中国贸易组成与经济增长检验

自1978年改革开放以来，我国对外贸易得到了迅速的发展，无论从进出口总额、进出口商品的种类、规模，还是从进出口的贸易结构、中国对外贸易在世界所占的比重来说，中国已经步入“贸易大国”的行列。依据中国海关数据，2010年，我国的进口总额已增至13962.44亿美元，出口总额已达到15777.54亿美元。1980～2010年间，工业制成品出口额从90.05亿美元增至14960.69亿美元（见图1），初级产品出口额从91.14亿美元增至816.86亿美元（见图2）；工业制成品进口额占总进口额的比例由0.652248%变为0.689274%，初级产品则由0.347602%下降为0.310726%。可见我国工业制成品进出口额增长幅度远大于初级产品。贸易结构变化非常明显。尤其是近十年内我国的工业制成品进出口比例始终保持稳健上升的趋势，已经成为中国对外进出口产品的主要支柱，在贸易结构中占据绝对优势。这一改变引起了众多学者对我国贸易结构和经济增长的思考。

一相关文献回顾

Baldwin（1992）在新古典增长理论的框架下结合比较优势理论分析自由贸易的影响。他指出，自由贸易不仅会产生传统意义上的静态效应，还会通过资本的动态积累促进经济长期的增长，但他认为资本积累只取决于贸易量而与贸易结构和方向没有任何关系。然而，Lee（1995）根据新贸易和新增长理论强调，一国国内含有先进技术的进出口投入到国内生产，可直接提高国内既有生产函数的效率，进而最终导致经济增长。Keller（1999）通过不同贸易结构与技术转移影响本国TFP的视角发现，国内TFP的增加与进口份额存在正相关关系。综上所述，不管是新古典理论还是新贸易理论，都强调了贸易结构对经济增长的重要作用。国内学者大部分研究了进出口和经济增长的关系，但对贸易结构和经济增长的关系的研究却并不深刻，且关于贸易结构与经济增长关系的研究也存在着一些不同的结论。如王永（2004、2006）基于Baldwi（1992）和Mazumdar（1996）关于贸易与增长关系的争论，构造了一个贸易结构测度指标，通过格兰杰因果关系检验和VAR模型估计中国的贸易结构与经济增长的关系。检验结果显示，中国的贸易结构并不显著影响经济增长。徐光耀（2007）得出了在不同的贸易结构下，进口贸易对我国经济增长有不同促进作用的结论。李兵（2008）的研究表明工业制成品进口对我国经济增长有长期稳定的促进作用，而初级产品进口则有抑制作用。袁其刚（2010）在《我国贸易结构变化对经济增长影响的实证分析》一文中以资本积累视角通过贸易结构变量考察1982～2008年我国贸易结构变化对经济增长影响结果表明，1982～2001年，我国贸易结构与经济增长呈正相关，2002年后二者为负相关。李淑贞（2011）在《浙江对外贸易结构与经济增长关系的协整分析》一文中表明，浙江省对外贸易与经济增长之间存在长期稳定关系。

二变量、数据与研究方法

贸易结构（MYJG）是指一定时期内一国进出口贸易中各种商品的构成，即某大类或某种商品进出口贸易与整个进出口贸易额之比以份额表示，是衡量一国对外贸易竞争力的重要指标。一般来说，可以用该国对外贸易中的初级产品和工业制成品的相对比例来表示该国的贸易结构的优劣。工业制成品附加值高，技术和资本的含量高，在国际市场上竞争力强；初级产品附加值低，技术和资本的密集度低，在国际市场上的竞争力弱。发达国家对外贸易商品结构是以进口初级产品和出口工业制成品为主；而发展中国家的对外贸商品结构的特征则是以出口初级产品和进口工业成品为主。因此，一般说来，发达国家的对外贸易结构优于发展中国家。本文基于我国1980～2010年的数据，对我国出口贸易结构和经济增长的关系进行实证研究，用人均GDP来衡量经济增长。人均GDP以人均生产总值指数消除价格因素影响，调整计算以1978年为基年的中国实际人均GDP，即第t年的实际GDP：Yt＝（第t年的人均生产总值指数/1978年的人均生产总值指数）×1978年的名义人均GDP（数据来源于中国统计局）式中，MYJG＞1说明，该国出口制成品，进口初级产品为主；MYJG＜1说明，该国以出口初级产品，进口工业制成品为主。数据来源于《中国对外经济贸易年鉴》。为消除时间序列经济数据存在的异方差现象，因此对所有变量的实际值均采取了自然对数，处理后的数据不影响原序列的相关关系和协整关系，两个变量分别记为：LNGDP和LNMYJG。然后，利用单位根检验、Johansen协整检验、Granger因果关系等计量方法分析我国出口贸易结构与经济增长的内在关系，以期在此基础上，得出相关的结论。

三贸易结构与经济增长关系的实证分析

1．单位根检验

在进行时间序列的分析时，要求所用的时间序列必须是平稳的，即不存在随机趋势或是确定趋势，不然会产生“伪回归”的问题，为了检验模型中的各变量是否平稳，本文采取ADF检验法对各变量进行单位根检验。检验结果如表1所示。从表1可得，经过对数处理的原始变量的时间序列LINY、LnMYJG的ADF检验值都大于临界值（a＝0.05），p值都大于0.05，说明LINY、LnMYJG均不平稳。一阶差分后，△LnY、△LnMYJG的ADF检验值都小于临界值（a＝0.05），p值都小于0.05，因此可判定LINY、LnMYJG都是一阶单整序列，然后进一步检验变量之间的协整关系。

2．协整检验

虽然有些时间序列变量自身是非平稳的，但其通过某种线性组合却能达到平稳的状态。这个线性组合反映了变量之间长期而稳定的比例关系，即协整关系。本文采用Johansen提出的方法来检验变量之间是否存在长期均衡关系。检验LNY和LnMYJG之间的协整关系（见表2）。由表2可得，在5%的显著性水平下，可判定LNY和Ln到MYJG之间存在着长期均衡的关系。以LNY为因变量LnMYJG为自变量，回归得出相应的协整方程（见表3）。LNY=0.654129LnMYJG+11.57954t：13.70635222.5825R2＝0.866276Adj－R2＝0.861665从回归方程可以看出，模型拟合程度较好。因此，从长期来看，中国贸易结构的改进会促进经济的增长，且贸易结构每优化1%，人均GDP就增加0.654%。

3．格兰杰因果关系检验

Granger因果检验有两种形式：一种是传统的基于VAR模型的检验，另一种则是最近发展起来的基于VEC模型的检验。两者的区别在于适用范围的不同，前者仅适用于非协整序列间的因果检验，而后者则是用来检验协整序列间的因果关系。本文各变量VAR系统是协整的，因此我们的检验基于VEC模型做出。具体检验结果可见表4。从表4的格兰杰因果关系检验可以发现，在样本考察期内，贸易结构的优化不是GDP增长的格兰杰原因，但GDP的增长是贸易结构优化的格兰杰原因，即随着人均GDP的上升，我国的贸易结构趋于优化。四主要研究结论通过贸易结构和经济增长的实证检验，可以得到以下结论：第一，协整检验表明，随着我国工业制成品进出口比例的不断上升，贸易结构的不断优化，产品的附加值逐步提高，产业结构逐渐转型，我国的经济也呈正相关增长。第二，格兰杰因果关系检验表明，贸易结构的提升均不是人均GDP的格兰杰原因，但人均GDP的增加却是贸易结构优化的格兰杰原因，即我国人均GDP的增加能够促进工业制成品进出口的增加。