李建媛 高艷玲

內(nèi)容摘要：隨著我國經(jīng)濟由數(shù)量型增長轉(zhuǎn)向質(zhì)量型增長，建設貿(mào)易強國已是大勢所趨。此時，研究貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響，對于優(yōu)化我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)，促進經(jīng)濟增長具有重要意義。因此，本文選取我國2000-2017年經(jīng)濟數(shù)據(jù)作為分析樣本，通過構(gòu)建模型并以時間為序列就我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長的影響進行實證分析。結(jié)果表明：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量和貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量相互之間具有因果關系，二者相互促進，共同帶動經(jīng)濟發(fā)展水平的提升;固定資本投入在發(fā)展經(jīng)濟過程中的貢獻度較小，大部分固定資產(chǎn)尚未得到有效的利用;社會就業(yè)人數(shù)和INA均與我國經(jīng)濟增長存在關聯(lián)性，但并不屬于格蘭杰因果關系;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間表現(xiàn)出線性相關關系，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化是推動經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因，但經(jīng)濟增長沒有成為貿(mào)易結(jié)構(gòu)改變的格蘭杰原因。

關鍵詞：貿(mào)易結(jié)構(gòu) ? 經(jīng)濟增長 ? 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

在經(jīng)濟全球化的今天，國際貿(mào)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(chǎn)要素在經(jīng)濟發(fā)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(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)，從而實現(xiàn)了經(jīng)濟的快速增長。然而，受到經(jīng)濟環(huán)境的影響，低成本勞動力在經(jīng)濟發(fā)展中的優(yōu)勢逐漸受到削弱。而調(diào)整貿(mào)易結(jié)構(gòu)可以推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化升級，增強與國外市場的交流與合作，其對實現(xiàn)我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。故而，目前我國必須通過改變貿(mào)易結(jié)構(gòu)來尋求新的經(jīng)濟增長點，以此來推動國家經(jīng)濟的增強。鑒于此，本文以我國2000-2017年經(jīng)濟數(shù)據(jù)為研究對象，通過構(gòu)建分析模型就貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響進行實證分析，為我國進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展社會經(jīng)濟提供政策建議。

指標與數(shù)據(jù)選取

（一）指標選取

貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量。我國現(xiàn)統(tǒng)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(chǎn)品和工業(yè)制成品兩類，本文基于這兩種商品來設立貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(yè)制成品進口，IM初為初級產(chǎn)品進口，WO制為工業(yè)制成品出口，WO初為初級產(chǎn)品進口。FOT<1時，兩種產(chǎn)品出口比值低于進口比值，此時國家被稱為初級產(chǎn)品凈出口國，工業(yè)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(chǎn)品凈進口國，工業(yè)制成品凈出口國。本文對2000-2017年的數(shù)據(jù)進行調(diào)整，將單位均統(tǒng)一成百萬美元，調(diào)整后的FOT時間序列數(shù)據(jù)如表1所示。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級程度能夠反映出一個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級指的是第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間由原始的均衡狀態(tài)經(jīng)過科技創(chuàng)新、市場布局調(diào)整等轉(zhuǎn)變?yōu)橐环N新型均衡模式。文中通過INST來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量。

其他變量。本文所涉及到的其他變量由物質(zhì)資本變量M和勞動力變量N。其中，物質(zhì)資本主要來源于國內(nèi)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(yè)者數(shù)量（SOCW）來反映勞動力變量。

（二）數(shù)據(jù)選取

本文選取我國在2000-2017年的相關數(shù)據(jù)作為研究樣本，對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化影響經(jīng)濟發(fā)展進行研究。所有數(shù)據(jù)樣本均來源于國家統(tǒng)計局發(fā)布的對外貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)，如表2所示。

模型構(gòu)建

為了分析我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)改變對經(jīng)濟發(fā)展的影響機理，以及對該影響結(jié)果進行量化，本文結(jié)合我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)和外商投資特點構(gòu)建分析模型：

同時，考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級是體現(xiàn)一個國家經(jīng)濟發(fā)展狀況的重要指標，本文構(gòu)建回歸方程，以進一步探索貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟發(fā)展的影響途徑。

式（2）中，GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值，SOCW為社會從業(yè)人數(shù);β1-β4是各變量對GDP的貢獻度;c、c1和u1分別表示常數(shù)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(mào)易結(jié)構(gòu)影響經(jīng)濟發(fā)展進行分析。

實證測度

（一）單位根檢驗

為了避免數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性和變量的“偽回歸”現(xiàn)象對分析結(jié)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(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。因此，本文采用Eviews7.2對所有數(shù)據(jù)樣本進行檢驗處理，并對各變量進行單位根檢驗，結(jié)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(wěn)，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(wěn)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(wěn)，一階差分后，對應的P值為-5.8924，低于臨界值-3.6147，序列變?yōu)镮（1）單整平穩(wěn)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(jīng)過一階差分處理后，其所對應的ADF檢驗值變?yōu)?3.2346，低于5%臨界值，序列變?yōu)镮（1）單整平穩(wěn)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(wěn)性。lnFOT變量的原始序列對應的ADF值為0.0765，高于5%臨界值，經(jīng)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(wěn)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(xiàn)出不平穩(wěn)性，經(jīng)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(wěn)的，符合協(xié)整檢驗標準。

（二）協(xié)整檢驗與最小二乘線性模型參數(shù)估計

本文對固定資本投入FUN、對外投資INA等變量進行協(xié)整關系檢驗，具體檢驗結(jié)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(xié)整關系的原假設，說明在設定的范圍中l(wèi)nFOT（-1）、lnSOCW（-1）等變量之間具有協(xié)整關系。分析模型（2）的回歸結(jié)果為：

在5%的顯著水平上，四個解釋變量的回歸系數(shù)均大于0，這表明社會從業(yè)人數(shù)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、固定資金投入、INA對經(jīng)濟發(fā)展均存在正面影響。

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

本文又進一步采用E-G協(xié)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(wěn)定性，具體結(jié)果如表5所示。

通過上邊結(jié)果可以看出，殘差序列e1表現(xiàn)出了平穩(wěn)性，說明lnGDP、lnSOCW、lnFUN、lnINA、lnFOT之間具有長久的關聯(lián)性。

本文對FOT與INST之間的協(xié)整關系進行了檢驗，具體結(jié)果如表6所示。

通過表6結(jié)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(xié)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(xié)整關系。式（3）的回歸結(jié)果為：

在5%顯著水平下，解釋變量的回歸系數(shù)大于0，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠促進貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，即當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每提高1%，貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)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(wěn)定性，具體結(jié)果如表7所示。

通過表7結(jié)果可以看出，殘差序列表現(xiàn)出平穩(wěn)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(mào)易結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展間的關聯(lián)性開展格蘭杰因果檢驗，具體內(nèi)容如表8所示。

通過表8檢驗結(jié)果可得，在5%顯著水平和滯后期為4的條件下，檢驗結(jié)果表明了社會固定資本投入是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，這反映出在我國社會經(jīng)濟發(fā)展中，固定資本投入對提升經(jīng)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(jié)果也拒絕了社會從業(yè)人數(shù)和對外直接投資是格蘭杰原因的假設，社會從業(yè)人數(shù)和對外投資二者與我國經(jīng)濟發(fā)展具有一定關聯(lián)性，但不屬于格蘭杰因果關系。這說明我國經(jīng)濟發(fā)展逐漸由依靠大量勞動力向依靠增加勞動力就業(yè)質(zhì)量方向轉(zhuǎn)變，同時我國也逐漸通過擴大內(nèi)需的方式來提高經(jīng)濟發(fā)展水平;在10%顯著水平下，我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化為經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因，相反，經(jīng)濟增長沒有成為貿(mào)易結(jié)構(gòu)改變的格蘭杰原因;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級增長的格蘭杰原因;在10%顯著水平下，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的格蘭杰原因。通過以上可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量二者互相具有因果關系。

結(jié)論與建議

本文通過實證分析可以得出以下結(jié)論：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量和貿(mào)易結(jié)構(gòu)變量相互之間具有因果關系，二者相互促進，共同帶動經(jīng)濟發(fā)展水平的提升;社會固定資本投入為經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因，表明固定資本投入在發(fā)展經(jīng)濟過程中的貢獻度較小，大部分固定資產(chǎn)尚未得到有效的利用;社會就業(yè)人數(shù)和INA均與我國經(jīng)濟增長存在關聯(lián)性，但并不屬于格蘭杰因果關系;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間表現(xiàn)出線性相關關系，貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化是推動經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因，但經(jīng)濟增長沒有成為貿(mào)易結(jié)構(gòu)改變的格蘭杰原因。

因此，我國還需加快天津、浙江等地自貿(mào)區(qū)的發(fā)展，增設物流站、貿(mào)易點，減低相關稅收，推進自貿(mào)區(qū)的高速發(fā)展;鼓勵外商到國內(nèi)企業(yè)進行投資，適當?shù)募橙“l(fā)達國家的經(jīng)驗和先進技術，增加產(chǎn)品出口種類，擴大企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和市場，實現(xiàn)經(jīng)濟的多元化發(fā)展;培養(yǎng)員工的職業(yè)素質(zhì)，吸引高端技術人才，增加企業(yè)在產(chǎn)品研發(fā)、人才培養(yǎng)的資金投入，通過新產(chǎn)品來開拓新的市場，提高企業(yè)的競爭力和效益，進而推動社會經(jīng)濟的增長;鼓勵企業(yè)之間加強交流合作，相互分享運營經(jīng)驗，增加企業(yè)之間的合作項目，實現(xiàn)企業(yè)協(xié)同發(fā)展。

參考文獻：

1.陳匯才.國際貿(mào)易產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對我國國民經(jīng)濟發(fā)展的影響[J].現(xiàn)代營銷，2018（10）

2.汪小紅.農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2018（9）

3.謝丹，蔣濤.我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化對經(jīng)濟增長影響的研究[J].經(jīng)濟研究導刊，2018（21）

4.朱穎.貿(mào)易經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)關系的實證分析—以安徽省為例[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（10）

5.王秋紅，趙喬.我國服務貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關系研究—基于VAR模型[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（24）

6.余子鵬.我國貿(mào)易國際競爭力分析及經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整對策[J].武漢科技大學學報，2018，20（5）