新疆出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

常丹靜 劉麗麗

［摘要］文章選取1990～2010年新疆的相關(guān)數(shù)據(jù)，基于VAR模型，使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，實(shí)證研究新疆初級(jí)產(chǎn)品出口、工業(yè)制成品出口以及工業(yè)制成品中的資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品和資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響，并依據(jù)實(shí)證分析結(jié)果提出相應(yīng)的對(duì)策、建議。

［關(guān)鍵詞］出口商品結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；VAR模型;Johansen檢驗(yàn)；廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

［作者簡(jiǎn)介］常丹靜，新疆石河子大學(xué)，研究方向：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與布局，新疆石河子，832000；劉麗麗，濱州市婦幼保健站助理館員，山東濱州，256600

［中圖分類(lèi)號(hào)］ F127 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］ A ［文章編號(hào)］ 1007-7723（2012）04-0069-0006一、引言

關(guān)于出口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，Hongshik Lee（2003）等的研究表明，工業(yè)制成品占出口商品結(jié)構(gòu)的比重對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的影響，初級(jí)產(chǎn)品出口在出口商品結(jié)構(gòu)中的比重對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較小，說(shuō)明出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用主要集中在工業(yè)制成品出口上；Mazurndar(2002)通過(guò)研究分析發(fā)現(xiàn):一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)直接存在著相關(guān)關(guān)系，一國(guó)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)在一定程度上影響著一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Jacint & Manuel(2004)通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)：在一國(guó)出口額增加的情況下，如果不能很好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這時(shí)可以調(diào)整出口商品結(jié)構(gòu)來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；易力、劉世美、劉冰（2006）從出口貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)出發(fā)，利用中國(guó)1980～2004年出口和GDP時(shí)序數(shù)據(jù)，對(duì)出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互作用進(jìn)行了協(xié)整分析。其分析結(jié)果表明，出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有長(zhǎng)期穩(wěn)定的促進(jìn)作用，而短期表現(xiàn)不明顯，并且兩者之間不存在雙向因果關(guān)系；李俊（2010）從出口商品結(jié)構(gòu)的角度，對(duì)廣東省1987～2007年的初級(jí)產(chǎn)品出口、工業(yè)制成品出口和GDP的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整等方法分析了其出口商品結(jié)構(gòu)同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得出結(jié)論：短期內(nèi)，初級(jí)產(chǎn)品出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，工業(yè)制成品出口抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；長(zhǎng)期內(nèi)，出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有穩(wěn)定的促進(jìn)作用。

綜上所述，出口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在一定的相關(guān)關(guān)系，然而，通過(guò)對(duì)上述文獻(xiàn)的總結(jié)發(fā)現(xiàn)，之所以不同學(xué)者對(duì)此問(wèn)題的研究得出不同結(jié)論，主要是由于區(qū)域間存在著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異、地域差異以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異等因素，因此不同國(guó)家或地區(qū)的外貿(mào)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系也大相徑庭。本文利用VAR模型，通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解等計(jì)量方法，以新疆為研究區(qū)域，分析新疆初級(jí)產(chǎn)品出口、工業(yè)制成品出口以及工業(yè)制成品中的資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品和資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

二、變量選取及計(jì)量方法

（一）變量選取及數(shù)據(jù)處理

出口商品結(jié)構(gòu)是指一國(guó)（或地區(qū)）各類(lèi)出口商品在這個(gè)出口貿(mào)易中所占的比重，通常用各大類(lèi)或某產(chǎn)品的出口額占出口總額的比重來(lái)表示。本文將出口商品分為初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)制成品，而工業(yè)制成品內(nèi)部又分為資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品和資本技術(shù)密集型產(chǎn)品。所以，采用初級(jí)產(chǎn)品、工業(yè)制成品以及工業(yè)制成品中的資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品和資本技術(shù)密集型產(chǎn)品分別占出口總額的比重來(lái)衡量出口商品結(jié)構(gòu)，并依次用PXW、MXW、LXW、KXW來(lái)表示。選取常用的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長(zhǎng)率指標(biāo)來(lái)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為了消除價(jià)格因素的影響，用新疆歷年以1978年為100的生產(chǎn)總值指數(shù)對(duì)上述變量進(jìn)行調(diào)整。為了消除異方差性，采取不改變趨勢(shì)和協(xié)整關(guān)系的取對(duì)數(shù)法，對(duì)上述變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別表示為L(zhǎng)GDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW。

（二）計(jì)量方法

本文采用包含經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、初級(jí)產(chǎn)品占出口總額的比重、工業(yè)制成品占出口總額的比重、資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品占出口總額的比重、資本技術(shù)密集型占出口總額的比重等5個(gè)變量在內(nèi)的自向量回歸（VAR）模型來(lái)分析新疆出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制。在此基礎(chǔ)上，使用協(xié)整檢驗(yàn)分析、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)定量分析新疆出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。模型具體設(shè)定為：

Y■=A■Y■+…+A■Y■+?著■ t=1,2…,T

其中，Yt=（LGDPt,LPXW,LMXW,LLXW,LKXW）T， A1,A2,AP是要被估計(jì)的系數(shù)矩陣，p是自回歸滯后階數(shù)，?著■是白噪聲序列向量。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，而VAR模型的運(yùn)用要求系統(tǒng)中的變量具有平穩(wěn)性。所以，建立VAR模型之前，應(yīng)先確定所研究時(shí)間序列的平穩(wěn)性，以防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，破壞模型的有效性。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法（augment Dickey-Fuller test）來(lái)判別變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1：

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：在1%的顯著水平下，LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW五個(gè)變量的水平時(shí)間序列均為含有一個(gè)單位根，都是非平穩(wěn)序列，而其一階差分序列在1%的顯著水平下都是平穩(wěn)的。所以，上述變量均為一階單整，記作I（1）。通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，可以進(jìn)行VAR模型的估計(jì)，和協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）VAR模型的估計(jì)

1.滯后期的選擇

建立VAR模型時(shí)，首先要確定模型的最優(yōu)滯后期。本文從最大滯后階數(shù)2開(kāi)始，利用似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（LR）、最終預(yù)測(cè)誤差（FPE）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則及HQ信息準(zhǔn)則等方法來(lái)選擇最佳的滯后階數(shù)，判斷原則是當(dāng)超過(guò)一半的準(zhǔn)則選擇某個(gè)滯后階數(shù)的話，那么就認(rèn)為該滯后階數(shù)為VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果如下：

從表2可以看出，最終預(yù)測(cè)誤差（FPE）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則及HQ信息準(zhǔn)則等四種方法推薦的最佳滯后階數(shù)均為2階，因此確定本文VAR模型最佳滯后階數(shù)為2階，模型設(shè)定為VAR（2）。

此外，五個(gè)方程的可決系數(shù) 分別為0.857174、0.956006、0.949593、0.936447、0.774246，據(jù)此可以判斷，方程的擬合效果非常好，這個(gè)VAR（2）模型可以作為進(jìn)一步分析的基礎(chǔ)。

2.模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

模型建好后需要檢驗(yàn)其穩(wěn)定性。本文使用AR檢驗(yàn)，如果模型的根都在單位圓內(nèi)，則模型是平穩(wěn)的。從圖1來(lái)看，VAR（2）模型所有根的倒數(shù)全部根都在單位圓以內(nèi)，因此模型VAR（2）是穩(wěn)定的，依據(jù)其進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解，得到的結(jié)果是穩(wěn)健和可靠的，并且，以下的協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)也都是基于穩(wěn)定的VAR（3）模型進(jìn)行檢驗(yàn)的。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整理論，如果兩個(gè)（或兩個(gè)以上）序列滿足單整階數(shù)相同，且它們之間存在協(xié)整關(guān)系，則所研究的變量之間就存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，從而可以避免“偽回歸”問(wèn)題。協(xié)整檢驗(yàn)的方法通常有兩種，即Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗(yàn)法。其中，前者適用于檢驗(yàn)兩變量間的協(xié)整關(guān)系，而后者適用于檢驗(yàn)多變量之間的協(xié)整關(guān)系。故本文基于VAR（2）模型采用Johansen檢驗(yàn)法檢驗(yàn)法，利用特征根跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)確定上述變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。由于VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，所以協(xié)整檢驗(yàn)中的滯后區(qū)間設(shè)定為“1 1”，Johansen檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，在5%的顯著水平下，拒絕沒(méi)有協(xié)整關(guān)系和最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，而接受最多兩個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，說(shuō)明LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。所以，上述五個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。

（四）基于VAR模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

協(xié)整分析只能說(shuō)明變量之間在結(jié)構(gòu)上的因果關(guān)系以及長(zhǎng)期關(guān)系是否均衡，但不能反映各變量的單位變化對(duì)其內(nèi)在聯(lián)系的影響。因此，需要利用VAR函數(shù)對(duì)各變量的關(guān)系做進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)分析，以找出變量間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。本文利用不依賴于VAR系統(tǒng)中各個(gè)內(nèi)生變量的排序的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)研究GDP增長(zhǎng)率、初級(jí)產(chǎn)品占出口總額的比重、工業(yè)制成品占出口總額的比重、資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品占出口總額的比重以及資本技術(shù)密集型產(chǎn)品占出口總額的比重中各對(duì)變量間相互影響的方向和程度。圖2給出了LGDP對(duì)各變量標(biāo)準(zhǔn)差新信的反映，圖中的橫軸表示沖擊作用的期間數(shù)（年），縱軸表示LGDP的變化程度；曲線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，反映了LGDP對(duì)各變量沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)；兩側(cè)的虛線是脈沖響應(yīng)函數(shù)加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)的值，表明沖擊響應(yīng)的可能范圍。在模型中將信息沖擊作用的滯后期設(shè)定為10年。

從LGDP對(duì)LPXW的脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)初級(jí)產(chǎn)品占出口總額比重一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新信的沖擊的反映比較明顯。在第一期，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，并在第二期達(dá)到最低峰值約為-0.333%。而在第三期又達(dá)到最高峰值約為0.296%，隨后又一直下降到第五期的-0.222%，說(shuō)明初級(jí)產(chǎn)品的出口在第三年左右對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有拉動(dòng)作用。自第八期開(kāi)始，逐漸趨于平穩(wěn)，逐漸收斂于0，即LGDP對(duì)LPXW的沖擊響應(yīng)逐漸消失。從LGDP對(duì)LMXW的脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)工業(yè)制成品占出口總額比重一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新信的沖擊的反映比較明顯。在第一期達(dá)到最高峰值約為0.294%，隨后一直下降，第三期達(dá)到最低峰值約為-0.612%。接著，一直上升到第五期的0.214%左右。自第八期開(kāi)始緩慢上升，說(shuō)明工業(yè)制成品出口從第八年開(kāi)始對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用不斷增強(qiáng)。從LGDP對(duì)LLXW的脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口占出口總額比重一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新信的沖擊的反映比較明顯。在第一期達(dá)到最大峰值約為0.325%，隨后一直處于波動(dòng)狀態(tài)，并在第三期達(dá)到最低峰值約為-0.441%。自第八期開(kāi)始處于緩慢上升的狀態(tài)，說(shuō)明從第八年開(kāi)始勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用緩慢增強(qiáng)。從LGDP對(duì)LKXW的脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資本技術(shù)密集型產(chǎn)品占出口總額比重一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新信沖擊的反應(yīng)比較明顯。第一期為0.052%左右，此后一直處于波動(dòng)狀態(tài)。直到第八期開(kāi)始緩慢上升，說(shuō)明從第八年開(kāi)始資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用不斷增強(qiáng)。

（五）基于VAR模型的方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響。而方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通過(guò)常用方差來(lái)度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性信息。它的基本思想是，把系統(tǒng)中的全部?jī)?nèi)生變量（k個(gè)）的波動(dòng)按其成因分解為與各個(gè)方程信息相關(guān)聯(lián)的k個(gè)組成部分，從而得到新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要程度。下面對(duì)LGDP進(jìn)行方差分解，分析初級(jí)產(chǎn)品、工業(yè)制成品以及工業(yè)制成品中的資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品和資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。LGDP的方差分解結(jié)果見(jiàn)表4和圖3（圖中橫軸表示滯后階數(shù)，單位：年；縱軸表示其他因素的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率）。

由圖3和表4可知，LGDP預(yù)測(cè)方差受其自身的影響最大，但是這種影響整體呈下降趨勢(shì)，從最初的100%一直下降到第五期的32.734%，第七期以后趨于平穩(wěn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有后顧預(yù)期特征，可以根據(jù)過(guò)去的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況來(lái)預(yù)期未來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是這種預(yù)期影響隨著時(shí)間而逐漸衰退。在第二期以前，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了來(lái)自自身沖擊的影響外，初級(jí)產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率大于工業(yè)制成品，但二者均呈現(xiàn)上升狀態(tài)。但是，初級(jí)產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在第二期達(dá)到最大值為12.633%，此后開(kāi)始下降，第四期達(dá)到最小值為5.267%，自第五期趨于平穩(wěn)。而工業(yè)制成品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在第四期達(dá)到最大值31.369%，此后開(kāi)始下降，第六期下降到25.388%，隨后上升到第七期的29.569%，之后就趨于平穩(wěn)。在第三期以前，工業(yè)制成品中的資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率曲線和資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口的貢獻(xiàn)率曲線基本重合，都是先上升后下降，說(shuō)明前三期資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品和資本技術(shù)密集型出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率基本相同。自第三期開(kāi)始，資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率明顯大于資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，并且處于上升的狀態(tài)，一直上升到第五期的23.79%，然后下降到第七期的21.307%，之后趨于平穩(wěn)。而資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率從第三期的5.868%上升到第四期的9.823%后開(kāi)始下降，一直下降到第七期的7.728%，之后趨于平穩(wěn)。

四、結(jié)論及建議

本文通過(guò)構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型，利用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解實(shí)證分析了新疆出口商品結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響，并得出以下結(jié)論：

1.出口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。

2.根據(jù)廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果， LGDP對(duì)LPXW的脈沖響應(yīng)總體上都是負(fù)響應(yīng)，初級(jí)產(chǎn)品出口對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用很小，并且從長(zhǎng)期來(lái)看，這種推動(dòng)作用會(huì)消失；從短期來(lái)看，新疆工業(yè)制成品，尤其是工業(yè)制成品中的資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口可以帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口不利于新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。原因是新疆出口的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品前期投入少，技術(shù)含量較低，能帶來(lái)直接的外匯收入，從而直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；而出口的資本技術(shù)密集型產(chǎn)品前期需要投入大量的資金和設(shè)備，并掌握相關(guān)技術(shù)，這些設(shè)備和技術(shù)都需要從國(guó)外進(jìn)口。從長(zhǎng)期來(lái)看，工業(yè)制成品的出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用會(huì)不斷增強(qiáng)，并且資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口比勞動(dòng)密集型產(chǎn)品對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用更大。這是因?yàn)殚L(zhǎng)期增加工業(yè)制成品出口，可以優(yōu)化新疆出口商品結(jié)構(gòu)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。與勞動(dòng)密集型產(chǎn)品相比，工業(yè)制成品中的資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的附加值和科技含量較高。

3.根據(jù)方差分解的結(jié)果，在不考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)自身影響的情況下，從總體來(lái)看，工業(yè)制成品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了初級(jí)產(chǎn)品出口，而工業(yè)制成品中資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口比資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用更強(qiáng)，這與廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果相一致。

針對(duì)上述分析，在此提出以下建議，進(jìn)而提高新疆出口商品結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)。

第一，對(duì)新疆的石油天然氣、煤、棉花等優(yōu)勢(shì)出口產(chǎn)品進(jìn)行進(jìn)一步精深加工，提高其競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大出口額和國(guó)際市場(chǎng)占有率。同時(shí)，對(duì)主要的傳統(tǒng)出口商品（如番茄醬、電視機(jī)、鞋類(lèi)等）進(jìn)行深度開(kāi)發(fā)，提高其加工水平和附加值。

第二，進(jìn)一步增強(qiáng)新疆工業(yè)制成品中資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品（即：輕紡橡膠礦冶品和雜項(xiàng)制品）的附加值和技術(shù)含量，增強(qiáng)其國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。在新疆工業(yè)制成品出口中，資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，在未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)，這種狀況也不會(huì)發(fā)生改變，所以，只能通過(guò)提高資源勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的附加值和技術(shù)含量，來(lái)促進(jìn)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第三，充分利用新疆的資源優(yōu)勢(shì)和地緣優(yōu)勢(shì)，提高本土產(chǎn)品的出口份額。近年來(lái)，新疆外貿(mào)規(guī)模不斷擴(kuò)大，出口總額也處于快速增長(zhǎng)的狀態(tài)，外貿(mào)出口前景很好。但是，與內(nèi)地省份相比，新疆出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用仍處于很低的水平，原因是目前新疆呈現(xiàn)出“走廊型”外貿(mào)特征，新疆本地產(chǎn)品出口僅占一小部分，并且，出口的本地產(chǎn)品多是農(nóng)產(chǎn)品及其初級(jí)加工制品。

［參考文獻(xiàn)］

［1］丁雯.我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究［J］.經(jīng)貿(mào)論壇,2008,（4）.

［2］滕穎.基于VAR模型的出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化實(shí)證研究——以寧波為例［J］.專(zhuān)題研究,2010,（3）.

［3］佘廣文,韓博.江蘇省出口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析［J］.中國(guó)商貿(mào),2010,（11）.

［4］宋曉巍,金兆懷.東北地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究［J］.東北師范大學(xué)學(xué)報(bào),2011,（3）.