng)，在本模型中可視為隨機(jī)干擾項(xiàng)。ti t t〔二〕VAR模型最正確滯后期數(shù)確實(shí)定VARBoxJenkins的分析中，常以自相關(guān)系數(shù)圖作判斷，如果自相關(guān)系FullDF統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢簆y y

〔3.2〕t t1 i ti ti1其中，t為時(shí)間趨勢項(xiàng)，, 為參數(shù)，為誤差項(xiàng)。其檢驗(yàn)的原假設(shè)為H：10

： 00ADFVARAICSIC準(zhǔn)那么。AIC標(biāo)準(zhǔn)的計(jì)算方法為:AIC lnSSRk 2k〔3.3〕T TSchwarzSICSICln

SSRk

〔3.4〕T T其中，k為變量滯后期，T為樣本數(shù)，SSR為殘差平方和。最正確滯后期根kAICSIC準(zhǔn)那么的值進(jìn)展確定。〔三〕VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)為直接觀察變量間的互動(dòng)關(guān)系，Sims建議可經(jīng)由Wald分解定量轉(zhuǎn)換成移動(dòng)平均的表示方式，轉(zhuǎn)換過程如下所示:pY Y 〔3.5〕t iti ti1pY Y 〔3.6〕t iti ti1L 1 2

Lpm t

〔3.7〕Y L t 1 2

Lp)1 L m 1 2

Lp)m

〔3.8〕tY A 〔3.9〕t itii0由式(3.9)可以看出，每個(gè)變量都可以表示成模型內(nèi)變量當(dāng)期和滯后期隨機(jī)期相關(guān)的特性，因此用正交化來去除當(dāng)期相關(guān)。選擇一個(gè)下三角形矩陣，對(duì)式(3.9)Y ACC1t i ti0

〔3.10〕令D i

C,Ui t

C1 ，有：tiY DUi i ti0

〔3.11〕由式(3.11)性組合即脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)動(dòng)態(tài)交互作用及其效應(yīng)?！菜摹硡f(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)穩(wěn)性，但是經(jīng)過一次差分以后就平穩(wěn)，稱這種時(shí)間序列是I(l)序列。當(dāng)兩個(gè)或I(1)I(0)這些變量建立的回歸模型才是有意義的。檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的方法有兩種:EGJohansenJohansenJohansen提出的一種在VAR整關(guān)系的方法。

為k1I(l)pVAR可表示為:ty Ay Ay Ay (3.12)t 1t1 2t2 ptp t將上述方程改寫為差分形式：p1y y

〔3.13〕t i ti1

tp ti p其中，i

A I， AIjj1 i1方程(3.13)中，代表了所有的長期均衡信息， ytp

也正是誤差修正項(xiàng)，而的秩那么決定了Y

之間的協(xié)整向量，也就是決定變量間到底有多少個(gè)長期關(guān)t系?！参濉矴range因果關(guān)系檢驗(yàn)〔1969〔1972推廣的如何檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的方法。Grange因果檢驗(yàn)是基于這樣的思想：YXYX。因此，我YX解釋，參加X的滯后值是否使解釋程XY的預(yù)測中有幫助，或者XY的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，YXGrange引起的。Granger檢驗(yàn)假設(shè)有一變量Y和XXY，Grangern mY X

(3.14)t t j tj

tk tj1 k1n mX X

(3.15)t t j tj

tk tj1 k1此外，由于Granger檢驗(yàn)受變量的滯后項(xiàng)個(gè)數(shù)m和n、變量序列的穩(wěn)定性以Granger變量的最正確滯后項(xiàng)個(gè)數(shù)，對(duì)變量序列進(jìn)展穩(wěn)定性檢測和協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。五、模型建立前的準(zhǔn)備〔一〕假設(shè)干假設(shè)1、經(jīng)濟(jì)增長開展水平主要是從一個(gè)國家的整體水平來考量，因此本文通過我國國內(nèi)生產(chǎn)總值來度量全國的經(jīng)濟(jì)增長水平。2、聯(lián)系到我國的對(duì)外貿(mào)易狀況，本文所指的對(duì)外貿(mào)易專指貨物貿(mào)易，不包括效勞貿(mào)易，同時(shí)考慮用進(jìn)口額、出口額來度量對(duì)外貿(mào)易開展水平。3GDPGDP因素對(duì)各經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響。4、在模型建立的過程中，不考慮經(jīng)濟(jì)波動(dòng)以及宏觀政策變化等特殊因素的影響?！捕持笜?biāo)的選取1、國內(nèi)生產(chǎn)總值國內(nèi)生產(chǎn)總值，即GDP，是反映一國〔地區(qū)〕所有常住單位在一定時(shí)期內(nèi)〔通常為1年〕全部生產(chǎn)活動(dòng)最終成果的重要指標(biāo)，是一個(gè)國家〔地區(qū)〕領(lǐng)土范圍內(nèi)，包括本國居民、外國居民在內(nèi)的常住單位在報(bào)告期內(nèi)所生產(chǎn)標(biāo)。2、進(jìn)出口額國家〔地區(qū)〕與國家〔地區(qū)〕之間的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來形成了一個(gè)國家〔地區(qū)〕的對(duì)外貿(mào)易總額，通常用進(jìn)出口額來衡量。進(jìn)口額〔出口額〕表示一個(gè)國家進(jìn)口加總出口額，即進(jìn)出口總額，就等于一國的總貿(mào)易額?！踩硵?shù)據(jù)的來源與預(yù)處理本文實(shí)證分析所選用的變量包括中國國內(nèi)生產(chǎn)總值〔GDPEX及進(jìn)口總額〔IM1978-2008〔1978=100LGDPLEX、LIMEviews6.0。六、模型的構(gòu)建與檢驗(yàn)〔一〕單位根檢驗(yàn)ADF檢驗(yàn)法對(duì)上述各序列的平穩(wěn)性進(jìn)展檢驗(yàn)。表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量檢驗(yàn)類型ADF統(tǒng)計(jì)量臨界值〔5%〕伴隨概率P結(jié)論〔c，T，d〕LGDP〔c，T，1〕-2.740050-3.5742440.2292不平穩(wěn)D〔LGDP〕〔c，0，1〕-2.909887-2.9718530.0569平穩(wěn)*LEX〔c，0，0〕-1.310170-2.9639720.6114不平穩(wěn)D〔LEX〕〔c，0，0〕-5.134567-2.9677670.0002平穩(wěn)LIM〔c，0，0〕-1.420427-2.9639720.5590不平穩(wěn)D〔LIM〕〔c，0，0〕-4.102228-2.9677670.0035平穩(wěn)〕分別代表所檢驗(yàn)的方程中含有截距，時(shí)間趨勢及滯后階數(shù)；滯后階數(shù)按SC確定；D〔XX*10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。2LGDP、、LIMADF5%ADF95%都是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步檢驗(yàn)顯示，DLGDP至少在90%DLEXDLIM95%的置信水平下都是平穩(wěn)的?！捕矹ohansen協(xié)整檢驗(yàn)LGDP、LEXLIM都是單整序列，滿足進(jìn)展協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。進(jìn)一Johansen34：表3 特征根跡RankTest〕檢驗(yàn)結(jié)果HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.66791748.5125242.915250.0125Atmost10.31506517.6461225.872110.3682Atmost20.2225897.05002712.517980.3394表4 最大特征值檢驗(yàn)MaximunEigenvalue〕結(jié)果HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueMax-EigenStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.66791730.8664125.823210.0099Atmost10.31506510.5960919.387040.5554Atmost20.2225897.05002712.517980.3394注：*說明在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；**表示Mackinnon-Haug-Michelin〔1999〕p值。95%95%5%的顯著水平上只存在唯一的協(xié)整關(guān)系?！踩诚蛄孔曰貧w模型〔VAR〕的構(gòu)建基于我們選擇的變量：LGDP、LEXLIM3VAR模型的滯后階數(shù)，我們用模型滯后構(gòu)造確定準(zhǔn)那么進(jìn)展篩選，結(jié)果5：表5 向量自回歸模型滯后期確實(shí)定標(biāo)準(zhǔn)滯后期LogLLRFPEAICSCHQ08.655201NA0.000132-0.418904-0.274922-0.376090196.90470150.35103.75e-07-6.289237-5.713309-6.1179832116.292328.72244*1.79e-07*-7.058692*-6.050819*-6.758999*3123.32698.8583492.23e-07-6.913105-5.473286-6.4849714131.80888.7960272.69e-07-6.874726-5.002961-6.318152注：*表示根據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)那么選擇的滯后階數(shù)。根據(jù)表5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)全部認(rèn)為應(yīng)該選擇的滯后期為VAR(2)模型方程如下：LGDPtLEX

LGDPt10.60LEXtLIM t

t1LIMt1LGDP

LGDPLGDP

t2 t2 2tt2 3t實(shí)證結(jié)果顯示模型總的擬合優(yōu)度為0.989165，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.986221。且所有單位根位于單位圓內(nèi)〔如圖3〕，模型構(gòu)造穩(wěn)定，模型擬合效果較好。InverseRootsofARCharacteristicPolynomial1.51.00.50.0-0.5-1.0-1.5-1.5InverseRootsofARCharacteristicPolynomial1.51.00.50.0-0.5-1.0-1.5-1.5-1.0-0.50.00.51.01.5Granger檢驗(yàn)為了確定變量之間的相互關(guān)系，我們對(duì)VAR模型中的變量進(jìn)展Granger因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6：表6 Grange因果檢驗(yàn)結(jié)果零假設(shè)零假設(shè)H0時(shí)期F統(tǒng)計(jì)量P值LEX不是LGDP的原因284.691590.0117LGDP不是LEX的原因1.259340.3138LIM不是LGDP的原因282.472740.0898LGDP不是LIM的原因0.838770.4878LIM不是LEX的原因283.635800.0295LEX不是LIM的原因0.943730.4373從表65%LEX〕是LGDPGrangeGrange原因，這有可能是由于出口LIM〕與國內(nèi)生產(chǎn)總值〔LGDP〕之間不存在因果關(guān)系。第三，進(jìn)口總額〔LIM〕是出口總額〔LEX〕的Grange原因，而出口總額不是進(jìn)口總額的Grange原因，這說明出口與進(jìn)口之間存在一種單向的因果關(guān)系?！参濉趁}沖響應(yīng)分析在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它的系數(shù)是難于解釋的，在分析VAR模型時(shí)，我們往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響，LGDPLEX〕和進(jìn)口總額〔LIM〕一個(gè)正的單位大小的沖擊，得到關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)函4至圖6，其中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)〔單位：年〕，縱軸表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。.10.10.10.08.08.06.06.04.04.02.02.00-.02.00-.04123456789 10-.021 2 3 4 5 6 7 8 9 10圖4 國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)自身的沖擊 圖5出口總額對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊圖6 進(jìn)口總額對(duì).10 國內(nèi)生產(chǎn)總值的沖擊.08.06.04.02.00-.02

從圖4看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)對(duì)自身的響應(yīng)是同向的，在-.04

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第4期到達(dá)最高點(diǎn)，并且以后各期慢慢收斂。圖5說明，當(dāng)在本期給出口總額一個(gè)正向沖擊后，給國內(nèi)生產(chǎn)總值帶來的沖擊在當(dāng)期作用較小，從第2期以后開場穩(wěn)定增長。這說明出64出口貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的影響顯著大于進(jìn)口的影響?！擦撤讲罘纸夥治隽孔曰貧w模型進(jìn)展方差分解分析，結(jié)果如表7：表7 方差分解表滯后期S.E.LGDPLEXLIM10.031442100.00000.0000000.00000020.05877399.416440.4723050.11125430.08354595.152714.6979670.14931940.10590688.2617411.333980.40427350.12636080.8881517.696511.41533660.14523973.7618422.697373.54079070.16246567.1360126.440926.42307280.17764461.3259429.280659.39341190.19046856.5666431.4178312.01553100.20093452.9006632.9460914.15325從表7中可以看出，對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值變化奉獻(xiàn)率最大的是自身因素的變化，但是它對(duì)自身的奉獻(xiàn)率呈現(xiàn)出逐年遞減的趨勢，在第5期奉獻(xiàn)率為80.8910期下降為在前2期很低，但呈逐年遞增的趨勢，在第10期的奉獻(xiàn)率到達(dá)32.95國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的奉獻(xiàn)在前5期都是很小的，在第10期到達(dá)14.15%，是一種長期效應(yīng)，但出口貿(mào)易對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于進(jìn)口對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻(xiàn)，這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果是一致的。七、結(jié)論與建議〔一〕主要結(jié)論本文利用我國1978-2008年國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口總額和進(jìn)口總額的時(shí)間序列VAR〕，通過Granger它們之間有長期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。其次，通過GrangerGranger原因，但國內(nèi)生產(chǎn)總值不是出口總額的Granger向的Granger因果關(guān)系，出口在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)開展的過程中是一個(gè)不可或缺的因素。進(jìn)口對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響?！捕痴呓ㄗh以上的分析結(jié)果說明無論在長期還是在短期，對(duì)外貿(mào)易在中國的經(jīng)濟(jì)增長中解分析顯示出口對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的奉獻(xiàn)度高達(dá)32.95%，進(jìn)口的奉獻(xiàn)度也到達(dá)14.15%，這充分說明了對(duì)外貿(mào)易對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的重要程度。2007題。為此必須加快轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式，緩解貿(mào)易不平衡問題。在國際上有競爭優(yōu)勢和比擬優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)。參考文獻(xiàn)[J〕：8–9[2[J2–[3]吳漢嵩．進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長奉獻(xiàn)的比擬分析——基于中國對(duì)外貿(mào)易的實(shí)證研究[J]．價(jià)值工程．2008(7)：41-45[4]譚俊蘭．廣東省對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J]．價(jià)值工程．2009(8)：22-23[5]趙嬌．外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性分析[J]．經(jīng)濟(jì)問題探索．2003(7)：91-93[6]瞿凌云，文惠．我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析[J]．當(dāng)代經(jīng)濟(jì)．2009(4)：76-77[7]曾子娟，甄燕京．對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗(yàn)——對(duì)江蘇省1985～2006年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]．市場周刊．2008(2)：123-125〔2〕：75-77〔760-62〔[J1033-34[M〔77-80〔19-22VAR〔〕：59-63〔11〕：63-65林毅夫，李永軍．必要的修正——對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的再考察[J易．20019〕：22-26[J6〕：19-22[J〔68-9〔4〕：51-54附表我國1978—2008年進(jìn)出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值單位：億元年度出口總額〔現(xiàn)價(jià)〕進(jìn)口總額〔現(xiàn)價(jià)〕國內(nèi)生