[摘要] 本文基于四川省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和人均GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)，對1989年～2006年間貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗，并得出了三個方面的結(jié)論。

[關(guān)鍵詞] 貿(mào)易結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟(jì)增長 四川貿(mào)易 實證研究

一、 引言

經(jīng)過三十年的改革開放，我國對外貿(mào)易得到迅速發(fā)展。無論從進(jìn)出口的規(guī)模、進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)還是我國貿(mào)易對全球貿(mào)易的貢獻(xiàn)來看，我國都已經(jīng)成為一個名副其實的貿(mào)易大國。在既有的貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究中，我國對外貿(mào)易規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的探討有相當(dāng)多的文獻(xiàn)，但對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)問題的研究卻相對較少?！爸袊蔀橐粋€貿(mào)易大國的重要方面正是對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的迅速提升”（江小涓，2007），忽略貿(mào)易結(jié)構(gòu)問題的研究注定是存在偏頗的。

四川省地處我國西部地區(qū)，同時也是西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為活躍和開放的地區(qū)之一，四川省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展較具西部大開發(fā)的典型性。地處西部的四川牢固樹立“大開放促大發(fā)展”的思路，高度重視對外開放工作，開發(fā)領(lǐng)域進(jìn)一步擴(kuò)大，2006年全省對外貿(mào)易總額突破110.2億美元，外貿(mào)依存度達(dá)到10%，增幅高于全國平均水平。與此同時，四川省的進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化。機(jī)電產(chǎn)品進(jìn)出口達(dá)到56.14億美元，占全省出口總額的比重上升到50.9%。重裝設(shè)備出口增長迅猛，電站設(shè)備、鉆井設(shè)備、機(jī)車等成套設(shè)備出口額達(dá)到6.29億美元，高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口達(dá)到26.76億美元。工業(yè)制成品出口大幅增加，而初級產(chǎn)品出口迅速下降，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化非常明顯。

國內(nèi)外部分學(xué)者探討了貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。Lee（1995）根據(jù)新貿(mào)易和新增長理論，強(qiáng)調(diào)一國國內(nèi)含有先進(jìn)技術(shù)的進(jìn)出口投入到國內(nèi)生產(chǎn)，可直接提高國內(nèi)既有生產(chǎn)函數(shù)的效率，進(jìn)而最終導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長。Keller（1999）通過不同貿(mào)易結(jié)構(gòu)與技術(shù)轉(zhuǎn)移影響本國TFP的視角，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)TFP的增加與進(jìn)口份額存在正相關(guān)關(guān)系。關(guān)于貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究也存在著一些不同的結(jié)論。如國內(nèi)學(xué)者王永齊（2004、2006）基于Baldwin（1992）和Mazumdar（1996）關(guān)于貿(mào)易與增長關(guān)系的爭論，構(gòu)造了一個貿(mào)易結(jié)構(gòu)測度指標(biāo)，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗和VAR模型估計中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。檢驗結(jié)構(gòu)顯示，中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)并不顯著影響經(jīng)濟(jì)增長。但是徐光耀（2007）得出了在不同的貿(mào)易結(jié)構(gòu)下，進(jìn)口貿(mào)易對我國經(jīng)濟(jì)增長有不同促進(jìn)作用的結(jié)論，李兵（2008）的研究表明工業(yè)制成品進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)增長有長期穩(wěn)定的促進(jìn)作用，而初級產(chǎn)品進(jìn)口則有抑制作用。

本文擬選取四川省1989－2006年的數(shù)據(jù)對貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。通過綜合運用單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果分析等方法，系統(tǒng)研究貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在關(guān)系。

二、變量、數(shù)據(jù)與研究方法

貿(mào)易結(jié)構(gòu)是衡量一國對外貿(mào)易競爭力的重要指標(biāo)，按照附加值的高低，可以用一國進(jìn)出口貿(mào)易中初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品的相對比例來表示貿(mào)易結(jié)構(gòu)。初級產(chǎn)品附加值低，技術(shù)含量低，在國際市場上的競爭力弱；工業(yè)制成品附加值高，技術(shù)和資本密集度高，在國際市場上競爭力強(qiáng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的國家往往以出口初級產(chǎn)品為主，而工業(yè)制成品主要依靠進(jìn)口來滿足；而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的國家卻相反，以進(jìn)口初級產(chǎn)品為主，出口以工業(yè)制成品為主。經(jīng)濟(jì)學(xué)家通常以初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品在進(jìn)出口中的相對比重來衡量一國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)劣。

改革開放以來，特別是進(jìn)入90年代以來，四川省的對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)日趨優(yōu)化，進(jìn)出口貿(mào)易中工業(yè)制成品的比重不斷提升。我們用EXM表示出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，IMM表示進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，由圖1可以看出，1989年工業(yè)制成品出口占總出口的比重僅為0.65，而2006年該值達(dá)到了0.92；與此類似，1989年工業(yè)制成品進(jìn)口占總進(jìn)口的比重為0.83，而2006年達(dá)到了0.93。無論是進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，還是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在90年代以來均得到了較大程度的優(yōu)化。

我們用人均實際GDP來代表經(jīng)濟(jì)增長變量，GDP的數(shù)值采用1978年不變價格，數(shù)據(jù)來源于四川省統(tǒng)計年鑒2007。而進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來源于1990年～2007年《中國對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》。為消除時間序列經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象，對所有變量的實際值均采取了自然對數(shù)，處理后的數(shù)據(jù)不影響原序列的相關(guān)關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，三個變量我們分別記為：LNGDP、LNEXM和LNIMM。

本文從進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的角度來考察其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，因此我們考慮構(gòu)建三變量VAR模型來進(jìn)行考察。這一方面是因為VAR模型較單方程模型具有更高的可靠性，另一方面因為本文所考察的經(jīng)濟(jì)變量多為水平變量，具有非平穩(wěn)性，簡單回歸方程容易產(chǎn)生偽回歸問題，必須進(jìn)行協(xié)整檢驗，因此我們選擇在多變量VAR系統(tǒng)中的考察具有一定的合理性。

（1）

（1）式中，表示外生變量，表示殘差，為各變量的系數(shù)，p為滯后階數(shù)?？筛鶕?jù)研究需要而改變各變量的具體指標(biāo)內(nèi)涵，從而得出最合適的結(jié)論。

三、貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析

1.單位根檢驗。由于幾乎所有表示絕對量指標(biāo)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)的，具有時間趨勢。因此我們在對變量進(jìn)行具體分析之前，需要首先檢驗其平穩(wěn)性。本文用ADF單位根檢驗方法對變量的水平和一階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，其中，檢驗過程中滯后期的確定采用AIC最小準(zhǔn)則，以保證殘差值非自相關(guān)性。檢驗結(jié)果如表1。

注：檢驗形式（C，T，L）分別表示帶常數(shù)項、趨勢項，L表示滯后階數(shù)，D表示差分算子*（**，***）表示在10%（5%、1%）的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

由表1可以看出，在變量的水平值上，所有檢驗結(jié)果均沒有拒絕單位根假設(shè)，因此可認(rèn)定LNGDP、LNEXM和LNIMM均為非平穩(wěn)時間序列。而所有變量的一階差分均拒絕有單位根的假設(shè)，表明變量是平穩(wěn)的。于是，我們認(rèn)為所有變量都是一階單整序列，即為I（1）。對于這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸方法檢驗他們的相關(guān)性，而應(yīng)采用協(xié)整方法進(jìn)行分析。

2.協(xié)整分析。由于VAR模型的穩(wěn)定性與其滯后期有很大的關(guān)系，滯后期越長模型的穩(wěn)定性越差，因此VAR模型的一個重要問題就是滯后階數(shù)的確定。在選擇滯后階數(shù)時，一方面要使滯后數(shù)足夠大，以便能完整地反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征。但是另一方面，滯后數(shù)越大，需要估計的參數(shù)也就越多，模型的自由度就減少。所以通常在進(jìn)行選擇時，需要綜合考慮，既要有足夠數(shù)目的滯后項，又要有足夠數(shù)目的自由度。依據(jù)上述思路，本文根據(jù)Eviews軟件中的Lag Length Criteria綜合考慮LR檢驗、AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則等檢驗方法，并對模型的異方差、自相關(guān)和正態(tài)性進(jìn)行檢驗，最終確定最優(yōu)滯后期。通過對各最優(yōu)滯后期模型進(jìn)行AR視圖檢驗，VAR模型所有根的模的倒數(shù)均小于1，即位于單位圓內(nèi)時，VAR模型是穩(wěn)定的。

為判斷變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，采用Johansen提出的方法來檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。通過對原始數(shù)據(jù)序列的分析來確定數(shù)據(jù)空間中是否存在線性趨勢，并根據(jù)跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量所得的結(jié)果，從而確定我們選擇的檢驗形式（具體檢驗步驟略），綜合檢驗結(jié)果見表2。

＊表示在5％的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

由表2可以發(fā)現(xiàn)，跡統(tǒng)計量表明三者無協(xié)整關(guān)系，而最大特征值統(tǒng)計量表明存在一個協(xié)整關(guān)系。相應(yīng)的協(xié)整方程為：

（2）

由協(xié)整方程(2)發(fā)現(xiàn)，工業(yè)制成品出口每增加1個百分點，可以引起人均GDP增長約7.67個百分點，對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較大，而工業(yè)制成品進(jìn)口每增加1個百分點，可以引起人均GDP增長約0.157個百分點。但是從括號內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差來看，進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的作用與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的作用相比，前者作用較小，但也較顯著；后者較大，但并不顯著。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

Granger因果檢驗有兩種形式：一種是傳統(tǒng)的基于VAR模型的檢驗，另一種則是最近發(fā)展起來的基于VEC模型的檢驗，兩者的區(qū)別在于適用范圍的不同，前者僅適用于非協(xié)整序列間的因果檢驗，而后者則是用來檢驗協(xié)整序列間的因果關(guān)系。本文三變量VAR系統(tǒng)是協(xié)整的，因此我們的檢驗基于VEC模型作出。具體檢驗結(jié)果可見表3。

注：在10％的條件下顯著均拒絕。

從表3的格蘭杰因果關(guān)系檢驗可以發(fā)現(xiàn)，在樣本考察期內(nèi)，工業(yè)制成品出口和工業(yè)制成品進(jìn)口都不是GDP增長的格蘭杰原因，工業(yè)制成品出口與工業(yè)制成品進(jìn)口之間也不存在因果關(guān)系，但GDP的增長確是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，即隨著人均GDP的上升，四川省工業(yè)制成品的出口比例也趨于上升。

四、主要研究結(jié)論

本文基于四川省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和人均GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)，對1989年～2006年間貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗，我們發(fā)現(xiàn)：

1.在樣本期內(nèi)，四川省工業(yè)制成品出口和工業(yè)制成品的進(jìn)口均呈現(xiàn)出大幅度的增加，貿(mào)易結(jié)構(gòu)趨于優(yōu)化，工業(yè)制成品的進(jìn)出口已經(jīng)成為四川省對外貿(mào)易發(fā)展的主流，初級產(chǎn)品進(jìn)出口比例不斷趨于下降。

2.協(xié)整分析表明，工業(yè)制成品進(jìn)口和工業(yè)制成品出口的增加均能促進(jìn)四川省人均GDP的上升。但工業(yè)制成品出口的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)要遠(yuǎn)大于工業(yè)制成品進(jìn)口的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)和進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的提升均不是人均GDP的格蘭杰原因，但人均GDP的增加卻是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，即四川省人均GDP的增加能夠促進(jìn)工業(yè)制成品出口的增加。

參考文獻(xiàn)：

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