江蘇省出口商品結構與經濟增長關系的實證分析

南京工業大學經濟管理學院 佘廣文 韓博

江蘇省出口商品結構與經濟增長關系的實證分析

南京工業大學經濟管理學院 佘廣文 韓博

本文以江蘇省1986～2008年的統計數據為基礎，采用計量方法就江蘇省出口商品結構與GDP之間的關系進行分析。分析結果表明：出口商品結構是經濟增長的Granger原因，GDP對出口商品結構的彈性為4.5862，但效應是滯后2期實現的。同時，進一步分析結果表明制成品出口中勞動密集型產品出口的貢獻大于資本技術密集型產品的出口。

出口商品結構 經濟增長 計量分析

對外貿易與經濟增長關系的實證檢驗是近20年來應用經濟學領域的一個重要課題。多數的實證研究是從總量角度驗證出口是否促進經濟增長，而對貿易商品結構的研究涉及的并不多。Kavoussi(1984)研究發現初級產品出口在低收入和中等收入國家中都扮演了重要角色[1]；Ghatak(1997)[2]分析發現制成品出口遠比初級產品出口對GDP的影響大[2]；Jacint、Manuel(2004)指出即使出口增加不能有效地促進經濟增長，結構上的變化也可以實現[3]；楊全發、舒元(1998)得出初級產品出口增長和經濟增長呈正相關，而制成品出口增長和經濟增長呈負相關[4]；丁雯(2008)研究得出制成品出口對經濟增長起促進作用，而初級產品出口對經濟增長起消極作用[5]。

綜觀現有的研究可知：首先，出口貿易與經濟增長之間總量關系的研究是較為充分的，但貿易結構性效應的研究則略顯不足；其次，已有商品結構與經濟增長關系的研究絕大部分是基于國家整體的，選擇具體的一個區域進行研究更有意義。

1 江蘇省出口商品結構的基本情況

可以看到，江蘇出口商品結構呈現出不斷優化的趨勢，一是江蘇初級產品出口比重呈逐年下降趨勢(如表1所示)，而工業制成品所占份額逐年上升并占據絕對優勢，由1986年的87.8%上升到2008年的98.6%；二是在制成品中的不同要素密集度出口產品方面，制成品按要素密集度可分為兩大部分：一是資本技術密集型產品，包括化學品及有關產品和機械及運輸設備，其余制成品歸為勞動密集型產品。可以看到，勞動密集型產品占出口總額的比重逐年下降(如表2所示)，而資本技術密集型的比重逐年上升，已經超過出口總額的一半以上。用的是自營出口商品的構成，分為農副產品和輕、重工業產品。

表2 江蘇省工業制成品出口結構 單位：%

2 出口商品結構與經濟增長關系的實證分析

2.1 出口商品結構變化與經濟增長關系的實證分析

(1)變量的選取和基本特征

本文選取了1986～2008年的年度數據作為樣本空間，數據來自歷年的《江蘇統計年鑒》。用GDP數據表示經濟增長狀況，用制成品占出口商品的比重(EXBZ)表示出口商品結構。由于數據的自然對數變換可以消除時間序列中存在的異方差現象，所以對上述變量進行自然對數變換。同時，為了消除序列的自相關性，對新變量進行差分變化，得到新的差分變量。

(2)變量平穩性的單位根檢驗

這里運用ADF檢驗法對變量及它們的差分序列進行平穩性檢驗(如表3所示)。在1%～10%的顯著性水平下GDP的水平值序列是非平穩序列，GDP的一階差分序列在5%～10%的顯著性水平下平穩，即GDP是一階單整。EXBZ的水平值序列在10%的顯著性水平下平穩，即EXBZ是平穩序列。

表3 單位根檢驗結果

(3)變量滯后結構與Grange因果關系檢驗

由于經濟增長時間序列以及出口商品結構時間序列單整的階數不同，要使用向量自回歸(VAR)模型進行分析。首先確定變量之間的滯后結構，根據stata軟件得出的結果(見表4)，采用AIC、SBIC最小原則，并結合更為嚴格的對數似然比檢驗(LR)可以判斷出經濟增長時間序列和出口商品結構時間序列之間的滯后結構為滯后2期。

表4 滯后期選擇

在確定滯后期后，借助Granger因果檢驗來判斷出口商品結構與經濟增長之間的因果關系及其方向。表5顯示了滯后2期的江蘇省出口商品結構變化與經濟增長之間Granger因果關系檢驗的結果，結果表明在1%～10%的顯著性水平下lnEXBZ是lnGDP的Granger原因。

表5 格蘭杰因果關系檢驗

根據上文的滯后結構以及Granger因果關系檢驗，進行回歸分析，估計方程的系數通過了0.05～0.10水平下的t檢驗，方程整體通過了F檢驗，擬合度良好，D.W.值顯示基本不存在序列自相關問題。

2.2 工業制成品各分類對經濟增長的OLS分析

更進一步，將工業制成品按要素密集度分為勞動密集型和資本技術密集型兩類，具體分析制成品內部各部分對經濟增長的不同效應。選取1993～2008年的年度數據為基礎，以GDP數據代表經濟增長情況，ZJ代表資本技術密集型產品的出口額，LD代表勞動密集型產品出口額，分別對其取對數以消除序列自相關。利用stata進行OLS回歸分析，具體的方程形式如下：

兩方程均通過F檢驗且擬合優度很高。回歸結果表明：資本技術密集型產品的回歸系數約為0.42，說明其出口額每增加1個單位，就使GDP 平均增加約0.42個單位。勞動密集型產品的回歸系數約為0.72，說明其出口額增加1個單位，使GDP平均增加約0.72個單位。

3 結論和啟示

在摒除其他因素對經濟增長的影響下，GDP對出口商品結構的彈性約為4.02，但是效果不是在當期實現的，而是存在著2期的滯后效應。進一步看，勞動密集型產品和資本技術密集型產品的出口均能促進GDP的增長，但前者的彈性系數更大，這說明江蘇省仍然在享受勞動密集型產品巨大的比較優勢。

[1] Kavoussi,R.M..Export expansion and economic growth:further empirical evidence[J].Journal of Development Economics,1984,(14):241～250.

[2] Ghatak S,Milner C,Utkulu U.Exports, Export composition and growth:cointegration and causality evidence for Malaysia,Applied Economics,1997,(29):213～223.

[3] Jacint Balaguer,Manuel Cantavella-Jorda.Structural Change in Exports and Economic Growth:Cointegration and Causality Analysis for Spain(1961～2000)[J].Applied Economics,2004,36,473～477.

[4] 楊全發,舒元.中國出口貿易對經濟增長的影響[J].世界經濟與政治,1998,(8).

[5] 丁雯.我國出口商品結構和經濟增長關系的實證分析[J].國際貿易問題,2008,(4).

F272

A

1005-5800(2010)11(c)-181-02