(湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院商學(xué)院，湖南 長沙 410000)

自貿(mào)區(qū)貿(mào)易自由化對產(chǎn)業(yè)升級的影響效應(yīng)分析

陳月

(湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院商學(xué)院，湖南 長沙 410000)

本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，利用全球10個自貿(mào)區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)，對自貿(mào)區(qū)貿(mào)易自由化影響產(chǎn)業(yè)升級的效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，貿(mào)易自由化對產(chǎn)業(yè)升級的推動作用明顯，其中，貿(mào)易便利化對產(chǎn)業(yè)升級的影響最大，降低關(guān)稅率和發(fā)展貨物貿(mào)易也有利于推動產(chǎn)業(yè)升級，但是發(fā)展服物貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用尚不確定。

自貿(mào)區(qū)；貿(mào)易自由化；產(chǎn)業(yè)升級；影響因素；實(shí)證分析

隨著我國自貿(mào)區(qū)的不斷發(fā)展，貿(mào)易自由化的程度也在不斷提高，在貿(mào)易創(chuàng)新方面，推進(jìn)國際貿(mào)易單一窗口等貿(mào)易便利化措施，通關(guān)效率平均提高了40%。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)營商環(huán)境不斷優(yōu)化，受到境外投資者的普遍歡迎。但是如何加快我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)、促進(jìn)貿(mào)易自由化、推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，仍然是一個有待探索的領(lǐng)域。因此，本文對中國自貿(mào)區(qū)貿(mào)易自由化對中國產(chǎn)業(yè)升級的影響效應(yīng)實(shí)證分析。

一、變量選擇

本文主要研究中國自貿(mào)區(qū)成立貿(mào)易自由化政策以來對產(chǎn)業(yè)升級的影響及效應(yīng)分析，由于我國自貿(mào)區(qū)成立時間較短，數(shù)據(jù)可能不足以支撐結(jié)論，為此，我們選取了10個擁有自貿(mào)區(qū)的國家從2001年到2015年的經(jīng)濟(jì)數(shù)值。從宏觀經(jīng)濟(jì)方面來看，產(chǎn)業(yè)升級主要是第一二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)逐漸升級過程都會分析到服務(wù)業(yè)比重大小，因此，本文考慮將服務(wù)業(yè)增加值占三大產(chǎn)業(yè)增加值比重(SP)作為被解釋變量。

針對自貿(mào)區(qū)貿(mào)易自由化對產(chǎn)業(yè)升級的研究，我們選取以下4個自變量。①貨物貿(mào)易額占GDP比重(GT)；②服務(wù)貿(mào)易額占GDP比重(ST)；③所有產(chǎn)品的加權(quán)平均適用稅率(ATR)④貿(mào)易便利化，用一般商品出口和進(jìn)口通關(guān)的平均天數(shù)(TF)。

二、數(shù)據(jù)來源和描述

本文實(shí)證分析數(shù)據(jù)來源世界銀行，EPS數(shù)據(jù)庫，世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫。貨物貿(mào)易額占GDP比重(GT)；采用來2001年至2015年各自貿(mào)區(qū)國家或地區(qū)的進(jìn)出口貨物貿(mào)易除各自貿(mào)區(qū)國家或地區(qū)的GDP來衡量，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，由EPS世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)庫整理。

(一) 服務(wù)貿(mào)易額占GDP的比重(ST)；采用來2001年至2015年各自貿(mào)區(qū)國家或地區(qū)的進(jìn)出口服務(wù)貿(mào)易除各自貿(mào)區(qū)國家或地區(qū)的GDP來衡量，數(shù)據(jù)來源世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(二) 所有產(chǎn)品的加權(quán)平均適用稅率(ATR)；采用是指每種商品的關(guān)稅稅率都以該商品在總進(jìn)口額中所占比重為權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)計(jì)算衡量，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，由EPS世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)庫整理。

三、模型的構(gòu)建和實(shí)證檢驗(yàn)

本文關(guān)于中國自貿(mào)區(qū)投資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響及效應(yīng)分析，采用了2001-2015年的數(shù)據(jù)，形成面板數(shù)據(jù)模型。

首先，確定模型效應(yīng)，建立隨機(jī)效應(yīng)回歸模型為：

Yit=β0+βXit+uit

i=1，2……m；t=1，2……n

Y表示被解釋變量，i表示截面單元，t表示時間序列，β0為常數(shù)項(xiàng)，X為解釋變量，β為參數(shù)，u為隨機(jī)誤差項(xiàng)，且與X不相關(guān)。

模型效應(yīng)，分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種。為了確定采用何種模型，需對數(shù)據(jù)進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，其結(jié)果如下：

表1 豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果

由表3.2豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果來看，其中服務(wù)業(yè)增加值占三大產(chǎn)業(yè)增加值的比重(SP)的P值小于0.05，所以建立固定效應(yīng)模型。

其次，確定模型形式。通過 Eviews6.0 可以估計(jì)出SP模型的殘差平方和。根據(jù)統(tǒng)計(jì)方法，計(jì)算出是S1=0.007506，S2=0.020138，S3=0.280194，N=10，T=15，K=4，從而得出F1=4.67～F(36，100)，F(xiàn)2=80.73～(45，100)，在給定5%的顯著性水平下，查表可知F1臨界值≈1.69，F(xiàn)2臨界值≈1.57。由于 F1>1.69，拒絕H1，F(xiàn)2>1.57，故拒絕原假設(shè)H2，故接受變系數(shù)模型。綜合考慮選擇變系數(shù)固定效應(yīng)模型。

根據(jù)上文分析和綜合擬合模型的篩選，現(xiàn)本文設(shè)立如下面板數(shù)據(jù)模型來實(shí)證檢驗(yàn)貨物貿(mào)易、服務(wù)貿(mào)易、關(guān)稅率、貿(mào)易便利化等因素對中國自貿(mào)區(qū)貿(mào)易自由化下產(chǎn)業(yè)升級影響效應(yīng)，具體模型如下：

lgSPit=β0+β1lgGTit+β2lgSTit+β3lgTRit+β4lgTFit+uit

(i=1，2……10；t=1，2……15)

其中，lgSP表示對被解釋變量取以10為底的對數(shù)，下標(biāo)i表示國家或地區(qū)，t表示時間，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1-β4為參數(shù)，lgGT、lgST、lgTR、lgTF分別表示對各自貿(mào)區(qū)國家貨物貿(mào)易占GDP比重、服務(wù)貿(mào)易額占GDP比重、所有產(chǎn)品的加權(quán)平均適用稅率(ATR)、貿(mào)易便利化(TF)取以10為底的對數(shù)，u為隨機(jī)誤差項(xiàng)，滿足零均值和同方差等經(jīng)典假設(shè)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

通過Eviews6.0進(jìn)行擬合分析得到如下結(jié)果：

表2 變系數(shù)固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，R-squared值表明模型擬合優(yōu)度較好，P值為0，表明解釋變量對自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的影響在1%水平下顯著。在SP模型中，D-W值為2.301274，說明模型中的各解釋變量間不存在自相關(guān)性。

為了揭示各因素的影響方向與影響強(qiáng)度，需進(jìn)行不變系數(shù)固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)，其結(jié)果如下：

表3 各參數(shù)估計(jì)結(jié)果

由表3可知，各解釋變量對產(chǎn)業(yè)升級影響的參數(shù)估計(jì)值分別為0.043522、-0.021893、-0.106796、0.220479。這說明貨物貿(mào)易額占GDP比重(GT)和貿(mào)易便利化(TF)與被解釋變量成正相關(guān)關(guān)系，而所有產(chǎn)品的加權(quán)平均適用稅率(ATR)和服務(wù)貿(mào)易額占GDP比重(ST)與被解釋變量成負(fù)相關(guān)關(guān)系。其中，貿(mào)易便利化對產(chǎn)業(yè)升級促進(jìn)作用最大，然后是所有產(chǎn)品的加權(quán)平均適用稅率。在SP模型中，貿(mào)易便利化(TF)對被解釋變量SP具有積極影響，TF每增加一單位能引起被解釋變量SP增加0.220479；所有產(chǎn)品平均加權(quán)稅率(ATR)每減少1個單位會引起被解釋變量SP增加0.106796；貨物貿(mào)易占GDP的比重(GT)則對被解釋變量SP具有積極作用，每增加一單位GT，被解釋變量SP增加0.043522；服務(wù)貿(mào)易額占GDP比重(ST)對被解釋變量SP具有負(fù)面作用，ST每增加一單位能引起被解釋變量SP減少0.021893；這一結(jié)果與之前的理論假設(shè)相反，其原因可能是第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品服務(wù)附加值不高。

五、對策建議

(一)提高貿(mào)易便利化，降低交易成本，促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

貿(mào)易便利化程度的高低取決于一國貿(mào)易制度的創(chuàng)新及其質(zhì)量。貿(mào)易制度的質(zhì)量越高，貿(mào)易便利化程度及貿(mào)易自由度越高，通關(guān)費(fèi)用越少，交易成本越低[1]。海關(guān)要貫徹實(shí)行貨物的“一次申報(bào)，一次查驗(yàn)，一次放行”的新模式。普及貿(mào)易便利化的措施，縮短商品進(jìn)口和出口的通關(guān)時間，提高通關(guān)效率，促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展，推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

(二)減少關(guān)稅壁壘，提高關(guān)稅減讓度

我國要更加提高貿(mào)易開放度，降低一般商品的關(guān)稅。向香港和新加坡和美國等歐美國家的關(guān)稅率看齊，減少高新技術(shù)產(chǎn)品和高檔耐用品的關(guān)稅率，降低貿(mào)易壁壘。支持環(huán)保產(chǎn)品和服務(wù)貿(mào)易自由化的可持續(xù)發(fā)展，促進(jìn)自由貿(mào)易[2]，促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。

(三)培育出口競爭新優(yōu)勢，提高出口效益，增加研發(fā)投入，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級

以技術(shù)、質(zhì)量、品牌和服務(wù)為核心的出口競爭新優(yōu)勢越強(qiáng)，出口效益越高[3-4]，就越激勵企業(yè)增加研發(fā)投入，加快技術(shù)創(chuàng)新，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。因此，在自貿(mào)區(qū)貿(mào)易自由化擴(kuò)大的同時，要加大力度培育出口競爭新優(yōu)勢，提高出口效益，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級[3-4]。

[1] 王濤生.制度創(chuàng)新影響國際貿(mào)易成本競爭力的內(nèi)在機(jī)理研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2010 (2)：42-45.

[2] 余淼杰.中國的貿(mào)易自由化與制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟(jì)研究 2010(12).

[3] 王濤生.中國出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口競爭新優(yōu)勢的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2013(1)：80-87.

[4] 王濤生.中國出口競爭新優(yōu)勢的測度與分析[J].管理世界，2013(2)：172-173.