王曉倩 曹永峰

(湖州師范學(xué)院 商學(xué)院,浙江 湖州 313000)

一、我國加工貿(mào)易發(fā)展情況

1978年8月,廣東省簽訂了第一份毛紡織品來料加工協(xié)議,在珠海創(chuàng)辦了我國第一家加工貿(mào)易企業(yè)——珠海海鮮憲州毛紡廠,從此加工貿(mào)易在我國開始發(fā)展起來了。隨著國際分工的不斷深化,生產(chǎn)國際化趨勢日益加劇,加工貿(mào)易得到了極大發(fā)展(見圖1)。

圖1 1982-2008年我國進出口貿(mào)易方式情況

從圖1中可知,在1995年之前,我國的貿(mào)易模式主要以一般貿(mào)易為主,一般貿(mào)易進口總額與一般貿(mào)易的出口總額較大,特別是一般貿(mào)易進口。在1995年之后,我國加工貿(mào)易發(fā)展迅速,加工貿(mào)易出口總額超過了一般貿(mào)易進口與一般貿(mào)易出口,在進出口總額中占主要地位。

1982年以來我國加工貿(mào)易占進出口總額比重先升后降。1989年突破 30%,達到 33.08%;1996年突破50%,達到50.57%;1998年達到歷史最高,為53.4%,此后開始緩慢回落。2000年回落到50%以下,為48.53%。2000-2006年保持在48%左右,2007年降為45.36%。一般貿(mào)易占進出口總額比重則是先降后升。在1982-1998年一直呈現(xiàn)下降趨勢,1999年以來有所回升,但是回升的不大,在2008年時回升比較明顯。超過了加工貿(mào)易所占的比重。在1994年時加工貿(mào)易所占的比重超過了一般貿(mào)易的比重,成了對外貿(mào)易的主要方式。其中:加工貿(mào)易出口總額從1982年的0.53億美元發(fā)展到2008年的6752億美元,增長12739倍,從占我國出口總額的0.24%躍升到47%以上(2007年達到50%以上,2008年因金融危機有所下降);加工貿(mào)易進口總額從1982年的2.76億美元發(fā)展到2008年的3784億美元,增長 1371倍,從占我國進口總額的1.4%躍升到33%以上。由此可以看出,加工貿(mào)易自改革開放以來獲得了巨大的發(fā)展,加工貿(mào)易直接帶動了我國的對外貿(mào)易,加強了我國與世界的經(jīng)濟聯(lián)系。

二、相關(guān)文獻回顧

對于我國加工貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究很多。目前,國內(nèi)關(guān)于單種貿(mào)易方式對經(jīng)濟增長貢獻方面的研究比較多。羅興武、蔡宜斌(2002)、王耀中、劉志忠(2003)均用了國民經(jīng)濟恒等式進行了定量分析,認(rèn)為進出口與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。閆國慶、陳麗靜(2005)用國民收入恒等式和線性回歸,認(rèn)為加工貿(mào)易正向拉動經(jīng)濟增長,拉動越來越大,其中出口的貢獻率為47%,進口的貢獻率為53%。汪靜靜(2008)認(rèn)為加工貿(mào)易的進口額或是出口額的增長都會使GDP出現(xiàn)正增長,加工貿(mào)易進口的貢獻率大于出口的貢獻率。近幾年又出現(xiàn)了對不同地區(qū)的外貿(mào)增長模式進行比較分析研究的文獻,張小蒂、李曉鐘(2002)對中國外貿(mào)三強省浙江、廣東、江蘇的外貿(mào)模式進行了比較分析,肯定了外貿(mào)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展起到了顯著的拉動作用。

三、實證分析

(一)模型的選擇

本文采用如下的向量自回歸(VAR)模型:

X1為一般貿(mào)易出口額,X2為一般貿(mào)易進口額,X3為加工貿(mào)易出口額,X4為加工貿(mào)易進口額。它的經(jīng)濟意義在于,雖然各個變量間有各自的長期波動趨勢,但如果它們之間是協(xié)整的,則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。為避免模型中偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn),本文首先檢驗變量的平穩(wěn)性,利用ADF單位根檢驗,對于非平穩(wěn)的變量進行差分處理使之成為平穩(wěn)時間序列。然后再對相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗,確定各種變量與我國經(jīng)濟增長的長期關(guān)系,并進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。再采用Johansen檢驗方法來檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系。若變量間存在協(xié)整關(guān)系,在滯后項充分多的前提下可以建立VAR模型。本文在建立恰當(dāng)?shù)腣AR模型基礎(chǔ)上,利用脈沖反應(yīng)分析和方差分解,來分離出單個變量的沖擊力大小,以便觀察經(jīng)濟增長對不同貿(mào)易模式?jīng)_擊的反應(yīng)。

(二)變量選擇及數(shù)據(jù)處理

在對我國經(jīng)濟增長與貿(mào)易模式關(guān)系的檢驗中,筆者選擇1982-2008年的從一般貿(mào)易的出口額、一般貿(mào)易進口額、加工貿(mào)易的出口額、加工貿(mào)易的進口額這四個方面的數(shù)據(jù),分析其對我國GDP的貢獻。一般貿(mào)易的進口額、一般貿(mào)易出口額、加工貿(mào)易的進口額、加工貿(mào)易的出口額的名義值都來源于2008年《中國統(tǒng)計年鑒》,其中2008年的數(shù)據(jù)來源于中國信息網(wǎng)。為消除可能存在的異方差,更好地說明各變量之間的關(guān)系,提高模型的擬合效果,對變量取對數(shù)。

四、模型的計算和檢驗

(一)單位根檢驗

本文利用Eviews5.0軟件對所選變量進行 ADF單位根檢驗,滯后階段選擇Schwarz準(zhǔn)則,以確定變量的平穩(wěn)性。通過檢驗發(fā)現(xiàn)變量 GDP、X1、X2、X3、X4在 10%的顯著水平下均為非平穩(wěn)變量。對非平穩(wěn)變量進行差分,結(jié)果見表1,經(jīng)過差分處理后的變量在1%或10%的顯著水平下均成為平穩(wěn)變量。

表1 單位根檢驗結(jié)果

(二)協(xié)整檢驗

協(xié)整在經(jīng)濟學(xué)上的意義是這種協(xié)整關(guān)系的存在可以通過其它變量的變化來影響另一變量。單位根檢驗結(jié)果表明,除了GDP需要將顯著水平擴大到10%外,一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進口、加工貿(mào)易出口、加工貿(mào)易進口的對數(shù)序列在1%水平下為一階單整,因此,利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系,并進一步確定變量之間的符號關(guān)系做協(xié)整檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果,協(xié)整檢驗表明在1982-2008年的樣本區(qū)間內(nèi),G DP與X1、X2、X3、X4這幾個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。對于此結(jié)論,還需要做進一步的VAR時間序列模型研究。

(三)VAR模型的建立

1.VAR模型結(jié)果如表2所示

根據(jù)結(jié)果可以得到模型為:

從模型中可以看出,當(dāng)滯后期為1的時候,上期的經(jīng)濟增長對當(dāng)期的經(jīng)濟增長有較強的影響,一般貿(mào)易出口、加工貿(mào)易出口與加工貿(mào)易進口與我國的經(jīng)濟增長存在著正向關(guān)系,對我國經(jīng)濟增長有促進作用,并且一般貿(mào)易出口比加工貿(mào)易出口影響要大。一般貿(mào)易進口與我國經(jīng)濟增長存在較小的反向關(guān)系。

表2 VAR模型結(jié)果

2.脈沖響應(yīng)

經(jīng)過協(xié)整檢驗可知,VAR模型中的時間序列向量為協(xié)整的,即此模型中的各個指標(biāo)從長期來看是具有均衡關(guān)系的,但在短期內(nèi)由于受到隨機干擾的影響,這些變量可能偏離均衡值。而脈沖響應(yīng)函數(shù)的意思是在擾動項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。下面分別給各個變量一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊,得到關(guān)于經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖(見圖2)。

從脈沖響應(yīng)分析圖中可以看到,我國經(jīng)濟增長對一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進口、加工貿(mào)易出口、加工貿(mào)易進口Cholesky正向沖擊響應(yīng)的初始值都為零。加工貿(mào)易進口單位沖擊的反應(yīng)并不敏感,在初始值為零后其響應(yīng)出現(xiàn)波動且長期處于穩(wěn)定中。一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進口、加工貿(mào)易進口單位沖擊反應(yīng)較敏感。三者在第2期時開始逐漸上升。

圖2 各變量對LGDP 1一個單位Cholesky標(biāo)準(zhǔn)差信息的響應(yīng)

3.方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響,而方差分解(variance Decomposition)是把內(nèi)生變量中的變化分解為對VAR的分量沖擊。方差分解技術(shù)分析各個變量對經(jīng)濟增長率變化的貢獻率結(jié)果見表3。

表3 方差分解結(jié)果

從表3檢驗結(jié)果可知,GDP的方差分解顯示一般貿(mào)易出口的沖擊在長期來看可以解釋GDP變化的10%左右,一般貿(mào)易進口的沖擊可以解釋GDP波動的4%左右,加工貿(mào)易出口的解釋能力在1.8%左右,其他投資的解釋能力為5.5%左右。

結(jié)合綜合VAR模型、脈沖分析和方差分解可以看出經(jīng)濟增長對其自身的沖擊是十分敏感的,一般貿(mào)易出口的解釋能力最大,加工貿(mào)易出口的解釋能力最小。樣本期內(nèi)的數(shù)據(jù)直觀結(jié)果顯示的,我國一般貿(mào)易的出口與我國經(jīng)濟的增長呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。出口貿(mào)易擴大了市場,積累了國民財富,擴大了外匯儲備,符合經(jīng)濟理論和我國的實際情況。我國一般貿(mào)易進口與我國經(jīng)濟的增長存在反向關(guān)系,進口是GDP的漏出項是由于在短期內(nèi)進口我國短缺資源,由于時滯性,其對我國的經(jīng)濟增長并不表現(xiàn)為促進作用。加工貿(mào)易出口與我國的經(jīng)濟增長存在正向關(guān)系。我國出口產(chǎn)品主要是勞動密集型的原料、零部件加工成品和整機裝配,技術(shù)水平低、增值率低,因此對經(jīng)濟增長作用不是很大。加工貿(mào)易進口在短期內(nèi)與我國經(jīng)濟增長存在正相關(guān)關(guān)系。這似乎有悖于“進口是GDP的漏出項”理論,但是主要原因加工貿(mào)易進口中往往包括大量的先進設(shè)備和先進技術(shù),它雖然不會直接對GDP總額產(chǎn)生正向的促進作用,但是大量的先進設(shè)備和技術(shù)的進口會促進科技進步和生產(chǎn)率的提高。

五、結(jié)論

綜上所述,可以得出一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進口、加工貿(mào)易出口、加工貿(mào)易進口與中國經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。其中一般貿(mào)易進出口與加工貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長有促進作用。按照經(jīng)濟理論,當(dāng)經(jīng)濟增長受需求約束時,經(jīng)濟增長取決于總需求的擴大,出口的增加會導(dǎo)致總需求擴大,通過外貿(mào)乘數(shù)作用,促進經(jīng)濟增長,且加工貿(mào)易出口對GDP增長的貢獻比一般貿(mào)易出口的貢獻大,這是因為我國出口的產(chǎn)品是以低附加值的勞動密集型產(chǎn)品為主,產(chǎn)品增值較小,導(dǎo)致一般貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的作用較小。一般貿(mào)易進口對推動經(jīng)濟增長也有明顯的積極作用,我國進口的產(chǎn)品主要以資源密集型產(chǎn)品和技術(shù)密集型產(chǎn)品。進口國內(nèi)短缺的生產(chǎn)要素能夠大大提高要素的生產(chǎn)率,提高了我國工業(yè)的技術(shù)水平和生產(chǎn)能力,擴大國內(nèi)供給能力,促進經(jīng)濟的增長。盡管在短期內(nèi)可能并不表現(xiàn)對經(jīng)濟增長有促進作用,在長期內(nèi)卻能拉動經(jīng)濟增長。加工貿(mào)易進口增長會使GDP出現(xiàn)負(fù)增長,其原因可能是長期以來,我國對加工貿(mào)易投入品的進口實行“包稅”監(jiān)管政策及對加工貿(mào)易生產(chǎn)所需的機器設(shè)備免征進口關(guān)稅和進口環(huán)節(jié)增值稅,這就造成了國家稅源的大量流失和國民收入的損失。

[1]羅興武,蔡宜斌.加工貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長作用的實證研究[J].黑龍江對外經(jīng)貿(mào),2002(5).

[2]閆國慶,陳麗靜.加工貿(mào)易對我國經(jīng)濟增長作用的實證分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索,2005(2).

[3]孫楚仁等.加工貿(mào)易和其他貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻率的估計[J].世界經(jīng)濟研究,2006(3).