貿易結構與經濟增長關系的實證研究

[摘要] 本文基于四川省出口貿易結構、進口貿易結構和人均GDP的相關數據，對1989年～2006年間貿易結構變化與經濟增長之間的關系進行了實證檢驗，并得出了三個方面的結論。

[關鍵詞] 貿易結構 經濟增長 四川貿易 實證研究

一、 引言

經過三十年的改革開放，我國對外貿易得到迅速發(fā)展。無論從進出口的規(guī)模、進出口商品結構還是我國貿易對全球貿易的貢獻來看，我國都已經成為一個名副其實的貿易大國。在既有的貿易與經濟增長關系的研究中，我國對外貿易規(guī)模與經濟增長關系的探討有相當多的文獻，但對外貿易結構問題的研究卻相對較少。“中國成為一個貿易大國的重要方面正是對外貿易結構的迅速提升”（江小涓，2007），忽略貿易結構問題的研究注定是存在偏頗的。

四川省地處我國西部地區(qū)，同時也是西部經濟發(fā)展最為活躍和開放的地區(qū)之一，四川省的經濟發(fā)展較具西部大開發(fā)的典型性。地處西部的四川牢固樹立“大開放促大發(fā)展”的思路，高度重視對外開放工作，開發(fā)領域進一步擴大，2006年全省對外貿易總額突破110.2億美元，外貿依存度達到10%，增幅高于全國平均水平。與此同時，四川省的進出口商品結構進一步優(yōu)化。機電產品進出口達到56.14億美元，占全省出口總額的比重上升到50.9%。重裝設備出口增長迅猛，電站設備、鉆井設備、機車等成套設備出口額達到6.29億美元，高新技術產品進出口達到26.76億美元。工業(yè)制成品出口大幅增加，而初級產品出口迅速下降，貿易結構變化非常明顯。

國內外部分學者探討了貿易結構與經濟增長的關系。Lee（1995）根據新貿易和新增長理論，強調一國國內含有先進技術的進出口投入到國內生產，可直接提高國內既有生產函數的效率，進而最終導致經濟增長。Keller（1999）通過不同貿易結構與技術轉移影響本國TFP的視角，發(fā)現(xiàn)國內TFP的增加與進口份額存在正相關關系。關于貿易結構與經濟增長關系的研究也存在著一些不同的結論。如國內學者王永齊（2004、2006）基于Baldwin（1992）和Mazumdar（1996）關于貿易與增長關系的爭論，構造了一個貿易結構測度指標，通過格蘭杰因果關系檢驗和VAR模型估計中國的貿易結構與經濟增長的關系。檢驗結構顯示，中國的貿易結構并不顯著影響經濟增長。但是徐光耀（2007）得出了在不同的貿易結構下，進口貿易對我國經濟增長有不同促進作用的結論，李兵（2008）的研究表明工業(yè)制成品進口對我國經濟增長有長期穩(wěn)定的促進作用，而初級產品進口則有抑制作用。

本文擬選取四川省1989－2006年的數據對貿易結構與經濟增長的關系進行實證檢驗。通過綜合運用單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果分析等方法，系統(tǒng)研究貿易結構與經濟增長的內在關系。

二、變量、數據與研究方法

貿易結構是衡量一國對外貿易競爭力的重要指標，按照附加值的高低，可以用一國進出口貿易中初級產品和工業(yè)制成品的相對比例來表示貿易結構。初級產品附加值低，技術含量低，在國際市場上的競爭力弱；工業(yè)制成品附加值高，技術和資本密集度高，在國際市場上競爭力強。經濟發(fā)展水平較低的國家往往以出口初級產品為主，而工業(yè)制成品主要依靠進口來滿足；而經濟發(fā)展水平較高的國家卻相反，以進口初級產品為主，出口以工業(yè)制成品為主。經濟學家通常以初級產品和工業(yè)制成品在進出口中的相對比重來衡量一國對外貿易結構的優(yōu)劣。

改革開放以來，特別是進入90年代以來，四川省的對外貿易結構日趨優(yōu)化，進出口貿易中工業(yè)制成品的比重不斷提升。我們用EXM表示出口貿易結構，IMM表示進口貿易結構，由圖1可以看出，1989年工業(yè)制成品出口占總出口的比重僅為0.65，而2006年該值達到了0.92；與此類似，1989年工業(yè)制成品進口占總進口的比重為0.83，而2006年達到了0.93。無論是進口貿易結構，還是出口貿易結構，在90年代以來均得到了較大程度的優(yōu)化。

我們用人均實際GDP來代表經濟增長變量，GDP的數值采用1978年不變價格，數據來源于四川省統(tǒng)計年鑒2007。而進出口貿易結構數據來源于1990年～2007年《中國對外經濟貿易年鑒》。為消除時間序列經濟數據存在的異方差現(xiàn)象，對所有變量的實際值均采取了自然對數，處理后的數據不影響原序列的相關關系和協(xié)整關系，三個變量我們分別記為：LNGDP、LNEXM和LNIMM。

本文從進出口貿易結構的角度來考察其與經濟增長的關系，因此我們考慮構建三變量VAR模型來進行考察。這一方面是因為VAR模型較單方程模型具有更高的可靠性，另一方面因為本文所考察的經濟變量多為水平變量，具有非平穩(wěn)性，簡單回歸方程容易產生偽回歸問題，必須進行協(xié)整檢驗，因此我們選擇在多變量VAR系統(tǒng)中的考察具有一定的合理性。

（1）

（1）式中，表示外生變量，表示殘差，為各變量的系數，p為滯后階數。可根據研究需要而改變各變量的具體指標內涵，從而得出最合適的結論。

三、貿易結構與經濟增長關系的實證分析

1.單位根檢驗。由于幾乎所有表示絕對量指標的宏觀經濟變量都是非平穩(wěn)的，具有時間趨勢。因此我們在對變量進行具體分析之前，需要首先檢驗其平穩(wěn)性。本文用ADF單位根檢驗方法對變量的水平和一階差分進行平穩(wěn)性檢驗，其中，檢驗過程中滯后期的確定采用AIC最小準則，以保證殘差值非自相關性。檢驗結果如表1。

注：檢驗形式（C，T，L）分別表示帶常數項、趨勢項，L表示滯后階數，D表示差分算子*（**，***）表示在10%（5%、1%）的顯著性水平上拒絕原假設。

由表1可以看出，在變量的水平值上，所有檢驗結果均沒有拒絕單位根假設，因此可認定LNGDP、LNEXM和LNIMM均為非平穩(wěn)時間序列。而所有變量的一階差分均拒絕有單位根的假設，表明變量是平穩(wěn)的。于是，我們認為所有變量都是一階單整序列，即為I（1）。對于這些非平穩(wěn)的經濟變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸方法檢驗他們的相關性，而應采用協(xié)整方法進行分析。

2.協(xié)整分析。由于VAR模型的穩(wěn)定性與其滯后期有很大的關系，滯后期越長模型的穩(wěn)定性越差，因此VAR模型的一個重要問題就是滯后階數的確定。在選擇滯后階數時，一方面要使滯后數足夠大，以便能完整地反映所構造模型的動態(tài)特征。但是另一方面，滯后數越大，需要估計的參數也就越多，模型的自由度就減少。所以通常在進行選擇時，需要綜合考慮，既要有足夠數目的滯后項，又要有足夠數目的自由度。依據上述思路，本文根據Eviews軟件中的Lag Length Criteria綜合考慮LR檢驗、AIC信息準則和SC準則等檢驗方法，并對模型的異方差、自相關和正態(tài)性進行檢驗，最終確定最優(yōu)滯后期。通過對各最優(yōu)滯后期模型進行AR視圖檢驗，VAR模型所有根的模的倒數均小于1，即位于單位圓內時，VAR模型是穩(wěn)定的。

為判斷變量之間是否存在長期均衡關系，采用Johansen提出的方法來檢驗變量之間的協(xié)整關系。通過對原始數據序列的分析來確定數據空間中是否存在線性趨勢，并根據跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量所得的結果，從而確定我們選擇的檢驗形式（具體檢驗步驟略），綜合檢驗結果見表2。

＊表示在5％的顯著性水平下拒絕原假設

由表2可以發(fā)現(xiàn)，跡統(tǒng)計量表明三者無協(xié)整關系，而最大特征值統(tǒng)計量表明存在一個協(xié)整關系。相應的協(xié)整方程為：

（2）

由協(xié)整方程(2)發(fā)現(xiàn)，工業(yè)制成品出口每增加1個百分點，可以引起人均GDP增長約7.67個百分點，對經濟增長的促進作用較大，而工業(yè)制成品進口每增加1個百分點，可以引起人均GDP增長約0.157個百分點。但是從括號內的標準差來看，進口貿易結構對經濟增長的作用與出口貿易結構對經濟增長的作用相比，前者作用較小，但也較顯著；后者較大，但并不顯著。

3.格蘭杰因果關系檢驗

Granger因果檢驗有兩種形式：一種是傳統(tǒng)的基于VAR模型的檢驗，另一種則是最近發(fā)展起來的基于VEC模型的檢驗，兩者的區(qū)別在于適用范圍的不同，前者僅適用于非協(xié)整序列間的因果檢驗，而后者則是用來檢驗協(xié)整序列間的因果關系。本文三變量VAR系統(tǒng)是協(xié)整的，因此我們的檢驗基于VEC模型作出。具體檢驗結果可見表3。

注：在10％的條件下顯著均拒絕。

從表3的格蘭杰因果關系檢驗可以發(fā)現(xiàn)，在樣本考察期內，工業(yè)制成品出口和工業(yè)制成品進口都不是GDP增長的格蘭杰原因，工業(yè)制成品出口與工業(yè)制成品進口之間也不存在因果關系，但GDP的增長確是出口貿易結構優(yōu)化的格蘭杰原因，即隨著人均GDP的上升，四川省工業(yè)制成品的出口比例也趨于上升。

四、主要研究結論

本文基于四川省出口貿易結構、進口貿易結構和人均GDP的相關數據，對1989年～2006年間貿易結構變化與經濟增長之間的關系進行了實證檢驗，我們發(fā)現(xiàn)：

1.在樣本期內，四川省工業(yè)制成品出口和工業(yè)制成品的進口均呈現(xiàn)出大幅度的增加，貿易結構趨于優(yōu)化，工業(yè)制成品的進出口已經成為四川省對外貿易發(fā)展的主流，初級產品進出口比例不斷趨于下降。

2.協(xié)整分析表明，工業(yè)制成品進口和工業(yè)制成品出口的增加均能促進四川省人均GDP的上升。但工業(yè)制成品出口的經濟增長效應要遠大于工業(yè)制成品進口的經濟增長效應。

3.格蘭杰因果關系檢驗表明，出口貿易結構和進口貿易結構的提升均不是人均GDP的格蘭杰原因，但人均GDP的增加卻是出口貿易結構優(yōu)化的格蘭杰原因，即四川省人均GDP的增加能夠促進工業(yè)制成品出口的增加。

參考文獻：

[1]江小涓:中國經濟的開放與增長:1980～2005[M].人民出版社，2007

[2]徐光耀:我國進口貿易結構與經濟增長的相關性分析[J].國際貿易問題，2007（2）:3～7

[3]王永齊:對外貿易結構與中國經濟增長：基于因果關系的檢驗[J].世界經濟，2004（11）：31～39

[4]王永齊:貿易結構、技術密度與經濟增長[J].經濟學季刊，2006，Vol 5， No 4:1007～1022

[5]李兵:進口貿易結構與我國經濟增長的實證研究[J].國際貿易問題，2008（6）：27～32