基于協整回歸模型的我國貿易結構與經濟增長關系研究

■ 呂海霞 博士（中國電子信息產業(yè)發(fā)展研究院 北京 100846）

三十多年來，隨著我國經濟的快速發(fā)展以及對外開放廣度與深度的不斷加強，我國對外貿易規(guī)模持續(xù)擴大。我國已成為世界第一貨物貿易大國，但我國對外貿易“大而不強”，貿易結構不盡合理，主要體現在出口產品主要是低附加值、低技術含量、國際競爭力不強的產品，外商主導的加工貿易在對外貿易總額中占很高比重。粗放型的貿易增長方式加劇了我國貿易收支不平衡和經濟增長的波動性，并導致我國在全球頻繁遭受反傾銷、反補貼調查。據統計，我國已連續(xù)18年成為遭遇反傾銷調查最多的國家，連續(xù)8年成為遭遇反補貼調查最多的國家。

國際貿易和經濟增長的關系一直是國際貿易理論的焦點。從亞當·斯密（1776）的絕對成本理論、大衛(wèi)·李嘉圖（比較優(yōu)勢理論）到赫克歇爾和俄林（要素稟賦理論）、波斯納（需求偏好理論）再到保羅·克魯格曼（產業(yè)內貿易理論），主流國際貿易理論從不同角度論證了對外貿易對于一國優(yōu)化資源配置、提高要素的勞動生產率、促進經濟增長的重要作用。近年來，隨著計量分析方法的不斷豐富，國內外的學者運用不同國家、經濟體的數據，從出口貿易、進口貿易、一般貿易、加工貿易等多個維度開展了大量實證研究。國外研究有Stiglitz（1970）、Smith（1984）、Mazumdar（1996）、Lewer（2002、2003）、Wrz(2004)等。國內研究有藍慶新和田海峰（2002）、王永齊（2006）、曾衛(wèi)鋒（2008）、徐麗鶴（2010）。本文利用近30年工業(yè)制成品和初級產品進出口、一般貿易和加工貿易進出口數據構建貿易結構指標，分析當前貿易結構對經濟增長的影響，為我國加快貿易發(fā)展方式轉變和貿易結構優(yōu)化調整提供支撐。

圖1 1982-2011年間我國貿易方式結構指標變化趨勢

貿易結構指標構建

貿易結構是構成經濟活動各要素間的比例關系和經濟聯系，衡量一國一定時期的貿易質量，綜合反映一國的經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構和技術水平。從廣義看，貿易結構包括貿易商品結構、貿易行業(yè)結構、貿易所有制結構、貿易方式結構等。已有文獻貿易結構指標構建主要有以下三種：

第一種：按照國際貿易標準分類（SITC），將商品根據附加值高低分為初級產品（0-4類）和工業(yè)制品（5-10類），初級產品和工業(yè)制成品進出口的相對比重即為貿易結構指標。藍慶新和田海峰（2002）就是采用這一指標。

表1 1982-2011年我國貿易結構變量

表2 時間序列數據的描述性統計

第二種：按照BEC國際貿易商品分類準則，所有對外貿易商品分為資本品、中間投入品和消費品。貿易結構用資本品和消費品的進出口的相對數量來衡量。Mazumdar和Helpman就支持這種貿易結構，王永齊（2006）也采用這種方法將貿易結構指標表示為：

COMPO表示貿易結構，如果COMPO>1，本國將成為資本品的凈出口國，資本積累將不會發(fā)生；如果COMPO<1，本國將成為資本品的凈進口國，資本積累將發(fā)生，提高本國的邊際產出和全要素生產率，從而促進經濟增長。

第三種：按照國際標準委員會的ISIC分類標準，從內生技術密集度的角度將貿易品分為高技術品和中低技術品。Wrz（2004）支持這種貿易結構，王永齊（2006）按這種方法構建了另一貿易結構指標：

TECH 表示貿易結構指標，如果TECH>1，本國將成為高技術產品的凈出口國；如果TECH<1，本國將成為高技術產品的凈進口國和中低技術產品的凈出口國。該貿易結構指標構建的關鍵在于衡量貿易品技術密集度。樊綱、關志雄和姚枝仲（2006）利用顯示技術附加值原理測算了1995和2003兩個年度我國貿易技術高度指數。杜修立和王維國（2007）建立了出口貿易商品的技術結構方法，將我國出口產品按技術密度分為高技術產品、中高技術產品、中等技術產品、中低技術產品和低技術產品五類。

上述三種貿易結構指標構建從產品價值、產品用途和技術含量的角度進行衡量，各有利弊。其中，第二種測算方法由于采用BEC分類，將很多資本類產品劃入中間投入品，導致不能真實反映我國貿易結構特征，不適合我國發(fā)展實際。第三種測算方法要求衡量貿易品技術密集度，而已有的研究只是粗略地將商品分為幾類，或考察了個別年份的商品結構，缺乏貿易結構的整體、科學研究。

為了衡量我國進出口商品附加值高低，結合我國發(fā)展實際，采用SITC標準將貿易結構變量TS1表示為工業(yè)制成品和初級產品進出口的相對比重，具體如下：

如果一國TS1>1，則表示工業(yè)制成品出口與初級品出口的比率大于工業(yè)制成品進口與初級品進口比率，該國是工業(yè)制成品的凈出口國。反之，如果一國TS1<1，則表示工業(yè)制成品出口與初級品出口的比率小于工業(yè)制成品進口與初級品進口比率，該國是工業(yè)制成品的凈進口國和初級產品的凈出口國。一般而言，貿易結構指標大于1的情況下，其值越高，制成品出口在該國占的比重越高。

同時，為了考察加工貿易進出口、一般貿易進出口與經濟增長的關系，研究加工貿易占比較高的貿易方式結構對經濟增長的貢獻，構建貿易方式結構指標。借鑒貿易商品結構的構建方法，貿易方式結構指標的構建采用加工貿易和一般貿易進出口的相對數量來衡量，表示如下：

其中，TS2 表示貿易方式結構。如果一國TS2>1，則表示加工貿易出口與一般貿易出口的比率大于加工貿易進口與一般貿易進口的比率，該國是加工貿易產品的凈出口國。反之，如果一國TS2<1，則表示加工貿易出口與一般貿易出口的比率小于加工貿易進口與一般貿易進口比率，該國是一般貿易產品的凈出口國。一般而言，在貿易方式結構指標大于1 情況下，TS1 值越高，加工貿易出口在該國占的比重越高。

根據《中國貿易外經統計年鑒（2012）》的統計，可以計算出貿易結構指標TS1和TS2 的值。表1和圖1顯示，我國貿易結構變量TS1和TS2呈現不斷上升的態(tài)勢，體現了隨著我國經濟快速發(fā)展和對外開放的深入，尤其是加入WTO 后外資主導的加工貿易的蓬勃發(fā)展，我國貿易結構持續(xù)改善的總體趨勢。其中，TS1值從1995年開始大于1，表明隨著制成品出口比重不斷提高，我國從工業(yè)制成品的凈進口國轉變成為工業(yè)制成品的凈出口國，出口產品的附加值提高；TS2的值從1999年開始大于1，體現隨著世界產業(yè)分工結構發(fā)展和加入WTO 后加工貿易行業(yè)外資的大量流入，加工貿易超過一般貿易正成為對外貿易的重要方式和經濟發(fā)展的重要力量，推動對外貿易模式的重大調整。

表3 單位根檢驗結果

表4 殘差序列et 單位根檢驗結果

表5 模型一回歸結果

表6 模型二回歸結果

表7 調整后模型一回歸結果

表8 調整后模型二回歸結果

數據選擇和實證分析

（一）數據選擇

為了考察貿易結構與經濟增長的相互關系，選擇1982-2011年的時間序列數據作為分析樣本。其中，經濟增長指標用實際GDP增長率（RGDP）來衡量，以剔除物價變動的影響，更真實地反映經濟的真實增長。貿易結構分別選擇工業(yè)制成品和初級產品計算的貿易結構（TS1）與一般貿易和加工貿易計算的貿易結構（TS2）作為兩種不同計算方法得到衡量指標。

對實際GDP 增長率（RGDP）和貿易結構指標（TS1和TS2）時間序列數據樣本進行描述性統計，以考察數據概況，如表2 所示。

表9 調整后模型一的LM 檢驗

表10 調整后模型二的LM 檢驗

表11 模型一的格蘭杰檢驗結果

表12 模型二的格蘭杰檢驗結果

統計顯示，樣本期間實際GDP 增長率均值為0.025167，最大值為2011年的0.092，最小值為1985年的0.001，工業(yè)制成品和初級產品計算的貿易結構均值為2.550667，最大值為2011年的9.484，最小值為1985年的0.139，一般貿易和加工貿易計算的貿易結構均值為1.191033，最大值為2011年的1.954，最小值為1982年的0.61。

（二）實證分析

直接采用最小二乘法對經濟增長與貿易結構進行分析可能產生偽回歸，即沒有任何關系的變量呈現顯著的回歸結果。本文在對時間序列數據作回歸分析前先采用“EG兩步法”分別考察RGDP序列與TS1序列是否滿足協整，RGDP序列與TS2序列是否滿足協整，變量之間是否具有長期均衡的關系。其中，單位根檢驗用于確定時間序列數據的平穩(wěn)性和趨勢性；協整分析用于確定變量間是否存在長期均衡關系。只有當序列為平穩(wěn)序列或者滿足協整關系的時候，兩者具有長期均衡關系，這樣才能進行回歸分析，并通過格蘭杰因果關系檢驗變量間的因果關系。

1.平穩(wěn)性檢驗。對于非平穩(wěn)時間序列，只有變量之間滿足同階單整的情況，才滿足協整前提，因此首先需要檢驗序列之間是否滿足同階單整，本次實證采用單位根檢驗考察序列平穩(wěn)性，檢驗采用eviews6.0 進行，結果如表3所示。

根據檢驗結果，RGDP、TS1、TS2三個序列的原序列單位根檢驗顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設，說明存在單位根，序列不平穩(wěn)，而三個序列的一階差分序列D（RGDP）、D（TS1）與D（TS2）的單位根檢驗顯著性概率小于0.05，在5%水平拒絕原假設，說明不存在單位根，三個差分序列平穩(wěn)，從而RGDP 與TS1，RGDP 與TS2 均為一階單整，滿足同階單整的前提。

2.殘差序列平穩(wěn)性檢驗。在“EG 兩步法”中，對于同階單整的兩個變量，其回歸得到的殘差序列滿足無截距項、無趨勢項的平穩(wěn)序列，那么說明兩個變量滿足協整關系，具有長期均衡關系?，F在分別對RGDP序列與TS1序列，RGDP序列與TS2序列進行回歸，提取殘差項et1、et2，對et1、et2 進行無截距項、無趨勢項的單位根檢驗，得到結果如表4 所示。

從結果來看，殘差序列et1與et2的單位根檢驗顯著性概率小于0.05，說明不存在單位根，那么兩個回歸的殘差序列平穩(wěn)，從而說明RGDP序列與TS1序列具有協整關系，滿足長期均衡；RGDP序列與TS2序列具有協整關系，滿足長期均衡。

3.協整回歸。時間序列滿足協整關系，說明變量之間滿足長期均衡關系，在此基礎上進行回歸分析就能避免出現“偽回歸”現象。為了考察貿易結構與經濟增長的關系，本文在實證分析中建立初始模型：

模型一：

RGDPt=a0+a1TS1t+ut

模型二：

RGDPt=a0+a1TS2t+ut

其中，RGDPt表示第t期的RGDP變量，作為被解釋變量，TS1t、TS2t分別代表第t期的TS1 與TS2 變量，作為解釋變量，a0表示截距項，a1表示估計參數，ut為隨機干擾項，滿足白噪聲過程。

通過eviews6.0 對兩個模型回歸，得到結果，如表5和表6 所示。

從兩個模型的回歸結果來看，TS1與TS2 的估計參數t 檢驗顯著性概率均小于0.05，在5%水平能夠拒絕原假設，檢驗通過。兩個模型的DW值均偏離2比較遠，說明兩個模型存在自相關，t檢驗無效，那么需要對模型進行調整，經過AIC準則以及SC 準則對比測試，模型修改為：

模型一：

RGDPt=a0+a1TS1t+a2RGDPt-1+

a3RGDPt-2+ut

模型二：

RGDPt=a0+a1TS2t+ut+a2ut-1+a3ut-2

其中模型一加入了RGDP的滯后一期與滯后二期項，即AR（1）與AR（2）項，模型二加入隨機干擾項的滯后一期與滯后二期項，即MA（1）與MA（2）項，經過此調整消除自相關，得到新的回歸結果，如表7和表8 所示。

經過調整后，回歸的R2有明顯提高，說明解釋變量的解釋程度較高，并且有所增加，F 檢驗通過說明解釋變量之間對被解釋變量的共同作用顯著，模型一中，TS1、AR（1）、AR（2）項t檢驗顯著性概率均小于0.05，在5%水平通過檢驗，模型二中，MA（1）、MA（2）項t 檢驗顯著性概率小于0.05，在5%水平通過檢驗，TS2 項的t檢驗顯著性概率小于0.10，在10%水平通過檢驗。由于加入滯后項的DW 值檢驗不再有效，于是進行LM自相關檢驗，如表9和表10 所示。

從滯后1期LM檢驗來看，卡方檢驗的顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設，說明兩個回歸中均不存在自相關，估計參數的t檢驗有效。

調整后的模型一回歸結果中，TS1 項的估計系數為0.010184，說明TS1 項與RGDP 項之間呈正相關，每增加1 單位TS1，則增加0.010184 單位的RGDP；調整后的模型二回歸結果中，TS2 項的估計系數為0.020246，說明TS2項與RGDP項之間呈正相關，每增加1單位TS2，則增加0.020246 單位的 RGDP。

4.格蘭杰因果關系檢驗?；貧w分析不能判定變量間的因果關系。為了檢驗經濟增長與貿易結構間真正的因果關系，進行Granger 因果關系檢驗。Granger 因果關系表示，如果兩個經濟變量X和Y在包含過去信息的條件下對Y的預測效果要好于單獨由Y的過去信息對Y的預測，即變量X有助于提高變量Y的預測精度，則稱X對Y存在Granger因果關系。

其中，白噪音u1t和u2t假定為不自相關的。

對本次實證中的模型分別進行滯后一期的格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表11和表12 所示。

從結果來看，模型一中，原假設為TS1不是RGDP的格蘭杰原因的原假設的顯著性概率為0.0000，小于0.05，說明在5%水平能夠拒絕原假設，TS1 是RGDP 的格蘭杰原因，原假設為RGDP不是TS1的格蘭杰原因的原假設顯著性概率為0.7264，大于0.05，說明在5%水平不能拒絕原假設，RGDP不是TS1的格蘭杰原因；同理，模型二中，RGDP 是TS2 的格蘭杰原因，但TS2不是RGDP的格蘭杰原因。這表明，以工業(yè)制成品和初級產品進出口相對比重衡量的貿易結構TS1是推動經濟增長的因素，但我國當前以高比例加工貿易為主要特征的貿易方式結構對經濟增長的作用得不到實證檢驗的支持。

結論

本文構建兩個貿易結構指標，從貿易結構的視角研究貿易與經濟增長的關系，探討工業(yè)制成品貿易和初級產品貿易、一般貿易和加工貿易對經濟增長的影響，為貿易發(fā)展方式轉變和轉型升級提供支撐。實證分析發(fā)現，我國當前貿易結構對經濟增長的作用不明顯，其中TS1雖有利于經濟增長，但帶動作用較弱，TS2 對經濟增長的作用沒有通過實證檢驗。這和已有相關研究結論基本一致，意味著我國亟待加快貿易轉型升級。具體結論如下：

第一，我國貿易結構對經濟增長的作用有待提高。調整后的模型回歸結果顯示，貿易結構（TS1）項與實際GDP增長（RGDP）之間呈正相關關系，貿易結構每提高1 個單位，實際GDP 增長率提高0.010184單位，即1個百分點左右。格蘭杰原因關系檢驗進一步驗證了兩者間的因果關系。貿易方式結構（TS2）項與實際GDP增長（RGDP）之間存在較弱的正相關關系，但兩者間的因果關系沒有得到格蘭杰原因關系檢驗支持。這和王永齊（2006）等的結論基本一致，即中國貿易結構并不顯著影響經濟增長，對外貿易對經濟增長的貢獻主要體現在貿易量上。這一方面在于我國工業(yè)制成品出口主要集中在服裝、鞋帽等附加值相對較低的勞動密集型產品，高技術含量、高附加值的技術密集型產品所占比重較低，導致出口產品核心競爭力不強、創(chuàng)匯能力較弱，直接影響資本積累和技術溢出效應，進而削弱對經濟增長的促進作用。另一方面，我國工業(yè)制成品出口中很大一部分是加工貿易，“兩頭在外、大進大出”的加工貿易方式中間投入品的國內采購率低，產品的價值增值鏈較短，對國內產業(yè)上下游的帶動作用較弱，加上加工貿易以外資為主導，利潤大多歸屬外資，導致加工貿易對經濟增長的貢獻有限。徐麗鶴（2010）、章安平（2010）等研究得出類似的結論。

第二，貿易結構呈現持續(xù)優(yōu)化趨勢。從以工業(yè)制成品和初級產品出口衡量的貿易結構指標TS1看，隨著我國經濟增長和比較優(yōu)勢的變化，工業(yè)制成品出口快速增長，TS1變量值從1986年開始不斷遞增，1995年突破1，標志著我國從工業(yè)制成品的凈進口國轉變成為凈出口國，貿易產品結構持續(xù)改善和優(yōu)化。從以加工貿易和一般貿易進出口衡量的貿易結構指標TS2看，隨著世界產業(yè)分工結構發(fā)展和加入WTO后外資越來越多進入加工貿易行業(yè)，各種加工貿易方式迅速發(fā)展，在國際貿易中所占比重不斷提高，TS2變量值整體呈現不斷上升的態(tài)勢，1999-2011年間變量值開始大于1，尤其是2009年以來變量值提高到1.8以上，我國已成為加工貿易品的凈出口國，貿易方式結構發(fā)生重大調整。

第三，加快我國貿易結構優(yōu)化調整。近年來，受國內勞動力成本快速上升、人民幣不斷升值、外資優(yōu)惠政策逐漸取消等不利因素影響，FDI開始流向印度、越南等新興市場國家尋求低成本優(yōu)勢，加上全球經濟弱勢復蘇背景下市場需求疲軟，我國對外貿易發(fā)展面臨前所未有的挑戰(zhàn)，使我國貿易結構轉型調整壓力不斷加大。從發(fā)展戰(zhàn)略看，我國應加快貿易增長方式轉變，積極促進貿易戰(zhàn)略從粗放型轉向集約型、從數量型轉向質量型，改變單純依賴貿易總量的增長來拉動經濟增長，逐步調整和優(yōu)化貿易結構，發(fā)揮貿易結構對經濟增長的正效應，最大化貿易對經濟增長的積極作用。從發(fā)展方向看，一方面應加強國內企業(yè)自主創(chuàng)新，加強品牌培育和國際市場開拓，提高出口產品的技術含量和附件值，優(yōu)化貿易產品結構；另一方面，促進加工貿易向產業(yè)鏈兩端延伸，加快加工貿易轉型升級，并積極發(fā)展一般貿易，營造公平競爭的環(huán)境，促進貿易方式結構調整。

1.郎麗華，張連城.中國經濟周期與對外貿易周期的關系研究[J].經濟學動態(tài)，2011（11）

2.劉樹成，張連城，張平.中國經濟增長與經濟周期[M].中國經濟出版社，2008

3.王永齊.貿易結構、技術密度與經濟增長——一個分析框架及基于中國數據的檢驗[J].經濟學季刊，2006（4）

4.藍慶新.中國貿易結構變化與經濟增長轉型的經驗分析及現狀研究[J].經濟評論，2001（6）

5.曾衛(wèi)鋒.國際R&D 溢出、貿易方式與中國的經濟增長[J].財貿經濟，2008（8）

6.章安平.貿易方式轉變對經濟增長影響的實證研究：基于江浙兩省模式的對比[J].國際貿易問題，2010（9）

7.徐麗鶴.貿易方式對中國經濟增長影響的比較分析[J].技術經濟，2010（1）

8.楊碧云.進出口貿易彈性與中國貿易方式結構調整——基于加工貿易與一般貿易比較視角[ J ].世界經濟，2013（12）

9.樊綱，關志雄，姚枝仲.國際貿易結構分析：貿易品的技術分布[J].經濟研究，2006（8）

10.林毅夫，李永軍.出口與中國經濟增長：需求導向的分析[J].經濟學季刊，2003（4）

11.彭斯達，陳繼勇，楊余.我國對外貿易商品結構和方式與經濟增長的相關性比較[J].國際貿易問題，2008（3）