湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)互動(dòng)研究

嚴(yán) 米

一、引言

我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動(dòng)力的攻關(guān)期，實(shí)行高水平對(duì)外開放，促進(jìn)外貿(mào)外資穩(wěn)中提質(zhì)，建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系和推動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)性升級(jí)是跨越關(guān)口的迫切要求和我國發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)。同時(shí)，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和“一帶一路”倡議等重大政策的推進(jìn)下，我國對(duì)外貿(mào)易增長方式正從粗放型、高碳化的增長方式向低碳、綠色內(nèi)生型增長轉(zhuǎn)變。黨的十九大報(bào)告曾明確要求加快生態(tài)文明體制改革，建設(shè)美麗中國，促進(jìn)對(duì)外開放高質(zhì)量發(fā)展。而在我國資源環(huán)境和需求雙重趨緊的情況下，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)集約型發(fā)展和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式或?qū)⒊蔀楦淖兾覈?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理的途徑之一，這對(duì)提升我國對(duì)外貿(mào)易國際競爭力、改善技術(shù)績效，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。而湖南省作為中部六省中的經(jīng)濟(jì)大省，推動(dòng)其經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展和外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的雙輪驅(qū)動(dòng)，對(duì)于促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。

本文分析了湖南省外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)兩者之間的互動(dòng)協(xié)調(diào)機(jī)理，并利用VAR 模型對(duì)其進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明湖南省外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在很強(qiáng)的互動(dòng)協(xié)調(diào)關(guān)系，但湖南外貿(mào)增長與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈反向關(guān)系。以此為基礎(chǔ)，結(jié)合湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，本文提出了加大對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投入產(chǎn)出、促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)全面升級(jí)、推動(dòng)外貿(mào)增長方式向生態(tài)化轉(zhuǎn)型、加大政策引導(dǎo)力度，強(qiáng)化法制管理等一系列推動(dòng)互動(dòng)機(jī)制協(xié)調(diào)發(fā)展的對(duì)策和建議。

二、湖南省外貿(mào)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

湖南經(jīng)濟(jì)正處于經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷擴(kuò)大的關(guān)鍵時(shí)期。2018 年，湖南地區(qū)生產(chǎn)總值36425.78 億元，同比增長7.8%，高于全國平均水平1.2 個(gè)百分點(diǎn)，外貿(mào)經(jīng)濟(jì)持續(xù)大幅增長，其中高新技術(shù)產(chǎn)品占比較大，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)增加值同比增長14%，高于GDP 增速6.2 個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)，服務(wù)業(yè)較2017 年同比增長9.5%左右，尤其以商務(wù)服務(wù)、軟件信息、及移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展最快。

同時(shí)，隨著湖南經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)新格局。數(shù)據(jù)顯示，2019 年湖南第一產(chǎn)業(yè)增長18.2%，生產(chǎn)總值達(dá)3646.95 億元；第二產(chǎn)業(yè)增長7.5%，增加值達(dá)14946.98 億元；第三產(chǎn)業(yè)增長9.4%，增加值達(dá)21158.19億元；三次產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整到9.17：37.6：53.23，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)了從“二三一”到“三二一”的轉(zhuǎn)變。雖然經(jīng)濟(jì)總量上，2019 年湖南GDP 為39752.12 億元，在中部六省中排名第三；第三產(chǎn)業(yè)占GDP 的比例為53.23%，在中部六省中排名第一，但是湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍面臨工業(yè)發(fā)展不平衡、重工業(yè)占比較高、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)尚未形成堅(jiān)實(shí)的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)等諸多問題和挑戰(zhàn)。

三、湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的互動(dòng)協(xié)調(diào)機(jī)理

外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在互動(dòng)關(guān)系，兩者相互依賴、相互促進(jìn)。從外貿(mào)增長方式對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響來看，一方面，外貿(mào)增長方式粗放型、高碳化向集約型、綠色低碳化轉(zhuǎn)變，將改善生產(chǎn)的效率和效益，依靠技術(shù)進(jìn)步，著重于改進(jìn)和挖掘，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向著合理化和高度化升級(jí)優(yōu)化。另一方面，外貿(mào)增長方式由出口拉動(dòng)向出口、消費(fèi)、投資協(xié)調(diào)發(fā)展轉(zhuǎn)變，由第二產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)向三大產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展轉(zhuǎn)變，因?yàn)椴煌貐^(qū)生產(chǎn)要素產(chǎn)生的比較優(yōu)勢不同，引導(dǎo)不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向著要素組合最優(yōu)化的方向轉(zhuǎn)型，并在一定程度上影響社會(huì)投資總量在各產(chǎn)業(yè)間的配置，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)外貿(mào)增長方式的影響來看，經(jīng)濟(jì)增長主要取決于社會(huì)資源的有效合理配置，如勞動(dòng)力、技術(shù)、資金和土地等，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在很大程度上決定了資源配置效果。在經(jīng)濟(jì)總量不變的情況下，通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例、大力發(fā)展加工貿(mào)易和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等措施，使各產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)先進(jìn)、清潔安全、附加值高和就業(yè)能力強(qiáng)這五大基本目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)資源均衡有效配置、滿足產(chǎn)品國際市場需求和提高技術(shù)發(fā)展水平，勞動(dòng)力與資本從獲利較低的產(chǎn)業(yè)流向獲利較高的產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)帕尼托改進(jìn)，最終帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變。

四、實(shí)證研究

（一）變量選取與模型建立

為了測度湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的互動(dòng)關(guān)系，本文基于2005—2017 年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個(gè)包括湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變的綜合評(píng)價(jià)值（F）、湖南三大產(chǎn)業(yè)的比重值（X1、X2、X3）、湖南高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度（GX）等5 個(gè)指標(biāo)在內(nèi)的VAR 模型。其中，具體VAR 模型的形式如下：

在（1）式中，F(xiàn)t 為k 維內(nèi)生變量向量，X1t、X2t、X3t、GXt 為d 維外生變量，p 為滯后階數(shù)，A1，A2，…，AP，B1，B2，B3，B4 是待估系數(shù)矩陣，εt 隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文為了減弱數(shù)據(jù)波動(dòng)帶來的干擾，對(duì)F、X1、X2、X3、GX 分別取對(duì)數(shù)處理，相對(duì)應(yīng)指標(biāo)記為LnF、LnX1、LnX2、LnX3、LnGX。

（二）指標(biāo)的選取

1.湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變指標(biāo)：基于外貿(mào)增長方式分析的全面性和準(zhǔn)確性，在不可能選取全部指標(biāo)的情況下，將所有衡量指標(biāo)融為一體，整合為一個(gè)綜合指標(biāo)，以保證分析的科學(xué)性及準(zhǔn)確性。本文借鑒汪素琴和余康（2011）提出的衡量外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變的綜合指標(biāo)，和朱啟榮與言英杰（2012）構(gòu)建的全國外貿(mào)增長質(zhì)量指標(biāo)，建立表1 指標(biāo)體系。

2.三次產(chǎn)業(yè)比重：以湖南三次產(chǎn)業(yè)各產(chǎn)出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示湖南三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展程度。

3.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度：產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要投資，而固定資產(chǎn)投資則是考核投資效果的重要依據(jù)。因此，根據(jù)《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類》，以湖南省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資額代表其發(fā)展程度。

本文采用主成分分析法以確定表1 中15 個(gè)三級(jí)指標(biāo)的權(quán)重，利用降維把多指標(biāo)轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個(gè)綜合指標(biāo)（即主成分），每個(gè)主成分都能夠反映原始變量的大部分信息，使問題簡便化，得到更科學(xué)準(zhǔn)確的結(jié)果。具體模型為：

表1 外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（三）數(shù)據(jù)來源及說明

本文用于評(píng)價(jià)湖南外貿(mào)增長方式的三級(jí)指標(biāo)都是采集的年度數(shù)據(jù)，研究的時(shí)間跨度為13 年（2005—2017年）。指標(biāo)通過在《國家統(tǒng)計(jì)年鑒》《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》和湖南商務(wù)部中查找的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)和相關(guān)計(jì)算得出，其中，進(jìn)出口服務(wù)貿(mào)易額選取的是湖南省旅游業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易額，外貿(mào)對(duì)促進(jìn)就業(yè)貢獻(xiàn)是由湖南省總就業(yè)人數(shù)與外貿(mào)進(jìn)出口總額占GDP 的比重的乘積估算得出，表示湖南外貿(mào)出口行業(yè)就業(yè)人數(shù)；出口貿(mào)易能源利用率即單位出口貿(mào)易值的能源消耗，表示湖南單位GDP 能耗；外貿(mào)中進(jìn)口資源性產(chǎn)品占比是根據(jù)中國發(fā)布的資源性產(chǎn)品，對(duì)《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》中主要進(jìn)口產(chǎn)品進(jìn)行歸類得到，再用它除以當(dāng)年的進(jìn)口貿(mào)易值得到的；出口行業(yè)的工業(yè)“三廢”排放強(qiáng)度是根據(jù)《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》中工業(yè)“三廢”排放量除以工業(yè)總產(chǎn)值得到。其次，湖南三次產(chǎn)業(yè)比重及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度的數(shù)據(jù)均來源于《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（四）單位根（ADF）檢驗(yàn)

為了避免回歸分析中存在偽回歸現(xiàn)象，本文利用Eviews8.0 對(duì)各變量進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示五個(gè)變量在10%的顯著水平上都拒絕了單位根假設(shè)，均是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

（五）實(shí)證結(jié)果與說明

1.VAR 模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

運(yùn)用VAR 模型的前提是保證所研究的系統(tǒng)平穩(wěn)，為此，本文利用平穩(wěn)性檢驗(yàn)考察了模型的平穩(wěn)性，結(jié)果表明（如圖1）：VAR 模型的全部特征根都小于1，都在單位圓內(nèi)，系統(tǒng)整體平穩(wěn)。

圖1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.VAR 模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)實(shí)證結(jié)果

通過Eviews8.0 中的Lag Length criteria 選擇合適的滯后長度，對(duì)VAR 模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如下：

表2 VAR 模型回歸結(jié)果

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)

本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的動(dòng)態(tài)影響，以解釋其互動(dòng)作用。利用Eviews8.0 軟件對(duì)VAR 模型進(jìn)行沖擊，得到湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變、三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度五大核心變量間滯后10 期的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果如圖2 所示。

圖2 五大核心變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

由圖2 可知，湖南的第二產(chǎn)業(yè)尤其是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)湖南外貿(mào)增長具有很強(qiáng)的正效應(yīng)。但是，由于湖南第一產(chǎn)業(yè)占比持續(xù)偏低，導(dǎo)致湖南外貿(mào)增長與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展之間響應(yīng)甚微，幾乎維持零效應(yīng)。而湖南外貿(mào)增長與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展卻呈反向關(guān)系，究其原因可能是相對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)來說，湖南服務(wù)業(yè)發(fā)展比較落后，交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)還不完善，導(dǎo)致湖南以加大第二產(chǎn)業(yè)，尤其是工業(yè)產(chǎn)品的出口力度和高端技術(shù)工業(yè)產(chǎn)品的進(jìn)口力度的方式實(shí)現(xiàn)外貿(mào)增長，這會(huì)對(duì)服務(wù)業(yè)的對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生不利影響，進(jìn)而不利于湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。

五、結(jié)語

本文利用向量自回歸（VAR）模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)，以湖南作為研究對(duì)象，實(shí)證分析了外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的互動(dòng)影響。結(jié)果表明，湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變與第二產(chǎn)業(yè)尤其是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；但第一產(chǎn)業(yè)對(duì)湖南外貿(mào)增長方式轉(zhuǎn)變的影響甚微，而第三產(chǎn)業(yè)則與湖南外貿(mào)方式轉(zhuǎn)變之間存在負(fù)的相關(guān)性。為此，湖南應(yīng)加強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的建設(shè)，并加大政策引導(dǎo)力度，強(qiáng)化法制管理，如加強(qiáng)城市高新產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)建設(shè)，形成集群化的空間發(fā)展格局，引進(jìn)與之相關(guān)聯(lián)的國際和國內(nèi)知名企業(yè)，健全高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)鏈，增強(qiáng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)集群發(fā)展的核心競爭力。