廣東省對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的互動關(guān)系研究

暨南大學(xué)特區(qū)港澳經(jīng)濟(jì)研究所 鄧浩美

經(jīng)過30 多年高速發(fā)展，廣東省目前已進(jìn)入了工業(yè)化后期階段，正處于由工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)過渡時(shí)期。但是，廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)卻大大落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)依然停留在工業(yè)化中期階段。已有的研究成果認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是生產(chǎn)要素稟賦及其利用方式的綜合反映，對外貿(mào)易是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在空間范圍上的擴(kuò)展，對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在顯著相關(guān)性。廣東省作為我國出口第一大省，對其對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的互動關(guān)系進(jìn)行定量考察，具有代表性。

國內(nèi)學(xué)者將國外的理論研究與我國具體國情相結(jié)合，對進(jìn)出口貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系開展了一系列研究:洪銀興(2001)、高越(2003)、李榮林和姜茜(2010)等人分別從不同角度對我國產(chǎn)品行業(yè)進(jìn)行分類，繼而分析不同行業(yè)類別的進(jìn)出口對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的差異；而余劍 (2005) 、聶元貞(2006)和李勇 ( 2007) 等人則認(rèn)為，以比較優(yōu)勢原則為基礎(chǔ)的對外貿(mào)易決定了我國要素稟賦結(jié)構(gòu)變化，由此引致的貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化能夠帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級；王國中(2007)的實(shí)證研究也表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對外貿(mào)影響顯著，并指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是工業(yè)化與外貿(mào)良性互動的重要戰(zhàn)略取向。張捷和張媛媛(2011)對廣東的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型系數(shù)的測算發(fā)現(xiàn)廣東的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變趨于停滯，并將其歸因于廣東的出口導(dǎo)向型發(fā)展模式有利于促進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程，不利于廣東實(shí)現(xiàn)由工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級。本文在此文章基礎(chǔ)上，利用廣東省1981～2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)建立VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)等計(jì)量方法，定量分析廣東省對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的互動關(guān)系，得出實(shí)證結(jié)果。

1 模型及數(shù)據(jù)說明

VAR模型常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。模型一般表達(dá)式為:

其中，yt是m維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變量向量，A1、A2…Ap和B1、B2…Br是待估計(jì)的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p階和r階滯后期。是m維隨機(jī)擾動向量，它們可以同期相關(guān)但不能與自身滯后值和模型右邊的變量相關(guān)。

2 實(shí)證分析

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免謬誤回歸問題，本文首先檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，然后在多變量基礎(chǔ)上進(jìn)行JJ協(xié)整檢驗(yàn)。這里我們應(yīng)用ADF方法對各序列及其一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)時(shí)，根據(jù)每個(gè)序列的時(shí)序圖確定檢驗(yàn)類型，再根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC 準(zhǔn)則)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC 準(zhǔn)則)自動確定滯后階數(shù)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，在1%的顯著性水平下接受序列TS、EX和IM序列有單位根的假設(shè)。同時(shí)，在5%的顯著性水平下，三個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過一次差分之后都變得平穩(wěn)了。因此，TS 、EX和IM是一階單整I(1)序列。

接下來，檢驗(yàn)變量TS 、EX和IM是否存在長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。對于多變量的協(xié)整，我們通常用Johansen方法來檢驗(yàn)。由于EX和IM序列的時(shí)序圖都有明顯的上升趨勢，故在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，選擇觀測序列有線性確定性趨勢且協(xié)整方程有截距的檢驗(yàn)形式，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，第一行檢驗(yàn)原假設(shè)“不存在協(xié)整關(guān)系”在5%顯著性水平上被拒絕，說明兩變量間存在協(xié)整關(guān)系；第二行及第三行檢驗(yàn)原假設(shè)均在在5%顯著性水平上被接受。說明兩變量之間只存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即TS、EX和IM三者之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，TS、EX和IM三個(gè)變量之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

2.2 VAR模型的估計(jì)及穩(wěn)定性檢驗(yàn)

針對上述時(shí)間序列TS、EX和IM建立的VAR 模型， 我們根據(jù)對AIC、SC、LR和HQ準(zhǔn)則的綜合考慮，得到VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。由此估計(jì)的VAR(3)模型如下:

模型整體效果良好，其中R1=0.8667，R2=0.9227，R3=0.8918，可決性殘差協(xié)方差為2.51E-09，對數(shù)似然值為158.0624，AIC準(zhǔn)則值為-9.1473，SC準(zhǔn)則值為-7.7199。模型擬合效果良好，且符合各項(xiàng)計(jì)量統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，可以作為進(jìn)一步分析的依據(jù)。被估計(jì)的VAR模型所有根模的倒數(shù)小于1，表明VAR模型穩(wěn)定，脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差是有效的。

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描繪了在一個(gè)擾動項(xiàng)上加上一次性的沖擊，對于內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。用時(shí)間序列模型分析影響關(guān)系的一種思路是考慮擾動項(xiàng)的影響如何傳遞到各變量的。

我們得到的三、二產(chǎn)業(yè)對比系數(shù)、進(jìn)口貿(mào)易以及出口貿(mào)易之間的相互沖擊動態(tài)響應(yīng)路徑如圖1所示，實(shí)線表示累積脈沖反應(yīng)函數(shù)，虛線表示預(yù)測效果的正負(fù)二倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1是基于VAR(3)模型采用Cholesky脈沖分解技術(shù)模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。從脈沖響應(yīng)函數(shù)可以發(fā)現(xiàn):(1)出口沖擊對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。在第1期，出口沖擊對“三、二產(chǎn)業(yè)比值”存在逐漸增大的負(fù)向作用，第2期達(dá)到最大后，負(fù)向作用逐漸減小。故總體而言，現(xiàn)階段廣東省出口對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在一定時(shí)期內(nèi)具有負(fù)向作用。

圖1 脈沖響應(yīng)圖

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對進(jìn)口沖擊的反應(yīng)與前者類似，在第1期，出口沖擊對“三、二產(chǎn)業(yè)比值”存在逐漸增大的負(fù)向作用，第3期達(dá)到最大后，負(fù)向作用逐漸減小。(3)出口對來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的沖擊反應(yīng)強(qiáng)烈，正向反應(yīng)明顯，并在第2期后正向作用呈上升趨勢。這說明了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對廣東省出口量的增加在短期和長期均有明顯影響。(4)進(jìn)口對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沖擊的反應(yīng)類似于出口，當(dāng)期反應(yīng)為正且顯著，正向效應(yīng)第2期達(dá)到最低點(diǎn)后逐步上揚(yáng)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對進(jìn)出口貿(mào)易具有長期正向影響，而現(xiàn)階段廣東省的對外貿(mào)易對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整則在一定時(shí)期內(nèi)表現(xiàn)為負(fù)向作用，且出口對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的負(fù)向影響大于進(jìn)口。這也就從實(shí)證的角度驗(yàn)證了張捷和張媛媛(2011)等人的觀點(diǎn):出口導(dǎo)向型發(fā)展模式不利于廣東實(shí)現(xiàn)由工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級。

3 實(shí)證結(jié)果的分析

為使實(shí)證結(jié)果更加具有說服力，現(xiàn)在從進(jìn)出口貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)在關(guān)系著手，把實(shí)證結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況相結(jié)合，對上述實(shí)證結(jié)果作出解釋。進(jìn)而，解析制約廣東省產(chǎn)業(yè)升級的深層次因素。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，從供給和需求兩個(gè)方面，決定了進(jìn)出口貿(mào)易的物質(zhì)內(nèi)容。另一方面，關(guān)于對外貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用途徑，目前國內(nèi)學(xué)者開展了眾多研究，一般認(rèn)為這種作用途徑可以大致理解為:需求功能和資源配置功能。

需求功能方面。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的內(nèi)生變量，是經(jīng)濟(jì)中資源稟賦結(jié)構(gòu)變化的結(jié)果。而要素資源之間的可增長性是有差異的:自然資源通常是給定的，勞動力增加的速度取決于人口的增長率，資本和技術(shù)具有可增長性。這種可增長性使得當(dāng)社會總需求增加至一定程度時(shí)，資本和技術(shù)的投入比例逐漸提高，從而生產(chǎn)要素的投入比例發(fā)生變化。消費(fèi)需求不足是社會需求總量不足從而產(chǎn)業(yè)升級滯后的重要原因之一。經(jīng)濟(jì)學(xué)家一般認(rèn)為收入分配不平衡將帶來消費(fèi)需求不足。國內(nèi)學(xué)者一般認(rèn)為廣東省的基尼系數(shù)(常用于表征地區(qū)收入差距)已經(jīng)超過了0.4的警戒線，甚至有部分學(xué)者認(rèn)為，已經(jīng)接近了0.5的不平等水平。

(2)資源配置功能方面:不同產(chǎn)業(yè)間產(chǎn)品的可貿(mào)易性存在差異:服務(wù)品的可貿(mào)易性弱，制造品的可貿(mào)易性強(qiáng)。對外貿(mào)易的發(fā)展引致生產(chǎn)要素流向貿(mào)易部門。比較優(yōu)勢和規(guī)模經(jīng)濟(jì)帶來的貿(mào)易部門的擴(kuò)大帶動了制造業(yè)的飛速發(fā)展。制造業(yè)對服務(wù)業(yè)(主要是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè))產(chǎn)生中間需求，從而帶動服務(wù)業(yè)的發(fā)展(所謂“關(guān)聯(lián)效應(yīng)”)，與此同時(shí)，制造業(yè)在出口拉動下過度發(fā)展則可能擠占服務(wù)業(yè)發(fā)展所需要的資源(如勞動力)，阻滯產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，此即“擠出效應(yīng)”。當(dāng)制造業(yè)對服務(wù)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)占主導(dǎo)作用時(shí)，對外貿(mào)易有效地通過資源配置功能拉動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級；反過來，若“擠出效應(yīng)”大于“關(guān)聯(lián)效應(yīng)”，則對外貿(mào)易的過度增長將不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

4 結(jié)論性評述

VAR 模型的實(shí)證結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是進(jìn)出口貿(mào)易的重要解釋變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對進(jìn)出口貿(mào)易具有顯著的長期正向影響。而現(xiàn)階段廣東省的對外貿(mào)易對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級則表現(xiàn)為負(fù)向作用，且出口對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的負(fù)向影響大于進(jìn)口。

這種負(fù)向作用主要是因?yàn)?在需求功能方面，廣東省收入分配差距的拉大抑制了社會有效消費(fèi)需求，從而堵塞了“社會總需求的擴(kuò)大——要素結(jié)構(gòu)的調(diào)整——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的渠道；在資源配置功能方面，廣東省出口導(dǎo)向型發(fā)展模式帶來了制造業(yè)的過度發(fā)展，從土地、勞動力等要素資源方面對服務(wù)業(yè)形成擠出效應(yīng)；于此同時(shí)，“兩頭在外”的加工貿(mào)易又大大削弱了制造業(yè)對本地服務(wù)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。擠出效應(yīng)的不斷增大以及不顯著的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，使得對外貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響由積極轉(zhuǎn)為消極。

[1]高越.我國進(jìn)出口對GDP及三個(gè)產(chǎn)業(yè)影響的實(shí)證分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索,2003(4).

[2]洪銀興.WTO條件下貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級[J].管理世界,2001(2).

[3]胡春林,彭迪云.廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的“悖服務(wù)化”現(xiàn)象及其解析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2011(2).

[4]李榮林,姜茜.進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響分析——基于產(chǎn)品技術(shù)附加值的研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究,2010(4).

[5]李勇,仇恒喜.對外貿(mào)易對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響分析[J].財(cái)貿(mào)研究,2007(1).

[6]聶元貞,孟燕紅.中國西部地區(qū)貿(mào)易模式轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級:以甘肅省為例[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2006(8).