貿易方式與經濟增長：基于貿易結構的分析

摘要：本文運用協整理論與Granger因果檢驗方法，對我國近30年來貿易方式結構與經濟增長的相關性進行實證研究，發現我國貿易方式結構與經濟增長之間存在正相關關系，但兩個變量無法通過格蘭杰因果關系檢驗，即我國當前以高比例加工貿易為主要特征的貿易模式無法成為GDP增長的穩定因素。因此，我國當前以高比例加工貿易為主要特征的貿易方式結構不利用于經濟長期增長。在加工貿易面臨較大轉型壓力背景下，我國應加快加工貿易方式結構轉型調整，使加工貿易與經濟發展長遠利益結合起來，同時積極發展對經濟增長貢獻更大的一般貿易。

關鍵詞：加工貿易；貿易方式；經濟增長

中圖分類號：F74 文獻標識碼：A

作者簡介：呂海霞（1981-），女，浙江永康人，中國電子信息產業發展研究院助理研究員，經濟學博士，研究方向：貿易與經濟增長、平臺經濟。

21世紀以來，受勞動力成本上升、加工貿易外資進入優惠政策減少、人民幣升值等因素影響，盡管我國加工貿易比重有所下降，但仍占據較高的比重（見圖1）。因此，以高比例加工貿易為主要特征的貿易方式結構對我國當前貿易和經濟增長的影響值得關注和思考。

一、文獻回顧

關于對外貿易對經濟增長影響的研究，可以追溯到亞當·斯密（1776）在《國民財富的性質和原因的研究》中提出的絕對成本理論。在此之后，大衛·李嘉圖（比較優勢理論）、赫克歇爾和俄林（要素稟賦理論）、波斯納（需求偏好理論）、保羅·克魯格曼（產業內貿易理論）等經濟學家，從不同角度論證了對外貿易對一國優化資源配置、提高要素的勞動生產率、促進經濟增長的作用。勞爾-普萊維什（中心-外圍理論）、巴格瓦蒂（貧困化增長）、繆爾達爾（循環累積因果關系論）等經濟學家，還探討了對外貿易對發展中國家經濟增長的負面影響。

關于貿易結構與經濟增長的關系，Stiglitz（1970）和Smith（1984）的研究認為國際貿易通過提高資本密集品的價格而促進經濟增長。Mazumdar（1996）認為貿易能否促進經濟增長取決于貿易結構，只有出口消費品而進口資本品才能發揮貿易對經濟增長的促進作用；反之，出口資本品而進口消費品未必能帶來經濟增長。Lewer（2002、2003）運用28個國家的面板數據，對Mazumdar（1996）的假說作了進一步實證分析，證明資本品的凈進口比資本品凈出口能更有效地促進經濟增長。Coe、Helpman（1995）認為發展中國家進口資本品并不一定會帶來國內資本品價格的下降，而更重大的作用在于提高本國資本品的邊際產出、促進本國生產率的提高，進而實現本國經濟增長。Wrz（2004）的研究發現高技術密集品技術溢出效應更強，對經濟增長的作用更明顯，能更有力地促進本國經濟的增長。通過研究1982-2001年間我國貿易結構與經濟增長的關系，王永齊（2006）發現我國貿易結構并不顯著影響經濟增長。

關于貿易方式與經濟增長，Bernhofen（1999）、Qasrni（2001）、Lioyd（2004）等的研究，分析了加工貿易的技術溢出效應，認為加工貿易對于發展中國家參與國際分工、提高技術創新能力有重要作用。隆國強（2003）、李蕊（2005）、王懷民（2007）等的研究，認為加工貿易的發展有助于提高技術開發能力，有助于加快工業化進程，這是我國實現工業化的重要路徑。但是，歐陽北松、杜建華（2004）的研究發現進出口對經濟增長的貢獻介于資本積累和勞動力之間，低附加值、低利潤、低工資的加工貿易已經給我國對外貿易的發展帶來了負面影響，進而影響了經濟增長。曾衛鋒（2008）的研究發現非加工貿易比加工貿易有更大、更顯著的知識溢出效應和貿易條件效應，因而應提高一般貿易的比重、加快加工貿易轉型升級。徐麗鶴（2010）的研究發現一般貿易出口增長顯著促進了我國經濟增長，而加工貿易進出口的增長卻弱化了我國經濟增長，其對經濟增長的貢獻度也低于一般貿易出口，加工貿易產業轉型勢在必行。本文選取近30年一般貿易進出口和加工貿易進出口的數據，通過構建貿易方式結構指標和實證分析，旨在探討加工貿易比重過高的貿易方式結構對經濟增長的影響，為促進加工貿易轉型升級、加快一般貿易發展、推動貿易方式轉變等提供依據。

二、貿易方式結構指標的確立

貿易結構是構成貿易活動的各要素間比例關系和經濟聯系，包括貿易商品結構、貿易行業結構、貿易所有制結構、貿易方式結構等。在貿易結構與經濟增長的研究中，用得比較多的是貿易商品結構。藍慶新和田海峰（2002）按照國際貿易標準分類（SITC），將商品根據附加值高低分為初級產品和工業制品，貿易結構用初級產品和工業制成品占出口額或進口額的比重衡量。Mazumdar和Helpman按照BEC國際貿易商品分類準則，將對外貿易商品分為資本品、中間投入品和消費品，貿易結構表示為資本品和消費品的進出口的相對數量。

COMPO=[SX（]資本品出口/消費品出口[]資本品進口/消費品進口[SX）]

其中COMPO表示貿易結構，如果COMPO>1，本國將成為資本品的凈出口國，資本積累將不會發生；如果COMPO<1，本國將成為資本品的凈進口國，資本積累將促進本國的邊際產出和全要素生產率提高，從而有利于經濟增長。

Wrz（2004）和王永齊（2006）按照國際標準委員會的ISIC分類標準，從內生技術密集度的角度將貿易品分為高技術品和中低技術品，貿易結構用高技術品和中低技術品進出口相對比重衡量，表示如下：

TECH=[SX（]高技術品出口/中低技術品出口[]高技術品進口/中低技術品進口[SX）]

其中TECH表示貿易結構指標，如果TECH>1，本國將成為高技術產品的凈出口國；如果TECH<1，本國將成為高技術產品的凈進口國和中低技術產品的凈出口國。

為了綜合考量加工貿易進出口、一般貿易進出口與經濟增長的關系，研究加工貿易占比較高的貿易方式結構對經濟增長的貢獻，可以構建貿易方式結構指標。借鑒貿易商品結構的構建方法，貿易方式結構指標的構建采用加工貿易和一般貿易進出口的相對數量來衡量：

TS1=[SX（]加工貿易出口/一般貿易出口[]加工貿易進口/一般貿易進口[SX）]

其中TS1表示貿易方式結構。如果一國TS1>1，則表示加工貿易出口與一般貿易出口的比率大于加工貿易進口與一般貿易進口的比率，該國是加工貿易產品的凈出口國；反之，如果一國TS1<1，表示加工貿易出口與一般貿易出口的比率小于加工貿易進口與一般貿易進口比率，該國是一般貿易產品的凈出口國。

一般而言，在貿易方式結構指標大于1情況下，TS1值越高，加工貿易出口在該國占的比重越高。根據《中國貿易外經統計年鑒（2012）》的統計，可以計算出貿易結構數據。表1數據顯示1982-1999年間，除了少數年份，我國貿易方式結構變量值大多小于1，表明我國在這一時期是一般貿易品的凈出口國，對外貿易以一般貿易為主，加工貿易所占比重不高；1999-2011年間，我國貿易方式結構變量值大于1，尤其是2009年以來變量值提高到1.8以上，表明我國已成為加工貿易品的凈出口國，加工貿易出口比重不斷提高（見圖2）。這表明隨著世界產業分工結構發展和我國加入WTO，我國的勞動力成本優勢吸引越來越多的外資進入加工貿易行業，推動了各種加工貿易方式迅速發展，促進了我國貿易方式結構的調整。

三、數據說明和實證分析

（一）數據選擇

為了考察貿易結構與經濟增長的相互關系，本文選擇1982-2011年的時間序列數據作為分析樣本。其中，經濟增長指標用實際GDP增長率（RGDP）來衡量，貿易方式結構指標采用加工貿易和一般貿易的相對比重來測算。通過對實際GDP增長率（RGDP）和貿易結構（TS1）時間序列數據樣本進行描述性統計，以考察數據概況。表2顯示樣本期間實際GDP增長率均值為0.025167，最大值為2011年為0.092，最小值為1985年為0.001，貿易方式結構均值為1.191033，最大值為2011年9.484，最小值為1985年0.139。將1982-2011年間我國實際GDP增長率和貿易方式結構指標進行對照（如圖3所示），發現我國經濟增長與貿易方式結構存在一定的相關性。

（二）實證分析

在對時間序列數據作回歸分析前，本文先采用“EG兩步法”考察RGDP序列與TS1序列是否滿足協整，變量之間是否具有長期均衡的關系，其中單位根檢驗用于確定時間序列數據的平穩性和趨勢性，協整分析用于確定變量間是否存在長期均衡關系。只有當序列為平穩序列或者滿足協整關系的時候，兩者具有長期均衡關系才能進行回歸分析，并通過格蘭杰因果關系檢驗變量間的因果關系。

1.平穩性檢驗。本文采用Eviews6.0，實證采用單位根檢驗以考察序列平穩性，檢驗結果如表3所示。根據檢驗結果，RGDP、TS1兩個序列的原序列單位根檢驗顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設，說明存在單位根，兩個時間序列不平穩，具有時間趨勢；兩個序列的一階差分序列D（RGDP）和D（TS1）的單位根檢驗顯著性概率小于0.05，在5%水平拒絕原假設，說明不存在單位根，兩個差分序列平穩。因此，RGDP與TS1為一階單整，滿足同階單整的前提。

2.殘差序列平穩性檢驗。在“EG兩步法”中，對于同階單整的兩個變量，其回歸得到的殘差序列滿足無截距項，無趨勢項的平穩序列，這說明兩個變量滿足協整關系，具有長期均衡關系?，F在分別對RGDP序列與TS1序列進行回歸，提取殘差項et1，并對et1進行無截距項無趨勢項的單位根檢驗，得到的結果如表4所示。從結果來看殘差序列et1的單位根檢驗顯著性概率小于0.05，說明不存在單位根，該回歸的殘差序列平穩，這說明RGDP序列與TS1序列具有協整關系，意味著經濟增長和貿易方式結構間存在長期穩定關系。

3.協整回歸。時間序列滿足協整關系，說明變量之間存在長期均衡關系，在此基礎上進行回歸分析可以避免出現“偽回歸”現象。為了考察貿易結構與經濟增長的關系，本文在實證分析中建立初始模型：

RGDPt=a0+a1TS1t+ut

其中RGDPt表示第t期的RGDP變量，作為被解釋變量；TS1t代表第t期的TS1變量，作為解釋變量；a0表示截距項，a1表示估計參數，ut為隨機干擾項，滿足白噪聲過程。通過Eviews6.0對模型進行回歸，得到結果如表5所示。從模型的回歸結果來看，TS1的估計參數t檢驗顯著性概率均小于0.05，在5%水平能夠拒絕原假設，檢驗通過；同時，模型的DW值偏離2比較遠，說明模型存在自相關，t檢驗無效，需要對模型進行調整，經過AIC準則以及SC準則對比測試，模型修改為：

RGDPt=a0+a1TS1t+a2RGDPt-1+a3RGDPt-2+ut

其中，模型加入隨機干擾項的滯后一期與滯后二期項，即AR（1）與AR（2）項，經過此調整消除自相關，得到新的回歸結果如表6所示。經過調整后，回歸的R2有明顯提高，說明解釋變量的解釋程度較高，并且有所增加；F檢驗通過，說明解釋變量之間對被解釋變量的共同作用顯著。

模型中MA（1），MA（2）項t檢驗顯著性概率小于0.05，在5%水平通過檢驗，TS1項的t檢驗顯著性概率小于0.10，在10%水平通過檢驗。由于加入滯后項的DW值檢驗不再有效，于是進行LM自相關檢驗，如表7所示。從滯后1期LM檢驗來看，卡方檢驗的顯著性概率均大于0.05，在5%水平不能拒絕原假設，說明該回歸中均不存在自相關，估計參數的t檢驗有效。調整后的模型回歸結果顯示，TS1項的估計系數為0.020246，說明TS1項與RGDP項之間呈正相關，每增加1單位TS1，則增加0.020246單位的RGDP。

4.格蘭杰因果關系檢驗。為了檢驗經濟增長與貿易結構間真正的因果關系，再進行Granger因果關系檢驗。Granger因果關系表示，如果兩個經濟變量X和Y在包含過去信息的條件下對Y的預測效果要好于單獨由Y的過去信息對Y的預測，即變量X有助于提高變量Y的預測精度，則稱X對Y存在Granger因果關系。

對本次實證中的模型分別進行滯后一期的格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表8所示。從結果來看，模型中TS1不是RGDP的格蘭杰原因的原假設的顯著性概率為0.3263，大于0.05，說明在5%水平不能夠拒絕原假設，貿易方式結構指標TS1不是RGDP的格蘭杰原因。原假設為RGDP不是TS1的格蘭杰原因的顯著性概率為0.0077，小于0.05，說明在5%水平能拒絕原假設，RGDP是TS1的格蘭杰原因。這表明我國當前的貿易方式結構不是推動經濟增長的因素，但經濟增長是貿易方式結構調整的重要因素。

四、結論和啟示

本文從貿易方式結構角度分析貿易與經濟增長的關系，研究一般貿易和加工貿易對經濟增長的影響。實證分析發現我國貿易方式結構與經濟增長之間雖然存在正相關關系，但格蘭杰因果關系檢驗顯示我國當前的貿易方式結構不是推動經濟增長的原因，而經濟增長有利于貿易方式結構調整。

第一，我國當前的貿易方式結構不利于經濟增長。模型回歸結果顯示我國貿易方式結構（TS1）項與實際GDP增長（RGDP）之間存在較弱的正相關關系，但兩者間的因果關系沒有得到格蘭杰原因關系檢驗的支持，即我國貿易結構并不顯著影響經濟增長，我國對外貿易對經濟增長的貢獻主要體現在貿易量上，高比例加工貿易是重要原因。這是因為在“兩頭在外、大進大出”的加工貿易方式中，投入品的國內采購率低，產品的價值增值鏈較短，對國內產業上下游的帶動作用較弱。另外，我國加工貿易以外資為主導，利潤大多歸屬外資，導致加工貿易對我國經濟增長的貢獻有限。

第二，我國貿易方式結構被動調整。1982年以來，隨著勞動密集型產業向發展中國家轉移，以及大量外資進入加工貿易行業，我國加工貿易迅速發展，甚至在很長的時間超過一般貿易而成為對外貿易的主導。近年來，受國內勞動力成本快速上升、人民幣不斷升值、外資優惠政策逐漸取消等因素影響，FDI開始流向印度、越南等國家，再加上世界經濟弱勢復蘇、國際市場需求疲軟，我國加工貿易面臨前所未有的轉型壓力，使我國貿易方式結構被動調整。

第三，加快加工貿易產業在新常態下轉型。盡管加工貿易為我國發揮低勞動成本優勢發揮了重要作用，但是我國加工貿易以低附加值的勞動密集型產品為主，在全球生產網絡中處于不利地位，很難對于培育產業的國際競爭力和國民經濟的持續增長發揮作用。為適應新常態下經濟發展的需要，一方面應加強我國企業的自主創新能力，優化加工貿易產品結構，支持民營企業在加工貿易中發揮更大作用，加快技工貿易轉型升級；另一方面應完善一般貿易出口的退稅制度，營造公平競爭的環境，加快發展一般貿易，以便更好地發揮一般貿易對國民經濟增長的長期促進作用。

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（責任編輯：關立新）