張學鵬 路鳳敏 孫玉嬌

（西北師范大學商學院，蘭州 730070）

一、引言

習近平總書記在2013年訪問哈薩克斯坦時率先提出了建設“絲綢之路經(jīng)濟帶”的偉大構想，希望在古絲綢之路概念的基礎之上形成一個新的經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域，改變之前區(qū)域之間經(jīng)濟合作的傳統(tǒng)模式，使歐亞各國之間的經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密，相互合作更加深入，并為歐亞各國經(jīng)濟發(fā)展提供更加廣闊的發(fā)展空間。這一構想的提出不僅有利于全面促進我國經(jīng)濟全球化和區(qū)域一體化發(fā)展，同時也為沿線國家的經(jīng)濟發(fā)展帶來了新的機遇。

中亞國家是中國在西北部的近鄰，它們不僅擁有極其豐富的自然資源（如石油、天然氣、有色金屬、水力等資源）和巨大的市場潛力，而且區(qū)位優(yōu)勢獨特，位于“絲綢之路經(jīng)濟帶”的核心區(qū)域，東面是作為世界第二大經(jīng)濟體的中國，南面是擁有著豐富能源的西亞國家，北面是經(jīng)濟實力雄厚的俄羅斯。因此，中亞國家不僅連接著亞歐大陸，也是中國同俄羅斯、西亞和歐洲進行陸上經(jīng)濟合作的必經(jīng)之地和戰(zhàn)略通道，在“絲綢之路經(jīng)濟帶”建設中具有重要的戰(zhàn)略地位。2009-2016年，中亞對外貿(mào)易總額由1269.7億美元下降到1255.6億美元，但與中國的貿(mào)易總額由237.4億美元增長到300.7億美元,年平均增長3.43%，中國在中亞貿(mào)易總額中的占比從18.7%上升到23.9%，總體上表現(xiàn)為上升趨勢（表1）。2016年中國已成為哈薩克斯坦、土庫曼斯坦的第一大貿(mào)易伙伴，烏茲別克斯坦、吉爾吉斯斯坦的第二大貿(mào)易伙伴，塔吉克斯坦的第三大貿(mào)易伙伴。

表1 中亞貿(mào)易總額及中國的占比 （單位：億美元，%）

一般說來，一國的產(chǎn)業(yè)結構與其貿(mào)易結構之間存在著密切的關系。從供給角度看，一國的出口結構是其現(xiàn)存產(chǎn)業(yè)結構的結果，某一行業(yè)出口的持續(xù)增長將會強化該行業(yè)在本國經(jīng)濟中的地位，并使其在國民經(jīng)濟中的比重進一步提高。從需求角度看，情況較為復雜，大體可分為原材料進口、消費品進口和投資品進口三種情形：原材料進口有助于本國相對稀缺原材料加工業(yè)的形成和發(fā)展，現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展對本國自然資源稟賦依賴程度的下降正是原材料進口的結果；消費品進口會形成與本國同類產(chǎn)品生產(chǎn)的競爭，在一定程度上會對本國同類消費品生產(chǎn)產(chǎn)生抑制作用，進而阻礙國內(nèi)相關行業(yè)的形成和發(fā)展；投資品進口是一國形成新的產(chǎn)業(yè)和提升已有產(chǎn)業(yè)技術水平的重要途徑，在進口替代戰(zhàn)略下，投資品進口將快速提升一國某一行業(yè)的形成速度和技術水平，對經(jīng)濟欠發(fā)達國家來說，進口替代對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級意義重大。

從整體上看，中亞五國工業(yè)化水平相對較低，吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦2016年人均GDP尚不足1000美元（2010年不變價），通過促進對外貿(mào)易發(fā)展，加快經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結構升級，將有利于中亞國家提高工業(yè)化水平，進而提高其發(fā)展水平。中國作為中亞的主要貿(mào)易伙伴，研究中亞與中國的貿(mào)易結構變化對其產(chǎn)業(yè)結構變化的影響，對促進中亞國家對外貿(mào)易結構和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，加深中亞國家同我國的經(jīng)濟貿(mào)易往來等，都具有重要的意義。

二、文獻綜述

國外學者對外貿(mào)結構和產(chǎn)業(yè)結構關系之間的研究并不少見，且更多研究關注了對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的相互影響。Mazumdar（1996）運用索洛模型和資本積累理論對貿(mào)易結構和經(jīng)濟增長進行了研究，研究結論顯示，當一個國家或地區(qū)的進口產(chǎn)品中資本品的比例較大而出口產(chǎn)品中消費品的比例較大時，對外貿(mào)結構優(yōu)化和升級將有利于提高這個國家整體的經(jīng)濟實力、該產(chǎn)品在整個國際市場上的競爭力以及加大這個國家的財富積累。Ghatak等（1997）采用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗的計量分析方法，分析了馬來西亞1955-1990年實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和非出口部門的生產(chǎn)總值與貨物貿(mào)易、初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品出口額之間的關系，發(fā)現(xiàn)在貨物出口中，出口工業(yè)制成品對GDP增長的作用遠遠大于出口初級產(chǎn)品的作用。Khalafalla和webb（2001）運用馬來西亞初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品貿(mào)易額以及國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關數(shù)據(jù)進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)一個國家外貿(mào)結構的變化能夠在很大程度上影響其經(jīng)濟增長。Jesus Crespo Cuaresma和Julia Worz(2005)以45個發(fā)展中國家作為研究對象，通過對1981-1997年間33個類別產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，出口資本技術密集型產(chǎn)品有利于促進產(chǎn)業(yè)結構的升級。

國內(nèi)學者有關外貿(mào)結構與產(chǎn)業(yè)結構方面的研究大體可分為兩個方面。

一是有關產(chǎn)業(yè)結構與外貿(mào)結構之間關系的研究。郭利紅(2005)采用誤差修正模型和協(xié)整理論對我國產(chǎn)業(yè)結構變化和外貿(mào)結構變化的長短期關系進行了分析，研究結果表明，它們之間有著相對順暢的傳導機制。李榮林和姜茜（2010）以1987-2007年我國勞動和資本密集型行業(yè)為研究對象，分別分析了進出口結構與產(chǎn)業(yè)結構在長期和短期之間的關系，并從中發(fā)現(xiàn)，我國外貿(mào)進出口結構和產(chǎn)業(yè)結構之間有著相對較高的相關性。孫曉華和王昀（2013）采用錢納里與塞爾昆的半對數(shù)模型，分析了我國初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品在總貿(mào)易中所占的比重對三次產(chǎn)業(yè)所造成的影響，并從結構效應的角度運用一元線性回歸模型分析了我國進口和出口結構對產(chǎn)業(yè)結構的帶動作用以及帶動作用所產(chǎn)生的時滯性，研究結果表明，我國進出口結構的變動能夠有效地促進產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和升級，但其影響具有一定的時滯性。彭華（2013）在分析日本進出口結構變化和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系時，運用日本的相關數(shù)據(jù)構建了一系列反映對外貿(mào)易結構和產(chǎn)業(yè)結構變化的指標，進而采用VAR模型分兩個時期進行了實證分析，分析結果顯示，當產(chǎn)業(yè)結構越穩(wěn)定時，日本進出口結構的變動對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整升級所產(chǎn)生的影響程度就越大。孔炯炯（2014）分析了我國進出口貿(mào)易結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響，認為出口結構和進口結構的變動對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的作用效果是反向的，即出口結構的變動將有效促進產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，而進口結構的變動將不利于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整。黃蓉（2014）采用多角度分析方法，對我國進出口結構與產(chǎn)業(yè)結構之間的互動關系進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)進、出口結構的變化對產(chǎn)業(yè)結構的轉(zhuǎn)型有著不同程度的影響，進口結構變動對產(chǎn)業(yè)結構變動的影響相對較小，而出口結構變動對產(chǎn)業(yè)結構變動的影響相對較大。宋文（2013）運用廣西的相關數(shù)據(jù)對廣西的產(chǎn)業(yè)結構和進出口商品結構之間的關系進行實證分析，結果表明，進出口結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響具有不確定性且影響程度有限，而產(chǎn)業(yè)結構對進出口結構雖然具有正面影響，但其生產(chǎn)的力度不大。

二是有關外貿(mào)結構和經(jīng)濟增長之間關系的研究。藍慶新和田海峰(2002)對衡量外貿(mào)結構變化的指標進行了定義，把結構變化從總量增長的總效應中分離出來，并分析了進出口結構變化與經(jīng)濟增長之間的關系，分析結果表明，進出口結構的變化與經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型間有著相互促進和依賴的線性相關關系，且兩者的線性相關關系相對顯著。吳振宇和沈利生（2004）從供需角度出發(fā)，采用投入-產(chǎn)出模型，對1998-2001年我國進出口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值所作的貢獻進行了實證分析，研究結果表明，我國對外貿(mào)易中的進口對GDP的貢獻率呈現(xiàn)出逐年上升的現(xiàn)象。韓晶（2000）通過對進出口結構變化和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型問題的實證研究發(fā)現(xiàn)，在對外貿(mào)易中，進出口結構和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型之間有著顯著的相互依賴和相互促進的關系。

總體來說，國內(nèi)外學者們對產(chǎn)業(yè)結構與對外貿(mào)易結構的關系進行了大量有益的研究，這些研究都證明了產(chǎn)業(yè)結構變化與進出口結構變化之間或多或少存在雙向的或單向的影響。但是，從已有文獻看，鮮有文獻對中亞與我國的貿(mào)易結構變化對其產(chǎn)業(yè)結構變化的影響進行實證研究，本文將借鑒已有研究成果，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗方法分析中亞與中國貿(mào)易結構對其產(chǎn)業(yè)結構影響，以期在“一帶一路”背景下為進一步加強我國與中亞經(jīng)貿(mào)合作關系提供政策參考。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型推導

韓晶（2000）和藍慶新、田海峰（2002）利用對外貿(mào)易中各組成部分的增長率與其對應的份額變化的乘積之和來反映對外貿(mào)易結構和產(chǎn)業(yè)結構變化，從而分析對外貿(mào)易結構變化和經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型的關系。該指標數(shù)值越大，表明經(jīng)濟總量變化更多由經(jīng)濟系統(tǒng)結構變化所引起，可以反映經(jīng)濟系統(tǒng)結構變化對經(jīng)濟總量增長所作的貢獻。本文運用該指標來度量中亞與我國的貿(mào)易結構及中亞產(chǎn)業(yè)結構的變化。

假定經(jīng)濟總量指標可以分為n個產(chǎn)業(yè)部門，則其總產(chǎn)出為

式中Yi(i=1,2…n)為該總量的各個組成部分。對式（1）兩邊全微分，同時對時間求導可得：

從式（3）可以發(fā)現(xiàn)，結構變化是以各部門的增長速度作為權重對各部門占總值的比重變化來做加權進行求和。該式把影響結構變化的因素歸結為各組成部分的增長速度和各組成部分比重的變化。當其自身的增長速度為正，而其所占比重上升時，其對結構變化所作的貢獻為正；當其自身的增長速度為正，而其所占比重下降時，其對結構變化所作的貢獻為負；當其所占比重很小時，無論其自身的增長速度如何，其對結構變化所作的貢獻均不會太大。據(jù)此，可得出外貿(mào)結構變化的衡量指標，其中進口結構變化可表示為：

出口結構變化可表示為：

同理，產(chǎn)業(yè)結構變化可表示為：

（二）數(shù)據(jù)來源與說明

本文數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。指標計算主要用到了1992-2015年中亞第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值以及中亞與中國之間的進、出口額，表示結構變化的值從1993年開始，分別用y、im和ex來表示中亞產(chǎn)業(yè)結構的變化、中亞對中國進口結構的變化和中亞對中國出口結構的變化。

從表2可以看出，中亞國家產(chǎn)業(yè)結構變化的時間序列在1993—2015年期間除在1993—1994年變化的幅度相對較大，總的來說比較平緩，并且在1993年產(chǎn)業(yè)結構變化的值最大，為37.258；中亞同中國進口結構變化的時間序列整體上成波浪狀，其最大的波峰出現(xiàn)在1994—1997年，并在1995年達到最大值，為5.563；而中亞同中國出口結構變化的時間序列總體來說變動相對平緩，其最大的波峰和一個較次的波峰分別出現(xiàn)在1993—1995年和2007-2012年，并在1994年達到最大值，為189.203。

表2 中亞國家產(chǎn)業(yè)結構變化及中亞對中國進、出口結構變化

進一步分析發(fā)現(xiàn)，中亞產(chǎn)業(yè)結構變化及其同中國進、出口結構變化的較大值大多出現(xiàn)在各國建國的初期，這可能由以下原因造成：首先，1991年蘇聯(lián)解體、中亞五個國家相繼宣布獨立后，各國均面臨著建立本國的產(chǎn)業(yè)體系和貿(mào)易體系，在蘇聯(lián)原有產(chǎn)業(yè)分工體系下形成的產(chǎn)業(yè)結構和貿(mào)易結構必然發(fā)生劇烈變化，這其中也包含著與中國貿(mào)易結構的劇烈變化；其次，1998年之后，隨著各國國內(nèi)局勢的穩(wěn)定和產(chǎn)業(yè)體系的逐步形成，產(chǎn)業(yè)結構的變化變得較為溫和；另外，哈、吉、塔、烏于2001年加入上海合作組織，對穩(wěn)定中亞與中國的貿(mào)易關系發(fā)揮了重要作用，中亞與中國的貿(mào)易總額和貿(mào)易結構變化也變得更為溫和，而2009年和2010年中亞對中國出口結構較大幅度的波動顯然與世界金融危機有關，這也是中亞各國已更多融入世界經(jīng)濟體系的重要體現(xiàn)。

四、實證分析

（一）單位根檢驗

為避免虛假回歸問題的出現(xiàn)，經(jīng)濟計量模型一般要求時間序列具有平穩(wěn)性，因此，在進行協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗前，需要先對中亞產(chǎn)業(yè)結構變化及其同中國進、出口結構變化的時間序列進行單位根檢驗。這里運用Eviews7.2(下同)軟件，采取ADF方法進行單位根檢驗，并通過AIC和SC準則確定了最優(yōu)滯后階數(shù)。表3是各個指標平穩(wěn)性檢驗的結果。

表3 中亞產(chǎn)業(yè)結構變化及其同中國進、出口結構變化序列的ADF檢驗結果

檢驗結果表明，在1%顯著性水平下，中亞國家的產(chǎn)業(yè)結構和中亞對中國出口結構變化序列均拒絕原假設，即兩者是平穩(wěn)序列；中亞對中國進口結構變化序列不能拒絕原假設，表明其有單位根，為非平穩(wěn)序列。同時，在1%顯著性水平下，這三個變量的一階差分均拒絕了原假設，因而是平穩(wěn)序列。因此，中亞產(chǎn)業(yè)結構變化與中亞對中國進、出口結構變化的時間序列均屬一階單整，從而可以進行格蘭杰因果關系的檢驗。

（二）協(xié)整檢驗

在現(xiàn)實經(jīng)濟生活中時間序列通常是非平穩(wěn)的，雖然說可以通過差分將它變得平穩(wěn)，但這樣會失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又非常必要，所以需要通過協(xié)整檢驗來解決此問題。協(xié)整組合可以用來反映經(jīng)濟理論模型中的長期均衡和穩(wěn)定關系。這里采用Johansen協(xié)整檢驗方法，分別對中亞產(chǎn)業(yè)結構和中亞對中國進、出口結構是否有長期均衡和穩(wěn)定關系進行了分析，協(xié)整檢驗結果如表4所示。

表4 中亞產(chǎn)業(yè)結構與中亞對中國進、出口結構序列的Johansen協(xié)整檢驗結果

從表4可以發(fā)現(xiàn)，在5%顯著性水平下，35.560＞29.797，所以拒絕0個協(xié)整方程的原假設；而15.008＜15.495且3.639＜3.841，使得在這兩種情況下分別接受至多1個協(xié)整方程和至多2個協(xié)整方程的原假設，所以變量y、im和ex之間存在著唯一的協(xié)整關系，即中亞國家產(chǎn)業(yè)結構變化的時間序列和中亞對中國進、出口結構變化的時間序列之間存在著唯一的協(xié)整關系，也就是說它們之間有著相對長期穩(wěn)定的均衡關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整關系檢驗結果表明中亞產(chǎn)業(yè)結構變化的時間序列和中亞對中國進、出口結構變化的時間序列之間均存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，但它們之間是否存在因果關系，還需用格蘭杰因果關系檢驗來進一步驗證，檢驗結果如表5所示。

表5 中亞產(chǎn)業(yè)結構及中亞對中國進、出口結構序列的格蘭杰因果關系檢驗結果

檢驗結果說明，在滯后2期和1%顯著性水平下，中亞產(chǎn)業(yè)結構變化是中亞對中國進口結構變化的格蘭杰原因，但中亞對中國進口結構變化不是中亞產(chǎn)業(yè)結構變化的格蘭杰原因，這表明兩者之間有著單向的因果關系；與此同時，中亞產(chǎn)業(yè)結構變化也是中亞對中國出口結構變化的格蘭杰原因，但中亞對中國出口結構變化不是中亞產(chǎn)業(yè)結構變化的格蘭杰原因，兩者也表現(xiàn)為單向的因果關系。

五、結論及政策建議

本文格蘭杰因果關系檢驗結果表明，中亞國家產(chǎn)業(yè)結構變化既是中亞對中國進口結構變化的格蘭杰原因，也是中亞對中國出口結構變化的格蘭杰原因，而其對中國進、出口結構的變化卻不是其產(chǎn)業(yè)結構變化的格蘭杰原因，由此，可以得到三個重要的結論：

第一，從中亞產(chǎn)業(yè)結構變化的角度看，其與對中國貿(mào)易結構的變化之間是供需兩方面因素綜合作用的結果，從供給方面看，中亞產(chǎn)業(yè)結構變化決定著其對中國出口結構的變化，從需求方面看，中亞產(chǎn)業(yè)結構變化的要求決定了其對中國進口結構的變化。

第二，從中國對中亞貿(mào)易結構變化的角度看，其對中亞產(chǎn)業(yè)結構變化均不產(chǎn)生影響，即中國對中亞的出口結構（中亞對中國的進口結構）既未從供給層面推動中亞產(chǎn)業(yè)結構的變化，中國對中亞的進口結構（中亞對中國的出口結構）也未從需求層面拉動中亞產(chǎn)業(yè)結構的變化。

第三，這種單向的因果關系與中亞對中國低層次的貿(mào)易結構有關，特別是中亞對中國的進口更多集中在紡織、服裝等輕工業(yè)行業(yè)，對資本品進口占比較小在一定程度上影響了其產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。

針對以上結論，本文提出以下政策建議：

（1）優(yōu)化貿(mào)易結構，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。中亞國家要想實現(xiàn)其產(chǎn)業(yè)結構的升級，必須逐步改善其對主要貿(mào)易伙伴特別是對中國的進、出口結構，在繼續(xù)發(fā)揮其資源優(yōu)勢，進一步擴大出口的基礎上，加強雙方在技術領域的合作，加大對技術和資本密集產(chǎn)品的進口，提高工業(yè)技術水平，加快產(chǎn)品更新?lián)Q代，以實現(xiàn)其工業(yè)化水平的提升。

（2）發(fā)揮中亞國家比較優(yōu)勢，依托“一帶一路”打造國際貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈。能源開發(fā)是中亞國家的一大特色產(chǎn)業(yè)，中亞國家可依托其豐富的能源優(yōu)勢，不斷研發(fā)新的高科技能源產(chǎn)品，實現(xiàn)能源產(chǎn)品出口的多元化和可持續(xù)發(fā)展?！耙粠б宦贰钡难鼐€各國是中亞國家的主要能源出口國?！耙粠б宦贰苯ㄔO所帶來的投資貿(mào)易和交通的便利，不僅大大促進了中亞國家和中國等“一帶一路”沿線各國之間的貿(mào)易合作，也為中亞國家打造國際貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈提供了有利條件。

（3）推進中國與中亞自貿(mào)區(qū)建設，提升貿(mào)易便利化水平。貿(mào)易的自由化有助于提高一個國家出口的競爭力水平，所以，應對中國和中亞的合作方式在原有基礎上加以創(chuàng)新，加快中國同中亞自貿(mào)區(qū)建設的進程，使得雙方能夠?qū)崿F(xiàn)貿(mào)易的自由化。在邊境自貿(mào)區(qū)建設中，可以把中哈建立的霍爾果斯國際邊境合作中心作為突破口，為中國與中亞其他國家建立自貿(mào)區(qū)起到良好的示范效果。此外，還應注重國內(nèi)自貿(mào)易區(qū)的建設，可把經(jīng)濟帶上位于交通節(jié)點的城市作為重點對象，例如蘭州和西安等城市，其本身在交通上就具有一定的優(yōu)勢，再加上政府的大力扶持可以逐漸建設成自貿(mào)區(qū)，從而促進中國與中亞貿(mào)易和投資的便利化。

（4）依托“一帶一路”平臺，建立有效的經(jīng)貿(mào)合作機制。經(jīng)濟合作組織可以有效促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，中國應將“一帶一路”沿線中的經(jīng)濟合作組織有效利用起來，依托歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟等多個平臺加強同中亞國家的經(jīng)貿(mào)合作，推動雙方簽訂長期友好的貿(mào)易合作協(xié)議，從而使雙方的經(jīng)濟和貿(mào)易合作變得更為緊密。此外，還應盡可能減少雙方在貿(mào)易過程中的摩擦，為雙方創(chuàng)造和諧的貿(mào)易環(huán)境。