駱革新

摘要：在自由競爭市場條件下，對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有密切的關(guān)聯(lián)，然而，我國的對外貿(mào)易的增長是否促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，還有待通過實(shí)證檢驗(yàn)來考察，文章利用省際面板數(shù)據(jù)，就對外貿(mào)易對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證檢驗(yàn)表明：進(jìn)口貿(mào)易對促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（工業(yè)化）的作用在統(tǒng)計上不顯著，出口對促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用在統(tǒng)計上顯著，但與內(nèi)需相比其作用相當(dāng)有限。

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;省際面板數(shù)據(jù)

一、對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

改革開放40多年來，我國一直處在工業(yè)化的進(jìn)程當(dāng)中，雖然第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重已低于7.2%，但我國尚未完成工業(yè)化，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在很大程度上仍然是工業(yè)化，工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重仍然是衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與優(yōu)化的重要指標(biāo)。

（一）數(shù)據(jù)處理及模型設(shè)定

關(guān)于對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系研究的文獻(xiàn)中，絕大多采用時間序列的方法來分析。但我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異較大，單純的時間序列分析方法無法準(zhǔn)確反映我國不同地區(qū)對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的差異性，而面板數(shù)據(jù)分析方法可以考慮地區(qū)間的個體差異，得出更有效的分析結(jié)果。基于數(shù)據(jù)的可獲得性（因部分省份1992年之前的進(jìn)出口數(shù)據(jù)不完整），本文采用1992～2013年的省際面板數(shù)據(jù)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的一般規(guī)律是，工業(yè)占GDP的比重先升后降，從20世紀(jì)90年代以來，工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重總體上處于上升態(tài)勢，說明我國工業(yè)化還未完成，本節(jié)用工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級狀況。

（二）模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)選擇

對于我國來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在很大程度上仍是工業(yè)化的過程，工業(yè)化進(jìn)程要受到內(nèi)部和外部因素的影響。內(nèi)部因素主要包括國內(nèi)需求因素和供給因素。國內(nèi)需求因素主要包括投資需求和消費(fèi)需求，在未完成工業(yè)化之前，隨著收入的增加，對工業(yè)制成品的需求會增長，工業(yè)的產(chǎn)值比重會提高，因此人均固定資產(chǎn)投資、人均消費(fèi)和人口規(guī)模作為模型的控制變量被引入模型。供給因素包括一國的自然資源稟賦狀況、技術(shù)、人力資本等因素。我們假定樣本期內(nèi)我國的自然資源稟賦基本保持不變，因此模型不考慮自然資源稟賦因素。人力資本與人口規(guī)模相關(guān)，而技術(shù)與投資密切相關(guān)，因此人口與投資也被當(dāng)作控制變量。外部因素主要包括FDI、進(jìn)出口等因素。與其它研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)不同，鑒于FDI在我國經(jīng)濟(jì)中的重要作用，本文借鑒陳建華（2009）的做法把FDI引入模型，綜合以上對工業(yè)化影響的因素，我們選取以下變量作為模型的解釋變量：

ex：出口占GDP的比重

im：進(jìn)口占GDP的比重

fdi：外商直接投資占GDP的比重

c：實(shí)際人均消費(fèi)

invest：國內(nèi)固定資產(chǎn)投資占GDP的比重，即投資率或資本形成率

pop：年末人口數(shù)

模型的被解釋變量：

industr：工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重

結(jié)合中國的實(shí)際，參考錢納里的經(jīng)典計量模型，借鑒國內(nèi)學(xué)者吳進(jìn)紅（2005）、江霞（2010）和孫曉華（2013）等的研究，我們建立如下的省際面板數(shù)據(jù)模型來實(shí)證對外貿(mào)易在我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中所起的作用。

lnindutrit=a+a1+β1lnexit+β2lnimit+β3lnfdiit+β4lninvestit+β5lncit+β6lnpopit+εit（1）

其中t代表時期截面，i代表?。ㄊ校┙孛妗闇p少模型的異方差，增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們采用比例指標(biāo)（人口變量除外），并對所有的原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。為消除異方差和自相關(guān)的影響，對于全國的回歸方程，由于截面數(shù)大于時序個數(shù)，因此采用截面加權(quán)估計法（CSW）。 所有數(shù)據(jù)來源于中國歷年統(tǒng)計年鑒、各地區(qū)統(tǒng)計年鑒及CNKI中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

由于我國東部、西部及中部地區(qū)所處的工業(yè)化階段差異較大，相應(yīng)地本文就東、中、西三個地區(qū)分別做變截距固定效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，本文關(guān)于隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型的選擇標(biāo)準(zhǔn)是基于Hausman 檢驗(yàn)，針對模型（1）的4個回歸方程的檢驗(yàn)的結(jié)果表明，橫截面固定效應(yīng)模型的效果要優(yōu)于橫截面隨機(jī)效應(yīng)模型，所以本文選用橫截面固定效應(yīng)模型，本文的所有計量處理均采用Eviews8.0軟件。

本文按照國家統(tǒng)計局傳統(tǒng)的區(qū)域劃分方法，其中東部地區(qū)包括北京、廣東、海南等11個?。ㄊ校?，中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、湖北等8省，西部包括新疆、四川、重慶和內(nèi)蒙古等11個省市（自治區(qū)）。

（三）面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用通常的Levin、Lin and Chu方法（即LLC檢驗(yàn)法）和Fisher-ADF兩種方法來進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除西部地區(qū)的ln（fdi）序列為平穩(wěn)序列外，其余的序列至少有一種檢驗(yàn)表明是非平穩(wěn)序列，而所有序列的一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即各變量序列均為一階單整序列I（1），滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

時間序列往往是非平穩(wěn)的，一般不能直接用于建立模型，但如果兩個或多個時間序列的某個線性組合是平穩(wěn)的或?yàn)镮（0），則這些非平穩(wěn)時間序列之間被認(rèn)為具有長期的均衡關(guān)系，即所謂的協(xié)整關(guān)系。關(guān)于面板數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，本文采用文獻(xiàn)中通常的Johansen方法。經(jīng)檢驗(yàn)表明模型（1）的變量間存在5個協(xié)整關(guān)系，說明它們之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，因此在此基礎(chǔ)上可以進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析。

二、對外貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級—模型估計結(jié)果與分析

如表1所示，模型（1）的回歸結(jié)果表明，絕大多數(shù)變量的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上是顯著的，由于采用雙對數(shù)模型，因此變量前的系數(shù)表示彈性，各變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用分析如下：