The Study on the Interplay Between Growth of Trade and Industry Profit

郭昕宇

（上海理工大學 復雜系統(tǒng)科學研究中心，上海 200093）

1 中國的對外貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

如圖1所示，1980年中國的對外貿(mào)易規(guī)模只有381.36億美元，其中出口181.19億美元，進口200.17億美元。經(jīng)歷了“六五”和“七五”兩個五年計劃，1990年中國的對外貿(mào)易規(guī)模達到了1 154.36億美元，出口額為620.91億美元，進口額為533.45億美元。之后，經(jīng)過“八五”和“九五”兩個五年計劃，2000年中國對外貿(mào)易進出口額達到了4 742.97億美元，是1980年的12.44倍。經(jīng)過“十五”和“十一五”兩個五年計劃，2010年中國對外貿(mào)易進出口額達到了29 739.98億美元，是1980年的77.98倍。2013年，經(jīng)過“十二五”工作計劃的一半有余，中國對外貿(mào)易進出口額進一步增加到了41 589.93億美元，是1980年的109.06倍，其中出口額為22 090.04億美元，進口額為19 499.89億美元，分別是1980年的121.92倍和97.42倍。

圖1 1980～2013年中國進出口貿(mào)易額

2013年，我國第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增速放緩，占GDP比重降低，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總體穩(wěn)定，糧食總產(chǎn)量實現(xiàn)“十連增”；第二產(chǎn)業(yè)保持較快增長，但增速比上年回落0.3個百分點，工業(yè)企業(yè)效益波動幅度較大，工業(yè)產(chǎn)品出口有所調(diào)整，能源類商品出口比重下降，有較高科技含量的產(chǎn)品出口比重增加，但是進口商品中能源和原材料仍占有很大比重；第三產(chǎn)業(yè)增速超過第二產(chǎn)業(yè)，投資結(jié)構(gòu)有所調(diào)整，房地產(chǎn)業(yè)投資較大幅度下降，但仍占較大比重，服務貿(mào)易較快速增長，但貿(mào)易逆差進一步擴大[1]。

2014年，政府高度重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，第一產(chǎn)業(yè)繼續(xù)保持平穩(wěn)增長；受生產(chǎn)成本上升、出口形勢嚴峻和部分行業(yè)產(chǎn)能過剩的負面影響，第二產(chǎn)業(yè)面臨較大的改革創(chuàng)新壓力，增速或?qū)⑿》抡{(diào)；繼續(xù)加強對房地產(chǎn)行業(yè)的調(diào)控，對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展有一定的制約，但隨著城鎮(zhèn)化進程的加快，城鄉(xiāng)居民收入上升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長方式轉(zhuǎn)變也將帶動現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展。1989～2014年我國第二產(chǎn)業(yè)增加值及其增長情況如圖2所示。

圖2 1989～2014年我國第二產(chǎn)業(yè)增加值及其增長情況

第二產(chǎn)業(yè)增加值保持較快增長，但增速有所放緩。2014年我國第二產(chǎn)業(yè)增加值271 392.4億元，增長5.68%，增長幅度比上年降低1.24個百分點。從近十年情況看，第二產(chǎn)業(yè)增加值的增長率從2004年到2007年不斷攀升，于2007年達到十年間的頂峰21.31%，受金融危機影響，2009年大幅下挫，在國家政策支持下，2010年開始反彈，但是持續(xù)時間不長，自2011年起增長率開始下滑。

2 VAR模型介紹

VAR模型的實質(zhì)是考察多個變量之間的動態(tài)互動關系。簡單來講，就是建立在向量基礎上的AR模型[2]。對于一組時間序列變量 yt，y2t，…，ynt，在 VAR 模型中表示為定義在一個 n 維的向量 Yt，即 Yt=[yt， y2t，…，ynt]-1。以VAR（1）模型為例：Yt=C+ΦYt-1+εt。其中，C代表n×1維的常數(shù)向量，Φ表示n×n維的自回歸系數(shù)矩陣，εt代表n×1維的向量白噪音。向量白噪音滿足下列關系等式，即

可以看到，向量白噪音同樣滿足均值為0，方差和協(xié)方差矩陣不隨時間變化而變化的特點。其中，矩陣Ω是秩為n的對稱半正定矩陣。

如果假定模型中n=2，則該模型的向量形式表示為：

其中，

通常采用上標和下標的方式對模型中各個元素進行定義。例如，）就表示Φt中第i行第j列的元素。因此二維VAR（1）模型描述的第一個等式就可以寫成如下形式，即：

以上結(jié)論拓展到p階VAR模型后依然成立。

3 實證模型的建立與分析

本部分利用我國的對外貿(mào)易年度進出口額和產(chǎn)業(yè)效益為研究對象，來研究貿(mào)易增長與產(chǎn)業(yè)效益的動態(tài)關系。本節(jié)將采用Eviews8軟件完成各檢驗和分析步驟。

3.1 數(shù)據(jù)與變量的選取

根據(jù)貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)成本及利潤影響的研究結(jié)果和現(xiàn)有的研究可知[1]，隨著中國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化，各個產(chǎn)業(yè)效益也隨之變化。不同類型的產(chǎn)業(yè)效益與進出口貿(mào)易的相關性不同。

本文的建模結(jié)合相對比較優(yōu)勢理論和要素稟賦理論，選取對國內(nèi)生產(chǎn)總值貢獻相對較大的第二產(chǎn)業(yè)，以產(chǎn)業(yè)增加值這一更具有直觀代表性的經(jīng)濟指標為產(chǎn)業(yè)效益。用中國貿(mào)易的進口額、出口額和第二產(chǎn)業(yè)增加值建立向量自回歸模型并加以分析其相關性。

中國貿(mào)易進出口額數(shù)據(jù)和第二產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)均來自中國國家統(tǒng)計局公布的國家數(shù)據(jù)，統(tǒng)一數(shù)據(jù)的時間性，選取1985~2013年的數(shù)據(jù)進行計算。出口額、進口額和第二產(chǎn)業(yè)增加值分別表示為EX、IX和Y。為調(diào)整數(shù)據(jù)間的差異，對進出口額變量進行對數(shù)變換，變換后不改變原序列的協(xié)整關系，變量的對數(shù)形式表示為：第二產(chǎn)業(yè)增加值LNY。

3.2 平穩(wěn)性檢驗

Phillips于1986年提出“偽回歸”問題[3]，所以在進行具體經(jīng)驗方程估計和相關檢驗前，先進行單位根檢驗，以考察經(jīng)濟變量是否平穩(wěn)。本文采用ADF檢驗法，分別對EX、IX、LNY進行單位根檢驗。

從ADF單位根檢驗結(jié)果可知，EX、IX、LNY是非平穩(wěn)的序列。經(jīng)檢驗，三個變量的一階差分序列DEX、DIX和DLNY仍非平穩(wěn)，繼續(xù)對其二階差分序列進行ADF單位根檢驗，運用Eviews8軟件得到的結(jié)果如表1所示。

表1DDEX、DDIX、DDLNY的ADF檢驗結(jié)果

從表1的ADF單位根檢驗結(jié)果可以看出，對于DDLNY時間序列的單位根檢驗其ADF統(tǒng)計值為-6.8098，小于5%水平下的臨界值-2.9919，且相應的P值為0.0000，小于0.05，這表明，在5%顯著水平下，能拒絕DDLNY時間序列存在單位根的假設，DDLNY是平穩(wěn)的序列。同理，DDEX、DDIX也是平穩(wěn)序列。

3.3 協(xié)整檢驗

（1） 滯后階數(shù)的選擇

在進行協(xié)整檢驗前首先要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，利用Eviews8軟件進行協(xié)整檢驗滯后階數(shù)選擇的結(jié)果可得，VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3，那么協(xié)整檢驗滯后階數(shù)為2。

（2） Johansen協(xié)整檢驗

Johansen協(xié)整檢驗是常用的一種多變量協(xié)整檢驗方法，它是在向量自回歸模型下檢驗多變量之間協(xié)整關系的一種方法[4]。運用Eviews8軟件，滯后期選擇2，根據(jù)最大特征根檢驗方法得到的檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 DDEX、DDIX、DDLNY三個變量間的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

當原假設為“DDEX、DDIX和DDLNY三者至多存在2個協(xié)整關系”時，最大特征根的統(tǒng)計量為15.51165，大于5%顯著性水平下的臨界值3.841466，并且其P值為0.0001，小于0.05，因此在5%顯著水平下拒絕最多存在協(xié)整關系的假設，這表明進口額、出口額和第二產(chǎn)業(yè)增加值三者之間至少存在2個以上協(xié)整關系。

因此，由Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果分析可知，進口額、出口額、第二產(chǎn)業(yè)增加值三者之間互相存在協(xié)整關系，它們在長期之間存在著一定的均衡發(fā)展關系，存在著共同的發(fā)展趨勢。

3.4 格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整檢驗表明，進口額、出口額以及第二產(chǎn)業(yè)增加值三者之間存在協(xié)整關系，此處進一步通過Granger因果關系檢驗[5]探索其在時間上的先導或滯后關系。由前文VAR模型確定的滯后階數(shù)為3，因此，Granger因果檢驗的滯后期為3，利用Eviews8得檢驗結(jié)果如表3所示。

此處，采用成對格蘭杰因果檢驗，分別以DDEX、DDIX和DDLNY為內(nèi)生變量，并以其余兩個變量作為目標變量，檢驗其是否能夠作為外生變量。此處，設置信度為0.05，則由表3可知，DDIX是DDEX的格蘭杰原因，反之亦然；DDEX、DDIX是DDLNY的格蘭杰原因，反之，DDLNY不是DDEX、DDIX的格蘭杰原因。由檢驗結(jié)果可知，進出口額對第二產(chǎn)業(yè)增加值有影響，并且進出口額之間相互影響、相互制約，這與現(xiàn)實情況相吻合，因此可以認為建立向量自回歸模型是較為合理的。

表3 DDEX、DDIX、DDLNY之間的格蘭杰因果檢驗

3.5 VAR模型方程

利用Eviews8分析1985～2013年中國進、出口貿(mào)易額以及第二產(chǎn)業(yè)增加值對數(shù)的二階差分數(shù)據(jù)，可得VAR模型方程如下所示。

系數(shù)C如表4所示。

表4 三元VAR模型方程系數(shù)

4 結(jié)論

我國對外貿(mào)易進出口額可能對產(chǎn)業(yè)效益具有較大影響，目前我國作為世界貿(mào)易大國，第二產(chǎn)業(yè)相關的進出口貿(mào)易也占有相當大的比重，通過探討進出口貿(mào)易額與第二產(chǎn)業(yè)增加值之間的相關關系，能夠更好地研究貿(mào)易增長與產(chǎn)業(yè)效益之間的相關關系。本文選取1985～2013年之間進口額、出口額以及第二產(chǎn)業(yè)增加值的年度數(shù)據(jù)，將第二產(chǎn)業(yè)增加值取對數(shù)，并以此三個變量建立VAR模型，利用Eviews8程序?qū)δＰ瓦M行了分析，協(xié)整檢驗、因果檢驗及方差分析等方法進而得出一系列結(jié)論，證實了進口額、出口額和第二產(chǎn)業(yè)增加值之間的相關關系與已有結(jié)論相吻合。

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