出口商品结构优化与经济增长相互作用的实证研究——基于我国初级产品与工业制成品出口的协整分析，本文主要内容关键词为：制成品论文,相互作用论文,经济增长论文,出口商品论文,结构优化论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
出口商品结构是衡量一国对外贸易结构状况的重要指标。根据附加值高低，一国的出口商品可划分为初级产品和工业制成品。初级产品附加值低，创汇能力弱；工业制成品附加值高，创汇能力强。因此，经济学界是以工业制成品占出口总额比重的高低来衡量一国出口商品结构的优劣程度的。改革开放以来，我国出口商品结构在近30年的经济发展中发生了巨大的变化。1980年，工业制成品出口额为91.14亿美元，占出口总额的49.7%，其中化工产品和机械运输设备出口占出口总额的10.8%，到1990年这一比重已分别达到74.4%和15.0%，而初级产品出口下降了24.7%，这一期间我国实现了由主要出口初级产品向主要出口工业制成品的转变。到2005年，我国正逐步实现由以粗加工制成品出口为主向以精加工制成品出口为主的转变，工业制成品出口额为7129.6亿美元，占出口总额的93.6%，是1980年的78倍，1990年的15倍，化工产品和机械运输设备出口占出口总额的50.9%，增长了31.7%，增速很快，但与世界平均水平相比差距仍很大。总的说来，出口商品结构优化的进程还是很快。从以上数据看，出口商品结构的优化升级对经济增长有促进作用，但两者之间是否存在必然的因果关系和数量关系，即是出口商品结构优化促进了经济增长，还是经济增长带动了出口商品结构优化。如果有这样的相互作用，那长期和短期的作用效果是否一致。
许多经济学家都重视对外贸易与经济增长的关系，其理论包括：亚当·斯密的“为剩余产品寻找出路”学说，罗伯特逊与纳克斯的对外贸易是“经济增长的发动机”学说，哈罗德的对外贸易乘数原理以及罗默的内生经济增长理论。对外贸易与经济增长关系的实证研究主要有：Balassa(1978)，Feder(1983)， Dollar(1992)，McNab与Moore(1998)采用OLS法论证了出口对经济增长的促进作用，但这些结论只能证明两者的相关性，并不能说明是否有因果关系；Jung与Marshall(1985)，Chow(1987)，Chartey(1993)， Karunaratne(1994)，Dhawan与Biswsl(1999)采用双变量模型或Granger因果检验论证了出口与经济增长之间是否存在因果关系。研究我国对外贸易与经济增长相互关系的学者主要是：尹翔硕(1997)，赖明勇(1998)，杨全发(1998)，沈程翔(1999)，刘哓鹏(2001)等。
我国出口商品结构的重大变化主要表现为工业制成品出口的迅速增长。从1986年开始，初级产品与工业制成品的出口在数量上和比例上的巨大落差在一定程度上反映了出口商品结构的潜在变化。工业制成品出口的急剧上升与初级产品出口的急剧下降，以及工业制成品出口结构的升级（这主要表现在机械及运输设备出口增长迅速，所占比重不断提高），说明我国经济发展水平有进一步的提高，这也符合有关工业制成品出口贸易利益的解释。按照比较优势原则，出口初级产品的国家比出口工业制成品的国家贸易地位更加不利，因为出口工业制成品的国家获利更多，初级产品出口国的贸易条件会不断恶化，而工业制成品出口国的贸易条件会逐渐变好。对经济增长来说，贸易条件恶化会使国际收支出现逆差，根据凯恩斯的需求决定收入理论，在消费、投资不变的情况下，净出口的恶化势必使总需求减少，导致国民收入下降，经济增长就会减速。从表1的数据可以看出经济增长与出口商品结构优化存在一种必然的联系。
因此，笔者认为，从初级产品出口、工业制成品出口的角度研究出口商品结构优化与经济增长的相互作用是可行的。笔者将引入初级产品出口、工业制成品出口与国内生产总值三个变量序列，采用相关性检验、单位根检验、协整检验、Granger因果检验，建立误差修正模型来研究出口商品结构优化与经济增长相互作用的关系。
表1 我国出口商品结构与GDP增长率（1980-2005年）
（单位：亿美元、%）
年份
GDP
工业制成品 初级产品年份 GDP工业制成品 初级产品
增长率 金额 比重 金额 比重 增长率金额 比重 金额 比重
1980
7.890.05 49.7 91.14 50.3 1993 14.0750.78 81.8166.66 18.2
1981
5.2
117.59 53.4 102.48 46.6 1994 13.1
1012.98 83.7197.08 16.3
1982
9.1
122.71 55.0 100.50 45.0 1995 10.9
1272.95 85.6214.85 14.4
1983 10.9
126.06 56.7 96.20 43.3 1996 10.0
1291.23 85.5219.25 14.5
1984 15.2
142.06 54.3 119.34 45.7 1997
9.3
1588.39 86.9239.53 13.1
1985 13.5
135.22 49.4 138.28 50.6 1998
7.8
1632.20 88.8204.89 11.2
1986
8.8
196.70 63.6 112.72 36.4 1999
7.6
1749.90 89.8199.41 10.2
1987 11.6
262.06 66.5 132.31 33.5 2000
8.4
2237.43 89.8254.60 10.2
1988 11.3
331.10 69.7 144.06 30.3 2001
8.3
2398.02 90.1263.53 9.9
1989
4.1
374.60 71.3 150.78 28.7 2002
9.1
2970.56 93.5285.40 6.5
1990
3.8
462.05 74.4 158.86 25.6 2003 10.0
4034.16 92.1348.12 7.9
1991
9.2
556.98 77.5 161.45 22.5 2004 10.1
5527.77 93.2405.49 6.8
1992 14.2
679.36 80.0 170.04 20.0 2005
9.9
7129.60 93.6490.40 6.4
资料来源：1980-1992年的GDP增长率按可比价格计算，未修订；1993-2004年的GDP增长率来自国家统计局发布的《关于我国国内生产总值历史数据修订结果的公告》；其他数据来自1996-2005年《中国统计年鉴》。
二、研究方法
在对时间序列进行建模时，首先要考虑时间序列的平稳性，而很多时间序列是非平稳的，现行的主流检验方法是单位根检验，然后通过协整检验找出序列之间的长期均衡关系。通过Granger因果检验法判断序列之间的因果关系，最后建立VEC模型分析序列之间的短期效应。
1.单位根检验
单位根检验的方法主要是ADF检验，该方法对下式（含常数和趋势项）进行t检验。
其中，
为一阶向后差分算子，ε[,t]是随机扰动项，y[,t]是时间序列，p为滞后期数，一般选择能保证ε[,t]是白噪声的最小p值，由赤池信息量AIC和施瓦茨信息量SC最小决定。在序列存在单位根的零假设下，因为对参数γ估计值进行显著性检验的t统计量不服从常规的t分布，所以采用MacKinnon临界值。
2.协整检验
对于一组非平稳时间序列，通常会考虑它们是否有协整关系。
Johansen(1995)提出关于系数矩阵的协整似然比(LR)检验方法，对于给定的秩r，进行VAR模型检验。
其中，y[,t]为m维非平稳1阶单整序列，x[,t]为d维确定性向量，ε[,t]是新息向量。协整似然比检验假设为：H[,0]：至多有r个协整关系；H[,1]：有m个协整关系（满秩）。
检验迹统计量为：
其中，λ[,i]为第i特征根，T是观察期总数。检验从不存在任何协整关系的零假设开始，然后是最多一个协整关系，直到最多m-1个协整关系，共进行m次检验。
3.Granger因果检验
Granger因果检验方法是：先估计序列y值被其自身滞后期取值所能解释的程度，然后引入序列x的滞后期验证是否可以提高y的被解释程度。若是，那么序列x是y的Granger原因，此时x的滞后期系数具有统计显著性。同时，还要考虑序列y是否是x的Granger原因。通常对以下两个方程进行双变量回归：
其中，k为最大滞后阶数。检验的原假设是序列x(y)不是序列y(x)的Granger原因，即β[,1]=β[,2]=…=β[,k]=0。
4.VEC误差修正模型
VEC误差修正模型是VAR衍生模型，可以表示为：
由于经过1阶差分的内生变量向量中各序列都是平稳的，只有构成Πy[,t-1]的各变量都是零整序列时，才能保证新息是平稳过程。因此系数矩阵的秩满足0＜R（Π）=r＜m，此时，存在两个m×r阶矩阵α和β′，使得Π＝αβ′，其分解矩阵的秩均为r。矩阵α为调整参数矩阵，反映模型从任何非均衡状态向长期均衡状态的调整速度。矩阵β′决定了协整关系的个数与形式，它的秩r是线性无关的协整向量的个数。所以，在VEC误差修正模型中，存在长期调节与短期调节两个过程。
三、实证分析
笔者所采用的1980-2004年的国内生产总值(GDP)、工业制成品出口额(EX1)、初级产品出口额(EX2)、零售商品价格指数、人民币兑换美元年均汇价（中间价）的数据均来自1996-2005年的《中国统计年鉴》，样本容量25，变量3个。考虑到数据中价格因素的影响，用零售商品价格指数对全部数据平减（以1980年为基期），以实际值进行统计检验：GDP=国内生产总值／零售商品价格指数，EXI＝工业制成品出口额×年均汇价／零售商品价格指数，EX2＝初级产品出口额×年均汇价／零售商品价格指数。
时间序列经济数据中存在的异方差现象，可以通过对所有变量的实际值取自然对数来消除，处理后的数据不影响原序列的相关关系和协整关系。新的变量序列记为：lnGDP、lnEX1、lnEX2。
所有实证结果都使用Eviews3.1统计软件计算。
1.相关性检验
图1是各变量的趋势图，图中的三条曲线都是向右上方倾斜的，呈稳步增长的趋势，说明lnGDP、lnEX1、lnEX2之间的相关性明显。图2是各变量经过1阶差分的序列趋势图，图中的序列围绕0均值上下波动，表现了良好的平稳性。表2是各变量的相关系数，各变量的相关系数都很大，有很强的相关性。虽然如此，它们之间是否一定存在因果关系还不能过早断定。
2.单位根检验
通过ADF检验变量lnGDP、lnEX1、lnEX2及其差分序列的平稳性。表3的检验结果显示：lnGDP、lnEX1、lnEX2序列的t统计量都大于相对应的一定显著性水平下的临界值，表明序列是不平稳的。各变量的1阶差分序列的t统计量都小于相对应的一定显著性水平下的临界值，表明序列均已平稳，可以判定检验变量为1阶单整序列，满足协整检验的前提。
3.协整检验
采用Johansen协整检验法建立VAR向量自回归模型，该模型对滞后阶数较敏感，通过赤池信息量AIC原则确定滞后阶数为P=3，选择协整方程仅有截距且观察序列有线性确定性趋势，对数据进行协整检验，结果如表4。
由表4的检验结果可知：只有一个似然比检验统计量大于1%水平下的临界值，因而只有第一个原假设被拒绝，即有且仅有1个协整关系。因此，在置信水平99%的条件下，经济增长、工业制成品出口与初级产品出口之间存在长期均衡关系，其协整方程如表5所示。
表5中每一行数据从不同角度反映了变量之间的长期均衡关系，它们是同一协整方程的变形，只因选取的因变量不同而已。第1行数据表明：工业制成品出口EX1每增长一个百分点，可引起GDP增长约1.029个百分点，对经济增长有很大的促进作用；初级产品出口EX2每增长一个百分点，会降低GDP约1.450个百分点，对经济增长有一定的抑制作用。第1列数据表明：GDP每增长一个百分点，可引起工业制成品出口增长约0.972个百分点，说明经济增长能有效促进工业制成品出口的增长；而初级产品出口会下降0.690个百分点，说明经济增长对初级产品出口没有吸引力，经济增长对工业制成品出口的影响比对初级产品出口的影响大得多。这集中反映了国家重视发展工业制成品来带动经济增长，同时利用经济增长引进更先进的技术设备促进工业制成品出口，从而形成出口商品结构优化与经济增长的良性互动。另外，也反映了我国出口商品结构优化的长期动力来自于经济增长。
4.Granger因果检验
表6是对各变量的因果检验。由表6可知：滞后1期后，GDP是工业制成品与初级产品出口的Granger原因，而工业制成品与初级产品出口都不是GDP的Granger原因，说明经济增长与出口商品结构优化之间存在单向的Granger原因，即经济增长引起出口商品结构不断优化。另外，工业制成品出口是初级产品出口的Granger原因，而初级产品出口不是工业制成品出口的Granger原因，这也说明出口商品结构大有改善。
5.VEC误差修正模型
变量间的长期均衡关系通过以上协整检验已经确定，那么短期内表现变量间由非均衡向均衡调整的过程可建立引入误差修正项(EC)的VEC误差修正模型，以此分析各变量的短期动态情况。表7是根据误差修正模型得到的估计结果。
由表7中的第1列数据可知：误差修正项系数EC[,t-1]小于0，符合反向修正机制，表明滞后1期的非均衡误差以22.56%的速度从非均衡向均衡调整。短期内，工业制成品出口对GDP增长存在显著的抑制作用，原因可能是在短期内大量进口先进技术设备发展工业制成品出口会相对减少内需，进口的增加使国内竞争加剧，所以起初工业制成品出口对经济增长起不了作用，还会对经济增长有抑制作用。而初级产品出口对GDP增长有显著的正向作用，原因可能是初级产品属于劳动密集型产品，我国劳动力资源丰富，在短期内以出口初级产品拉动经济增长是很容易的。但是两者都对经济增长存在一定的时滞效应。工业制成品出口在滞后3期、2期、1期时对经济增长影响因子的绝对值是递减的，负作用减小了；初级产品出口却是递增的，正作用也在减小。说明虽然短期内出口商品结构优化不能立刻促进经济增长，但可以通过短期调节抑制对经济增长的负效应。
第2行数据表明：GDP增长对初级产品出口、工业制成品出口增长的滞后项系数均不显著，说明经济增长对出口商品结构优化不具有明显的时滞效应。
四、结论与政策建议
1.结论
(1)从长期看：一方面，出口商品结构优化对经济增长具有促进作用，表现在工业制成品出口有力地推动了经济增长，初级产品出口对经济增长却有明显的抑制作用。原因是我国长期发展工业制成品出口，优化出口商品结构初见成效，有利于出口产业结构调整，间接地促进了经济增长；另一方面，经济增长带动了出口商品结构的优化，工业制成品出口的增长明显要大于初级产品出口的增长，原因是经济增长会带来新一轮先进技术设备的进口，对工业制成品出口结构产生强大的辐射作用，使之由低附加值、粗加工型向高附加值、精加工型优化。
(2)从短期看：一方面，出口商品结构优化对经济增长有抑制作用，但抑制效应在减弱。原因是结构调整是一个长期过程，对经济增长的影响也是长期的。出口商品结构调整往往需要大量引进国外优势产品促进本国出口商品质量、档次的提高，从产品生命周期理论看是学习模仿的过程，当在国际市场上取得竞争优势后，本国商品出口数量会剧增，也可称为进口替代战略，显然对经济增长的推动具有一定的时滞性；另一方面，经济增长对出口商品结构优化的作用不明显，原因是出口商品结构优化是一项长期工程，因此，经济增长对优化出口商品结构并不能起到立竿见影的效果，而出口商品结构优化要成为经济增长点也不是一朝一夕的事情。
2.政策建议
(1)进口方面：利用经济增长的经济效应，大量进口国内稀缺的能源、矿产资源、原材料，为发展工业制成品出口铺路架桥，打下扎实的工业基础；利用经济增长的投资环境效应，吸引更多的外商直接投资，尤其是与有实力的跨国公司联手，把国外高新技术、增值空间大的加工制造链注入到国内产业，创造一批品牌一流的具有核心竞争力的工业制成品；利用经济增长的产业政策效应，引导加工贸易企业使用更多国内来料，扩展产业环节，同时发挥加工贸易带来的人才与技术优势，提升我国工业制成品出口的竞争力。同时，对初级产品进口要采取谨慎态度，防止贸易条件的恶化。
(2)出口方面：出口商品结构优化的重点应从劳动密集型、低档制成品出口逐步转向技术含量多、附加值高的制成品出口，努力加大资本、技术密集型高科技制成品在出口贸易中的比重；政府应重点扶持和优先发展资本密集型机电产品和高附加值的科技产品出口，形成出口支柱产业，着力提高轻工产品的质量、加工程度、档次和附加值。实行产业内“强强联合”来扩大内部规模经济，利用资金和技术优势增强工业制成品的整体竞争力。通过积极参与国际分工来获得外部规模经济。培养一批熟练工人与高素质人才，通过人才带动科技创新，以此提高工业制成品的附加值和档次。同时，在保持初级产品出口总量稳定增长的前提下，政府应积极发展和扶持创汇农业，逐步减少矿产资源和原材料的出口。