貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

[摘要] 本文基于四川省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和人均GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)1989年～2006年間貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，并得出了三個(gè)方面的結(jié)論。

[關(guān)鍵詞] 貿(mào)易結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 四川貿(mào)易 實(shí)證研究

一、 引言

經(jīng)過(guò)三十年的改革開(kāi)放，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易得到迅速發(fā)展。無(wú)論從進(jìn)出口的規(guī)模、進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)還是我國(guó)貿(mào)易對(duì)全球貿(mào)易的貢獻(xiàn)來(lái)看，我國(guó)都已經(jīng)成為一個(gè)名副其實(shí)的貿(mào)易大國(guó)。在既有的貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究中，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的探討有相當(dāng)多的文獻(xiàn)，但對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)問(wèn)題的研究卻相對(duì)較少?！爸袊?guó)成為一個(gè)貿(mào)易大國(guó)的重要方面正是對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的迅速提升”（江小涓，2007），忽略貿(mào)易結(jié)構(gòu)問(wèn)題的研究注定是存在偏頗的。

四川省地處我國(guó)西部地區(qū)，同時(shí)也是西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為活躍和開(kāi)放的地區(qū)之一，四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展較具西部大開(kāi)發(fā)的典型性。地處西部的四川牢固樹(shù)立“大開(kāi)放促大發(fā)展”的思路，高度重視對(duì)外開(kāi)放工作，開(kāi)發(fā)領(lǐng)域進(jìn)一步擴(kuò)大，2006年全省對(duì)外貿(mào)易總額突破110.2億美元，外貿(mào)依存度達(dá)到10%，增幅高于全國(guó)平均水平。與此同時(shí)，四川省的進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化。機(jī)電產(chǎn)品進(jìn)出口達(dá)到56.14億美元，占全省出口總額的比重上升到50.9%。重裝設(shè)備出口增長(zhǎng)迅猛，電站設(shè)備、鉆井設(shè)備、機(jī)車等成套設(shè)備出口額達(dá)到6.29億美元，高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口達(dá)到26.76億美元。工業(yè)制成品出口大幅增加，而初級(jí)產(chǎn)品出口迅速下降，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化非常明顯。

國(guó)內(nèi)外部分學(xué)者探討了貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。Lee（1995）根據(jù)新貿(mào)易和新增長(zhǎng)理論，強(qiáng)調(diào)一國(guó)國(guó)內(nèi)含有先進(jìn)技術(shù)的進(jìn)出口投入到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)，可直接提高國(guó)內(nèi)既有生產(chǎn)函數(shù)的效率，進(jìn)而最終導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Keller（1999）通過(guò)不同貿(mào)易結(jié)構(gòu)與技術(shù)轉(zhuǎn)移影響本國(guó)TFP的視角，發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)TFP的增加與進(jìn)口份額存在正相關(guān)關(guān)系。關(guān)于貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究也存在著一些不同的結(jié)論。如國(guó)內(nèi)學(xué)者王永齊（2004、2006）基于Baldwin（1992）和Mazumdar（1996）關(guān)于貿(mào)易與增長(zhǎng)關(guān)系的爭(zhēng)論，構(gòu)造了一個(gè)貿(mào)易結(jié)構(gòu)測(cè)度指標(biāo)，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和VAR模型估計(jì)中國(guó)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)顯示，中國(guó)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)并不顯著影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是徐光耀（2007）得出了在不同的貿(mào)易結(jié)構(gòu)下，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有不同促進(jìn)作用的結(jié)論，李兵（2008）的研究表明工業(yè)制成品進(jìn)口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有長(zhǎng)期穩(wěn)定的促進(jìn)作用，而初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口則有抑制作用。

本文擬選取四川省1989－2006年的數(shù)據(jù)對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。通過(guò)綜合運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果分析等方法，系統(tǒng)研究貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)系。

二、變量、數(shù)據(jù)與研究方法

貿(mào)易結(jié)構(gòu)是衡量一國(guó)對(duì)外貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的重要指標(biāo)，按照附加值的高低，可以用一國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)制成品的相對(duì)比例來(lái)表示貿(mào)易結(jié)構(gòu)。初級(jí)產(chǎn)品附加值低，技術(shù)含量低，在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力弱；工業(yè)制成品附加值高，技術(shù)和資本密集度高，在國(guó)際市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)力強(qiáng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的國(guó)家往往以出口初級(jí)產(chǎn)品為主，而工業(yè)制成品主要依靠進(jìn)口來(lái)滿足；而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的國(guó)家卻相反，以進(jìn)口初級(jí)產(chǎn)品為主，出口以工業(yè)制成品為主。經(jīng)濟(jì)學(xué)家通常以初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)制成品在進(jìn)出口中的相對(duì)比重來(lái)衡量一國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)劣。

改革開(kāi)放以來(lái)，特別是進(jìn)入90年代以來(lái)，四川省的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)日趨優(yōu)化，進(jìn)出口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重不斷提升。我們用EXM表示出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，IMM表示進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，由圖1可以看出，1989年工業(yè)制成品出口占總出口的比重僅為0.65，而2006年該值達(dá)到了0.92；與此類似，1989年工業(yè)制成品進(jìn)口占總進(jìn)口的比重為0.83，而2006年達(dá)到了0.93。無(wú)論是進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，還是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在90年代以來(lái)均得到了較大程度的優(yōu)化。

我們用人均實(shí)際GDP來(lái)代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量，GDP的數(shù)值采用1978年不變價(jià)格，數(shù)據(jù)來(lái)源于四川省統(tǒng)計(jì)年鑒2007。而進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來(lái)源于1990年～2007年《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》。為消除時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)所有變量的實(shí)際值均采取了自然對(duì)數(shù)，處理后的數(shù)據(jù)不影響原序列的相關(guān)關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，三個(gè)變量我們分別記為：LNGDP、LNEXM和LNIMM。

本文從進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的角度來(lái)考察其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，因此我們考慮構(gòu)建三變量VAR模型來(lái)進(jìn)行考察。這一方面是因?yàn)閂AR模型較單方程模型具有更高的可靠性，另一方面因?yàn)楸疚乃疾斓慕?jīng)濟(jì)變量多為水平變量，具有非平穩(wěn)性，簡(jiǎn)單回歸方程容易產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題，必須進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，因此我們選擇在多變量VAR系統(tǒng)中的考察具有一定的合理性。

（1）

（1）式中，表示外生變量，表示殘差，為各變量的系數(shù)，p為滯后階數(shù)?？筛鶕?jù)研究需要而改變各變量的具體指標(biāo)內(nèi)涵，從而得出最合適的結(jié)論。

三、貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)。由于幾乎所有表示絕對(duì)量指標(biāo)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)的，具有時(shí)間趨勢(shì)。因此我們?cè)趯?duì)變量進(jìn)行具體分析之前，需要首先檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。本文用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)變量的水平和一階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中，檢驗(yàn)過(guò)程中滯后期的確定采用AIC最小準(zhǔn)則，以保證殘差值非自相關(guān)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

注：檢驗(yàn)形式（C，T，L）分別表示帶常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)，L表示滯后階數(shù)，D表示差分算子*（**，***）表示在10%（5%、1%）的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

由表1可以看出，在變量的水平值上，所有檢驗(yàn)結(jié)果均沒(méi)有拒絕單位根假設(shè)，因此可認(rèn)定LNGDP、LNEXM和LNIMM均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。而所有變量的一階差分均拒絕有單位根的假設(shè)，表明變量是平穩(wěn)的。于是，我們認(rèn)為所有變量都是一階單整序列，即為I（1）。對(duì)于這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸方法檢驗(yàn)他們的相關(guān)性，而應(yīng)采用協(xié)整方法進(jìn)行分析。

2.協(xié)整分析。由于VAR模型的穩(wěn)定性與其滯后期有很大的關(guān)系，滯后期越長(zhǎng)模型的穩(wěn)定性越差，因此VAR模型的一個(gè)重要問(wèn)題就是滯后階數(shù)的確定。在選擇滯后階數(shù)時(shí)，一方面要使滯后數(shù)足夠大，以便能完整地反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征。但是另一方面，滯后數(shù)越大，需要估計(jì)的參數(shù)也就越多，模型的自由度就減少。所以通常在進(jìn)行選擇時(shí)，需要綜合考慮，既要有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng)，又要有足夠數(shù)目的自由度。依據(jù)上述思路，本文根據(jù)Eviews軟件中的Lag Length Criteria綜合考慮LR檢驗(yàn)、AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則等檢驗(yàn)方法，并對(duì)模型的異方差、自相關(guān)和正態(tài)性進(jìn)行檢驗(yàn)，最終確定最優(yōu)滯后期。通過(guò)對(duì)各最優(yōu)滯后期模型進(jìn)行AR視圖檢驗(yàn)，VAR模型所有根的模的倒數(shù)均小于1，即位于單位圓內(nèi)時(shí)，VAR模型是穩(wěn)定的。

為判斷變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，采用Johansen提出的方法來(lái)檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。通過(guò)對(duì)原始數(shù)據(jù)序列的分析來(lái)確定數(shù)據(jù)空間中是否存在線性趨勢(shì)，并根據(jù)跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量所得的結(jié)果，從而確定我們選擇的檢驗(yàn)形式（具體檢驗(yàn)步驟略），綜合檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

＊表示在5％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

由表2可以發(fā)現(xiàn)，跡統(tǒng)計(jì)量表明三者無(wú)協(xié)整關(guān)系，而最大特征值統(tǒng)計(jì)量表明存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。相應(yīng)的協(xié)整方程為：

（2）

由協(xié)整方程(2)發(fā)現(xiàn)，工業(yè)制成品出口每增加1個(gè)百分點(diǎn)，可以引起人均GDP增長(zhǎng)約7.67個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用較大，而工業(yè)制成品進(jìn)口每增加1個(gè)百分點(diǎn)，可以引起人均GDP增長(zhǎng)約0.157個(gè)百分點(diǎn)。但是從括號(hào)內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用相比，前者作用較小，但也較顯著；后者較大，但并不顯著。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)有兩種形式：一種是傳統(tǒng)的基于VAR模型的檢驗(yàn)，另一種則是最近發(fā)展起來(lái)的基于VEC模型的檢驗(yàn)，兩者的區(qū)別在于適用范圍的不同，前者僅適用于非協(xié)整序列間的因果檢驗(yàn)，而后者則是用來(lái)檢驗(yàn)協(xié)整序列間的因果關(guān)系。本文三變量VAR系統(tǒng)是協(xié)整的，因此我們的檢驗(yàn)基于VEC模型作出。具體檢驗(yàn)結(jié)果可見(jiàn)表3。

注：在10％的條件下顯著均拒絕。

從表3的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，在樣本考察期內(nèi)，工業(yè)制成品出口和工業(yè)制成品進(jìn)口都不是GDP增長(zhǎng)的格蘭杰原因，工業(yè)制成品出口與工業(yè)制成品進(jìn)口之間也不存在因果關(guān)系，但GDP的增長(zhǎng)確是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，即隨著人均GDP的上升，四川省工業(yè)制成品的出口比例也趨于上升。

四、主要研究結(jié)論

本文基于四川省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和人均GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)1989年～2006年間貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)：

1.在樣本期內(nèi)，四川省工業(yè)制成品出口和工業(yè)制成品的進(jìn)口均呈現(xiàn)出大幅度的增加，貿(mào)易結(jié)構(gòu)趨于優(yōu)化，工業(yè)制成品的進(jìn)出口已經(jīng)成為四川省對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的主流，初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)出口比例不斷趨于下降。

2.協(xié)整分析表明，工業(yè)制成品進(jìn)口和工業(yè)制成品出口的增加均能促進(jìn)四川省人均GDP的上升。但工業(yè)制成品出口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)要遠(yuǎn)大于工業(yè)制成品進(jìn)口的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的提升均不是人均GDP的格蘭杰原因，但人均GDP的增加卻是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，即四川省人均GDP的增加能夠促進(jìn)工業(yè)制成品出口的增加。

參考文獻(xiàn)：

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