中國廣義貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構的錯位發(fā)展與實證檢驗

張磊

內容摘要：完全競爭市場中，貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構是相互促進、共同發(fā)展的。但我國廣義貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展尚沒有形成良性互動。本文在前人理論研究的基礎上，分析了中國廣義貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展的實際情況，并從服務貿易角度進行了實證分析。結果表明，中國廣義貿易結構落后錯位與產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展、貿易結構升級并沒有促進產(chǎn)業(yè)結構快速升級的作用。

關鍵詞：貿易結構 ? 產(chǎn)業(yè)結構 ? 實證分析 ? 可持續(xù)發(fā)展

引言

系統(tǒng)內結構的變化決定整個系統(tǒng)是否健康發(fā)展，如產(chǎn)業(yè)結構的變化、升級推動經(jīng)濟向前發(fā)展;貿易結構的變化和升級推動對外貿易的健康發(fā)展。在經(jīng)濟層面上，各個經(jīng)濟環(huán)節(jié)與部門是否能夠可持續(xù)發(fā)展，取決于內部結構是否合理，能否互相促進、不斷升級。理論分析和國際經(jīng)驗表明，結構偏差和升級緩慢使經(jīng)濟發(fā)展受到制約。我國強調“調整結構”的問題，說明當前我國經(jīng)濟與貿易結構調整的必要性與迫切性。作為經(jīng)濟大國與貿易大國如何協(xié)調內部結構與外部結構，使之形成良性互動，共同促進經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展至關重要。

結構關系的理論基礎

本文主要以比較優(yōu)勢理論中所蘊含的二者之間的互動關系為例來分析。

傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢一直是眾多國際貿易理論的出發(fā)點和標桿。隨著國際分工與全球一體化的不斷深入，國際分工從產(chǎn)業(yè)間分工發(fā)展到產(chǎn)業(yè)內分工再到產(chǎn)品內分工。新形式國際分工與國際貿易的出現(xiàn)，使得建立在嚴格假設條件下的比較優(yōu)勢理論不斷被質疑與完善，比較優(yōu)勢理論經(jīng)歷了從“傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論”到“比較優(yōu)勢陷阱”再到“內生比較優(yōu)勢理論“的演進過程。越來越多的經(jīng)濟學家發(fā)現(xiàn)，如果發(fā)展中國家僅僅依靠傳統(tǒng)的要素成本基礎上的比較優(yōu)勢，參與國際分工與世界市場競爭，就會被鎖定于國際分工的最低端，陷入靜態(tài)的比較優(yōu)勢陷阱中，不會有技術創(chuàng)新的動力，也沒有足夠的技術創(chuàng)新的成本。所以，發(fā)展中國家的對外貿易結構只能是長期以初級產(chǎn)品出口與工業(yè)制成品進口的貨物貿易為主，服務貿易發(fā)展受限，在總體貿易中的比重極低，且以服務貿易進口為主。因此，基于傳統(tǒng)、靜態(tài)比較優(yōu)勢理論，發(fā)展中國家的貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構是一致的，無法升級和互相促進，繼而提出了動態(tài)比較優(yōu)勢與內生比較優(yōu)勢的理論，為產(chǎn)業(yè)結構與貿易結構的升級與互動提供了理論基礎，為發(fā)展中國家經(jīng)濟與對外貿易的發(fā)展指明了出路。

動態(tài)比較優(yōu)勢不拘泥于一國固有的比較優(yōu)勢來源，如初始資源稟賦與勞動力要素的情況，強調要隨著經(jīng)濟的發(fā)展不斷變換比較優(yōu)勢的基礎，實現(xiàn)比較優(yōu)勢的動態(tài)轉化。如日本經(jīng)濟學家赤松要（Kaname Akamatsu）在1932年提出的雁形產(chǎn)業(yè)發(fā)展形態(tài)說主張后發(fā)國家應從國外引進先進的技術進行國內生產(chǎn)，形成比較優(yōu)勢后再出口。動態(tài)比較優(yōu)勢強調生產(chǎn)要素、技術的積累對推動經(jīng)濟發(fā)展的重要作用，與內生比較優(yōu)勢的理論觀點基本一致。依據(jù)這兩種比較優(yōu)勢的理論觀點，一國不斷積累資本，進口先進技術并進行消化吸收，產(chǎn)業(yè)結構就會相應優(yōu)化升級，進而帶動對外貿易結構的升級，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構與外貿結構的良性互動。

中國貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構錯位發(fā)展的實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理

國內外學者對產(chǎn)業(yè)結構與貿易結構的關系的實證研究大多以貨物貿易商品結構為切入點，很少考慮服務貿易在總貿易中的結構情況。本文將服務貿易在總貿易中的比重作為研究的重點，構建模型，以期從服務貿易視角研究我國產(chǎn)業(yè)結構與貿易結構的發(fā)展狀況與相互關系。

借鑒藍慶新、田海峰（2004）對變量的處理方法，利用結構變化效應來分析分量與總量的關系。這種方法不僅考慮了指標本身的增長速度對總體增長的作用，也考慮了分量占總量的比重對總量增長的影響，比較科學。模型中，EX、IM、SEX、SIM、Y、Y3分別代表總出口額、總進口額、服務出口額、服務進口額、國民生產(chǎn)總值與第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，各結構變化效應可相應表示為：

服務出口結構變化：（△SEXt/SEXt-1）*[（SEX/EX）t-（SEX/EX）t-1] ?（1）

服務進口結構變化：（△SIMt/SIMt-1）*[（SIM/IM）t-（SIM/IM）t-1] ?（2）

產(chǎn)業(yè)結構變化：（△Y3t/Yt-1）*[（Y3/Y）t-（Y3/Y）t-1] ? ?（3）

其中，（1）式的第一項為t年SEX的增長率，第二項表示t年SEX的比重變化。（2）式表示服務進口的增長率與服務進口比重變化的乘積。（3）式表示服務業(yè)產(chǎn)值的增長速度與服務業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重變化的乘積。這樣考慮是因為有些變量雖然自身增速較快，但在總量中的比重可能沒有增加或增加不明顯，那么這個變量對總量增加的貢獻就不大。只有本身高速增長，并且在整體中的比重也提高的變量對整體增長的貢獻才為正。

采用1982-2011年間的30個指標數(shù)據(jù)來計算各個結構變化，數(shù)據(jù)均來自于國家外匯管理局網(wǎng)站中的國際收支平衡表。經(jīng)過上述（1）、（2）和（3）三個公式的處理，得到29個樣本數(shù)據(jù)。分別用CSSEX、CSSIM、CSY3表示服務出口結構變化效應、服務進口結構變化效應和服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應，畫出變量趨勢圖，見圖1。

由圖1可知，個別年份的服務出口貿易結構效應有較大波動。除此之外，三個變量之間的關系十分穩(wěn)定，并且具有相同的趨勢，因此推測變量之間存在長期、穩(wěn)定的關系，可以進行協(xié)整分析。

（二）實證分析

平穩(wěn)性檢驗。在對時間序列模型進行分析前，首先要檢驗各組時間序列變量的平穩(wěn)性問題，當變量均為平穩(wěn)變量或經(jīng)過差分后為同階平穩(wěn)才可以進行協(xié)整分析。進行平穩(wěn)性檢驗應用較多的是單位根檢驗中的ADF檢驗方法。本文利用Eviews軟件對上述各變量進行單位根檢驗的結果見表1。

根據(jù)檢驗結果可知，三個變量在1%的顯著水平下均是平穩(wěn)序列，可以繼續(xù)進行協(xié)整關系分析。endprint

協(xié)整分析。協(xié)整關系反映研究變量之間存在一種長期的、穩(wěn)定的均衡關系。這里采用兩個變量的協(xié)整關系分析方法，即E-G兩步法。首先建立服務出口結構效應（CSSEX）、服務進口結構效應（CSSIM）與產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）的回歸方程，利用Eviews軟件輸出方程如下：

CSY3=0.001785-0.089241 CSSEX+EC1（-0.267381）

CSY3=0.001692+0.015991 CSSIM+EC2（0.291310）

由于上述兩個方程的DW檢驗值均不理想，可能存在自相關現(xiàn)象，利用自相關系數(shù)重新將方程進行調整，結果如下：

CSY3=0.00186-0.251347 CSSEX+EC1 ? （4）

CSY3=0.00167+0.024734 CSSIM+EC2 ?（5）

然后，對殘差序列EC1和EC2作單位根檢驗，ADF檢驗結果見表2。

由結果可知，殘差序列在1%的顯著水平下都是平穩(wěn)序列，這表明序列CSSEX、CSSIM和CSY3之間具有協(xié)整關系。

用相同的方法將CSY3作為自變量，將CSSEX和CSSIM作為因變量重新構建方程，結果如下：

CSSEX=0.000424-0.029593CSY3+EC1 （6）

（-0.267381）

CSSIM=0.0034+0.195938CSY3+EC2 ? （7）

（0.672611）

格蘭杰因果關系檢驗。協(xié)整分析結果證明服務的進出口結構變化效應與產(chǎn)業(yè)結構變化效應之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，即產(chǎn)業(yè)結構的變化是否由服務進出口結構變化引起的，或者服務進出口結構的變化是否由產(chǎn)業(yè)結構的變化引起的，還需要通過格蘭杰因果關系檢驗。

通過軟件對三個變量之間的格蘭杰因果關系進行分析，只有表3中的兩個假設被拒絕，即變量之間存在因果關系，而其余情況都是接受了原假設，即變量之間不存在因果關系。從結果來看，滯后1期時，在1%的顯著水平下，CSY3是CSSEX變化的Granger原因。滯后6期時，在5%的顯著水平下，CSSIM是CSY3的Granger原因。其余情況，三個變量之間不存在格蘭杰因果關系。

結論

由協(xié)整分析可知，中國服務貿易的進出口結構變化效應與產(chǎn)業(yè)結構變化效應間存在著長期穩(wěn)定的關系。首先看服務貿易的出口結構變化效應（CSSEX）與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）之間的關系。根據(jù)回歸方程（4）式和（6）式，方程的自變量系數(shù)均為負數(shù)，兩個變量之間是反向發(fā)展的關系，即自變量的增加會引起因變量的減少。可見，服務貿易出口結構變化效應并沒有起到促進服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構不斷升級的作用。自20世紀80年代以來，我國的服務貿易出口額在外貿出口總額中的比重沒有增加，反而不斷減少，阻礙了國內服務業(yè)的發(fā)展，使得服務業(yè)在推動產(chǎn)業(yè)結構升級上的作用不斷減弱。由于服務業(yè)發(fā)展緩慢，產(chǎn)業(yè)結構提升受到限制，導致服務業(yè)長期停留在傳統(tǒng)服務項目上，因此這種低級的產(chǎn)業(yè)結構沒能促進服務業(yè)出口的快速發(fā)展，甚至阻礙了服務業(yè)出口的發(fā)展。

服務貿易的進口結構變化效應（CSSIM）與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）之間的關系。與方程（4）式和（6）式不同，回歸方程（5）式和（7）式的自變量系數(shù)為正，說明兩個變量之間是同向發(fā)展的關系，自變量的增加會引起因變量的增加。服務貿易進口結構變化推動了服務業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變化，即服務貿易進口的增加對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用。20世紀80年代以來，我國服務進口額不斷增加，并迅速超過了服務出口額，在貿易進口總額中的比重不斷上升。服務進口的不斷增加起到了推動國內相關服務業(yè)發(fā)展的作用，增加服務業(yè)在總產(chǎn)業(yè)中的比重，對產(chǎn)業(yè)結構升級起到了積極的作用。

綜合四個方程看，由于方程的系數(shù)較小，因此無論是服務出口貿易對產(chǎn)業(yè)結構升級的阻礙還是服務進口貿易對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進，效果都很微弱，說明我國服務的進出口貿易沒有充分發(fā)揮其對國內服務產(chǎn)業(yè)的帶動作用，也沒有與產(chǎn)業(yè)結構升級形成良性互動。

格蘭杰因果關系檢驗的結果表明，從短期來看，滯后1期，服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構升級效應能夠推動服務業(yè)出口貿易的發(fā)展。從長期來看，滯后6期時，服務進口結構效應是產(chǎn)業(yè)結構升級的原因。其他各期，三個變量之間都不存在因果關系。這一檢驗的結果與協(xié)整方程的分析結果一樣，再次說明了服務的進出口結構效應與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應之間只在個別時間里存在微弱的因果關系，服務的進出口結構變化沒有起到推動產(chǎn)業(yè)結構升級的作用，產(chǎn)業(yè)結構的升級也沒有明顯地促進服務貿易的發(fā)展。

綜上所述，基于服務業(yè)的中國貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構沒有形成良好的互動關系，不利于貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構的快速升級與經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。未來中國外貿結構的調整以及外貿結構與產(chǎn)業(yè)結構如何互動應是中國經(jīng)濟發(fā)展的重要課題。

參考文獻：

1.成祖松，張躍華.關于比較優(yōu)勢動態(tài)轉化的文獻綜述[J].石家莊經(jīng)濟學院學報，2012

2.袁欣.中國對外貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構：“鏡像”與“原像”的背離[J].經(jīng)濟學家，2010

3.張曙霄.中國對外貿易結構論[M].中國經(jīng)濟出版社，2003endprint

協(xié)整分析。協(xié)整關系反映研究變量之間存在一種長期的、穩(wěn)定的均衡關系。這里采用兩個變量的協(xié)整關系分析方法，即E-G兩步法。首先建立服務出口結構效應（CSSEX）、服務進口結構效應（CSSIM）與產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）的回歸方程，利用Eviews軟件輸出方程如下：

CSY3=0.001785-0.089241 CSSEX+EC1（-0.267381）

CSY3=0.001692+0.015991 CSSIM+EC2（0.291310）

由于上述兩個方程的DW檢驗值均不理想，可能存在自相關現(xiàn)象，利用自相關系數(shù)重新將方程進行調整，結果如下：

CSY3=0.00186-0.251347 CSSEX+EC1 ? （4）

CSY3=0.00167+0.024734 CSSIM+EC2 ?（5）

然后，對殘差序列EC1和EC2作單位根檢驗，ADF檢驗結果見表2。

由結果可知，殘差序列在1%的顯著水平下都是平穩(wěn)序列，這表明序列CSSEX、CSSIM和CSY3之間具有協(xié)整關系。

用相同的方法將CSY3作為自變量，將CSSEX和CSSIM作為因變量重新構建方程，結果如下：

CSSEX=0.000424-0.029593CSY3+EC1 （6）

（-0.267381）

CSSIM=0.0034+0.195938CSY3+EC2 ? （7）

（0.672611）

格蘭杰因果關系檢驗。協(xié)整分析結果證明服務的進出口結構變化效應與產(chǎn)業(yè)結構變化效應之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，即產(chǎn)業(yè)結構的變化是否由服務進出口結構變化引起的，或者服務進出口結構的變化是否由產(chǎn)業(yè)結構的變化引起的，還需要通過格蘭杰因果關系檢驗。

通過軟件對三個變量之間的格蘭杰因果關系進行分析，只有表3中的兩個假設被拒絕，即變量之間存在因果關系，而其余情況都是接受了原假設，即變量之間不存在因果關系。從結果來看，滯后1期時，在1%的顯著水平下，CSY3是CSSEX變化的Granger原因。滯后6期時，在5%的顯著水平下，CSSIM是CSY3的Granger原因。其余情況，三個變量之間不存在格蘭杰因果關系。

結論

由協(xié)整分析可知，中國服務貿易的進出口結構變化效應與產(chǎn)業(yè)結構變化效應間存在著長期穩(wěn)定的關系。首先看服務貿易的出口結構變化效應（CSSEX）與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）之間的關系。根據(jù)回歸方程（4）式和（6）式，方程的自變量系數(shù)均為負數(shù)，兩個變量之間是反向發(fā)展的關系，即自變量的增加會引起因變量的減少。可見，服務貿易出口結構變化效應并沒有起到促進服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構不斷升級的作用。自20世紀80年代以來，我國的服務貿易出口額在外貿出口總額中的比重沒有增加，反而不斷減少，阻礙了國內服務業(yè)的發(fā)展，使得服務業(yè)在推動產(chǎn)業(yè)結構升級上的作用不斷減弱。由于服務業(yè)發(fā)展緩慢，產(chǎn)業(yè)結構提升受到限制，導致服務業(yè)長期停留在傳統(tǒng)服務項目上，因此這種低級的產(chǎn)業(yè)結構沒能促進服務業(yè)出口的快速發(fā)展，甚至阻礙了服務業(yè)出口的發(fā)展。

服務貿易的進口結構變化效應（CSSIM）與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）之間的關系。與方程（4）式和（6）式不同，回歸方程（5）式和（7）式的自變量系數(shù)為正，說明兩個變量之間是同向發(fā)展的關系，自變量的增加會引起因變量的增加。服務貿易進口結構變化推動了服務業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變化，即服務貿易進口的增加對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用。20世紀80年代以來，我國服務進口額不斷增加，并迅速超過了服務出口額，在貿易進口總額中的比重不斷上升。服務進口的不斷增加起到了推動國內相關服務業(yè)發(fā)展的作用，增加服務業(yè)在總產(chǎn)業(yè)中的比重，對產(chǎn)業(yè)結構升級起到了積極的作用。

綜合四個方程看，由于方程的系數(shù)較小，因此無論是服務出口貿易對產(chǎn)業(yè)結構升級的阻礙還是服務進口貿易對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進，效果都很微弱，說明我國服務的進出口貿易沒有充分發(fā)揮其對國內服務產(chǎn)業(yè)的帶動作用，也沒有與產(chǎn)業(yè)結構升級形成良性互動。

格蘭杰因果關系檢驗的結果表明，從短期來看，滯后1期，服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構升級效應能夠推動服務業(yè)出口貿易的發(fā)展。從長期來看，滯后6期時，服務進口結構效應是產(chǎn)業(yè)結構升級的原因。其他各期，三個變量之間都不存在因果關系。這一檢驗的結果與協(xié)整方程的分析結果一樣，再次說明了服務的進出口結構效應與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應之間只在個別時間里存在微弱的因果關系，服務的進出口結構變化沒有起到推動產(chǎn)業(yè)結構升級的作用，產(chǎn)業(yè)結構的升級也沒有明顯地促進服務貿易的發(fā)展。

綜上所述，基于服務業(yè)的中國貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構沒有形成良好的互動關系，不利于貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構的快速升級與經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。未來中國外貿結構的調整以及外貿結構與產(chǎn)業(yè)結構如何互動應是中國經(jīng)濟發(fā)展的重要課題。

參考文獻：

1.成祖松，張躍華.關于比較優(yōu)勢動態(tài)轉化的文獻綜述[J].石家莊經(jīng)濟學院學報，2012

2.袁欣.中國對外貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構：“鏡像”與“原像”的背離[J].經(jīng)濟學家，2010

3.張曙霄.中國對外貿易結構論[M].中國經(jīng)濟出版社，2003endprint

協(xié)整分析。協(xié)整關系反映研究變量之間存在一種長期的、穩(wěn)定的均衡關系。這里采用兩個變量的協(xié)整關系分析方法，即E-G兩步法。首先建立服務出口結構效應（CSSEX）、服務進口結構效應（CSSIM）與產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）的回歸方程，利用Eviews軟件輸出方程如下：

CSY3=0.001785-0.089241 CSSEX+EC1（-0.267381）

CSY3=0.001692+0.015991 CSSIM+EC2（0.291310）

由于上述兩個方程的DW檢驗值均不理想，可能存在自相關現(xiàn)象，利用自相關系數(shù)重新將方程進行調整，結果如下：

CSY3=0.00186-0.251347 CSSEX+EC1 ? （4）

CSY3=0.00167+0.024734 CSSIM+EC2 ?（5）

然后，對殘差序列EC1和EC2作單位根檢驗，ADF檢驗結果見表2。

由結果可知，殘差序列在1%的顯著水平下都是平穩(wěn)序列，這表明序列CSSEX、CSSIM和CSY3之間具有協(xié)整關系。

用相同的方法將CSY3作為自變量，將CSSEX和CSSIM作為因變量重新構建方程，結果如下：

CSSEX=0.000424-0.029593CSY3+EC1 （6）

（-0.267381）

CSSIM=0.0034+0.195938CSY3+EC2 ? （7）

（0.672611）

格蘭杰因果關系檢驗。協(xié)整分析結果證明服務的進出口結構變化效應與產(chǎn)業(yè)結構變化效應之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，即產(chǎn)業(yè)結構的變化是否由服務進出口結構變化引起的，或者服務進出口結構的變化是否由產(chǎn)業(yè)結構的變化引起的，還需要通過格蘭杰因果關系檢驗。

通過軟件對三個變量之間的格蘭杰因果關系進行分析，只有表3中的兩個假設被拒絕，即變量之間存在因果關系，而其余情況都是接受了原假設，即變量之間不存在因果關系。從結果來看，滯后1期時，在1%的顯著水平下，CSY3是CSSEX變化的Granger原因。滯后6期時，在5%的顯著水平下，CSSIM是CSY3的Granger原因。其余情況，三個變量之間不存在格蘭杰因果關系。

結論

由協(xié)整分析可知，中國服務貿易的進出口結構變化效應與產(chǎn)業(yè)結構變化效應間存在著長期穩(wěn)定的關系。首先看服務貿易的出口結構變化效應（CSSEX）與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）之間的關系。根據(jù)回歸方程（4）式和（6）式，方程的自變量系數(shù)均為負數(shù)，兩個變量之間是反向發(fā)展的關系，即自變量的增加會引起因變量的減少?？梢?，服務貿易出口結構變化效應并沒有起到促進服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構不斷升級的作用。自20世紀80年代以來，我國的服務貿易出口額在外貿出口總額中的比重沒有增加，反而不斷減少，阻礙了國內服務業(yè)的發(fā)展，使得服務業(yè)在推動產(chǎn)業(yè)結構升級上的作用不斷減弱。由于服務業(yè)發(fā)展緩慢，產(chǎn)業(yè)結構提升受到限制，導致服務業(yè)長期停留在傳統(tǒng)服務項目上，因此這種低級的產(chǎn)業(yè)結構沒能促進服務業(yè)出口的快速發(fā)展，甚至阻礙了服務業(yè)出口的發(fā)展。

服務貿易的進口結構變化效應（CSSIM）與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應（CSY3）之間的關系。與方程（4）式和（6）式不同，回歸方程（5）式和（7）式的自變量系數(shù)為正，說明兩個變量之間是同向發(fā)展的關系，自變量的增加會引起因變量的增加。服務貿易進口結構變化推動了服務業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變化，即服務貿易進口的增加對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用。20世紀80年代以來，我國服務進口額不斷增加，并迅速超過了服務出口額，在貿易進口總額中的比重不斷上升。服務進口的不斷增加起到了推動國內相關服務業(yè)發(fā)展的作用，增加服務業(yè)在總產(chǎn)業(yè)中的比重，對產(chǎn)業(yè)結構升級起到了積極的作用。

綜合四個方程看，由于方程的系數(shù)較小，因此無論是服務出口貿易對產(chǎn)業(yè)結構升級的阻礙還是服務進口貿易對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進，效果都很微弱，說明我國服務的進出口貿易沒有充分發(fā)揮其對國內服務產(chǎn)業(yè)的帶動作用，也沒有與產(chǎn)業(yè)結構升級形成良性互動。

格蘭杰因果關系檢驗的結果表明，從短期來看，滯后1期，服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構升級效應能夠推動服務業(yè)出口貿易的發(fā)展。從長期來看，滯后6期時，服務進口結構效應是產(chǎn)業(yè)結構升級的原因。其他各期，三個變量之間都不存在因果關系。這一檢驗的結果與協(xié)整方程的分析結果一樣，再次說明了服務的進出口結構效應與服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構變化效應之間只在個別時間里存在微弱的因果關系，服務的進出口結構變化沒有起到推動產(chǎn)業(yè)結構升級的作用，產(chǎn)業(yè)結構的升級也沒有明顯地促進服務貿易的發(fā)展。

綜上所述，基于服務業(yè)的中國貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構沒有形成良好的互動關系，不利于貿易結構與產(chǎn)業(yè)結構的快速升級與經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。未來中國外貿結構的調整以及外貿結構與產(chǎn)業(yè)結構如何互動應是中國經(jīng)濟發(fā)展的重要課題。

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