对外开放、贸易竞争与经济增长——基于中国与中亚五国跨国面板数据的实证分析

曹 冲谢文宝夏 咏

（1.新疆财经大学 经济学院，新疆乌鲁木齐 830012；2.新疆农业大学 经济与贸易学院，新疆乌鲁木齐 830052；3.宝鸡文理学院 经济管理学院，陕西宝鸡 721013）

一、问题的提出

中国与中亚五国贸易历史源远流长，古丝绸之路见证了中国与中亚五国贸易往来和经济发展。2013年9月，习近平主席在出访中亚期间，提出了“丝绸之路经济带”倡议，引起了国际社会的关注和反响，也进一步将中国与中亚五国的贸易提到了更加重要的位置，并且建立了战略级别的关系（卫丁，2017）。中亚与中国的双边贸易额由1992年的4.64亿美元增加到2018年的416.63亿美元，年均增长率达到18.88%，尤其是2018年，虽然受全球经济政策的不确定性和主要经济体增速减缓的影响，中亚地区经济增长下降一个百分点，但中国与中亚五国经贸增长幅度仍不断增大，其中，中国与哈萨克斯坦、土库曼斯坦、乌兹别克斯坦、吉尔吉斯斯坦、塔吉克斯坦的双边贸易额分别为198.56亿美元、84.36亿美元、62.67亿美元、56.01亿美元、15.03亿美元，同比分别增长10.4%、21.5%、48.37%、2.8%、9.63%。可见，对外开放作为一国扩大市场规模的重要途径，已成为推动新阶段经济高质量发展的动力之一，是新时代实现经济高质量发展的重要突破口。同时，贸易竞争作为经济社会发展的新优势，可以将潜在的市场规模优势转化为对外开放的竞争优势，通过竞争效应倒逼开放型政策从传统优惠型政策向竞争性政策转变。那么，中国与中亚五国的对外开放度如何？竞争优势是否明显？与经济增长关系怎样？只有真正弄清楚以上内容，才能进一步推动中国与中亚五国要素的自由流动和产能融合。

二、文献综述

对外开放与经济增长之间的关系始终是国际经济学界关注和研究的领域。在过去两百多年里，贸易始终是发达国家不断推进其进步的催化剂之一，在发展中国家的经济活动中仍扮演着当年的角色，且处于促进增长三要素中的核心地位 （熊灵，2012）。由于开放类型和贸易竞争形势的多样化，以及二者对经济增长影响的差异性等原因，已有的相关研究给出的结论和政策建议也呈现多元性，但是对外开放究竟是加剧还是缓和了宏观经济波动这一问题，依然存在很大争议。古典理论、新古典理论以及现代国际贸易理论均从理论层面证实了对外开放可以促进经济增长即贸易一方面通过专业化分工、知识技术溢出和市场规模扩大等途径推动一国的经济增长（Romer，1986）；另一方面通过加快技术创新，提高全社会生产效率来促进一国的经济增长（徐婧，2015；罗来军，2016）。但是在实证层面却出现了分歧：一是对外开放能够促进经济增长，如：对外开放与经济增长存在显著正相关关系（Yanikkaya，2003；盛斌，2011；Sampson，2016）；对外开放对“一带一路”沿线国家的经济增长存在显著正向效应（陈继勇，2017），而对中亚的影响效应较小（马卫，2019）；对外开放通过投资、生产技术、产能利用效率和资本深化等渠道间接促进经济增长（Levine，1992；Hausmann，2007；张同斌，2018）等；此外，对外开放与经济增长并非是线性正相关关系，如南非的对外开放阻碍了经济增长（Polat，2015）、对外开放与经济增长存在显著的倒“U”性特征以及非线性关系（张庆君，2008；张建清，2014）、对外开放与经济增长存在对称但不显著的关系 （余思勤，2020）等。此外，还有较少的文献表明对外开放对于经济增长的促进作用具有显著的“门槛效应”，或者因样本的差异呈现出不确定性（Vamvakidis，2002；包群，2008）。

从以上相关文献不难发现国内外学者对于对外开放与经济增长之间的直接或间接关系进行了理论和实证方面的研究，取得了十分丰富的研究成果，为分析对外开放、贸易竞争与经济增长之间的关系奠定了坚实的理论基础。然而，现有文献对于对外开放、贸易竞争与经济增长之间的关系研究还不够深入，仍有诸多有待改进之处。一是现有文献只是单纯分析对外开放与经济增长之间的关系，局限于实证检验对外开放对于经济增长的影响，未能将对外开放、贸易竞争与经济增长置于同一个框架下进行研究；二是对于对外开放、贸易竞争与经济增长之间的关系，未能解决可能存在的内生性问题，从而使得研究结果缺乏强有力的证据；三是国内外相关学者多从一国或省际层面研究对外开放与经济增长的关系，仅有少数学者研究中国与“一带一路”沿线国家对外开放与经济增长的关系，关于中国与中亚五国的对外开放、贸易竞争与经济增长的关系则鲜有研究。基于此，笔者将使用贸易开放度指标和贸易竞争力指数分别分析中国与中亚五国的对外开放水平和贸易竞争水平，同时构建经济增长动态面板模型，采用一步SYS-GMM方法对中国与中亚五国的对外开放、贸易竞争与经济增长进行实证分析。

三、中国与中亚五国对外开放度和贸易竞争力水平测度

（一）中国与中亚五国的对外开放度测度及分析

关于贸易开放度的测度方法，国内外学者提出了不同指标体系法和模型构建法。其中，贸易依存度、道拉斯指数、萨克斯—瓦诺法、黑市交易费用以及实际关税率等方法应用较为广泛。那么，这几种测量方法孰优孰劣，国内外学者尚无统一定论。世界银行对于对外开放度的定义是一国出口贸易额和进口贸易额之和占该国GDP的比例，称之为对外贸易依存度，又称对外贸易系数。它被认为是衡量一国经济发展对外贸易开放程度的一个重要指标，该比例的变化意味着对外贸易在国民经济中所处地位的变化。包群（2008）认为对外贸易依存度能够较好地反映出对外开放程度与经济增长之间的关系。张立光（2004）结合实际情况，认为选取对外贸易依存度衡量一国对外开放程度比较合理。贸易开放度指标的计算公式如下所示：

公式（1）中，Openit表示i国t时间的贸易开放度；EXit表示i国t时间的出口贸易总额，IMit表示i国t时间的进口贸易总额，GDPit表示 i国 t时间的国内生产总值。

基于公式（1），笔者对1992—2018年中国与中亚五国的贸易开放度进行了测算。为了便于比较，对中国与中亚五国的对外开放度取平均值，并借鉴陈继勇（2017）对贸易开放度的分类做法，将贸易开放度划分为三类：当贸易开放度小于等于30%时，表示该国为低贸易开放度；当贸易开放度大于30%且小于等于70%时，表示该国为中等贸易开放度；当贸易开放度大于70%时，表示该国为高贸易开放度。由于中国与中亚五国的贸易开放度会因经济周期的波动而变化，为了降低数据在大事件前后的剧烈波动性，根据经济周期波动变化情况，选取2000年和2009年为关键点将中国与中亚五国的贸易开放度划分为三阶段，并用不同时间段的均值来表示中国与中亚五国贸易开放度水平。中国与中亚五国的贸易开放度计算结果如表1所示，在不同时期内，中国与中亚五国的贸易开放度水平变化各异，在 1992—2018年，哈萨克斯坦（57.38%）、乌兹别克斯坦（47.31%）、中国（43.51%）是中等贸易开放度国家，塔吉克斯坦 （89.57%）、土库曼斯坦（84.16%）、吉尔吉斯斯坦（80.80%）是高贸易开放度国家。其中，在1992—2000年，仅有塔吉克斯坦（105.56%）、土库曼斯坦（99.83%）处于高贸易开放度水平，其他国家处于中等贸易开放度水平；在2001—2009年，仅有乌兹别克斯坦（58.52%）和中国（53.01%）处于中等贸易开放度水平，其他四国处于高贸易开放度水平；在2010—2018年，仅有吉尔吉斯斯坦（95.06%）处于高贸易开放度水平，其他五国处于中等贸易开放度水平。需要说明的是，中国与乌兹别克斯坦始终处于中等贸易开放度水平；除了2010—2018年这一阶段外，塔吉克斯坦和土库曼斯坦始终处于高贸易开放度水平。

表1 1992—2018年中国与中亚五国贸易开放度均值

（二）中国与中亚五国的贸易竞争力测度及分析

关于贸易竞争力的指标主要有国际市场份额（MS）、贸易竞争力指数（TC）、显示性比较优势指数（RCA）、显示性竞争优势比较指数（CA）等相关指标。由于MS指标较为直观，精准性欠缺，它的下降却不一定代表贸易竞争力下降；TC指标虽剔除通货膨胀等宏观因素影响，但容易在进出口贸易差额较大时出现误差，RCA指标在取值上不具有对称性，忽略了进口数据；而CA指标忽略了对于经济体贸易竞争力在进口和出口方面的不同表现。以上4种指标各有优劣，为了更好地反映中国与中亚五国的贸易竞争力情况，采用贸易竞争力指数（TC）测算和比较分析中国与中亚五国对外贸易的竞争力水平。贸易竞争力指数的计算公式如下所示：

其中，TCit表示i国t时间的对外贸易竞争力水平。由于TCit具有有界性特征，介于[-1,1]之间，所以在不同时期不同的国家之间均具有可比性，如果该指标为-1，表明该国该产品只进口不出口，竞争力最弱；如果该指标数值越接近1，表明该国的产品竞争力越强。由于中国与中亚五国的竞争力指数在不同阶段的均值主要集中分布在-0.48～0.28 之间，基于此，将贸易竞争力指数划分为四类：当-0.48≤贸易竞争力指数<-0.2时，表示该国为强贸易竞争劣势；当-0.2≤贸易竞争力指数<0时，表示该国为弱贸易竞争劣势；当0≤贸易竞争力指数<0.2时，表示该国为弱贸易竞争优势；当贸易竞争力指数≥0.2时，表示该国为强贸易竞争优势。计算结果如表2所示，在1992—2018年，属于强贸易竞争劣势的有2个国家，分别为吉尔吉斯斯坦（-0.26）和塔吉克斯坦（-0.23）；属于弱贸易竞争优势的有3个国家，分别为土库曼斯坦（0.18）、中国（0.07）和乌兹别克斯坦（0.01）；属于强贸易竞争优势的有1个国家，为哈萨克斯坦（0.2）。其中，在1992—2000年，中国与中亚五国主要集中在弱贸易竞争劣势［吉尔吉斯斯坦（-0.12）和塔吉克斯坦（-0.03）］和弱贸易竞争优势之间［哈萨克斯坦（0.1）、土库曼斯坦（0.08）、中国（0.05）、乌兹别克斯坦（0.01）］；在 2001—2009 年，四类不同的区域各有分布，吉尔吉斯斯坦（-0.22）属于强贸易竞争劣势，塔吉克斯坦（-0.18）属于弱贸易竞争劣势，中国（0.07）和乌兹别克斯坦（0.08）属于弱贸易竞争优势，哈萨克斯坦（0.21）和土库曼斯坦（0.21）属于强贸易竞争优势；2010—2018年，塔吉克斯坦（-0.48）和吉尔吉斯斯坦（-0.44）属于强贸易竞争劣势，乌兹别克斯坦（-0.05）属于弱贸易竞争劣势，中国（0.09）弱贸易竞争优势，哈萨克斯坦（0.28）和土库曼斯坦（0.25）属于强贸易竞争优势。需要说明的是，在2000年以后，哈萨克斯坦由弱贸易竞争优势转向了强贸易竞争优势，吉尔吉斯斯坦则由弱贸易竞争优势转向了强贸易竞争劣势；而中国始终处于弱贸易竞争优势。

表2 1992—2018年中国与中亚五国贸易竞争力指数均值

四、对外开放、贸易竞争与经济增长的实证分析

（一）模型设定及变量说明

经济增长理论是经济学研究的永恒命题之一。Solow（1956）提出了新古典经济增长模型，用来解释经济增长的源泉，他认为经济增长是由生产要素投入（资本投入K和劳动投入L）和社会生产效率所决定（社会的综合技术水平A）。基于此，笔者将贸易竞争指数TC和对外开放度Open当作社会生产效率的助推器，即在其他生产要素投入条件不变的情况下，对外开放和贸易竞争力可以通过技术外溢效应来提高全社会生产效率。所以，经济增长不仅取决于生产要素中资本和劳动的投入，还受到对外开放度和贸易竞争力的影响。基于此，将经济增长的基本模型简单变形为如下公式：

其中，Yit表示 i国 t时间的实际 GDP；A(Open)it和A(TC)it表示i国t时间对外开放度和贸易竞争力对社会生产助推率；Kit和Lit分别表示i国t时间的资本要素投入和劳动要素投入；α和β分别表示资本和劳动要素投入的弹性系数；μit表示i国t时间的随机误差项。对于公式（3）两边同时除以Lit后再取对数可以得到如下公式：

令 β-1=δ,lnμit=εit,代入公式（4），进行整理后得到如下公式：

其中，yit表示i国t时间的单位劳动产出，用人均GDP年均增长率表示。这里假定A(·)为一元函数，即 A(Open)it=Ai0·(Open)λit,A(TC)it=Ai0·TCγit，其 中Ai0表示i国初始的社会生产效率水平，λ和γ表示对外开放和贸易竞争力的参数估计，整理后可以得到如下公式：

由于对外开放可以充分发挥知识技术的溢出效应，提高一国的贸易竞争水平，进而促进经济增长，所以说对外开放和贸易竞争水平对经济增长具有相互影响的作用，为了验证这种关系，引入对外开放与贸易竞争水平的交叉项（ln(Openit×TCit)），具体公式如下所示：

其中，为了避免遗漏其他重要解释变量而导致有偏估计，需要引入因变量的滞后项，将其扩展为一个动态模型。因为这样可以消除模型中一些解释变量的内生性误差，从而获得解释变量系数的一致性估计值。同时，在核心变量之外，还考虑引入了一组控制变量，分别为人力资本HCit、创新水平INit、制度因素PCit、基础设施（BFit）。引入控制变量后新的公式如下所示：

表3 经济增长回归模型中的各变量解释说明

（二）数据来源及处理

分析对象是1992—2018年中国与中亚五国的对外开放、贸易竞争与经济高质量发展之间的关系。使用数据主要来源于世界银行、国际货币基金组织（IMF）、国家统计局和中经网数据库。针对部分年份的统计缺失数据，根据其变化趋势情况进行合适的计量处理。由于各变量中的部分数值存在负数，无法进行对数化，为此，对于存在负数的数值进行取绝对值处理。表4显示了被解释变量、核心解释变量和控制解释变量对数化后的描述性统计结果。

表4 经济增长回归模型中的各变量描述性统计

（三）计量方法选择及实证结果分析

1.计量方法选择与模型稳定性检验。为了研究中国与中亚五国的对外开放、贸易竞争和经济增长之间的关系，在选择构建模型时，一方面对于解释变量考虑了滞后项，另一方面对于核心解释变量和控制变量的选择可能会导致内生性问题，笔者尝试对于动态面板估计更加有效的GMM方法来解决。由于GMM方法又包括差分广义矩估法 （DIF-GMM）和系统广义矩估法（SYS-GMM），因差分广义矩估法会受小样本量影响产生弱工具变量问题，而系统广义矩估法则克服了以上问题，是理想选择。系统广义矩估法（SYS-GMM）又分为一步估计和两步估计。因为两步估计的估计量容易产生近似渐进分布，标准差也会向下偏倚，估计的结果可靠性有待加强，所以选择了更加可靠的一步SYS-GMM方法来估计构建的模型参数。为了确保动态面板模型的稳定，需要对工具变量的可靠性和误差项无自相关性进行检验。检验结果表明，Hansen检验的P值等于1，说明工具量的选择是有效的；在一阶处AR （1）的Arellano-Bond检验结果P值为 0.024小于0.1，在二阶处AR （2）的Arellano-Bond检验结果P值为0.658大于0.1，说明误差项在一阶处拒绝原假设，在二阶处接受原假设，即不存在二阶自相关。同时从解释变量的滞后项lnyi,t-1系数也可以看出，一步SYS-GMM方法的估计值0.3635大于固定效应方法的估计值0.3039，这一结论进一步证实了回归模型的设计是稳定和可靠的。

2.模型估计结果分析。运用Stata14.0软件，利用一步SYS-GMM方法对动态面板模型进行估计，可以看出主要变量的系数估计值符号与理论预期较为一致，除了个别指标不显著外，其他解释变量的回归系数都较为显著，说明模型对于中国与中亚五国的对外开放、贸易竞争与经济增长之间关系的解释是合理的和有效的。然而，解释变量在系数大小和显著性水平上发生了变化，这是笔者将要进行解释的重点环节，具体如表5所示。

表5 1992—2018年中国与中亚五国经济增长回归模型估计结果

表 5 对外开放（lnOpenit）对经济增长（lnyi,t）的回归系数显著为正，且在1%水平上显著，说明对外开放对于经济增长具有明显的促进作用，即中国与中亚五国的贸易开放度每增加1%，将使得中国与中亚五国的经济增长增加约1.10%，这与大多数学者采用跨国的面板数据所得分析结果较为一致（Dollar，2004；Noguer，2005），为贸易开放促进中国与中亚五国的经济增长提供了经验证据，即贸易开放度是导致中国与中亚五国经济增长的重要且显著动力。这可能是因为贸易开放度一方面通过革新技术，提高要素生产率，加速资本积累，形成规模效应来促进经济增长；另一方面通过资源在各生产部门的要素配置，不断提高资源配置效率，发挥比较优势，扩大生产能力，从而加快经济增长；还有更为重要的一方面是“两种市场”之间存在着一定的替代关系（Alesina，2005）以及贸易具有市场发现功能（张同斌，2018）。所以说，中国与中亚五国的经济增长很大程度上取决于对外开放程度提高，尤其是对外贸易的蓬勃发展。在当前经济全球化和区域经济一体化的驱动下，中国与中亚五国经济合作不断向纵深方向发展，尤其是“丝绸之路经济带”倡议的提出更是为中国与中亚五国发挥自身综合竞争优势提供了条件。

贸易竞争（lnTCit）对经济增长（lnyi,t）有显著的正向影响，且在10%的水平上显著，这说明贸易竞争对中国与中亚五国的经济增长产生了积极的促进效应，这与众多学者得出的研究结论较为一致，即贸易竞争的逐渐实现过程是经济增长的实质内容，没有贸易竞争，经济增长也就失去了进一步的发展动力（雷明全，2006）。在国际分工体系成为大势所趋的情况下，贸易竞争一方面会改变个体经济所处的环境；另一方面会拓展个体经济的决策空间，这种源于外部性的冲击发挥着约束或激励贸易竞争机制的渐进形成过程。尽管贸易竞争对不同的个体经济产生不同程度的冲击效应，尤其是发展中国家的资源利益分配格局，但是选择对外开放，接受源于外部贸易竞争的冲击对于一国经济发展来说似乎又是必然的，因为只有不断地从贸易竞争中获取动机和学习机会，才能不断进行自我革新，进而促进经济增长。

对外开放与贸易竞争的交叉项即开竞效应（lnKJit）对经济增长（lnyi,t）的回归系数显著为正，因此可以认为对外开放通过贸易竞争进而影响经济增长的效应为正。产生的原因可能在于对外开放一方面通过发挥知识技术的溢出效应，让中国与中亚五国可以互相借鉴和学习各自的先进生产技术，进而提高生产效率，形成规模经济；另一方面加强中国与中亚五国贸易间的竞争，刺激创新，促进研发能力的提高，提升生产和资源的利用效率；还有就是对外开放也可以通过激烈的贸易竞争市场提供宏观经济利益，为个体经济提供动力去适应这种内外部的市场冲击，并且这些个体经济的不断调整也将有助于减少其中的交易成本，使得对外开放通过贸易竞争提高不同部门间的资源利用效率间接地促进其对经济增长的贡献率。值得注意的是，对外开放、贸易竞争与经济增长的关系既可以是积极的也可以是消极的。对外开放下，如果资源配置作用超过了利益诱导作用，最小程度的贸易竞争可以驱动创新需求使得经济增长；如果利益诱导作用胜于资源配置作用，贸易竞争就会变得愈加激烈，将会减缓科技进步，而作用于经济活动的力度则十分有限。也就是说，在对外开放的前提下，适度的贸易竞争能够刺激经济增长，超限度的贸易竞争将会给经济发展带来诸多摩擦。

另外，作为两个核心解释变量的资本要素投入（lnKit）和劳动要素投入（lnLit）对经济增长（lnyi,t）的影响为不显著的负效应，这点与类似的研究结论相悖，这可能的原因在于其经济活动具有外部性，经济主体在信息不对称的条件下，依然具有独立的自主利益追求，这种不同目标和利益追求导致了各经济主体在进行博弈时出现了利益不一致和行为冲突，诱发了逆向选择和道德风险，出现了局部资源的错配，导致了长远后效应，破坏了区域经济协调发展的格局。而此时的劳动力要素投入对于经济增长的促进作用（-0.03）大于资本要素投入对于经济增长的促进作用（-0.1），也是打破了常规研究结论，究其原因可能是未把普通劳动力和人力资本进行细分，这也是本文的研究亮点之一。从表5中可以看出，人力资本（lnHCit）对于经济增长（lnyi,t）具有显著的正向效应，这与赵晓军（2020）和温志强（2019）等相关学者得出的研究结论较为一致，这主要得益于中国与中亚五国的人力资本可能已经达到了有效技术模仿的临界值，但是需要注意的是其对于技术创新的新要求还无法进行完全满足，对于现实的经济现象解释依然有限。因此，人力资本的安排应当具有弹性，发展应该具有适应性和灵活性。

在其他控制变量中，基础设施（lnINit）对经济增长（lnyi,t）具有显著的正向影响，这与理论预期相符，说明中国与中亚五国的基础设施越高，贸易额就越大，原因在于交通基础设施水平的提高可以降低运输成本和可变成本等贸易成本，聚集效应可以吸引更多的企业从事贸易行业，进而促进经济增长，这与张勋（2018）和张艳艳（2018）的研究结论较为一致。但是创新水平（lnINit）和制度体制（lnPCit）对于经济增长（lnyi,t）的影响却不显著，而滞后一期的创新水平（lnINit-1）和制度体制（lnPCit-1）对经济增长有显著的负向影响，这与已有的部分研究结论差异较大。对于创新水平因素的影响而言，原因还是在于中国与中亚五国的创新水平只体现在数量上，有的国家甚至在数量上也没有体现出来，比如中国的专利申请数量以年均18.90%的速率增长，哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦和吉尔吉斯斯坦的专利申请数量平均分别为1600个、500个和130个，而塔吉克斯坦和土库曼斯坦的专利申请数量仅停留在个位数和两位数，技术创新转化生产力的能力还有很大的欠缺。对于制度体制因素的影响而言，可能的原因在于政府对于经济活动的干预导致的效率损失超过了其他可能带来的好处，进而对经济增长产生消极影响。

五、结论及启示

采用1992—2018年中国与中亚五国跨国面板数据，首先使用贸易开放度指标和贸易竞争力指数分别考察了中国与中亚五国的对外开放水平和贸易竞争力水平，然后在此基础上，构建了经济增长模型并运用一步SYS-GMM方法有效处理了对外开放、贸易竞争与经济增长可能存在的内生性问题，检验了对外开放、贸易竞争与经济增长之间的关系。研究结果表明：一是中国与中亚五国多数是中等贸易开放度国家和弱贸易竞争优势以上国家。需要持续深化对外开放，提高产品竞争优势，科学主动谋划国内国际经济双循环，只有这样才能获得更多的人才、资金、技术和资源等方面的支撑。二是对外开放和贸易竞争均是中国与中亚五国经济增长的重要影响因素，呈现显著正向效应，并且对外开放对经济增长的促进作用远高于贸易竞争对经济增长的促进作用，这让中国和中亚五国能够清醒地认识到对外开放将成为其未来经济增长的动力源泉之一，而政府由“主导”变为“引导”就变得尤为必要。三是对外开放与贸易竞争的交叉项即开竞效应对中国与中亚五国的经济增长具有显著的正向作用，即对外开放通过影响贸易竞争间接地促进了中国与中亚五国的经济增长。

中国与中亚五国在面对结构调整、改革创新以及贸易摩擦等新形式下，要想进一步推动经贸高质量发展，有必要联手培育新经济增长点和贸易竞争优势（李新，2017）。一是要深化对内对外开放，实现经贸高质量发展。习近平总书记强调要以“开放、合作、共赢”的博大胸怀谋划发展，不断向“开放、包容、互惠、平衡、共赢”的方向努力，推动开放型世界经济体系的建设。同时，要牢固树立新发展理念，深化贸易体制改革，补齐自身短板，积极主动向“制度革新”和“效率潜力”要红利，争取建设更高水平的对外开放型经济新体制。二是优化商品结构，加快创新驱动，培育贸易竞争新优势。要把握住“市场需求”这一战略基点，充分发挥要素禀赋结构优势，大力发展高质量、高技术、高附加值产品贸易；要优化国内外市场布局，加快贸易创新和转型升级步伐，在巩固传统贸易的基础上，逐步提高贸易结构和贸易质量；要拓展和培育技术研发和应用能力，积极融入全球创新网络。三是促进产能合作，把握数字贸易主动权，创造国际贸易发展新动力。要建设和应用国际贸易“单一窗口”，探索数字贸易发展理念和监管思路以及产品分类体系，营造“三化”（即法制化、国际化和便利化）贸易环境，在开放层次、营商环境、辐射效应等方面积极打造更高、更优、更强的开放新高地；要深化“一带一路”经贸合作，充分发挥中亚区域经济合作（CAREC）机制，在充分利用国内外“两种资源”的基础上开展互利共赢的国际产能合作，形成优势互补的产业链和价值链，不断扩展产业新业态，最终实现区域间互惠互利。