■ 呂海霞 博士（中國(guó)電子信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院 北京 100846）

三十多年來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展以及對(duì)外開(kāi)放廣度與深度的不斷加強(qiáng)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大。我國(guó)已成為世界第一貨物貿(mào)易大國(guó)，但我國(guó)對(duì)外貿(mào)易“大而不強(qiáng)”，貿(mào)易結(jié)構(gòu)不盡合理，主要體現(xiàn)在出口產(chǎn)品主要是低附加值、低技術(shù)含量、國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)的產(chǎn)品，外商主導(dǎo)的加工貿(mào)易在對(duì)外貿(mào)易總額中占很高比重。粗放型的貿(mào)易增長(zhǎng)方式加劇了我國(guó)貿(mào)易收支不平衡和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)性，并導(dǎo)致我國(guó)在全球頻繁遭受反傾銷、反補(bǔ)貼調(diào)查。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)已連續(xù)18年成為遭遇反傾銷調(diào)查最多的國(guó)家，連續(xù)8年成為遭遇反補(bǔ)貼調(diào)查最多的國(guó)家。

國(guó)際貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直是國(guó)際貿(mào)易理論的焦點(diǎn)。從亞當(dāng)·斯密（1776）的絕對(duì)成本理論、大衛(wèi)·李嘉圖（比較優(yōu)勢(shì)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(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論），主流國(guó)際貿(mào)易理論從不同角度論證了對(duì)外貿(mào)易對(duì)于一國(guó)優(yōu)化資源配置、提高要素的勞動(dòng)生產(chǎn)率、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用。近年來(lái)，隨著計(jì)量分析方法的不斷豐富，國(guó)內(nèi)外的學(xué)者運(yùn)用不同國(guó)家、經(jīng)濟(jì)體的數(shù)據(jù)，從出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易、一般貿(mào)易、加工貿(mào)易等多個(gè)維度開(kāi)展了大量實(shí)證研究。國(guó)外研究有Stiglitz（1970）、Smith（1984）、Mazumdar（1996）、Lewer（2002、2003）、Wrz(2004)等。國(guó)內(nèi)研究有藍(lán)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(jí)產(chǎn)品進(jìn)出口、一般貿(mào)易和加工貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù)構(gòu)建貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)，分析當(dāng)前貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，為我國(guó)加快貿(mào)易發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整提供支撐。

圖1 1982-2011年間我國(guó)貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)變化趨勢(shì)

貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)構(gòu)建

貿(mào)易結(jié)構(gòu)是構(gòu)成經(jīng)濟(jì)活動(dòng)各要素間的比例關(guān)系和經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，衡量一國(guó)一定時(shí)期的貿(mào)易質(zhì)量，綜合反映一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平。從廣義看，貿(mào)易結(jié)構(gòu)包括貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)、貿(mào)易行業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易所有制結(jié)構(gòu)、貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)等。已有文獻(xiàn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)構(gòu)建主要有以下三種：

第一種：按照國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類（SITC），將商品根據(jù)附加值高低分為初級(jí)產(chǎn)品（0-4類）和工業(yè)制品（5-10類），初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)制成品進(jìn)出口的相對(duì)比重即為貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)。藍(lán)慶新和田海峰（2002）就是采用這一指標(biāo)。

表1 1982-2011年我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量

表2 時(shí)間序列數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

第二種：按照BEC國(guó)際貿(mào)易商品分類準(zhǔn)則，所有對(duì)外貿(mào)易商品分為資本品、中間投入品和消費(fèi)品。貿(mào)易結(jié)構(gòu)用資本品和消費(fèi)品的進(jìn)出口的相對(duì)數(shù)量來(lái)衡量。Mazumdar和Helpman就支持這種貿(mào)易結(jié)構(gòu)，王永齊（2006）也采用這種方法將貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)表示為：

COMPO表示貿(mào)易結(jié)構(gòu)，如果COMPO>1，本國(guó)將成為資本品的凈出口國(guó)，資本積累將不會(huì)發(fā)生；如果COMPO<1，本國(guó)將成為資本品的凈進(jìn)口國(guó)，資本積累將發(fā)生，提高本國(guó)的邊際產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第三種：按照國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)委員會(huì)的ISIC分類標(biāo)準(zhǔn)，從內(nèi)生技術(shù)密集度的角度將貿(mào)易品分為高技術(shù)品和中低技術(shù)品。Wrz（2004）支持這種貿(mào)易結(jié)構(gòu)，王永齊（2006）按這種方法構(gòu)建了另一貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)：

TECH 表示貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)，如果TECH>1，本國(guó)將成為高技術(shù)產(chǎn)品的凈出口國(guó)；如果TECH<1，本國(guó)將成為高技術(shù)產(chǎn)品的凈進(jìn)口國(guó)和中低技術(shù)產(chǎn)品的凈出口國(guó)。該貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)構(gòu)建的關(guān)鍵在于衡量貿(mào)易品技術(shù)密集度。樊綱、關(guān)志雄和姚枝仲（2006）利用顯示技術(shù)附加值原理測(cè)算了1995和2003兩個(gè)年度我國(guó)貿(mào)易技術(shù)高度指數(shù)。杜修立和王維國(guó)（2007）建立了出口貿(mào)易商品的技術(shù)結(jié)構(gòu)方法，將我國(guó)出口產(chǎn)品按技術(shù)密度分為高技術(shù)產(chǎn)品、中高技術(shù)產(chǎn)品、中等技術(shù)產(chǎn)品、中低技術(shù)產(chǎn)品和低技術(shù)產(chǎn)品五類。

上述三種貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)構(gòu)建從產(chǎn)品價(jià)值、產(chǎn)品用途和技術(shù)含量的角度進(jìn)行衡量，各有利弊。其中，第二種測(cè)算方法由于采用BEC分類，將很多資本類產(chǎn)品劃入中間投入品，導(dǎo)致不能真實(shí)反映我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)特征，不適合我國(guó)發(fā)展實(shí)際。第三種測(cè)算方法要求衡量貿(mào)易品技術(shù)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(gè)別年份的商品結(jié)構(gòu)，缺乏貿(mào)易結(jié)構(gòu)的整體、科學(xué)研究。

為了衡量我國(guó)進(jìn)出口商品附加值高低，結(jié)合我國(guó)發(fā)展實(shí)際，采用SITC標(biāo)準(zhǔn)將貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量TS1表示為工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)出口的相對(duì)比重，具體如下：

如果一國(guó)TS1>1，則表示工業(yè)制成品出口與初級(jí)品出口的比率大于工業(yè)制成品進(jìn)口與初級(jí)品進(jìn)口比率，該國(guó)是工業(yè)制成品的凈出口國(guó)。反之，如果一國(guó)TS1<1，則表示工業(yè)制成品出口與初級(jí)品出口的比率小于工業(yè)制成品進(jìn)口與初級(jí)品進(jìn)口比率，該國(guó)是工業(yè)制成品的凈進(jìn)口國(guó)和初級(jí)產(chǎn)品的凈出口國(guó)。一般而言，貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)大于1的情況下，其值越高，制成品出口在該國(guó)占的比重越高。

同時(shí)，為了考察加工貿(mào)易進(jìn)出口、一般貿(mào)易進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究加工貿(mào)易占比較高的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，構(gòu)建貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)。借鑒貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的構(gòu)建方法，貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)的構(gòu)建采用加工貿(mào)易和一般貿(mào)易進(jìn)出口的相對(duì)數(shù)量來(lái)衡量，表示如下：

其中，TS2 表示貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)。如果一國(guó)TS2>1，則表示加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的比率大于加工貿(mào)易進(jìn)口與一般貿(mào)易進(jìn)口的比率，該國(guó)是加工貿(mào)易產(chǎn)品的凈出口國(guó)。反之，如果一國(guó)TS2<1，則表示加工貿(mào)易出口與一般貿(mào)易出口的比率小于加工貿(mào)易進(jìn)口與一般貿(mào)易進(jìn)口比率，該國(guó)是一般貿(mào)易產(chǎn)品的凈出口國(guó)。一般而言，在貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)指標(biāo)大于1 情況下，TS1 值越高，加工貿(mào)易出口在該國(guó)占的比重越高。

根據(jù)《中國(guó)貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒（2012）》的統(tǒng)計(jì)，可以計(jì)算出貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)TS1和TS2 的值。表1和圖1顯示，我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量TS1和TS2呈現(xiàn)不斷上升的態(tài)勢(shì)，體現(xiàn)了隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和對(duì)外開(kāi)放的深入，尤其是加入WTO 后外資主導(dǎo)的加工貿(mào)易的蓬勃發(fā)展，我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)持續(xù)改善的總體趨勢(shì)。其中，TS1值從1995年開(kāi)始大于1，表明隨著制成品出口比重不斷提高，我國(guó)從工業(yè)制成品的凈進(jìn)口國(guó)轉(zhuǎn)變成為工業(yè)制成品的凈出口國(guó)，出口產(chǎn)品的附加值提高；TS2的值從1999年開(kāi)始大于1，體現(xiàn)隨著世界產(chǎn)業(yè)分工結(jié)構(gòu)發(fā)展和加入WTO 后加工貿(mào)易行業(yè)外資的大量流入，加工貿(mào)易超過(guò)一般貿(mào)易正成為對(duì)外貿(mào)易的重要方式和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，推動(dòng)對(duì)外貿(mào)易模式的重大調(diào)整。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表4 殘差序列et 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表5 模型一回歸結(jié)果

表6 模型二回歸結(jié)果

表7 調(diào)整后模型一回歸結(jié)果

表8 調(diào)整后模型二回歸結(jié)果

數(shù)據(jù)選擇和實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選擇

為了考察貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系，選擇1982-2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為分析樣本。其中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)用實(shí)際GDP增長(zhǎng)率（RGDP）來(lái)衡量，以剔除物價(jià)變動(dòng)的影響，更真實(shí)地反映經(jīng)濟(jì)的真實(shí)增長(zhǎng)。貿(mào)易結(jié)構(gòu)分別選擇工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品計(jì)算的貿(mào)易結(jié)構(gòu)（TS1）與一般貿(mào)易和加工貿(mào)易計(jì)算的貿(mào)易結(jié)構(gòu)（TS2）作為兩種不同計(jì)算方法得到衡量指標(biāo)。

對(duì)實(shí)際GDP 增長(zhǎng)率（RGDP）和貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)（TS1和TS2）時(shí)間序列數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，以考察數(shù)據(jù)概況，如表2 所示。

表9 調(diào)整后模型一的LM 檢驗(yàn)

表10 調(diào)整后模型二的LM 檢驗(yàn)

表11 模型一的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

表12 模型二的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

統(tǒng)計(jì)顯示，樣本期間實(shí)際GDP 增長(zhǎng)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(jí)產(chǎn)品計(jì)算的貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(mào)易和加工貿(mào)易計(jì)算的貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(shí)證分析

直接采用最小二乘法對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析可能產(chǎn)生偽回歸，即沒(méi)有任何關(guān)系的變量呈現(xiàn)顯著的回歸結(jié)果。本文在對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)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(xié)整，RGDP序列與TS2序列是否滿足協(xié)整，變量之間是否具有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。其中，單位根檢驗(yàn)用于確定時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和趨勢(shì)性；協(xié)整分析用于確定變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。只有當(dāng)序列為平穩(wěn)序列或者滿足協(xié)整關(guān)系的時(shí)候，兩者具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這樣才能進(jìn)行回歸分析，并通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)變量間的因果關(guān)系。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列，只有變量之間滿足同階單整的情況，才滿足協(xié)整前提，因此首先需要檢驗(yàn)序列之間是否滿足同階單整，本次實(shí)證采用單位根檢驗(yàn)考察序列平穩(wěn)性，檢驗(yàn)采用eviews6.0 進(jìn)行，結(jié)果如表3所示。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，RGDP、TS1、TS2三個(gè)序列的原序列單位根檢驗(yàn)顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明存在單位根，序列不平穩(wěn)，而三個(gè)序列的一階差分序列D（RGDP）、D（TS1）與D（TS2）的單位根檢驗(yàn)顯著性概率小于0.05，在5%水平拒絕原假設(shè)，說(shuō)明不存在單位根，三個(gè)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(yàn)。在“EG 兩步法”中，對(duì)于同階單整的兩個(gè)變量，其回歸得到的殘差序列滿足無(wú)截距項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的平穩(wěn)序列，那么說(shuō)明兩個(gè)變量滿足協(xié)整關(guān)系，具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系?，F(xiàn)在分別對(duì)RGDP序列與TS1序列，RGDP序列與TS2序列進(jìn)行回歸，提取殘差項(xiàng)et1、et2，對(duì)et1、et2 進(jìn)行無(wú)截距項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表4 所示。

從結(jié)果來(lái)看，殘差序列et1與et2的單位根檢驗(yàn)顯著性概率小于0.05，說(shuō)明不存在單位根，那么兩個(gè)回歸的殘差序列平穩(wěn)，從而說(shuō)明RGDP序列與TS1序列具有協(xié)整關(guān)系，滿足長(zhǎng)期均衡；RGDP序列與TS2序列具有協(xié)整關(guān)系，滿足長(zhǎng)期均衡。

3.協(xié)整回歸。時(shí)間序列滿足協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明變量之間滿足長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析就能避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。為了考察貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文在實(shí)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(xiàng)，a1表示估計(jì)參數(shù)，ut為隨機(jī)干擾項(xiàng)，滿足白噪聲過(guò)程。

通過(guò)eviews6.0 對(duì)兩個(gè)模型回歸，得到結(jié)果，如表5和表6 所示。

從兩個(gè)模型的回歸結(jié)果來(lái)看，TS1與TS2 的估計(jì)參數(shù)t 檢驗(yàn)顯著性概率均小于0.05，在5%水平能夠拒絕原假設(shè)，檢驗(yàn)通過(guò)。兩個(gè)模型的DW值均偏離2比較遠(yuǎn)，說(shuō)明兩個(gè)模型存在自相關(guān)，t檢驗(yàn)無(wú)效，那么需要對(duì)模型進(jìn)行調(diào)整，經(jīng)過(guò)AIC準(zhǔn)則以及SC 準(zhǔn)則對(duì)比測(cè)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(xiàng)，即AR（1）與AR（2）項(xiàng)，模型二加入隨機(jī)干擾項(xiàng)的滯后一期與滯后二期項(xiàng)，即MA（1）與MA（2）項(xiàng)，經(jīng)過(guò)此調(diào)整消除自相關(guān)，得到新的回歸結(jié)果，如表7和表8 所示。

經(jīng)過(guò)調(diào)整后，回歸的R2有明顯提高，說(shuō)明解釋變量的解釋程度較高，并且有所增加，F(xiàn) 檢驗(yàn)通過(guò)說(shuō)明解釋變量之間對(duì)被解釋變量的共同作用顯著，模型一中，TS1、AR（1）、AR（2）項(xiàng)t檢驗(yàn)顯著性概率均小于0.05，在5%水平通過(guò)檢驗(yàn)，模型二中，MA（1）、MA（2）項(xiàng)t 檢驗(yàn)顯著性概率小于0.05，在5%水平通過(guò)檢驗(yàn)，TS2 項(xiàng)的t檢驗(yàn)顯著性概率小于0.10，在10%水平通過(guò)檢驗(yàn)。由于加入滯后項(xiàng)的DW 值檢驗(yàn)不再有效，于是進(jìn)行LM自相關(guān)檢驗(yàn)，如表9和表10 所示。

從滯后1期LM檢驗(yàn)來(lái)看，卡方檢驗(yàn)的顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明兩個(gè)回歸中均不存在自相關(guān)，估計(jì)參數(shù)的t檢驗(yàn)有效。

調(diào)整后的模型一回歸結(jié)果中，TS1 項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.010184，說(shuō)明TS1 項(xiàng)與RGDP 項(xiàng)之間呈正相關(guān)，每增加1 單位TS1，則增加0.010184 單位的RGDP；調(diào)整后的模型二回歸結(jié)果中，TS2 項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.020246，說(shuō)明TS2項(xiàng)與RGDP項(xiàng)之間呈正相關(guān)，每增加1單位TS2，則增加0.020246 單位的 RGDP。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。回歸分析不能判定變量間的因果關(guān)系。為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)間真正的因果關(guān)系，進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger 因果關(guān)系表示，如果兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量X和Y在包含過(guò)去信息的條件下對(duì)Y的預(yù)測(cè)效果要好于單獨(dú)由Y的過(guò)去信息對(duì)Y的預(yù)測(cè)，即變量X有助于提高變量Y的預(yù)測(cè)精度，則稱X對(duì)Y存在Granger因果關(guān)系。

其中，白噪音u1t和u2t假定為不自相關(guān)的。

對(duì)本次實(shí)證中的模型分別進(jìn)行滯后一期的格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表11和表12 所示。

從結(jié)果來(lái)看，模型一中，原假設(shè)為T(mén)S1不是RGDP的格蘭杰原因的原假設(shè)的顯著性概率為0.0000，小于0.05，說(shuō)明在5%水平能夠拒絕原假設(shè)，TS1 是RGDP 的格蘭杰原因，原假設(shè)為RGDP不是TS1的格蘭杰原因的原假設(shè)顯著性概率為0.7264，大于0.05，說(shuō)明在5%水平不能拒絕原假設(shè)，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(jí)產(chǎn)品進(jìn)出口相對(duì)比重衡量的貿(mào)易結(jié)構(gòu)TS1是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，但我國(guó)當(dāng)前以高比例加工貿(mào)易為主要特征的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用得不到實(shí)證檢驗(yàn)的支持。

結(jié)論

本文構(gòu)建兩個(gè)貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)，從貿(mào)易結(jié)構(gòu)的視角研究貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，探討工業(yè)制成品貿(mào)易和初級(jí)產(chǎn)品貿(mào)易、一般貿(mào)易和加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，為貿(mào)易發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和轉(zhuǎn)型升級(jí)提供支撐。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)當(dāng)前貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不明顯，其中TS1雖有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但帶動(dòng)作用較弱，TS2 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用沒(méi)有通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)。這和已有相關(guān)研究結(jié)論基本一致，意味著我國(guó)亟待加快貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)。具體結(jié)論如下：

第一，我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用有待提高。調(diào)整后的模型回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易結(jié)構(gòu)（TS1）項(xiàng)與實(shí)際GDP增長(zhǎng)（RGDP）之間呈正相關(guān)關(guān)系，貿(mào)易結(jié)構(gòu)每提高1 個(gè)單位，實(shí)際GDP 增長(zhǎng)率提高0.010184單位，即1個(gè)百分點(diǎn)左右。格蘭杰原因關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了兩者間的因果關(guān)系。貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)（TS2）項(xiàng)與實(shí)際GDP增長(zhǎng)（RGDP）之間存在較弱的正相關(guān)關(guān)系，但兩者間的因果關(guān)系沒(méi)有得到格蘭杰原因關(guān)系檢驗(yàn)支持。這和王永齊（2006）等的結(jié)論基本一致，即中國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)并不顯著影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在貿(mào)易量上。這一方面在于我國(guó)工業(yè)制成品出口主要集中在服裝、鞋帽等附加值相對(duì)較低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，高技術(shù)含量、高附加值的技術(shù)密集型產(chǎn)品所占比重較低，導(dǎo)致出口產(chǎn)品核心競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)、創(chuàng)匯能力較弱，直接影響資本積累和技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而削弱對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。另一方面，我國(guó)工業(yè)制成品出口中很大一部分是加工貿(mào)易，“兩頭在外、大進(jìn)大出”的加工貿(mào)易方式中間投入品的國(guó)內(nèi)采購(gòu)率低，產(chǎn)品的價(jià)值增值鏈較短，對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)上下游的帶動(dòng)作用較弱，加上加工貿(mào)易以外資為主導(dǎo)，利潤(rùn)大多歸屬外資，導(dǎo)致加工貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)有限。徐麗鶴（2010）、章安平（2010）等研究得出類似的結(jié)論。

第二，貿(mào)易結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)持續(xù)優(yōu)化趨勢(shì)。從以工業(yè)制成品和初級(jí)產(chǎn)品出口衡量的貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)TS1看，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和比較優(yōu)勢(shì)的變化，工業(yè)制成品出口快速增長(zhǎng)，TS1變量值從1986年開(kāi)始不斷遞增，1995年突破1，標(biāo)志著我國(guó)從工業(yè)制成品的凈進(jìn)口國(guó)轉(zhuǎn)變成為凈出口國(guó)，貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)持續(xù)改善和優(yōu)化。從以加工貿(mào)易和一般貿(mào)易進(jìn)出口衡量的貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)TS2看，隨著世界產(chǎn)業(yè)分工結(jié)構(gòu)發(fā)展和加入WTO后外資越來(lái)越多進(jìn)入加工貿(mào)易行業(yè)，各種加工貿(mào)易方式迅速發(fā)展，在國(guó)際貿(mào)易中所占比重不斷提高，TS2變量值整體呈現(xiàn)不斷上升的態(tài)勢(shì)，1999-2011年間變量值開(kāi)始大于1，尤其是2009年以來(lái)變量值提高到1.8以上，我國(guó)已成為加工貿(mào)易品的凈出口國(guó)，貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)發(fā)生重大調(diào)整。

第三，加快我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整。近年來(lái)，受國(guó)內(nèi)勞動(dòng)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，F(xiàn)DI開(kāi)始流向印度、越南等新興市場(chǎng)國(guó)家尋求低成本優(yōu)勢(shì)，加上全球經(jīng)濟(jì)弱勢(shì)復(fù)蘇背景下市場(chǎng)需求疲軟，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展面臨前所未有的挑戰(zhàn)，使我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型調(diào)整壓力不斷加大。從發(fā)展戰(zhàn)略看，我國(guó)應(yīng)加快貿(mào)易增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變，積極促進(jìn)貿(mào)易戰(zhàn)略從粗放型轉(zhuǎn)向集約型、從數(shù)量型轉(zhuǎn)向質(zhì)量型，改變單純依賴貿(mào)易總量的增長(zhǎng)來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，逐步調(diào)整和優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，發(fā)揮貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正效應(yīng)，最大化貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用。從發(fā)展方向看，一方面應(yīng)加強(qiáng)國(guó)內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新，加強(qiáng)品牌培育和國(guó)際市場(chǎng)開(kāi)拓，提高出口產(chǎn)品的技術(shù)含量和附件值，優(yōu)化貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)；另一方面，促進(jìn)加工貿(mào)易向產(chǎn)業(yè)鏈兩端延伸，加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)，并積極發(fā)展一般貿(mào)易，營(yíng)造公平競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境，促進(jìn)貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)調(diào)整。

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