于鳳艷
(上海師范大學天華學院,上海201815)
改革開放以來,江蘇省出口貿(mào)易額、出口依存度呈現(xiàn)持續(xù)快速上升趨勢。如圖1所示,2009年江蘇省出口額達到13610億元人民幣,占我國出口貿(mào)易總額的16.6%,是我國出口貿(mào)易額較多的省份之一。1980年江蘇省的出口依存度為4.09%,2007年出口依存度上升到59.5%,2008年和2009年受國際金融危機的影響,江蘇省出口依存度呈現(xiàn)出一定程度的下降,分別為39.5%和34.1%。
與此同時,江蘇省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了一些變化。由圖2可知,在過去近30年里,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重雖然有一些波動,但基本上持平,呈現(xiàn)出第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重明顯下降和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重明顯上升趨勢。
圖1 1980—2009年江蘇省出口依存度與出口總額
近30年,出口導向型戰(zhàn)略為江蘇省帶來了出口貿(mào)易規(guī)模的擴大,本文通過計量經(jīng)濟學模型的相關(guān)檢驗,實證研究出口貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的短期和長期關(guān)系。
圖2 1980—2009年江蘇省三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化趨勢
發(fā)展經(jīng)濟學的結(jié)構(gòu)主義理論認為,生產(chǎn)要素從低生產(chǎn)率部門流向高生產(chǎn)率部門所帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動是影響區(qū)域經(jīng)濟增長的主要因素之一,尤其是在要素邊際生產(chǎn)率不均等的發(fā)展中國家或地區(qū)。國內(nèi)相關(guān)研究也表明,改革開放以來,中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化促進了經(jīng)濟增長率的提高,尤其是在長三角地區(qū),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長貢獻比較大,而且高于全國平均水平。因此,對可能影響發(fā)展中國家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的因素進行研究具有十分重要的理論意義和現(xiàn)實意義。
劉衛(wèi)東等(2010)采用投入產(chǎn)出法,通過計算2001—2006年中國各省市區(qū)對歐、美、日商品出口對各產(chǎn)業(yè)增加值和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的貢獻程度,發(fā)現(xiàn)對歐、美、日出口在中國區(qū)域經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中發(fā)揮著越來越重要的作用,尤其是對于沿海地區(qū)。閆海洲(2010)采用1990—2008年江、浙、滬的面板數(shù)據(jù)對影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的因素進行了多變量回歸分析,發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新和政府規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化有正向作用,進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生負向作用,而FDI和社會投資的作用則不太明顯。杜傳忠、郭樹龍(2011)采用中國1997—2009年30省市面板數(shù)據(jù)的實證研究結(jié)果表明,資本投入、需求和外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向作用,而勞動力數(shù)量、技術(shù)水平、進出口貿(mào)易的影響并不顯著。張捷、張媛媛(2011)通過對廣東省的實證研究發(fā)現(xiàn),廣東省的出口導向型發(fā)展模式阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由工業(yè)經(jīng)濟向服務(wù)經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級。
以上研究表明,出口貿(mào)易對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響并不顯著,甚至是負面的。本文以我國出口規(guī)模第二大省——江蘇省為樣本,從區(qū)域經(jīng)濟的角度進一步研究二者的關(guān)系,為發(fā)展有利于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的貿(mào)易模式提供有益參考。
本文選取江蘇省1980—2009年的年度數(shù)據(jù)作為研究樣本,數(shù)據(jù)來源于相關(guān)各年的《江蘇統(tǒng)計年鑒》。選取4個變量作為研究對象,即商品出口貿(mào)易額(EX)、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(X1)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重(X2)、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重(X3),所有變量取對數(shù)形式。其中,出口貿(mào)易額按照各年平均匯率兌換成以人民幣元為單位表示的價值,并根據(jù)GDP平減指數(shù)(以1978年為基期)對其進行平減,以消除物價波動的影響。
檢驗序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗。實際應(yīng)用中較常見的單位根檢驗方法是ADF檢驗。在ADF檢驗中,本文根據(jù)檢驗序列的曲線圖來確定模型檢驗形式(有無截距項、趨勢項),根據(jù)SIC準則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。檢驗結(jié)果見表1。在1%的顯著水平下,lnEX、lnX1、lnX2、lnX3為非平穩(wěn)序列,但其一階差分均為平穩(wěn)序列。因此可以確定,lnEX、lnX1、lnX2、lnX3是一階單整序列。
表1 ADF單位根檢驗結(jié)果
平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明,lnEX、lnX1、lnX2、lnX3滿足協(xié)整分析的條件,因此,可以根據(jù)協(xié)整檢驗的原理,通過回歸方程得到殘差序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果,以此檢驗是否存在協(xié)整關(guān)系。
從表2可以看出,回歸方程(1)和回歸方程(2)的殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),接受不存在單位根的原假設(shè),可以確定殘差序列是平穩(wěn)的。這說明江蘇省出口貿(mào)易與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重存在協(xié)整關(guān)系,與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重不存在協(xié)整關(guān)系。
表2 殘差序列單位根檢驗結(jié)果
盡管協(xié)整檢驗表明出口貿(mào)易與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重存在協(xié)整關(guān)系,但是D.W.值較小,說明上述回歸方程的殘差至少存在一階序列自相關(guān)。為了更精確估計出口貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的長期影響,通過一階自回歸AR(1)模型對上述回歸方程進行序列自相關(guān)的修正。一階自回歸AR(1)模型的估計結(jié)果表明,長期內(nèi),江蘇省出口貿(mào)易每增加1個百分點,第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降0.304個百分點,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升0.023個百分點。一階自回歸AR(1)模型的回歸方程和系數(shù)的各項檢驗值表明,出口貿(mào)易對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是比較顯著的。
傳統(tǒng)的經(jīng)濟模型通常表現(xiàn)變量之間的一種“長期均衡”關(guān)系,而實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)卻是由“非均衡”過程生成。因此,需要根據(jù)數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡。也就是說,如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系,就需要通過建立誤差修正模型進一步考察短期關(guān)系。模型的估計結(jié)果如下:
公式(6)和(7)誤差修正項系數(shù)為負數(shù),且在1%水平下顯著,符合反向修復機制。表明系統(tǒng)發(fā)生波動時,產(chǎn)值比重會回歸長期均衡。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的調(diào)整速度分別為0.39和0.64,且第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的內(nèi)在調(diào)整速度更快。差分項系數(shù)表明,出口貿(mào)易對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變動的短期影響比較顯著,這也解釋了江蘇省在過去近30年中第二產(chǎn)業(yè)始終占主導地位的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征。誤差修正模型估計結(jié)果再次表明出口貿(mào)易對江蘇省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。
在經(jīng)濟變量之間存在相關(guān)關(guān)系的基礎(chǔ)上,可以通過Granger因果檢驗進一步判定它們之間的因果關(guān)系。選取滯后期為1的Granger因果檢驗可得,江蘇省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與出口貿(mào)易額存在單向因果關(guān)系,即本期出口貿(mào)易額可以引起后一期第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的下降、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升,而三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與出口貿(mào)易額之間不存在任何方向上的因果關(guān)系。
表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果
本文以三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標,采用協(xié)整檢驗、誤差修正模型(ECM)、Granger因果關(guān)系檢驗,實證研究出口貿(mào)易對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的長期影響和短期影響,具體分析了出口貿(mào)易對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響效應(yīng)。結(jié)果表明,出口貿(mào)易規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動具有長期影響,而且對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響效應(yīng)存在差異,與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間存在長期協(xié)整關(guān)系,與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間不存在協(xié)整關(guān)系。一階自回歸AR(1)模型的估計結(jié)果表明,長期來看,江蘇省出口貿(mào)易每增加1個百分點,第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降0.304個百分點,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升0.023個百分點;同時,出口貿(mào)易規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生了短期影響,尤其是對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變動的短期影響較為顯著。Granger因果關(guān)系檢驗再次表明,江蘇省出口貿(mào)易額與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值存在單向因果關(guān)系,與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間不存在任何方向上的因果關(guān)系。研究結(jié)果表明,出口貿(mào)易有利于工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展,卻不利于工業(yè)經(jīng)濟向服務(wù)業(yè)經(jīng)濟過渡,出口貿(mào)易對江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在一定的短期和長期影響效應(yīng)。
從短期來看,江蘇省應(yīng)繼續(xù)通過擴大貿(mào)易規(guī)模和改善貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)來加快工業(yè)化進程。出口貿(mào)易規(guī)模的擴大對江蘇省工業(yè)化進程具有促進作用,同時也促進了江蘇省經(jīng)濟發(fā)展水平和就業(yè)水平的提高。因此,從短期來看,江蘇省應(yīng)繼續(xù)實施出口導向型發(fā)展模式,擴大貿(mào)易規(guī)模,改善貿(mào)易結(jié)構(gòu),提高高技術(shù)產(chǎn)品出口比重。從長期來看,為了實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級,江蘇省必須加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),不可忽視擴大貿(mào)易規(guī)??赡軒淼倪^度工業(yè)化、服務(wù)業(yè)滯后等負面影響。發(fā)達國家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展歷史表明,隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高,服務(wù)業(yè)在一國或者地區(qū)經(jīng)濟增長中的作用會逐漸加強。但從目前來看,江蘇省服務(wù)業(yè)發(fā)展水平還不高,主要表現(xiàn)為服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重較低、服務(wù)效率與質(zhì)量低下、服務(wù)功能不全等。解決這些問題,需要政府政策的積極引導和支持,一方面,為服務(wù)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造一個有利的外部環(huán)境,另一方面,應(yīng)該從資金、人才、技術(shù)等方面為服務(wù)業(yè)發(fā)展提供有效的要素供給。
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