廣東省對外貿易與產業結構升級的互動關系研究

暨南大學特區港澳經濟研究所 鄧浩美

經過30 多年高速發展，廣東省目前已進入了工業化后期階段，正處于由工業經濟向服務經濟過渡時期。但是，廣東省產業結構的演進卻大大落后于經濟發展水平，三次產業結構依然停留在工業化中期階段。已有的研究成果認為，產業結構是生產要素稟賦及其利用方式的綜合反映，對外貿易是產業結構在空間范圍上的擴展，對外貿易與產業結構升級存在顯著相關性。廣東省作為我國出口第一大省，對其對外貿易與產業結構升級的互動關系進行定量考察，具有代表性。

國內學者將國外的理論研究與我國具體國情相結合，對進出口貿易與產業結構的關系開展了一系列研究:洪銀興(2001)、高越(2003)、李榮林和姜茜(2010)等人分別從不同角度對我國產品行業進行分類，繼而分析不同行業類別的進出口對產業結構影響的差異；而余劍 (2005) 、聶元貞(2006)和李勇 ( 2007) 等人則認為，以比較優勢原則為基礎的對外貿易決定了我國要素稟賦結構變化，由此引致的貿易結構變化能夠帶來產業結構的升級；王國中(2007)的實證研究也表明產業結構的變動對外貿影響顯著，并指出產業結構調整是工業化與外貿良性互動的重要戰略取向。張捷和張媛媛(2011)對廣東的產業結構轉型系數的測算發現廣東的產業結構演變趨于停滯，并將其歸因于廣東的出口導向型發展模式有利于促進工業化進程，不利于廣東實現由工業經濟向服務經濟的轉型升級。本文在此文章基礎上，利用廣東省1981～2010年的相關數據建立VAR模型，利用脈沖響應函數等計量方法，定量分析廣東省對外貿易與產業結構升級的互動關系，得出實證結果。

1 模型及數據說明

VAR模型常用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。模型一般表達式為:

其中，yt是m維內生變量向量，xt是d維外生變量向量，A1、A2…Ap和B1、B2…Br是待估計的參數矩陣，內生變量和外生變量分別有p階和r階滯后期。是m維隨機擾動向量，它們可以同期相關但不能與自身滯后值和模型右邊的變量相關。

2 實證分析

2.1 變量的平穩性檢驗及協整檢驗

為了避免謬誤回歸問題，本文首先檢驗時間序列的平穩性，然后在多變量基礎上進行JJ協整檢驗。這里我們應用ADF方法對各序列及其一階差分序列進行平穩性檢驗。檢驗時，根據每個序列的時序圖確定檢驗類型，再根據赤池信息準則(AIC 準則)和施瓦茨準則(SC 準則)自動確定滯后階數。根據檢驗結果，在1%的顯著性水平下接受序列TS、EX和IM序列有單位根的假設。同時，在5%的顯著性水平下，三個時間序列經過一次差分之后都變得平穩了。因此，TS 、EX和IM是一階單整I(1)序列。

接下來，檢驗變量TS 、EX和IM是否存在長期均衡穩定關系，即協整關系。對于多變量的協整，我們通常用Johansen方法來檢驗。由于EX和IM序列的時序圖都有明顯的上升趨勢，故在進行Johansen協整檢驗時，選擇觀測序列有線性確定性趨勢且協整方程有截距的檢驗形式，檢驗結果見表1。

表1 Johansen協整檢驗結果

由表1可知，第一行檢驗原假設“不存在協整關系”在5%顯著性水平上被拒絕，說明兩變量間存在協整關系；第二行及第三行檢驗原假設均在在5%顯著性水平上被接受。說明兩變量之間只存在唯一的協整關系，即TS、EX和IM三者之間存在協整關系。因此，TS、EX和IM三個變量之間存在穩定的長期均衡關系。

2.2 VAR模型的估計及穩定性檢驗

針對上述時間序列TS、EX和IM建立的VAR 模型， 我們根據對AIC、SC、LR和HQ準則的綜合考慮，得到VAR模型的最優滯后階數為3。由此估計的VAR(3)模型如下:

模型整體效果良好，其中R1=0.8667，R2=0.9227，R3=0.8918，可決性殘差協方差為2.51E-09，對數似然值為158.0624，AIC準則值為-9.1473，SC準則值為-7.7199。模型擬合效果良好，且符合各項計量統計標準，可以作為進一步分析的依據。被估計的VAR模型所有根模的倒數小于1，表明VAR模型穩定，脈沖響應函數的標準誤差是有效的。

2.3 脈沖響應函數

脈沖響應函數描繪了在一個擾動項上加上一次性的沖擊，對于內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。用時間序列模型分析影響關系的一種思路是考慮擾動項的影響如何傳遞到各變量的。

我們得到的三、二產業對比系數、進口貿易以及出口貿易之間的相互沖擊動態響應路徑如圖1所示，實線表示累積脈沖反應函數，虛線表示預測效果的正負二倍標準差偏離帶。

圖1是基于VAR(3)模型采用Cholesky脈沖分解技術模擬的脈沖響應函數圖。從脈沖響應函數可以發現:(1)出口沖擊對產業結構的影響。在第1期，出口沖擊對“三、二產業比值”存在逐漸增大的負向作用，第2期達到最大后，負向作用逐漸減小。故總體而言，現階段廣東省出口對產業結構優化在一定時期內具有負向作用。

圖1 脈沖響應圖

(2)產業結構對進口沖擊的反應與前者類似，在第1期，出口沖擊對“三、二產業比值”存在逐漸增大的負向作用，第3期達到最大后，負向作用逐漸減小。(3)出口對來自產業結構的沖擊反應強烈，正向反應明顯，并在第2期后正向作用呈上升趨勢。這說明了產業結構的優化對廣東省出口量的增加在短期和長期均有明顯影響。(4)進口對產業結構沖擊的反應類似于出口，當期反應為正且顯著，正向效應第2期達到最低點后逐步上揚。

脈沖響應函數的分析結果表明，產業結構對進出口貿易具有長期正向影響，而現階段廣東省的對外貿易對其產業結構調整則在一定時期內表現為負向作用，且出口對產業結構的負向影響大于進口。這也就從實證的角度驗證了張捷和張媛媛(2011)等人的觀點:出口導向型發展模式不利于廣東實現由工業經濟向服務經濟的轉型升級。

3 實證結果的分析

為使實證結果更加具有說服力，現在從進出口貿易與產業轉型升級的內在關系著手，把實證結果與現實情況相結合，對上述實證結果作出解釋。進而，解析制約廣東省產業升級的深層次因素。

產業結構的調整，從供給和需求兩個方面，決定了進出口貿易的物質內容。另一方面，關于對外貿易對產業結構的作用途徑，目前國內學者開展了眾多研究，一般認為這種作用途徑可以大致理解為:需求功能和資源配置功能。

需求功能方面。產業結構和技術結構的升級都是經濟發展過程中的內生變量，是經濟中資源稟賦結構變化的結果。而要素資源之間的可增長性是有差異的:自然資源通常是給定的，勞動力增加的速度取決于人口的增長率，資本和技術具有可增長性。這種可增長性使得當社會總需求增加至一定程度時，資本和技術的投入比例逐漸提高，從而生產要素的投入比例發生變化。消費需求不足是社會需求總量不足從而產業升級滯后的重要原因之一。經濟學家一般認為收入分配不平衡將帶來消費需求不足。國內學者一般認為廣東省的基尼系數(常用于表征地區收入差距)已經超過了0.4的警戒線，甚至有部分學者認為，已經接近了0.5的不平等水平。

(2)資源配置功能方面:不同產業間產品的可貿易性存在差異:服務品的可貿易性弱，制造品的可貿易性強。對外貿易的發展引致生產要素流向貿易部門。比較優勢和規模經濟帶來的貿易部門的擴大帶動了制造業的飛速發展。制造業對服務業(主要是生產性服務業)產生中間需求，從而帶動服務業的發展(所謂“關聯效應”)，與此同時，制造業在出口拉動下過度發展則可能擠占服務業發展所需要的資源(如勞動力)，阻滯產業結構的轉型升級，此即“擠出效應”。當制造業對服務業的關聯效應占主導作用時，對外貿易有效地通過資源配置功能拉動了產業結構的優化升級；反過來，若“擠出效應”大于“關聯效應”，則對外貿易的過度增長將不利于產業結構升級。

4 結論性評述

VAR 模型的實證結果表明，產業結構調整是進出口貿易的重要解釋變量，產業結構調整對進出口貿易具有顯著的長期正向影響。而現階段廣東省的對外貿易對其產業結構升級則表現為負向作用，且出口對產業結構調整的負向影響大于進口。

這種負向作用主要是因為:在需求功能方面，廣東省收入分配差距的拉大抑制了社會有效消費需求，從而堵塞了“社會總需求的擴大——要素結構的調整——產業結構升級”的渠道；在資源配置功能方面，廣東省出口導向型發展模式帶來了制造業的過度發展，從土地、勞動力等要素資源方面對服務業形成擠出效應；于此同時，“兩頭在外”的加工貿易又大大削弱了制造業對本地服務業的關聯效應。擠出效應的不斷增大以及不顯著的關聯效應，使得對外貿易對產業結構升級的影響由積極轉為消極。

[1]高越.我國進出口對GDP及三個產業影響的實證分析[J].國際經貿探索,2003(4).

[2]洪銀興.WTO條件下貿易結構調整和產業升級[J].管理世界,2001(2).

[3]胡春林,彭迪云.廣東省產業結構演進的“悖服務化”現象及其解析[J].統計與決策,2011(2).

[4]李榮林,姜茜.進出口貿易結構對產業結構的影響分析——基于產品技術附加值的研究[J].經濟與管理研究,2010(4).

[5]李勇,仇恒喜.對外貿易對我國產業結構的影響分析[J].財貿研究,2007(1).

[6]聶元貞,孟燕紅.中國西部地區貿易模式轉型與產業結構升級:以甘肅省為例[J].財貿經濟,2006(8).