路澤禪，張 軍

（貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴陽(yáng) 550025）

0 引言

我國(guó)在加入世界貿(mào)易組織后，對(duì)外貿(mào)易取得了飛速的發(fā)展。我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易總額由2001 年的5 096.5 億美元增長(zhǎng)到了2018 年的46 224.2 億美元，增長(zhǎng)了9.07 倍，年增長(zhǎng)率達(dá)到了13.03%。伴隨著對(duì)外貿(mào)易的快速發(fā)展，我國(guó)產(chǎn)業(yè)比重也在發(fā)生變動(dòng)。具體表現(xiàn)為：第一產(chǎn)業(yè)的比重不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)比重保持穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)比重快速提高。積極利用對(duì)外貿(mào)易是推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的有效途徑，因此實(shí)證研究我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)關(guān)系，對(duì)在“新常態(tài)經(jīng)濟(jì)”背景下優(yōu)化我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)良好發(fā)展具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

1 對(duì)外貿(mào)易對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的實(shí)證研究

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

本文使用中國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額的對(duì)數(shù)形式來(lái)代表對(duì)外貿(mào)易狀況（LNY22）；用中國(guó)第一產(chǎn)業(yè)GDP 值的對(duì)數(shù)形式（LNX11）來(lái)反映中國(guó)第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況，同理，第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r分別用LNX22、LNX33 來(lái)表示。變量數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒，選取的時(shí)間段是1990－2018 年。

1.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建模型時(shí)，一般都要求對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，本文在做模型之前先對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用迪基-富勒檢驗(yàn)（ADF 檢驗(yàn)），分別對(duì)LNY22、LNX11、LNX22、LNX33 以 及 其 一 階 差 分 變 量（DLNY22、DLNX11、DLNX22、DLNX33）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示時(shí)間序列LNY22、LNX11、LNX33 都沒(méi)通過(guò)10%的檢驗(yàn)水準(zhǔn)，屬于非平穩(wěn)序列，而LNX22 是不含有單位根的趨勢(shì)非平穩(wěn)序列，所以這四個(gè)序列都是非平穩(wěn)時(shí)間序列。在對(duì)其一階差分后，DLNY22、DLNX11、DLNX22、DLNX33 都在通過(guò)了5%的檢驗(yàn)水平，這說(shuō)明這四個(gè)變量在經(jīng)過(guò)一階差分后都是平穩(wěn)序列，即它們都是一階單整時(shí)間序列。

1.3 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

由上述的單位根檢驗(yàn)可知，這四個(gè)時(shí)間序列都是一階單整。因此，就不能建立無(wú)約束的VAR 模型，因此，我們需要進(jìn)一步檢驗(yàn)四個(gè)變量之間是否存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，若存在我們便可以建立誤差修正模型（VEC）。本文選用Johansen 極大似然估計(jì)法對(duì)變量之間進(jìn)行協(xié)整分析，但在做Johansen 檢驗(yàn)之前我們需要構(gòu)建一個(gè)合理的VAR 模型。為此，本文先構(gòu)造了VAR模型，建立的VAR 模型結(jié)果如下。

圖1 VAR（1）模型中單位根檢驗(yàn)成果

從表1 以及圖1 中我們可以看出，我們建立合理的VAR模型是VAR（1）。接下來(lái)我們運(yùn)用Johansen 檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如果存在協(xié)整協(xié)整關(guān)系在進(jìn)一步確定協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)，檢驗(yàn)的結(jié)果如表2 所示。

表2 的結(jié)果顯示，由于原假設(shè)None 的跡統(tǒng)計(jì)量為51.01168，大于5%檢驗(yàn)水平上的臨界值47.85 613，且p 值為0.024 5＜0.05，所以可以拒絕原假設(shè)，這說(shuō)明協(xié)整關(guān)系至少存在一個(gè)。而由于原假設(shè)At most 1 的跡統(tǒng)計(jì)量為29.64 063，小于5%檢驗(yàn)水平上的臨界值29.79 707，且p 值為0.052 1＞0.05，說(shuō)明協(xié)整關(guān)系至多存在一個(gè)。結(jié)合兩者來(lái)看，本文的協(xié)整關(guān)系只有一個(gè)，即變量之間只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

1.4 誤差修正機(jī)制（VEC）

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易額與三次產(chǎn)業(yè)雖然在長(zhǎng)期中存在均衡關(guān)系，但在短期中會(huì)隨著一個(gè)變量的變動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)，會(huì)造成不穩(wěn)定的狀態(tài)；不過(guò)這種不均衡狀態(tài)會(huì)通過(guò)體統(tǒng)本身的誤差修正機(jī)制逐漸消除。為了研究變量偏離長(zhǎng)期均衡后自動(dòng)調(diào)節(jié)的速度與方向以及這四個(gè)序列之間短期的相互影響，本文構(gòu)造了VEC 模型，運(yùn)用eviews 估計(jì)的參數(shù)結(jié)果如下。

在該誤差修正項(xiàng)中，ECM 為修正項(xiàng)，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為調(diào)整不均衡狀態(tài)的系數(shù)，反映了在VEC 模型中變量當(dāng)期的變化消除上一期造成誤差的速度。從回歸結(jié)果中可以看出，有兩個(gè)系數(shù)為負(fù)值，且在這兩個(gè)負(fù)值中較大負(fù)值的絕對(duì)值要遠(yuǎn)大于最大正值的系數(shù)值，最小負(fù)值的絕對(duì)值與最小的正系數(shù)值基本相等。因此，可以認(rèn)為這些調(diào)整系數(shù)符合VEC 模型的反向修正機(jī)制。

誤差修正模型表明：在短期內(nèi)，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可能偏離存在的長(zhǎng)期穩(wěn)定水平，但這些偏離會(huì)由于誤差修正機(jī)制有所恢復(fù)。系數(shù)-0.030 128 表示的是在三次產(chǎn)業(yè)不變的情況下，對(duì)外貿(mào)易額在第t 年的變化會(huì)抵消掉前一年3.012 8%的誤差；而0.017 193 表示的是在二、三產(chǎn)業(yè)以及對(duì)外貿(mào)易額不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在第t 年的變化將會(huì)比前一年增大1.7193%的誤差。此外，所有的系數(shù)絕對(duì)值都很小，可以認(rèn)為我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的短期波動(dòng)并沒(méi)有對(duì)長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)造成很大的沖擊。

2 結(jié)論與對(duì)策建議

通過(guò)實(shí)證分析我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的長(zhǎng)期影響與短期影響，最終得出了如下幾點(diǎn)結(jié)論。

我國(guó)對(duì)外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從長(zhǎng)期來(lái)看，對(duì)外貿(mào)易對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展均具有正向作用，且作用顯著。

對(duì)外貿(mào)易與三次產(chǎn)業(yè)之間的短期沖擊沒(méi)有造成很遠(yuǎn)的偏離長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)，短期波動(dòng)后，系統(tǒng)會(huì)通過(guò)誤差修正機(jī)制回到均衡狀態(tài)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的沖擊對(duì)三次產(chǎn)業(yè)均具有正向的促進(jìn)作用，且在長(zhǎng)期都會(huì)趨于穩(wěn)定狀態(tài)。另外，對(duì)外貿(mào)易沖擊對(duì)我國(guó)以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用最大，對(duì)以農(nóng)副產(chǎn)品為主的第一產(chǎn)業(yè)的推進(jìn)作用最小。

從實(shí)證分析中可以看出，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)于三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化具有明顯的推進(jìn)作用，為了實(shí)現(xiàn)在“新常態(tài)”背景下我國(guó)各產(chǎn)業(yè)總值的不斷上升，整體結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化，本文嘗試提出以下幾點(diǎn)建議。第一，提高地區(qū)間三次產(chǎn)業(yè)要素的合理分配，進(jìn)而提高我國(guó)產(chǎn)業(yè)總值的上升。我國(guó)是一個(gè)資源豐富的大國(guó)，但同時(shí)我國(guó)也存在著資源配置不合理的狀況，這一狀況在地區(qū)間顯得尤為突出。例如，西南地區(qū)自然環(huán)境缺乏優(yōu)勢(shì)，過(guò)度依賴(lài)于自然資源開(kāi)發(fā)來(lái)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展必然不可持續(xù)，但是西南地區(qū)的勞動(dòng)力資源豐富，而第三產(chǎn)業(yè)又是轉(zhuǎn)移剩余勞動(dòng)力的有效途徑。為此，西南地區(qū)可以利用“一帶一路”提供的平臺(tái)與機(jī)遇，積極發(fā)展服務(wù)外包業(yè)務(wù)，大力發(fā)展對(duì)外服務(wù)貿(mào)易，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)之間資源的合理配置，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)總值的上升；第二，積極運(yùn)用我國(guó)舉辦的“進(jìn)博會(huì)”平臺(tái)，積極地引進(jìn)國(guó)外科技含量高的商品和要素，通過(guò)利用引進(jìn)的國(guó)外先進(jìn)技術(shù)來(lái)推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；第三，加強(qiáng)我國(guó)與“一帶一路”沿線各國(guó)的經(jīng)貿(mào)交流，從而促進(jìn)我國(guó)的出口方式向高質(zhì)量型發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。