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

南京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 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

南京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 佘廣文 韓博

本文以江蘇省1986～2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用計(jì)量方法就江蘇省出口商品結(jié)構(gòu)與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行分析。分析結(jié)果表明：出口商品結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，GDP對(duì)出口商品結(jié)構(gòu)的彈性為4.5862，但效應(yīng)是滯后2期實(shí)現(xiàn)的。同時(shí)，進(jìn)一步分析結(jié)果表明制成品出口中勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口的貢獻(xiàn)大于資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口。

出口商品結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 計(jì)量分析

對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)是近20年來應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)重要課題。多數(shù)的實(shí)證研究是從總量角度驗(yàn)證出口是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而對(duì)貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的研究涉及的并不多。Kavoussi(1984)研究發(fā)現(xiàn)初級(jí)產(chǎn)品出口在低收入和中等收入國(guó)家中都扮演了重要角色[1]；Ghatak(1997)[2]分析發(fā)現(xiàn)制成品出口遠(yuǎn)比初級(jí)產(chǎn)品出口對(duì)GDP的影響大[2]；Jacint、Manuel(2004)指出即使出口增加不能有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，結(jié)構(gòu)上的變化也可以實(shí)現(xiàn)[3]；楊全發(fā)、舒元(1998)得出初級(jí)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，而制成品出口增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)[4]；丁雯(2008)研究得出制成品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，而初級(jí)產(chǎn)品出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起消極作用[5]。

綜觀現(xiàn)有的研究可知：首先，出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間總量關(guān)系的研究是較為充分的，但貿(mào)易結(jié)構(gòu)性效應(yīng)的研究則略顯不足；其次，已有商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究絕大部分是基于國(guó)家整體的，選擇具體的一個(gè)區(qū)域進(jìn)行研究更有意義。

1 江蘇省出口商品結(jié)構(gòu)的基本情況

可以看到，江蘇出口商品結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出不斷優(yōu)化的趨勢(shì)，一是江蘇初級(jí)產(chǎn)品出口比重呈逐年下降趨勢(shì)(如表1所示)，而工業(yè)制成品所占份額逐年上升并占據(jù)絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，由1986年的87.8%上升到2008年的98.6%；二是在制成品中的不同要素密集度出口產(chǎn)品方面，制成品按要素密集度可分為兩大部分：一是資本技術(shù)密集型產(chǎn)品，包括化學(xué)品及有關(guān)產(chǎn)品和機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備，其余制成品歸為勞動(dòng)密集型產(chǎn)品。可以看到，勞動(dòng)密集型產(chǎn)品占出口總額的比重逐年下降(如表2所示)，而資本技術(shù)密集型的比重逐年上升，已經(jīng)超過出口總額的一半以上。用的是自營(yíng)出口商品的構(gòu)成，分為農(nóng)副產(chǎn)品和輕、重工業(yè)產(chǎn)品。

表2 江蘇省工業(yè)制成品出口結(jié)構(gòu) 單位：%

2 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

2.1 出口商品結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

(1)變量的選取和基本特征

本文選取了1986～2008年的年度數(shù)據(jù)作為樣本空間，數(shù)據(jù)來自歷年的《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》。用GDP數(shù)據(jù)表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況，用制成品占出口商品的比重(EXBZ)表示出口商品結(jié)構(gòu)。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換可以消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對(duì)上述變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。同時(shí)，為了消除序列的自相關(guān)性，對(duì)新變量進(jìn)行差分變化，得到新的差分變量。

(2)變量平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)

這里運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)變量及它們的差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)(如表3所示)。在1%～10%的顯著性水平下GDP的水平值序列是非平穩(wěn)序列，GDP的一階差分序列在5%～10%的顯著性水平下平穩(wěn)，即GDP是一階單整。EXBZ的水平值序列在10%的顯著性水平下平穩(wěn)，即EXBZ是平穩(wěn)序列。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(3)變量滯后結(jié)構(gòu)與Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)間序列以及出口商品結(jié)構(gòu)時(shí)間序列單整的階數(shù)不同，要使用向量自回歸(VAR)模型進(jìn)行分析。首先確定變量之間的滯后結(jié)構(gòu)，根據(jù)stata軟件得出的結(jié)果(見表4)，采用AIC、SBIC最小原則，并結(jié)合更為嚴(yán)格的對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)(LR)可以判斷出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)間序列和出口商品結(jié)構(gòu)時(shí)間序列之間的滯后結(jié)構(gòu)為滯后2期。

表4 滯后期選擇

在確定滯后期后，借助Granger因果檢驗(yàn)來判斷出口商品結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系及其方向。表5顯示了滯后2期的江蘇省出口商品結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果，結(jié)果表明在1%～10%的顯著性水平下lnEXBZ是lnGDP的Granger原因。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)上文的滯后結(jié)構(gòu)以及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，進(jìn)行回歸分析，估計(jì)方程的系數(shù)通過了0.05～0.10水平下的t檢驗(yàn)，方程整體通過了F檢驗(yàn)，擬合度良好，D.W.值顯示基本不存在序列自相關(guān)問題。

2.2 工業(yè)制成品各分類對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的OLS分析

更進(jìn)一步，將工業(yè)制成品按要素密集度分為勞動(dòng)密集型和資本技術(shù)密集型兩類，具體分析制成品內(nèi)部各部分對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同效應(yīng)。選取1993～2008年的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以GDP數(shù)據(jù)代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況，ZJ代表資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口額，LD代表勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口額，分別對(duì)其取對(duì)數(shù)以消除序列自相關(guān)。利用stata進(jìn)行OLS回歸分析，具體的方程形式如下：

兩方程均通過F檢驗(yàn)且擬合優(yōu)度很高?；貧w結(jié)果表明：資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的回歸系數(shù)約為0.42，說明其出口額每增加1個(gè)單位，就使GDP 平均增加約0.42個(gè)單位。勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的回歸系數(shù)約為0.72，說明其出口額增加1個(gè)單位，使GDP平均增加約0.72個(gè)單位。

3 結(jié)論和啟示

在摒除其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響下，GDP對(duì)出口商品結(jié)構(gòu)的彈性約為4.02，但是效果不是在當(dāng)期實(shí)現(xiàn)的，而是存在著2期的滯后效應(yīng)。進(jìn)一步看，勞動(dòng)密集型產(chǎn)品和資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口均能促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)，但前者的彈性系數(shù)更大，這說明江蘇省仍然在享受勞動(dòng)密集型產(chǎn)品巨大的比較優(yōu)勢(shì)。

[1] Kavoussi,R.M..Export expansion and economic growth:further empirical evidence[J].Journal of Development Economics,1984,(14):241～250.

[2] Ghatak S,Milner C,Utkulu U.Exports, Export composition and growth:cointegration and causality evidence for Malaysia,Applied Economics,1997,(29):213～223.

[3] Jacint Balaguer,Manuel Cantavella-Jorda.Structural Change in Exports and Economic Growth:Cointegration and Causality Analysis for Spain(1961～2000)[J].Applied Economics,2004,36,473～477.

[4] 楊全發(fā),舒元.中國(guó)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治,1998,(8).

[5] 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)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2008,(4).

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A

1005-5800(2010)11(c)-181-02