貿易結構變化對我國經濟增長影響的實證測度

李建媛 高艷玲

內容摘要：隨著我國經濟由數量型增長轉向質量型增長，建設貿易強國已是大勢所趨。此時，研究貿易結構對經濟增長的影響，對于優化我國貿易結構，促進經濟增長具有重要意義。因此，本文選取我國2000-2017年經濟數據作為分析樣本，通過構建模型并以時間為序列就我國貿易結構變化對經濟增長的影響進行實證分析。結果表明：產業結構變量和貿易結構變量相互之間具有因果關系，二者相互促進，共同帶動經濟發展水平的提升;固定資本投入在發展經濟過程中的貢獻度較小，大部分固定資產尚未得到有效的利用;社會就業人數和INA均與我國經濟增長存在關聯性，但并不屬于格蘭杰因果關系;產業結構和貿易結構之間表現出線性相關關系，貿易結構變化是推動經濟發展的格蘭杰原因，但經濟增長沒有成為貿易結構改變的格蘭杰原因。

關鍵詞：貿易結構 ? 經濟增長 ? 產業結構

在經濟全球化的今天，國際貿易形式逐漸趨向于多邊化，市場布局、項目合作、貨幣和勞動力等生產要素在經濟發展過程中的關系也越來越復雜。長久以來，我國主要是依靠大量的低成本勞動力發展勞動密集型產業，從而實現了經濟的快速增長。然而，受到經濟環境的影響，低成本勞動力在經濟發展中的優勢逐漸受到削弱。而調整貿易結構可以推動我國產業結構進一步優化升級，增強與國外市場的交流與合作，其對實現我國經濟的可持續發展具有重要意義。故而，目前我國必須通過改變貿易結構來尋求新的經濟增長點，以此來推動國家經濟的增強。鑒于此，本文以我國2000-2017年經濟數據為研究對象，通過構建分析模型就貿易結構對經濟增長的影響進行實證分析，為我國進一步優化產業結構和發展社會經濟提供政策建議。

指標與數據選取

（一）指標選取

貿易結構變量。我國現統一采取SITC分類標準對進出口商品進行分類，主要劃分為初級產品和工業制成品兩類，本文基于這兩種商品來設立貿易結構變化指標。指標所對應的變量為FOT，具體表達式為：

式（1）中，IM制為工業制成品進口，IM初為初級產品進口，WO制為工業制成品出口，WO初為初級產品進口。FOT<1時，兩種產品出口比值低于進口比值，此時國家被稱為初級產品凈出口國，工業制成品凈進口國;當FOT>1時，說明兩種商品的進口比值低于出口比值，此時國家被稱作初級產品凈進口國，工業制成品凈出口國。本文對2000-2017年的數據進行調整，將單位均統一成百萬美元，調整后的FOT時間序列數據如表1所示。

產業結構變量。產業結構轉型升級程度能夠反映出一個國家的經濟發展水平。產業結構轉型升級指的是第一產業、第二產業和第三產業之間由原始的均衡狀態經過科技創新、市場布局調整等轉變為一種新型均衡模式。文中通過INST來表示產業結構變量。

其他變量。本文所涉及到的其他變量由物質資本變量M和勞動力變量N。其中，物質資本主要來源于國內市場的資金投入和對外投資兩部分，分別用FUN和INA表示，同時本文通過社會從業者數量（SOCW）來反映勞動力變量。

（二）數據選取

本文選取我國在2000-2017年的相關數據作為研究樣本，對我國貿易結構變化影響經濟發展進行研究。所有數據樣本均來源于國家統計局發布的對外貿易統計數據，如表2所示。

模型構建

為了分析我國貿易結構改變對經濟發展的影響機理，以及對該影響結果進行量化，本文結合我國對外貿易結構和外商投資特點構建分析模型：

同時，考慮到產業結構轉型升級是體現一個國家經濟發展狀況的重要指標，本文構建回歸方程，以進一步探索貿易結構對經濟發展的影響途徑。

式（2）中，GDP為國內生產總值，SOCW為社會從業人數;β1-β4是各變量對GDP的貢獻度;c、c1和u1分別表示常數項和隨機擾動項。在此，本文通過多元線性回歸普通最小二乘法模型來就貿易結構影響經濟發展進行分析。

實證測度

（一）單位根檢驗

為了避免數據的不穩定性和變量的“偽回歸”現象對分析結果造成影響，本文對變量中的GDP、SOCW、FUN、INA、FOT和INST的時間序列數據進行平穩性檢驗。因此，本文采用Eviews7.2對所有數據樣本進行檢驗處理，并對各變量進行單位根檢驗，結果如表3所示。

在5%顯著水平下，lnGDP變量的原始序列P值為-2.0317，高于5%臨界值，說明該變量的原始序列不平穩，一階差分后，其P值為-4.0325，低于-3.6124，因此該序列為I（1）單整平穩序列;lnSOCW的原始序列在5%顯著水平下的P值為-0.1628，超過了臨界值-1.9617，顯然不平穩，一階差分后，對應的P值為-5.8924，低于臨界值-3.6147，序列變為I（1）單整平穩序列;變量lnFUN變量的原始序列對應的ADF值為-3.1027，高于臨界值-3.6238，經過一階差分處理后，其所對應的ADF檢驗值變為-3.2346，低于5%臨界值，序列變為I（1）單整平穩序列;lnINA變量的原始序列對應的ADF值為-1.6938，超過臨界值-3.6173，一階差分后，其ADF值為-2.7129，低于5%臨界值，為一階單整序列，具有平穩性。lnFOT變量的原始序列對應的ADF值為0.0765，高于5%臨界值，經過一階差分后，ADF檢驗值為-5.4987，小于臨界值-1.9634，此時序列為I（1）單整平穩的;在5%顯著水平時，lnINST變量的原始序列對應的P值為-2.4018，超過了5%臨界值，序列表現出不平穩性，經過一階差分處理后，P值為-5.8134，低于臨界值-2.7041，因此序列為I（1）單整平穩的，符合協整檢驗標準。

（二）協整檢驗與最小二乘線性模型參數估計

本文對固定資本投入FUN、對外投資INA等變量進行協整關系檢驗，具體檢驗結果如表4所示。

通過表4可以看出，所有變量全部不接受5%顯著水平下不存在協整關系的原假設，說明在設定的范圍中lnFOT（-1）、lnSOCW（-1）等變量之間具有協整關系。分析模型（2）的回歸結果為：

在5%的顯著水平上，四個解釋變量的回歸系數均大于0，這表明社會從業人數、貿易結構、固定資金投入、INA對經濟發展均存在正面影響。

lnSOCW的系數為0.83，這表明我國勞動力投入每提升1%，相應的對經濟就會帶來0.83%的增長點;lnFUN的系數為0.62，即我國固定資本每提高1%，就會促使經濟發展水平上漲0.62%;lnINA的系數為0.07，表明對外直接投資水平每提升1%，我國經濟發展水平就隨之提高0.07%;lnFOT的系數為0.16，說明我國對外貿易指數每提高1%，相應的經濟發展水平隨之提高0.16%。

本文又進一步采用E-G協整檢驗對SOCW、FUN、INA、FOT與GDP之間的關系進行檢驗。將方程中的殘差序列設為e1，并檢測e1的穩定性，具體結果如表5所示。

通過上邊結果可以看出，殘差序列e1表現出了平穩性，說明lnGDP、lnSOCW、lnFUN、lnINA、lnFOT之間具有長久的關聯性。

本文對FOT與INST之間的協整關系進行了檢驗，具體結果如表6所示。

通過表6結果可以看出，兩個變量都拒絕了5%的顯著性水平下不具有協整關系的原假設，說明在設定范圍中，lnFOT（-1）、lnINST（-1）兩個變量間具有協整關系。式（3）的回歸結果為：

在5%顯著水平下，解釋變量的回歸系數大于0，表明產業結構能夠促進貿易結構的優化，即當產業結構每提高1%，貿易結構的優化水平就會提高14.17%，與本文的預測相一致。

本文通過E-G檢驗對lnFOT和lnINST之間的關系進行檢驗，將方程殘差序列設為e2，并檢測e2穩定性，具體結果如表7所示。

通過表7結果可以看出，殘差序列表現出平穩性，說明lnFOT和lnINST之間具有長久關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

本文對貿易結構和經濟發展間的關聯性開展格蘭杰因果檢驗，具體內容如表8所示。

通過表8檢驗結果可得，在5%顯著水平和滯后期為4的條件下，檢驗結果表明了社會固定資本投入是經濟增長的格蘭杰原因，這反映出在我國社會經濟發展中，固定資本投入對提升經濟水平的貢獻度較低，大量資本沒有得到有效的利用;與此同時，表8檢驗結果也拒絕了社會從業人數和對外直接投資是格蘭杰原因的假設，社會從業人數和對外投資二者與我國經濟發展具有一定關聯性，但不屬于格蘭杰因果關系。這說明我國經濟發展逐漸由依靠大量勞動力向依靠增加勞動力就業質量方向轉變，同時我國也逐漸通過擴大內需的方式來提高經濟發展水平;在10%顯著水平下，我國貿易結構變化為經濟發展的格蘭杰原因，相反，經濟增長沒有成為貿易結構改變的格蘭杰原因;產業結構升級是貿易結構升級增長的格蘭杰原因;在10%顯著水平下，貿易結構變化的是產業結構升級的格蘭杰原因。通過以上可以看出，產業結構變量與貿易結構變量二者互相具有因果關系。

結論與建議

本文通過實證分析可以得出以下結論：產業結構變量和貿易結構變量相互之間具有因果關系，二者相互促進，共同帶動經濟發展水平的提升;社會固定資本投入為經濟發展的格蘭杰原因，表明固定資本投入在發展經濟過程中的貢獻度較小，大部分固定資產尚未得到有效的利用;社會就業人數和INA均與我國經濟增長存在關聯性，但并不屬于格蘭杰因果關系;產業結構和貿易結構之間表現出線性相關關系，貿易結構變化是推動經濟發展的格蘭杰原因，但經濟增長沒有成為貿易結構改變的格蘭杰原因。

因此，我國還需加快天津、浙江等地自貿區的發展，增設物流站、貿易點，減低相關稅收，推進自貿區的高速發展;鼓勵外商到國內企業進行投資，適當的汲取發達國家的經驗和先進技術，增加產品出口種類，擴大企業產業鏈和市場，實現經濟的多元化發展;培養員工的職業素質，吸引高端技術人才，增加企業在產品研發、人才培養的資金投入，通過新產品來開拓新的市場，提高企業的競爭力和效益，進而推動社會經濟的增長;鼓勵企業之間加強交流合作，相互分享運營經驗，增加企業之間的合作項目，實現企業協同發展。

參考文獻：

1.陳匯才.國際貿易產業結構調整對我國國民經濟發展的影響[J].現代營銷，2018（10）

2.汪小紅.農產品貿易結構優化對我國農業經濟發展的影響研究[J].商業經濟研究，2018（9）

3.謝丹，蔣濤.我國對外貿易結構優化對經濟增長影響的研究[J].經濟研究導刊，2018（21）

4.朱穎.貿易經濟結構與經濟增長結構關系的實證分析—以安徽省為例[J].商業經濟研究，2017（10）

5.王秋紅，趙喬.我國服務貿易結構與經濟增長的關系研究—基于VAR模型[J].商業經濟研究，2017（24）

6.余子鵬.我國貿易國際競爭力分析及經濟結構調整對策[J].武漢科技大學學報，2018，20（5）